郭 未，魯佳瑩，劉林平

（1.南京大學(xué) 社會(huì)學(xué)院，江蘇 南京 210023；2.江蘇省廣播電視總臺(tái) 節(jié)目研發(fā)與用戶研究中心，江蘇 南京 210036）

一、引言

流動(dòng)人口是中國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)建設(shè)的重要參與者與貢獻(xiàn)者，但是他們?nèi)匀幻媾R被邊緣化的現(xiàn)實(shí)處境，在健康問(wèn)題上存在諸多不平等。［1］因此，在流動(dòng)時(shí)代的中國(guó)，如何針對(duì)性地維護(hù)這一群體的健康權(quán)益，保障他們?cè)诔鞘兄械纳硇慕】蹬c生存發(fā)展競(jìng)爭(zhēng)力，對(duì)實(shí)現(xiàn)全民健康具有重要意義。2019 年6月《國(guó)務(wù)院關(guān)于實(shí)施健康中國(guó)行動(dòng)的意見》中把“提升健康素養(yǎng)作為增進(jìn)全民健康的前提”，［2］契合于此背景以及中國(guó)的實(shí)際情況，在健康不平等議題之下開展對(duì)于流動(dòng)人口社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、健康素養(yǎng)與健康結(jié)果關(guān)系的研究，能為構(gòu)建流動(dòng)人口的健康政策提供一定的理論與實(shí)證支持。

第七次全國(guó)人口普查數(shù)據(jù)顯示中國(guó)流動(dòng)人口高達(dá)3.76 億，其從與“農(nóng)民工”（從農(nóng)村進(jìn)入城市從事非農(nóng)工作）群體的極大重合變?yōu)榱恕稗r(nóng)民工”群體與“流動(dòng)白領(lǐng)”（在家鄉(xiāng)具有城市戶籍，具有大專及以上教育程度，但在家鄉(xiāng)之外的另一座城市中就業(yè)和居?。┤后w為主的亞人口。［3］因此，本文擬利用涵蓋健康素養(yǎng)專項(xiàng)調(diào)查模塊的2016 年中國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查（China Migrants Dynamic Survey，CMDS）數(shù)據(jù)，在“社會(huì)因果論”（Social causation theory）視角下，呈現(xiàn)社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位決定流動(dòng)人口健康水平背后的因果邏輯。并回答如下問(wèn)題：流動(dòng)人口的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與健康素養(yǎng)的關(guān)系如何？健康素養(yǎng)能否成為流動(dòng)人口社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與健康水平差異之間的重要因果鏈，對(duì)流動(dòng)人口的健康結(jié)果會(huì)產(chǎn)生怎樣的影響？社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位及相關(guān)政策維度的因素對(duì)于流動(dòng)人口中兩個(gè)核心群體（農(nóng)民工與流動(dòng)白領(lǐng)）健康素養(yǎng)的因果影響機(jī)制有何差異？

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

1.社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與健康素養(yǎng)的關(guān)系

與不同社會(huì)地位群體的健康水平一樣，健康素養(yǎng)也存在由社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位導(dǎo)致的差異。［4］隨著健康素養(yǎng)的概念與測(cè)量方式的不斷完善，相當(dāng)多的研究證實(shí)了受教育程度更高的人能夠獲得、使用與健康相關(guān)的更多信息，更有能力在醫(yī)療環(huán)境或社會(huì)生活中做出健康行為與決策。［5-6］一項(xiàng)針對(duì)中國(guó)城鄉(xiāng)居民的分析也支持了高教育水平對(duì)個(gè)體健康素養(yǎng)具有顯著積極影響。［7］一項(xiàng)針對(duì)武漢城區(qū)流動(dòng)人口和當(dāng)?shù)鼐用窠】邓仞B(yǎng)的比較研究發(fā)現(xiàn)，流動(dòng)人口在健康生活方式和技能上顯著低于城區(qū)居民；［8］同時(shí)，健康素養(yǎng)對(duì)于不同教育程度的人也表現(xiàn)出差異化影響效應(yīng)，即相比于高教育水平的人，健康素養(yǎng)對(duì)于低教育水平的人有著更為顯著的健康影響效應(yīng)。［9］

收入對(duì)個(gè)體健康素養(yǎng)的影響總體上在實(shí)證研究中得到了一致性的結(jié)論。Ettner使用兩階段工具變量法得出了收入對(duì)于人們健康及健康素養(yǎng)的穩(wěn)健的積極效應(yīng)。［10］Von Wagner等學(xué)者的研究也顯示低健康素養(yǎng)者一般是自身或家庭收入較低的人。［11-12］S?rensen 等人基于歐洲八國(guó)健康素養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)匱乏仍然是低健康素養(yǎng)的最有力的預(yù)測(cè)因素，其次是社會(huì)地位、教育和年齡。［4］但是在中國(guó)情景之下，基于西方國(guó)家的研究發(fā)現(xiàn)可能會(huì)存在不一致，尤其是對(duì)于本文關(guān)注的流動(dòng)人口而言。我們?cè)诒疚闹袛M基于適宜數(shù)據(jù)探討中國(guó)流動(dòng)人口的經(jīng)濟(jì)狀況對(duì)健康素養(yǎng)是否存在顯著影響，這有待于我們?cè)诒疚暮罄m(xù)部分的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)來(lái)印證。

2.社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位及健康素養(yǎng)與健康結(jié)果的關(guān)系

國(guó)內(nèi)外不同學(xué)科的學(xué)者從壓力、社會(huì)資本、生活方式等視角開展過(guò)社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與健康結(jié)果之間的中間機(jī)制的研究實(shí)踐。關(guān)于健康素養(yǎng)與健康結(jié)果的關(guān)系研究中，健康素養(yǎng)被認(rèn)為是社會(huì)健康公平的重要決定因素與保持和提高個(gè)人健康水平的一項(xiàng)重要資源，［13］對(duì)個(gè)人健康的預(yù)測(cè)比教育水平、收入、職業(yè)等更為有效。［9］已有研究表明健康素養(yǎng)越低的人有著更差的自評(píng)健康，［14］更高的孤獨(dú)感及更高的死亡率。［15-16］當(dāng)然也有研究提出相反觀點(diǎn)，認(rèn)為健康素養(yǎng)與個(gè)體健康結(jié)果的發(fā)生并無(wú)關(guān)系。［17］但是Stormacq 等人對(duì)16 篇相關(guān)研究文獻(xiàn)進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn)健康素養(yǎng)和社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與健康結(jié)果之間有著明顯的中介作用，通過(guò)提升人們的健康素養(yǎng)能進(jìn)一步促成較好的健康結(jié)果。［18］

那么，健康素養(yǎng)究竟如何對(duì)健康結(jié)果產(chǎn)生影響呢？首先，疾病知識(shí)被認(rèn)為是一個(gè)重要因素?；旧?，現(xiàn)有的研究結(jié)論支持了健康素養(yǎng)會(huì)顯著影響人們對(duì)疾病知識(shí)的認(rèn)知。［19］其次，健康生活方式（健康行為）也是較普遍的一個(gè)解釋機(jī)制，但西方的實(shí)證研究中并無(wú)統(tǒng)一的研究結(jié)論。一些研究表明健康素養(yǎng)會(huì)顯著影響人們的鍛煉、果蔬攝入、脂肪攝取、飲酒等與健康相關(guān)的行為，進(jìn)而影響人們的健康狀況。［11］［15］總體而言，健康素養(yǎng)既受到社會(huì)結(jié)構(gòu)的影響，人們所處的社會(huì)地位所附帶的資源和環(huán)境（即結(jié)構(gòu)）會(huì)顯著影響人們的健康認(rèn)知和能力，同時(shí)人們自發(fā)利用現(xiàn)有社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中的健康資源（即能動(dòng)性）也將影響其健康素養(yǎng)的獲得。但后者的能動(dòng)性行為顯然也不能否定機(jī)會(huì)結(jié)構(gòu)的作用。另一方面，健康素養(yǎng)也被諸多實(shí)證研究證實(shí)是提高個(gè)體健康水平的一種重要資源，［20］也就是說(shuō)，健康素養(yǎng)是理解社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與人們健康水平關(guān)系背后的重要因果鏈。

