汪 斌

（北京大學(xué)社會學(xué)系，北京 100871）

一、研究背景

人民健康是民族昌盛和國家富強(qiáng)的重要標(biāo)志。黨的十九大報(bào)告中正式提出“實(shí)施健康中國戰(zhàn)略”。2019年，《國務(wù)院關(guān)于實(shí)施健康中國行動的意見》中特別指出“以疾病預(yù)防和健康促進(jìn)為重心”，將“普及知識、提升素養(yǎng)”確定為實(shí)踐健康中國行動首要基本原則，并在總目標(biāo)中提出到2030年“全民健康素養(yǎng)水平大幅提升”。顯然，健康治理理念發(fā)生了“以治病為中心向以人民健康為中心”的轉(zhuǎn)變，健康治理模式從事后治理向前瞻性治理演進(jìn)[1]。而作為國民健康素養(yǎng)直接表現(xiàn)的健康意識成為前瞻性推進(jìn)人口健康治理、全生命周期健康服務(wù)體系和“健康中國”建設(shè)的重要議題。2021年國家“十四五”規(guī)劃中再次強(qiáng)調(diào)要“全面推進(jìn)健康中國建設(shè)”。但以往大量研究多關(guān)注直接人口健康結(jié)果，而對人口健康水平有重要決定作用的健康意識研究較少[2]。無論是經(jīng)典社會分層領(lǐng)域、衛(wèi)生經(jīng)濟(jì)學(xué)還是健康傳播學(xué)中對于國民健康意識關(guān)聯(lián)機(jī)制的跨學(xué)科認(rèn)識很大程度上仍然是一個有待揭示的“黑箱”。在此背景下，本研究使用中國社會科學(xué)院社會學(xué)研究所實(shí)施的中國綜合社會狀況調(diào)查(Chinese Social Survey,CSS)數(shù)據(jù)，運(yùn)用經(jīng)典分層線性模型和機(jī)器學(xué)習(xí)算法系統(tǒng)探究國民健康意識特征及其影響機(jī)制，旨在對增強(qiáng)國民健康意識、提升國民健康素養(yǎng)、促進(jìn)國民健康水平和進(jìn)一步推動健康中國建設(shè)提供現(xiàn)實(shí)與政策參考價值。

二、文獻(xiàn)回顧與理論假設(shè)

(一)國民健康意識的概念界定

健康素養(yǎng)是指個人獲取、處理、理解并做出適當(dāng)健康決定所需的基本健康信息和服務(wù)的能力[3]（P3-5）。在2015年中國衛(wèi)生部新修訂的《中國公民健康素養(yǎng)》中，明確指出中國公民健康素養(yǎng)包括三個維度的內(nèi)涵，即基本知識和理念、健康生活方式與行為、基本技能[4](P3-4)。而健康意識是健康素養(yǎng)的重要內(nèi)容和表現(xiàn)。根據(jù)健康素養(yǎng)理論，本研究中將國民健康意識界定為國民對健康的感知和關(guān)注，并表現(xiàn)在健康的基本知識和理念、健康生活方式與行為、健康基本技能之中。

(二)國民健康意識理論基礎(chǔ)及研究假設(shè)

目前國內(nèi)對于健康意識的影響機(jī)制研究相對較少，已有研究多集中于對直接的人口健康結(jié)果研究，而關(guān)于國民健康意識的基本特征及其影響機(jī)制仍有待深入研究。