3.研究假設(shè)的提出

個(gè)體所處的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位決定了社會(huì)支持的差異，也決定了獲得健康素養(yǎng)這一資源的機(jī)會(huì)。相對(duì)于受教育程度低的人，受教育程度越高的人在獲取、學(xué)習(xí)和評(píng)判信息的能力上更具優(yōu)勢(shì)，多以腦力勞動(dòng)為主的職業(yè)也培養(yǎng)了人們較高的認(rèn)知能力，這種能力遷移至健康層面則意味著可能獲得較高的健康素養(yǎng)。此外，低收入者往往有著較低的健康素養(yǎng)，［11］一方面，低收入者的教育程度往往不高，而另一方面，他們的居住環(huán)境和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)缺乏健康教育的條件與健康資源的共享，從而導(dǎo)致其擁有較差的健康素養(yǎng)。［21］據(jù)此，本文提出如下研究假設(shè)：

假設(shè)1：社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)流動(dòng)人口的健康素養(yǎng)有顯著影響。

假設(shè)1a：流動(dòng)人口的受教育程度越高，其健康素養(yǎng)越高。

假設(shè)1b：流動(dòng)人口的經(jīng)濟(jì)狀況越好，其健康素養(yǎng)越高。

研究發(fā)現(xiàn)教育、收入以及職業(yè)與個(gè)人疾病后果高度相關(guān)，對(duì)健康產(chǎn)生深刻而持久的影響。［22］與社會(huì)地位較高的人相比，社會(huì)階層低的人往往有著較高的死亡率、更大的健康風(fēng)險(xiǎn)以及更為糟糕的心理問(wèn)題。同時(shí)，這一機(jī)制被證明在不同人口學(xué)特征（種族、性別、年齡等）中依然顯著性地存在。［23］針對(duì)健康狀況，本文從自評(píng)健康和患慢性病情況這兩個(gè)方面來(lái)衡量，即是涵蓋了主觀和客觀之下兩個(gè)維度的健康測(cè)量。據(jù)此，本文提出研究假設(shè)如下：

假設(shè)2：社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)流動(dòng)人口的健康結(jié)果有顯著的決定性作用。

假設(shè)2a：流動(dòng)人口的受教育程度越高，其自評(píng)健康狀況越好。

假設(shè)2b：流動(dòng)人口的受教育程度越高，其患慢性疾病的可能性越低。

假設(shè)2c：流動(dòng)人口的經(jīng)濟(jì)狀況越好，其自評(píng)健康狀況越好。

假設(shè)2d：流動(dòng)人口的經(jīng)濟(jì)狀況越好，其患慢性疾病的可能性越低。

對(duì)于流動(dòng)人口而言，健康素養(yǎng)關(guān)系其對(duì)健康風(fēng)險(xiǎn)行為的理解、對(duì)流入地衛(wèi)生服務(wù)平臺(tái)的使用、對(duì)自身健康權(quán)利的維護(hù)以及對(duì)健康保障的資源尋求能力等。由此，健康素養(yǎng)的高低會(huì)顯著影響流動(dòng)人口的健康保障，進(jìn)而影響其健康損耗的程度。據(jù)此，本文提出如下研究假設(shè)：

假設(shè)3：流動(dòng)人口的健康素養(yǎng)會(huì)對(duì)其健康結(jié)果產(chǎn)生顯著影響：健康素養(yǎng)越高，流動(dòng)人口的健康狀況越好。

假設(shè)3a：流動(dòng)人口的健康素養(yǎng)越高，自評(píng)健康狀況越好。

假設(shè)3b：流動(dòng)人口的健康素養(yǎng)越高，患慢性疾病的可能性越低。

在探究出健康素養(yǎng)是理解社會(huì)結(jié)構(gòu)與健康不平等之間的一個(gè)重要因果機(jī)制的基礎(chǔ)上，本文擬進(jìn)一步觀察社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位及相關(guān)重要政策維度的因素對(duì)于流動(dòng)人口中兩個(gè)核心群體（農(nóng)民工與流動(dòng)白領(lǐng)）健康素養(yǎng)的因果影響機(jī)制差異。考慮流動(dòng)白領(lǐng)在原生戶籍及教育程度上與農(nóng)民工的差異，以及祝仲坤等對(duì)于政策維度之下的本地健康檔案建立對(duì)于農(nóng)民工群體功能性活動(dòng)與可行能力影響的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，［24］本文提出如下研究假設(shè)：

假設(shè)4：社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)農(nóng)民工與流動(dòng)白領(lǐng)的健康素養(yǎng)有差異化影響。

假設(shè)4a：農(nóng)民工的受教育程度越高，其健康素養(yǎng)越高。

假設(shè)4b：流動(dòng)白領(lǐng)的受教育程度越高，其健康素養(yǎng)越高。

假設(shè)4c：農(nóng)民工的經(jīng)濟(jì)狀況越好，其健康素養(yǎng)越高。

假設(shè)4d：在本地設(shè)立健康檔案對(duì)農(nóng)民工的健康素養(yǎng)有正向影響。

4.內(nèi)生性問(wèn)題

雖然上述的綜述與討論一定程度呈現(xiàn)了社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、健康素養(yǎng)和健康結(jié)果之間的因果鏈，但這三者之間的統(tǒng)計(jì)關(guān)系依然可能存在內(nèi)生性問(wèn)題。第一，可能存在遺漏重要變量導(dǎo)致的有偏估計(jì)問(wèn)題。比如，受訪者的受教育水平往往是家長(zhǎng)與本人的決策結(jié)果，因而本人的受教育年限與個(gè)人能力和家庭背景有關(guān)，這些因素會(huì)影響受訪者的健康素養(yǎng)，從而帶來(lái)遺漏變量問(wèn)題。生活在經(jīng)濟(jì)狀況較好，對(duì)教育、健康重視的家庭的人不僅可能經(jīng)濟(jì)狀況、受教育水平更高，也可能吸收更多健康知識(shí)，從而提高自身健康素養(yǎng)，遺漏這些重要變量可能高估受教育水平對(duì)健康素養(yǎng)的影響。第二，可能存在聯(lián)立性偏誤，即反向因果。首先，受教育水平、經(jīng)濟(jì)狀況與健康結(jié)果存在反向因果問(wèn)題。教育和經(jīng)濟(jì)是保障健康的基礎(chǔ)，如果沒(méi)有較好的教育和收入，個(gè)體可能對(duì)健康認(rèn)識(shí)不足，也沒(méi)有足夠的資源保障身體健康，從而引發(fā)疾患等；如果沒(méi)有好的健康，可能無(wú)法接受更多的教育，在勞動(dòng)力市場(chǎng)上會(huì)受到極大的限制，從而影響個(gè)體受教育水平和經(jīng)濟(jì)收入。其次，健康素養(yǎng)與健康結(jié)果也存在反向因果。健康素養(yǎng)較高的個(gè)體會(huì)比較重視自身健康，但同樣，擁有較好健康的個(gè)體也會(huì)更重視對(duì)健康知識(shí)、健康生活方式、健康技能的掌握。

對(duì)于上述可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題，本文嘗試尋找適宜的工具變量以降低內(nèi)生性帶來(lái)的偏誤。根據(jù)工具變量的特性以及借鑒前人對(duì)某一類工具變量的使用，參考Angrist和Keueger、吳要武等人的相關(guān)研究，［25-26］本文使用配偶的受教育年限、受訪者的出生季度作為受訪者教育年限的有效工具變量；使用受訪者所在城市的最低工資標(biāo)準(zhǔn)數(shù)據(jù)作為個(gè)體經(jīng)濟(jì)狀況的有效工具變量；使用過(guò)去一年接受社區(qū)健康教育次數(shù)和當(dāng)前社區(qū)開展健康教育方式數(shù)等社區(qū)數(shù)據(jù)作為個(gè)體健康素養(yǎng)的有效工具變量。

從理論和邏輯來(lái)看，選擇上述這些變量作為工具變量有四點(diǎn)理由。第一，配偶的受教育年限與本人的受教育年限是相關(guān)的，但與本人的能力、家庭關(guān)系不大，可以作為本人受教育年限的工具變量。第二，中國(guó)就業(yè)政策嚴(yán)格規(guī)定年滿16周歲才可以進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)，而中國(guó)的學(xué)齡兒童一般要年滿6 周歲或7 周歲于每年的9 月份入學(xué)，所以出生在前三個(gè)季度的可以在某學(xué)年滿16 歲選擇退學(xué)進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)，而第四季度出生的還需要留在學(xué)校多接受一年教育。因此，在中國(guó)情境下，出生季度是受教育年限的一個(gè)強(qiáng)工具變量。［26］第三，受訪者的工資水平與所在城市的最低工資標(biāo)準(zhǔn)是相關(guān)的，滿足工具變量的相關(guān)性假設(shè)，而最低工資標(biāo)準(zhǔn)的制定和執(zhí)行是各城市政府的決策，與個(gè)體的健康結(jié)果無(wú)關(guān)，滿足工具變量的外生性假設(shè)，符合工具變量條件。第四，中國(guó)從“單位人”時(shí)代轉(zhuǎn)換為“社區(qū)人”時(shí)代，城市里個(gè)體生活的重要場(chǎng)景之地是在社區(qū)中，因此，當(dāng)前社區(qū)開展健康教育方式數(shù)以及過(guò)去一年健康教育次數(shù)顯然會(huì)影響當(dāng)前個(gè)體的健康素養(yǎng)，但個(gè)體過(guò)去接受的社區(qū)健康教育次數(shù)已經(jīng)發(fā)生，不大可能會(huì)對(duì)當(dāng)前的健康結(jié)果產(chǎn)生影響；同時(shí)當(dāng)前社區(qū)采用何種健康教育方式是社區(qū)的決策，與個(gè)體的健康結(jié)果關(guān)系也不大。

當(dāng)然，以上對(duì)工具變量選擇的討論主要是從已有研究和邏輯去認(rèn)知的，這種認(rèn)知可能并不全面。比如，配偶的教育水平可能通過(guò)本人的教育水平對(duì)健康結(jié)果產(chǎn)生影響，但也有可能通過(guò)提高本人的健康素養(yǎng)對(duì)健康結(jié)果產(chǎn)生影響。因此，通過(guò)控制內(nèi)生變量后檢驗(yàn)工具變量與因變量之間是否相關(guān)來(lái)判斷具有一定的合理性。但是，如果發(fā)現(xiàn)控制了內(nèi)生變量后，工具變量與因變量仍然相關(guān)也并不能說(shuō)明工具變量不滿足外生性條件，［27］更重要的是要根據(jù)若干個(gè)至關(guān)重要的統(tǒng)計(jì)量來(lái)綜合判斷。［28］本文在接下來(lái)的實(shí)證分析部分會(huì)開展進(jìn)一步討論。

三、數(shù)據(jù)與模型

1.數(shù)據(jù)

本文主要使用國(guó)家衛(wèi)生健康委員會(huì)（后文簡(jiǎn)稱為“衛(wèi)健委”）的中國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查（CMDS）2016年的數(shù)據(jù)。CMDS 2016在2016年5月集中展開調(diào)查，目標(biāo)總體是“全國(guó)在調(diào)查前一個(gè)月前來(lái)本地居住、非本區(qū)（縣、市）戶口且2016 年5 月年齡在15 周歲及以上的流入人口”。其包括普通個(gè)人問(wèn)卷（A 卷）、專項(xiàng)調(diào)查問(wèn)卷（B 卷）和社區(qū)問(wèn)卷（C 卷）三類。其中，健康素養(yǎng)專項(xiàng)調(diào)查（B 卷）是在全國(guó)流動(dòng)人口監(jiān)測(cè)調(diào)查的基礎(chǔ)上抽取了5%的樣本展開的調(diào)查，對(duì)象為15-70周歲的流入人口，這部分?jǐn)?shù)據(jù)是本文的核心分析數(shù)據(jù)。經(jīng)過(guò)數(shù)據(jù)整合和相應(yīng)處理后，用于本文的流動(dòng)人口的有效樣本為8 100 個(gè)。同時(shí)，按照前述對(duì)農(nóng)民工及流動(dòng)白領(lǐng)的定義來(lái)進(jìn)一步處理數(shù)據(jù)，最終，用于本文的農(nóng)民工有效樣本為6 708個(gè)，流動(dòng)白領(lǐng)有效樣本為956個(gè)。

2.變量

因變量包括主觀維度之下的“自評(píng)健康”和客觀維度之下的“慢性病患病數(shù)”。首先，考慮CMDS中自評(píng)健康的變異度不大（只有13 個(gè)人填答健康狀況差），同時(shí)受訪者對(duì)于健康主觀評(píng)判較為準(zhǔn)確的判斷是在健康與不健康兩個(gè)維度，本文根據(jù)對(duì)“在過(guò)去一年里，您認(rèn)為自己的健康狀況如何”這一問(wèn)題的回答來(lái)進(jìn)行具體的操作化，將“好”和“比較好”歸為“健康”，賦值為1，將“一般”“比較差”“差”歸為“不健康”，賦值為0。其次，慢性病患病數(shù)是一個(gè)計(jì)數(shù)型變量。慢性病發(fā)病情況與個(gè)體健康息息相關(guān)，［29］不少研究以其作為健康狀況的操作化指標(biāo)。根據(jù)問(wèn)卷中“您現(xiàn)在是否患有以下慢性病”這一問(wèn)題的回答，選擇“沒(méi)有患慢性病”賦值為0，其余選項(xiàng)每選擇一種記為1，進(jìn)行累加計(jì)算，形成一個(gè)取值為0-6的計(jì)數(shù)變量，該數(shù)值越大表示患病數(shù)越多，健康狀況越差。

核心自變量包括“健康素養(yǎng)”和“社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位”。首先，健康素養(yǎng)是一個(gè)連續(xù)型變量。《2016年全國(guó)流動(dòng)人口衛(wèi)生計(jì)生動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查-流動(dòng)人口問(wèn)卷（B）》中的“健康素養(yǎng)”問(wèn)卷包括的四個(gè)模塊不同程度地覆蓋了健康素養(yǎng)的基本知識(shí)和理念、健康生活方式與行為、基本健康技能這三個(gè)維度的內(nèi)容。本文參照《中國(guó)居民健康素養(yǎng)問(wèn)卷》直接計(jì)算答題正確率的方法，按照全部答對(duì)得1 分，答錯(cuò)、少答、不答或答“不知道”得0 分的評(píng)分標(biāo)準(zhǔn)來(lái)計(jì)算健康素養(yǎng)總分，生成0-52 分的連續(xù)型變量，并進(jìn)一步進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化處理（0-100分），得分越高者意味著總體健康素養(yǎng)越高。