社會結(jié)構(gòu)因素普遍被認(rèn)為對人群健康水平有重要影響[5-6]。社會因果論認(rèn)為低社會經(jīng)濟(jì)地位是導(dǎo)致健康不佳或高死亡風(fēng)險(xiǎn)最有力的決定因素[7]。社會經(jīng)濟(jì)地位對健康結(jié)果束縛作用并非是純粹的直接影響，而是通過一系列復(fù)雜多樣的中間機(jī)制發(fā)揮作用。一般更高社會經(jīng)濟(jì)地位者所擁有的金錢、文化資本、社會關(guān)系等資源可能改變其健康意識和行為從而對其健康水平產(chǎn)生作用[8-9]。此外，醫(yī)療保健、社會資本、生活方式均可能作為社會經(jīng)濟(jì)地位影響健康的中間機(jī)制[10-12]。而健康意識是影響健康行為及健康結(jié)果的路徑，是健康素養(yǎng)的直接表現(xiàn)。因此社會結(jié)構(gòu)因素同樣可能對健康意識有重要影響。但健康意識并不完全等同于直接健康結(jié)果。文化導(dǎo)向論認(rèn)為低社會經(jīng)濟(jì)地位群體會形成自我維持的亞文化，在這種亞文化中的獨(dú)特生活方式和文化觀念會使他們即使處于快速變遷的社會環(huán)境中仍能保持相對隔離，由于這種觀念與意識內(nèi)部再生產(chǎn)繼而會導(dǎo)致不健康生活方式的延續(xù)[13]。布迪厄認(rèn)為任何文化實(shí)踐的參與都帶著不同經(jīng)濟(jì)地位群體屬性的色彩，趣味即是文化實(shí)踐具體表現(xiàn)形式，但趣味并非是某種基于個人才能基礎(chǔ)之上的獨(dú)特內(nèi)心感受和實(shí)踐，而是根源于與階級教養(yǎng)和教育相關(guān)的社會地位[14]（P190-192）。健康意識從某種程度上可以理解是一種獨(dú)特現(xiàn)代文化實(shí)踐，不同階層健康文化趣味差異可能形塑了不同的社會經(jīng)濟(jì)地位群體健康意識水平。在有關(guān)健康素養(yǎng)實(shí)證研究中也發(fā)現(xiàn)低社會經(jīng)濟(jì)地位群體的健康素養(yǎng)水平更低[15-16]。綜上，作為社會經(jīng)濟(jì)地位與健康結(jié)果中間路徑以及健康素養(yǎng)直接表現(xiàn)的健康意識同樣可能受到社會結(jié)構(gòu)因素的作用。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)。

假設(shè)1：結(jié)構(gòu)束縛假設(shè)受教育程度更低、收入水平更低及主觀社會經(jīng)濟(jì)地位更低的國民健康意識更弱。

中國互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)已經(jīng)經(jīng)過了30多年的高速發(fā)展，中國社會早已邁入曼紐爾·卡斯特所描繪的“網(wǎng)絡(luò)社會”[17]（P25），甚至已逐漸深入人與社會因數(shù)而連的“數(shù)字社會”[18]。數(shù)據(jù)顯示，中國網(wǎng)民規(guī)模從2000年的2250萬人上升至2020年的9.89億人，其中移動端網(wǎng)民數(shù)量在2020年更是達(dá)到9.86億人[19]。2020年《財(cái)富》發(fā)布的中國500強(qiáng)企業(yè)排行榜上一些互聯(lián)網(wǎng)公司位居前列，互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)成為數(shù)字時代國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展的動力之一。倫敦大學(xué)學(xué)院最近發(fā)布《全球智能手機(jī)報(bào)告》中更是直接提出作為移動互聯(lián)網(wǎng)載體的智能手機(jī)促使現(xiàn)代人成為“把家裝在口袋里的人類蝸?！?，互聯(lián)網(wǎng)成為人類的“棲息之地”[20]。當(dāng)代中國不同領(lǐng)域已經(jīng)呈現(xiàn)出社會屬性與數(shù)字化相融合的特征，這種由傳統(tǒng)社會向數(shù)字社會的轉(zhuǎn)變對個人健康有著直接影響。在經(jīng)典數(shù)字鴻溝視角下，互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)推動了現(xiàn)代醫(yī)學(xué)健康知識的傳播和增強(qiáng)了健康信息可及性從而促進(jìn)了接入互聯(lián)網(wǎng)群體人群健康意識增強(qiáng)和健康水平提升[21-22]。但經(jīng)典數(shù)字鴻溝視角重點(diǎn)關(guān)注的是第一道“接入溝”對健康帶來的影響，即是否使用或接入互聯(lián)網(wǎng)。然而隨著中國移動互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的發(fā)展，數(shù)字社會中更深層次的第二道“使用溝”和第三道“知識溝”作用會愈加凸顯[23-24]。由此，本文認(rèn)為在數(shù)字社會中互聯(lián)網(wǎng)技能可能會對國民健康意識產(chǎn)生影響，并提出以下假設(shè)。