其次，考慮流動(dòng)人口職業(yè)的變異度較弱，同時(shí)在流動(dòng)人口中教育與收入可能出現(xiàn)變動(dòng)趨勢(shì)發(fā)生背離的情況，［1］本文直接使用受訪者受教育程度和收入兩個(gè)變量來(lái)測(cè)量其社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位。對(duì)于健康素養(yǎng)而言，教育并非要取得一定的學(xué)歷才會(huì)起作用，接受教育的長(zhǎng)短就可能帶來(lái)影響，因此我們將教育狀況設(shè)置為連續(xù)型變量，根據(jù)“受教育程度”選項(xiàng)中的“未上過(guò)學(xué)”“小學(xué)”“初中”“高中/中?！薄按髮W(xué)?？啤薄按髮W(xué)本科”“研究生”，分別換算為0年、6年、9年、12年、15年、16年、19年。經(jīng)濟(jì)狀況是一個(gè)連續(xù)型變量。如果受訪者目前有工作，則依照問(wèn)題“您個(gè)人上個(gè)月（或上次就業(yè)）純收入為多少（不含包吃包住費(fèi)）”進(jìn)行操作化，同時(shí)為了避免奇異值的干擾，剔除了極少數(shù)的月收入大于15 000元的樣本，最后對(duì)個(gè)人月收入進(jìn)行了取對(duì)數(shù)處理。如果受訪者目前沒(méi)有工作，則根據(jù)其所在城市2016 年第一季度的每月最低生活保障標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行數(shù)據(jù)填補(bǔ)。［30］調(diào)查數(shù)據(jù)顯示在1 420位未就業(yè)者中，約76%是為了務(wù)工/工作、經(jīng)商和家屬隨遷而流動(dòng)，近50%流向北上廣深等一線城市和長(zhǎng)江、珠江三角洲地區(qū)，如果將未工作者都簡(jiǎn)單地賦值為0，可能極大掩蓋了他們的經(jīng)濟(jì)狀況差異。盡管受訪者目前未就業(yè)，但他們的經(jīng)濟(jì)狀況可能是不同的，經(jīng)濟(jì)狀況較好者更有可能流向生活成本更高的城市，也更有能力在未就業(yè)的情況下還能維持較高的城市生活成本。所以，使用城市最低生活保障標(biāo)準(zhǔn)作為衡量未就業(yè)者的經(jīng)濟(jì)狀況指標(biāo)是可行的。

本文的工具變量包括“受訪者出生季度”“配偶的受教育年限”“所在城市最低工資標(biāo)準(zhǔn)”“過(guò)去一年接受社區(qū)健康教育次數(shù)”“當(dāng)前社區(qū)開展健康教育方式”。其中，受訪者出生季度設(shè)置為0-1 虛擬變量，根據(jù)受訪者的出生月份進(jìn)行操作化，把出生在前三個(gè)季度的賦值為0，出生在第四季度的賦值為1。配偶的受教育年限設(shè)置為連續(xù)變量，根據(jù)受訪者提供的配偶受教育程度相應(yīng)地轉(zhuǎn)算為受教育年限，如果受訪者沒(méi)有結(jié)婚，則賦值為本人的受教育年限。這樣處理的原因有兩點(diǎn)：第一，未婚受訪者占比約為19.2%，如果直接刪節(jié)數(shù)據(jù)，會(huì)造成較大缺失；第二，中國(guó)婚姻里長(zhǎng)久的門當(dāng)戶對(duì)傳統(tǒng)給了我們?nèi)绱颂幚頂?shù)據(jù)一定意義上的合理性。所在城市最低工資標(biāo)準(zhǔn)設(shè)置為連續(xù)變量，這是一個(gè)外部數(shù)據(jù)，由我們根據(jù)受訪者所在城市政府人力資源和社會(huì)保障局公布執(zhí)行的2016年“關(guān)于調(diào)整最低工資標(biāo)準(zhǔn)的通知”整理而來(lái)。過(guò)去一年接受社區(qū)健康教育次數(shù)設(shè)置為連續(xù)變量，依照CMDS 2016 調(diào)查問(wèn)卷中的問(wèn)題“過(guò)去一年您在社區(qū)接受幾個(gè)方面的健康教育”進(jìn)行操作化，數(shù)字越大表示接受社區(qū)健康教育的程度越高。當(dāng)前社區(qū)開展健康教育方式則設(shè)置為連續(xù)變量，依照CMDS 2016調(diào)查問(wèn)卷中的問(wèn)題“您在社區(qū)是以何種方式接受健康教育”進(jìn)行操作化，數(shù)字越大，表示社區(qū)開展健康教育的方式越多元?！吧鐓^(qū)開展健康教育方式”包括健康知識(shí)講座、宣傳資料、電子顯示屏、宣傳欄、社區(qū)醫(yī)生咨詢、社區(qū)網(wǎng)站咨詢、社區(qū)短信/微信咨詢和個(gè)體化面對(duì)面咨詢等8種方式。

此外，本文還進(jìn)一步控制了相關(guān)文獻(xiàn)中所考慮的其他因素，如人口學(xué)特征的年齡、性別、婚姻，流出地特征的戶口和所在區(qū)域，［31］以及反映流動(dòng)經(jīng)歷的累計(jì)流動(dòng)次數(shù)、累計(jì)流動(dòng)時(shí)間、本次流動(dòng)方式和流入地行政級(jí)別等。具體的操作化不再詳細(xì)展開（見表1）。

表1 變量的基本特征描述（N=8 100）

3.模型

本文采用多元線性回歸模型來(lái)考察社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)流動(dòng)人口健康素養(yǎng)的影響；在估計(jì)流動(dòng)人口社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位和健康素養(yǎng)對(duì)健康結(jié)果的影響時(shí)，自評(píng)健康作為因變量，使用的是二分類Probit模型。慢性病患病數(shù)作為因變量時(shí)主要采用零膨脹負(fù)二項(xiàng)模型，從本文用于估計(jì)的慢性病患病數(shù)樣本分布可以看到樣本中的0值遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過(guò)了50%，需要采用零膨脹模型，同時(shí)，統(tǒng)計(jì)發(fā)現(xiàn)方差大于均值（均值=0.063；方差=0.091），故不適用于零膨脹泊松模型，而是考慮零膨脹負(fù)二項(xiàng)模型為宜。在零膨脹計(jì)數(shù)模型中，由零計(jì)數(shù)和非零計(jì)數(shù)集建立的混合概率分布為：

其中，yi為因變量，pi表示個(gè)體源于第一階段的概率，g(yi)表示個(gè)體源自第二個(gè)階段，服從泊松分布或負(fù)二項(xiàng)分布，概率1-pi。當(dāng)g(yi)滿足如下條件時(shí)，稱為零膨脹負(fù)二項(xiàng)模型：

公式（2）中，yi指的是慢性病疾病數(shù)量，α是伽馬（gamma）分布的方差，即個(gè)體異質(zhì)性產(chǎn)生的方差。λi為個(gè)體被解釋變量期望值，此時(shí)，Y=yi的概率密度為：

公式（3）中，Xi表示個(gè)體特征的自變量和控制變量，Wi為零膨脹自變量向量，其余符號(hào)含義與公式（2）相同。

進(jìn)一步地，本文根據(jù)因變量和內(nèi)生變量特性，分別采用多元線性工具變量回歸（IV-2SLS）進(jìn)一步考察社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)流動(dòng)人口以及流動(dòng)人口中的農(nóng)民工與流動(dòng)白領(lǐng)的健康素養(yǎng)的影響，概率單位工具變量回歸（IV-Probit）和零膨脹負(fù)二項(xiàng)工具變量回歸（IV-ZINB）進(jìn)一步檢驗(yàn)社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位和健康素養(yǎng)對(duì)流動(dòng)人口健康結(jié)果的影響。模型設(shè)定如下：

其中，yi是因變量，Si是內(nèi)生解釋變量，Xi是一系列控制變量，εi是第二階段隨機(jī)誤差項(xiàng)，Zi是工具變量，ξi是第一階段隨機(jī)誤差項(xiàng)。在方程（5）中，必須滿足Cov(Zi，εi)=0，Cov(ξi，εi)=0，且Cov(Zi，Si)≠0。因此，工具變量回歸就是：在第一階段對(duì)方程（5）進(jìn)行回歸，得到Si的預(yù)測(cè)值；在第二階段，將方程（4）里面的Si用替代后進(jìn)行回歸，得到無(wú)偏估計(jì)量。

四、分析結(jié)果

1.社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與流動(dòng)人口的健康素養(yǎng)

分析發(fā)現(xiàn)流動(dòng)人口的整體健康素養(yǎng)標(biāo)準(zhǔn)化得分為72.48分（滿分100分），按照歷年《中國(guó)居民健康素養(yǎng)監(jiān)測(cè)報(bào)告》，國(guó)家衛(wèi)健委和中國(guó)健康教育中心將問(wèn)卷得分達(dá)到總分的80%及以上判定為具備基本健康素養(yǎng)，根據(jù)這一標(biāo)準(zhǔn)來(lái)看，流動(dòng)人口的整體健康素養(yǎng)并未達(dá)到基本線①本文使用的“健康素養(yǎng)”問(wèn)卷由中國(guó)健康教育中心負(fù)責(zé)，與國(guó)家衛(wèi)健委和中國(guó)健康教育中心組織的《中國(guó)居民健康素養(yǎng)問(wèn)卷》題庫(kù)基本一致，因此認(rèn)為具有可比性。。同時(shí)，在不同內(nèi)涵維度上，健康知識(shí)理念素養(yǎng)的得分（75.02）明顯高于健康生活方式（72.13）和健康技能（70.11）。本文首先來(lái)考察社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位（操作化為受教育年限和個(gè)人經(jīng)濟(jì)狀況）對(duì)流動(dòng)人口健康素養(yǎng)的影響（見表2）。

表2 流動(dòng)人口健康素養(yǎng)的MLR模型、IV-2SLS模型

模型1 僅納入了受教育年限和個(gè)人經(jīng)濟(jì)狀況這兩個(gè)核心變量，在未控制其他變量的情況下，流動(dòng)人口的受教育年限越多，總體健康素養(yǎng)越好，個(gè)人經(jīng)濟(jì)狀況越好，總體健康素養(yǎng)得分也越高。進(jìn)一步地，模型2 在模型1 的基礎(chǔ)上控制了年齡、年齡平方、性別、婚姻、戶口、流動(dòng)特征等變量，結(jié)果顯示流動(dòng)人口的受教育年限對(duì)健康素養(yǎng)依然有顯著且穩(wěn)定的影響效應(yīng)。具體來(lái)說(shuō)，在控制相關(guān)變量后，受教育年限每增加1 年，流動(dòng)人口的總體健康素養(yǎng)得分就提高1.192 分（在0.001 統(tǒng)計(jì)水平上顯著），假設(shè)1a 得到數(shù)據(jù)支持。流動(dòng)人口的經(jīng)濟(jì)狀況對(duì)總體健康素養(yǎng)影響在0.05統(tǒng)計(jì)水平上正向顯著，假設(shè)1b 也得到數(shù)據(jù)支持。

阿迪克斯具有完備的道德品質(zhì)，他引導(dǎo)斯庫(kù)特學(xué)會(huì)看到人性真善美、溫情的一面。他說(shuō)：“有一種東西不能遵循從眾原則，那就是良心?！崩吕愿窆缕?、十幾年足不出戶，是人人眼中的怪人。人們對(duì)他有很多傳言，視他為危險(xiǎn)人物。經(jīng)過(guò)幾次非直接接觸，到最后在招到報(bào)復(fù)襲擊時(shí)，拉德利出手相救，斯庫(kù)特發(fā)現(xiàn)拉德利跟普通人一樣，是一個(gè)有血有肉，善良正直的人。泰勒法官在法庭上不拘禮節(jié)，但他精通法律，知道湯姆兇多吉少，特地指定阿迪克斯為湯姆的辯護(hù)律師。泰特警長(zhǎng)為湯姆的冤死感到無(wú)能為力和可惜，他努力尊重拉德利的隱居生活，不讓人們?nèi)ゴ驍_怪人拉得利的生活，因?yàn)榘牙吕骄坳P(guān)燈下就是在犯罪。

模型3 的結(jié)果顯示：第一，在IV-2SLS 的第一階段回歸中，配偶教育年限、受訪者出生季度與受訪者的受教育年限，城市最低工資標(biāo)準(zhǔn)與受訪者的經(jīng)濟(jì)狀況都足夠相關(guān)，且F值都遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于經(jīng)驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)值10。第二，過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)顯示這三個(gè)工具變量是外生的，與擾動(dòng)項(xiàng)不相關(guān)。第三，DWH 內(nèi)生性檢驗(yàn)顯示受訪者的教育年限、經(jīng)濟(jì)狀況確實(shí)是內(nèi)生變量。這些統(tǒng)計(jì)量表明有必要放棄常規(guī)的MLR 模型而采信IV-2SLS模型的結(jié)果。模型3的IV-2SLS回歸結(jié)果顯示受教育年限確實(shí)對(duì)總的健康素養(yǎng)有顯著的正向影響，但個(gè)人經(jīng)濟(jì)狀況對(duì)總體的健康素養(yǎng)卻變成了顯著的負(fù)向效應(yīng)。這或間接印證了在流動(dòng)人口中教育與收入可能出現(xiàn)變動(dòng)趨勢(shì)發(fā)生背離的情況。此外，我們還認(rèn)為在流動(dòng)人口群體中，盡管他們的受教育年限和經(jīng)濟(jì)狀況總體不高，但同經(jīng)濟(jì)水平（控制經(jīng)濟(jì)狀況變量）的個(gè)體其受教育年限越高健康素養(yǎng)越好；而同教育年限（控制教育年限變量）的個(gè)體其經(jīng)濟(jì)狀況越好反而健康素養(yǎng)越差。這可能說(shuō)明了對(duì)底層老百姓而言，經(jīng)濟(jì)狀況的改善并不能有效提高其健康素養(yǎng)，而教育水平的提高對(duì)他們健康素養(yǎng)的提高尤為重要。恰如我們?cè)谌粘Ｉ钪心芤姷降难b修行業(yè)中的部分工種（如瓦工、木工等），其收入較高，但從業(yè)者的教育程度普遍偏低。因此，IV-2SLS回歸結(jié)果依舊支持假設(shè)1a，說(shuō)明流動(dòng)人口的健康素養(yǎng)不僅受到個(gè)體特征因素的影響，以教育為特征的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的影響效應(yīng)也十分顯著。這也間接說(shuō)明在流動(dòng)人口健康研究中，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位測(cè)量要么使用較為綜合的測(cè)量指標(biāo)，要么使用教育測(cè)量更為有效。