假設(shè)2：信息技能假設(shè)掌握互聯(lián)網(wǎng)技能的國民的健康意識要明顯強(qiáng)于未掌握互聯(lián)網(wǎng)技能的國民。

在健康治理視角下，除基本人口特征、社會經(jīng)濟(jì)地位、信息技能等因素外，外在公共政策環(huán)境對于國民健康意識作用不容忽視。1986年第一屆全球健康促進(jìn)大會上發(fā)布的《渥太華宣言》中指出“健康促進(jìn)是一個綜合的社會政治過程，不僅包含加強(qiáng)個人素質(zhì)和能力的行動，還包括改變社會、自然環(huán)境以及經(jīng)濟(jì)條件，從而削弱其對人群健康的不良影響”[25]。2013年在芬蘭赫爾辛基召開的第八屆全球健康促進(jìn)大會上首次明確提出將健康融入所有政策[26]。李克強(qiáng)總理在中國上海舉行的第九屆全球健康促進(jìn)大會上強(qiáng)調(diào)“在經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展規(guī)劃中突出健康目標(biāo)，在公共政策制定實(shí)施中向健康傾斜，在財(cái)政投入上著力保障健康需求”[27]。健康促進(jìn)政策是以國家為行動主體實(shí)行健康治理的工具，健康促進(jìn)政策或者說國家健康資源投入對于國民健康意識可能有重要影響[28]。誠然，這種影響機(jī)制或路徑是復(fù)雜多元的。從健康促進(jìn)政策制定起點(diǎn)看，其原則多在于對公平和效率的準(zhǔn)確把握。因此在前一個假設(shè)基礎(chǔ)上本文認(rèn)為國家健康資源投入可能提升較低收入群體獲取健康信息能力而增強(qiáng)其健康意識。綜上，本文提出以下假設(shè)。

假設(shè)3：健康促進(jìn)假設(shè)所在省際健康資源投入水平越高的國民健康意識越強(qiáng)。

假設(shè)4：資源補(bǔ)償假設(shè)較低收入國民健康意識水平會受到其所在省際健康資源投入的調(diào)節(jié)。

三、數(shù)據(jù)來源、變量操作和分析方法

(一)數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)來自中國社會狀況綜合調(diào)查。該調(diào)查是由中國社會科學(xué)院社會學(xué)研究所2005年發(fā)起的一項(xiàng)全國范圍內(nèi)的大型連續(xù)性抽樣調(diào)查項(xiàng)目，采用概率抽樣的入戶訪問方式，調(diào)查區(qū)域覆蓋了全國31個省/自治區(qū)/直轄市。由于本研究所需要的健康意識相關(guān)內(nèi)容僅在2015年問卷J部分存在，因此使用的是中國社會狀況綜合調(diào)查2015年調(diào)查數(shù)據(jù)。這部分原始樣本數(shù)為3450個，在剔除缺失嚴(yán)重和不符合條件樣本后，最終進(jìn)入分析的個體層次樣本量為3216個，省級層次樣本量為30個。本研究所使用的省級層次數(shù)據(jù)來自2016年《中國衛(wèi)生和計(jì)劃生育統(tǒng)計(jì)年鑒》。

(二)變量操作

因變量為國民健康意識。根據(jù)本文研究設(shè)計(jì)，健康意識測量涉及三個維度的信息，包括健康生活方式、健康基本技能與健康知識信念。具體在問卷中采取的是簡化測量方法，健康生活方式包括“堅(jiān)持健身”，健康基本技能包括“留意食品中的營養(yǎng)成分”，健康知識信念包括“定期體檢”“注意收集健康方面的信息”。具體設(shè)問為“關(guān)于健康問題，下列做法與您的情況是否符合”，選項(xiàng)是從“很不符合”到“非常符合”依次遞增的5級量表。KMO檢驗(yàn)結(jié)果值為0.7，達(dá)到統(tǒng)計(jì)分析要求。通過因子分析求出唯一因子值，為了便于解釋，將提取的唯一因子進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理從而轉(zhuǎn)換為取值在[1,100]之間的健康意識得分，取值越高，表明健康意識越強(qiáng)。