2.健康素養(yǎng)是健康不平等的解釋機(jī)制嗎？

以自評(píng)健康來(lái)衡量流動(dòng)人口的健康水平主要采用二分類Probit回歸模型（見表3）。模型4、模型6、模型8 是常規(guī)的Probit模型，這些均納入了相同的控制變量。模型4 是基準(zhǔn)模型，即社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位模型，著重分析社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)流動(dòng)人口健康水平的影響。在控制了相關(guān)變量的情況下，受教育水平和個(gè)人收入對(duì)自評(píng)健康有顯著的正效應(yīng)。受教育程度越高，其匯報(bào)“健康”的可能性就越高，假設(shè)2a得到驗(yàn)證；個(gè)人月收入越高，流動(dòng)人口的自評(píng)健康狀況也越好，證實(shí)了假設(shè)2c。模型6是健康素養(yǎng)模型，即單獨(dú)估計(jì)流動(dòng)人口的健康素養(yǎng)對(duì)其健康狀況的效應(yīng)。結(jié)果顯示在控制其他變量的情況下，總體健康素養(yǎng)越高，流動(dòng)人口“健康”的可能性也越高（在0.001的統(tǒng)計(jì)水平上顯著），假設(shè)3a得到了支持。接下來(lái)，模型8同時(shí)納入了衡量社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的受教育水平和個(gè)人月收入及總體健康素養(yǎng)來(lái)共同分析對(duì)流動(dòng)人口自評(píng)健康的影響?？梢园l(fā)現(xiàn)與模型4相比，受教育程度和個(gè)人月收入在回歸系數(shù)和顯著性上均發(fā)生了變化。“受教育年限”這一變量在模型8中的估計(jì)參數(shù)下降，且顯著性降低（在0.01的統(tǒng)計(jì)水平上顯著）；“個(gè)人月收入”雖然在參數(shù)顯著性上沒(méi)有變化，但回歸系數(shù)變小。也就是說(shuō)，常規(guī)的Probit模型顯示，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位部分通過(guò)健康素養(yǎng)影響了流動(dòng)人口的健康狀況。

表3 流動(dòng)人口自評(píng)健康狀況的Probit模型、IV-Probit模型

為了克服可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題，我們進(jìn)一步采用Probit 工具變量法來(lái)檢驗(yàn)社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位和健康素養(yǎng)對(duì)自評(píng)健康的影響。模型5使用被訪者的出生季度、配偶受教育年限作為本人受教育年限的工具變量，使用所在城市最低工資標(biāo)準(zhǔn)作為本人經(jīng)濟(jì)狀況的工具變量，共同檢驗(yàn)社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)流動(dòng)人口健康水平的影響，模型7 使用過(guò)去一年接受社區(qū)健康教育次數(shù)、當(dāng)前社區(qū)開展健康教育方式數(shù)作為健康素養(yǎng)的工具變量來(lái)考察流動(dòng)人口的健康素養(yǎng)對(duì)其健康狀況的效應(yīng)，模型9是同時(shí)納入受教育水平、個(gè)人經(jīng)濟(jì)狀況及總體健康素養(yǎng)來(lái)共同分析對(duì)流動(dòng)人口自評(píng)健康影響的工具變量模型。從工具變量檢驗(yàn)的相關(guān)統(tǒng)計(jì)量來(lái)看，首先，工具變量和內(nèi)生變量都在0.001 統(tǒng)計(jì)水平上高度相關(guān)，第一階段的F值也都遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過(guò)經(jīng)驗(yàn)值10；其次，過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)表明所有工具變量都是外生的；再次，沃爾德內(nèi)生性檢驗(yàn)表明常規(guī)Probit 模型和IV-Probit 模型之間都存在系統(tǒng)差異，表明個(gè)人經(jīng)濟(jì)狀況、總體健康素養(yǎng)確實(shí)是內(nèi)生變量，應(yīng)采信IV-Probit模型的結(jié)果。

表3 表明IV-Probit 模型估計(jì)量和Probit 模型估計(jì)量有明顯不同①由于文章篇幅限制，我們將表3中的其他控制變量簡(jiǎn)稱為“其他控制變量”，并且在模型中以“是”表示這些變量得到了控制。若讀者對(duì)詳細(xì)的回歸結(jié)果感興趣，可以聯(lián)系文章第一作者獲取。。模型5 顯示社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)自評(píng)健康的影響中，個(gè)人經(jīng)濟(jì)狀況對(duì)自評(píng)健康有顯著影響的正向效應(yīng)，但是受教育水平對(duì)自評(píng)健康沒(méi)有顯著正向效應(yīng)；模型7 顯示總體健康素養(yǎng)對(duì)自評(píng)健康的影響仍然發(fā)揮顯著的正向影響效應(yīng)；模型9 則顯示在同時(shí)納入受教育水平、個(gè)人經(jīng)濟(jì)狀況和總體健康水平變量后，教育對(duì)自評(píng)健康的顯著正向效應(yīng)消失了，而經(jīng)濟(jì)狀況對(duì)自評(píng)健康的正向效應(yīng)“再一次”顯著，總體健康素養(yǎng)對(duì)自評(píng)健康的正向顯著影響仍然存在?？傊?，與模型5 相比，“經(jīng)濟(jì)狀況”這一變量在模型9 中的估計(jì)參數(shù)上升，顯著性提高（在0.001 的統(tǒng)計(jì)水平上顯著）；“健康素養(yǎng)”雖然在參數(shù)顯著性上有所下降，但回歸系數(shù)變大，數(shù)據(jù)支持假設(shè)2c 和假設(shè)3a。由此可以認(rèn)為IV-Probit 模型表明經(jīng)濟(jì)狀況和健康素養(yǎng)對(duì)健康結(jié)果（自評(píng)健康）有直接的影響，受教育年限通過(guò)健康素養(yǎng)影響流動(dòng)人口的健康狀況。

本文進(jìn)一步以流動(dòng)人口的“慢性病患病數(shù)”這一客觀生理變量作為測(cè)量健康狀況的變量。表4匯報(bào)了模型分析結(jié)果，根據(jù)其中的Vuong 統(tǒng)計(jì)量和alpha 值可知本文使用零膨脹負(fù)二項(xiàng)回歸模型優(yōu)于簡(jiǎn)單的負(fù)二項(xiàng)或泊松回歸模型。另外，本文用年齡和流入地所在區(qū)域來(lái)預(yù)測(cè)過(guò)多零值的概率。模型10、模型13 和模型15 是常規(guī)的零膨脹負(fù)二項(xiàng)模型。其中，模型10 是僅含社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位和控制變量的基準(zhǔn)模型，發(fā)現(xiàn)在控制其他變量的情況下，流動(dòng)人口的教育水平及經(jīng)濟(jì)收入與其患慢性疾病數(shù)不存在統(tǒng)計(jì)上的顯著性，即慢性疾病數(shù)與受教育程度、經(jīng)濟(jì)收入無(wú)關(guān)，假設(shè)2b 與2d 在此未得到驗(yàn)證。根據(jù)模型13，在控制其他變量的情況下，提高流動(dòng)人口的總體健康素養(yǎng)，其患慢性病的風(fēng)險(xiǎn)比會(huì)顯著下降，即流動(dòng)人口健康素養(yǎng)的提高有利于減少慢性病患病的可能性，保持較好的生理健康狀態(tài)，假設(shè)3b 得到證實(shí)。模型15 是進(jìn)一步納入社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位和總體健康素養(yǎng)變量的聯(lián)合模型，通過(guò)與模型13 對(duì)照，發(fā)現(xiàn)流動(dòng)人口健康素養(yǎng)與慢性病患病的可能性依舊負(fù)向顯著。從常規(guī)的零膨脹負(fù)二項(xiàng)模型來(lái)看，可以認(rèn)為健康素養(yǎng)在一定程度上解釋了流動(dòng)人口群體的社會(huì)地位對(duì)其健康差異的影響。

表4 中模型11、模型12、模型14 和模型16 為零膨脹負(fù)二項(xiàng)工具變量模型（IV-ZINB）的回歸結(jié)果。在使用工具變量法之前，需要檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖趦?nèi)生解釋變量。模型11、模型12和模型14分別檢驗(yàn)了受教育年限、經(jīng)濟(jì)狀況和健康素養(yǎng)與慢性病患病數(shù)之間的內(nèi)生性問(wèn)題。從兩步法回歸的殘差項(xiàng)系數(shù)來(lái)看，受教育年限和健康素養(yǎng)的殘差項(xiàng)回歸系數(shù)并不顯著，表明受教育年限和健康素養(yǎng)變量的內(nèi)生性問(wèn)題并不嚴(yán)重，可能的原因有兩點(diǎn)：第一，慢性病病程時(shí)間長(zhǎng)，對(duì)人的健康損害相對(duì)緩慢，因而不會(huì)對(duì)流動(dòng)人口的受教育年限造成嚴(yán)重沖擊，比如突然中斷學(xué)業(yè)；第二，由于流動(dòng)人口的慢性病患病數(shù)較少，其產(chǎn)生的壓力不一定引起流動(dòng)人口對(duì)健康素養(yǎng)的顯著重視。因此，受教育年限和總體健康素養(yǎng)與慢性病患病數(shù)之間的關(guān)系應(yīng)采信常規(guī)零膨脹負(fù)二項(xiàng)的回歸結(jié)果。而經(jīng)濟(jì)狀況的殘差項(xiàng)回歸系數(shù)通過(guò)了0.05 統(tǒng)計(jì)水平的顯著性檢驗(yàn)，表明個(gè)人經(jīng)濟(jì)狀況確實(shí)是內(nèi)生變量，應(yīng)采信工具變量的零膨脹負(fù)二項(xiàng)的回歸結(jié)果。模型16 是個(gè)人經(jīng)濟(jì)狀況、總體健康素養(yǎng)與慢性病患病情況的工具變量回歸全模型，由于經(jīng)濟(jì)狀況是內(nèi)生性變量，所以納入經(jīng)濟(jì)狀況估計(jì)殘差以處理內(nèi)生性問(wèn)題。

表4 流動(dòng)人口慢性病患病情況的ZINB模型、IV-ZINB模型

總體來(lái)看，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)慢性病患病數(shù)沒(méi)有顯著影響，也就是說(shuō)慢性疾病數(shù)與受教育程度、經(jīng)濟(jì)收入無(wú)關(guān)，回歸結(jié)果不支持假設(shè)2b和2d。而總體健康素養(yǎng)對(duì)慢性病患病數(shù)有顯著的積極影響，即流動(dòng)人口健康素養(yǎng)的提高確實(shí)會(huì)有利于減少慢性病患病的可能性，假設(shè)3b得到數(shù)據(jù)支持，即是健康素養(yǎng)而不是社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)流動(dòng)人口群體的健康差異有顯著影響，健康素養(yǎng)是健康不平等的重要介入因素。

3.社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位及政策維度下農(nóng)民工與流動(dòng)白領(lǐng)健康素養(yǎng)的影響機(jī)制

在確定了流動(dòng)人口范疇中健康素養(yǎng)是健康不平等的重要介入因素后，我們就可以從細(xì)分的角度再觀察當(dāng)下社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位及相關(guān)重要政策維度的因素對(duì)于流動(dòng)人口中最主要的兩個(gè)群體（農(nóng)民工與流動(dòng)白領(lǐng)）健康素養(yǎng)因果影響機(jī)制的差異化特征。在此，首先考察農(nóng)民工與流動(dòng)白領(lǐng)兩個(gè)群體在社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、健康素養(yǎng)及政策維度的本地健康檔案建立層面的描述特征與組間差異。從表5 可以看到流動(dòng)白領(lǐng)的受教育年限、健康素養(yǎng)及本地健康檔案建立均顯著高于農(nóng)民工群體，而在經(jīng)濟(jì)收入層面，雖然流動(dòng)白領(lǐng)的均值高于農(nóng)民工的均值，但是其沒(méi)有統(tǒng)計(jì)顯著性?？紤]表5 的刻畫是沒(méi)有控制其他變量的情況，那么，如果控制了其他因素，是否有所不同？為此，我們需要進(jìn)行進(jìn)一步的回歸處理。

表5 比較視野下的農(nóng)民工與流動(dòng)白領(lǐng)的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位及健康素養(yǎng)差異

表6 中模型17 與模型20 僅納入了受教育年限和個(gè)人經(jīng)濟(jì)狀況這兩個(gè)核心變量，在未控制其他變量的情況下，流動(dòng)白領(lǐng)與農(nóng)民工的受教育年限越多，其總體健康素養(yǎng)越好。個(gè)人經(jīng)濟(jì)狀況只對(duì)農(nóng)民工的健康素養(yǎng)有顯著影響，個(gè)人經(jīng)濟(jì)狀況越好，其總體健康素養(yǎng)得分也越高。進(jìn)一步地，模型18與模型21 在模型17 與模型20 的基礎(chǔ)上控制了年齡、年齡平方、性別、婚姻、戶口、流動(dòng)特征等變量，結(jié)果顯示受教育年限對(duì)流動(dòng)白領(lǐng)與農(nóng)民工的健康素養(yǎng)依然有顯著且穩(wěn)定的影響效應(yīng)。具體來(lái)說(shuō)，在控制相關(guān)變量后，流動(dòng)白領(lǐng)受教育年限每增加1年，其總體健康素養(yǎng)得分就提高1.586分（在0.001統(tǒng)計(jì)水平上顯著）。農(nóng)民工受教育年限每增加1年，其總體健康素養(yǎng)得分就提高1.360分（在0.001統(tǒng)計(jì)水平上顯著）。經(jīng)濟(jì)狀況依舊只對(duì)農(nóng)民工的總體健康素養(yǎng)有顯著影響。

表6 比較視野下的農(nóng)民工與流動(dòng)白領(lǐng)的健康素養(yǎng)MLR模型、IV-2SLS模型

進(jìn)一步，從模型19與模型22的結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)：第一，在IV-2SLS的第一階段回歸中，配偶教育年限、受訪者出生季度與受訪者的受教育年限，城市最低工資標(biāo)準(zhǔn)與受訪者的經(jīng)濟(jì)狀況都足夠相關(guān)，且F值都遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于經(jīng)驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)值10；第二，過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)顯示這三個(gè)工具變量是外生的，與擾動(dòng)項(xiàng)不相關(guān)；第三，DWH 內(nèi)生性檢驗(yàn)顯示受訪者的教育年限、經(jīng)濟(jì)狀況確實(shí)是內(nèi)生變量。這些統(tǒng)計(jì)量表明有必要放棄常規(guī)的MLR 模型而采信IV-2SLS 模型的結(jié)果。模型19 與模型22 的IV-2SLS 回歸結(jié)果顯示，受教育年限確實(shí)對(duì)流動(dòng)白領(lǐng)與農(nóng)民工總的健康素養(yǎng)都有顯著的正向影響，但個(gè)人經(jīng)濟(jì)狀況依舊只對(duì)農(nóng)民工的健康素養(yǎng)有積極影響。由此，研究假設(shè)4a 與4b 得到驗(yàn)證。我們還認(rèn)為在異質(zhì)化的流動(dòng)人口群體中，無(wú)論是流動(dòng)白領(lǐng)還是農(nóng)民工，同經(jīng)濟(jì)水平（控制經(jīng)濟(jì)狀況變量）的個(gè)體其受教育年限越多，健康素養(yǎng)越好，可見，教育是健康素養(yǎng)最穩(wěn)定的預(yù)測(cè)器。而同教育年限（控制教育年限變量）的流動(dòng)白領(lǐng)其經(jīng)濟(jì)狀況對(duì)健康素養(yǎng)并無(wú)顯著影響，與之相對(duì)，同教育年限（控制教育年限變量）的農(nóng)民工其經(jīng)濟(jì)狀況對(duì)健康素養(yǎng)有著顯著正向影響。結(jié)合回歸分析中我們進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)的政策維度的“本地健康建檔”變量只對(duì)農(nóng)民工的健康素養(yǎng)有積極的影響，研究假設(shè)4d得到驗(yàn)證。

五、結(jié)論與討論

流動(dòng)時(shí)代的中國(guó)，我們?cè)凇敖】抵袊?guó)2030”的背景下探索在健康層面存在諸多不平等的流動(dòng)人口的健康議題極具時(shí)代意義與政策含義。［32］在健康主觀自我感知的維度，本文基于工具變量（IV-Probit）回歸得到的穩(wěn)健結(jié)果顯示經(jīng)濟(jì)狀況和健康素養(yǎng)對(duì)健康結(jié)果（自評(píng)健康）有直接的影響，受教育年限通過(guò)健康素養(yǎng)影響流動(dòng)人口的健康狀況；在以慢性病患病情況為健康客觀表征刻畫的情境下，我們的研究發(fā)現(xiàn)是健康素養(yǎng)而不是社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)流動(dòng)人口群體的健康差異產(chǎn)生顯著影響。這就相應(yīng)地說(shuō)明就大多數(shù)流動(dòng)人口而言，較好的健康素養(yǎng)意味著掌握了一種有利于健康的優(yōu)勢(shì)資源，由此能夠減少流動(dòng)經(jīng)歷與流動(dòng)環(huán)境所帶來(lái)的健康損耗，維持或提高健康水平。本文契合于“健康中國(guó)2030”戰(zhàn)略、流動(dòng)人口健康服務(wù)均等化建設(shè)的社會(huì)大背景，在理論向度上驗(yàn)證了提高流動(dòng)人口健康素養(yǎng)對(duì)減少他們流動(dòng)經(jīng)歷中的健康損耗、維持或提高他們健康水平的重要性和關(guān)鍵性。我們發(fā)現(xiàn)流動(dòng)人口自身所處的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位（主要是以其中的教育程度來(lái)呈現(xiàn)的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位）通過(guò)健康素養(yǎng)差異來(lái)進(jìn)一步影響其健康水平，即健康素養(yǎng)是理解社會(huì)結(jié)構(gòu)與健康不平等之間的一個(gè)重要因果機(jī)制。

流動(dòng)時(shí)代的中國(guó)，作為其中重點(diǎn)人群的流動(dòng)人口的健康問(wèn)題（無(wú)論是生理健康還是心理健康）非常關(guān)鍵，而提升其健康福祉，強(qiáng)化其健康素養(yǎng)是最為有效的路徑。我們的研究發(fā)現(xiàn)流動(dòng)人口健康素養(yǎng)并未達(dá)到中國(guó)健康教育中心規(guī)定的基本線，這說(shuō)明在國(guó)家倡導(dǎo)的“提升健康素養(yǎng)作為增進(jìn)全民健康的前提”這一戰(zhàn)略框架內(nèi)，必須要納入對(duì)于流動(dòng)人口的關(guān)照?？傮w看來(lái)，如我們的工具變量（IV-2SLS）回歸得到的穩(wěn)健結(jié)果顯示以教育為特征的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位有著顯著的正向效應(yīng)。進(jìn)一步，在結(jié)構(gòu)的視角下，我們基于對(duì)流動(dòng)人口中核心的流動(dòng)白領(lǐng)與農(nóng)民工群體的分析看來(lái)，教育對(duì)于兩個(gè)群體的健康素養(yǎng)均有一致的積極影響，知識(shí)（教育）是一種重要的個(gè)人資源，高學(xué)歷者在獲取、使用和評(píng)判健康信息的能力上更加突出，能更為有效地使用衛(wèi)生系統(tǒng)，從而在醫(yī)學(xué)環(huán)境和社會(huì)生活中更好地做出健康決策。［5］這一點(diǎn)在一定程度上反映了“資源強(qiáng)化”效應(yīng)，即擁有優(yōu)勢(shì)資源與機(jī)會(huì)的人們更有可能獲得健康資源，擁有更好的健康素養(yǎng)。政府在介入政策設(shè)計(jì)與推行之時(shí)，理應(yīng)更多關(guān)注流動(dòng)人口的教育提升的可能性，通過(guò)相應(yīng)的專題教育或是培訓(xùn)（這樣的教育或是培訓(xùn)可以嵌套于社區(qū)中進(jìn)行），輔助他們提升其使用和評(píng)判健康信息的能力，有效地使用衛(wèi)生系統(tǒng)，從而在醫(yī)學(xué)環(huán)境和社會(huì)生活中更好地做出健康決策。而社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位中的收入只對(duì)流動(dòng)人口中的農(nóng)民工有顯著的積極影響，這說(shuō)明對(duì)于社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位視角下的提升流動(dòng)人口健康素養(yǎng)的介入途徑，除了在教育維度入手，強(qiáng)化其對(duì)于健康信息與資源的觸及之外，對(duì)流動(dòng)人口中相對(duì)流動(dòng)白領(lǐng)處于弱勢(shì)地位的農(nóng)民工群體而言，強(qiáng)化其收入保障也應(yīng)是關(guān)切之道?？紤]回歸分析中進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)的政策維度的“本地健康建檔”變量只對(duì)農(nóng)民工的健康素養(yǎng)有積極的影響，我們認(rèn)為政府在介入政策設(shè)計(jì)與推行之時(shí)，還應(yīng)該更多關(guān)注流動(dòng)人口中的農(nóng)民工群體，在城市里進(jìn)一步推動(dòng)為作為常住人口的農(nóng)民工建立個(gè)人健康檔案的工作。

當(dāng)然，本文也存在一些不足。其一，針對(duì)“健康素養(yǎng)”這一變量的測(cè)量，本文主要采用和官方一致的《中國(guó)居民健康素養(yǎng)問(wèn)卷》。雖然這套本土問(wèn)卷經(jīng)由眾多專家和學(xué)者們的多次討論，可以認(rèn)為其中的問(wèn)題和量表設(shè)計(jì)是中國(guó)當(dāng)前較為權(quán)威和合適的測(cè)量方式。但根據(jù)“健康素養(yǎng)”的內(nèi)涵來(lái)看，這一測(cè)量顯然存在缺陷，其更多的偏向于健康認(rèn)知和健康知識(shí)層面，而對(duì)實(shí)際的健康行為和能力的觀測(cè)不足。其二，在數(shù)據(jù)層面上，由于使用的問(wèn)卷未涉及相關(guān)的心理健康問(wèn)題，針對(duì)流動(dòng)人口健康狀況中的心理健康維度不能進(jìn)行考察，而這一點(diǎn)在流動(dòng)人口的健康研究中卻是非常關(guān)鍵的。其三，CMDS 涉及健康素養(yǎng)的調(diào)查只針對(duì)流動(dòng)人口，并未納入對(duì)于可作為參照群體的當(dāng)?shù)貞艏丝诘恼{(diào)查，這使得我們不能開展流動(dòng)人口與戶籍人口比較視野下的健康研究。我們?cè)谖磥?lái)獲取新的更全面的適宜數(shù)據(jù)時(shí)，會(huì)對(duì)這些問(wèn)題進(jìn)行進(jìn)一步的思考和改進(jìn)，并相應(yīng)地開展更深入的研究。