自變量主要劃分為三類。第一類是社會經(jīng)濟(jì)地位(Socioeconomic Status,SES)變量。由于樣本中包含老年人樣本，因此主要使用客觀社會經(jīng)濟(jì)地位變量(受教育程度、個人年收入對數(shù)值)及主觀階層認(rèn)知變量(主觀社會經(jīng)濟(jì)地位)進(jìn)行測量。第二類是互聯(lián)網(wǎng)技能。具體通過問卷中“你是否掌握互聯(lián)網(wǎng)使用技能”生成，“不掌握”賦值為0，“掌握”賦值為1。第三類變量主要衡量不同省份健康資源投入水平。出于省際之間可比性考慮，采用人均衛(wèi)生費(fèi)用進(jìn)行測量，并取對數(shù)處理。人均衛(wèi)生費(fèi)用通過所在省份當(dāng)年衛(wèi)生總費(fèi)用除以同期總?cè)丝跀?shù)生成?？刂谱兞恐饕挲g、性別、婚姻狀況、醫(yī)療保險(xiǎn)、戶籍。此外，考慮到可能存在的非線性關(guān)系，對年齡取平方項(xiàng)。變量具體情況見表1。

表1 樣本基本特征

(三)分析方法

1.多層線性模型

本研究所使用的數(shù)據(jù)同時包括了個體層次變量和省際層次變量，在研究設(shè)計(jì)中考慮到社會情境效應(yīng)，此時若使用經(jīng)典的線性回歸模型不僅樣本獨(dú)立性假設(shè)很難滿足，而且會產(chǎn)生“區(qū)群謬誤”。因此，在具體分析過程中使用多層線性模型進(jìn)行擬合。由于限制最大似然估計(jì)(Restricted Maximum Likelihood，REML)只對方差構(gòu)成部分采用最大似然估計(jì)擬合，故在分層模型擬合中采用的是REML估計(jì)方法。分層線性模型公式可以表示為：

yij表示 j 省 i 樣本健康意識，β0j表示隨機(jī)截距，η00是總平均值，為固定參數(shù)，εij為殘差項(xiàng)，并服從(0,σε2)的正態(tài)分布。xkij為個體層次的變量，Gqj表示省際層次的解釋變量。

2.混合效應(yīng)隨機(jī)森林模型

在上述分析基礎(chǔ)上，為明確多個自變量對國民健康意識的影響程度，進(jìn)一步使用混合效應(yīng)隨機(jī)森林模型對影響因素重要性進(jìn)行評估和度量。由于本研究中結(jié)果變量為連續(xù)變量，因此使用的是混合效應(yīng)隨機(jī)森林回歸算法?；旌闲?yīng)隨機(jī)森林回歸算法是基于經(jīng)典隨機(jī)森林回歸算法而開發(fā)的一種適用于對嵌套數(shù)據(jù)進(jìn)行數(shù)據(jù)挖掘的機(jī)器學(xué)習(xí)方法。相比傳統(tǒng)計(jì)量方法，使用混合效應(yīng)隨機(jī)森林回歸算法獲得的變量重要性的排名是無偏的且更準(zhǔn)確的，模型發(fā)生過擬合的風(fēng)險(xiǎn)較小。混合效應(yīng)隨機(jī)森林回歸算法的關(guān)鍵思想是將固定效應(yīng)與隨機(jī)效應(yīng)進(jìn)行分離；當(dāng)存在難以忽略的隨機(jī)效應(yīng)時，該算法要優(yōu)于經(jīng)典隨機(jī)森林回歸算法[29]。

四、國民健康意識特征的描述性分析

(一)國民健康意識存在顯著空間自相關(guān)關(guān)系

圖1展示的是國民健康意識的空間分布狀況。利用自然斷點(diǎn)法將30個省/直轄市/自治區(qū)的國民健康意識水平劃分為四個類型：高水平區(qū)(53.10，65.11)、較高水平區(qū)(43.05，53.09)、中等水平區(qū)(36.77，43.04)及低水平區(qū)(30.55，36.76)?？傮w而言，國民健康意識水平分布存在明顯的空間變異。高水平區(qū)主要存在上海、北京、海南等地；較高水平區(qū)大多集中于中部和東部地區(qū)；中等水平區(qū)主要分布于東北地區(qū)和西部地區(qū)。30個省/直轄市/自治區(qū)的國民健康意識水平的全局莫蘭指數(shù)值為0.155，且在5%的水平上顯著。這表明省際國民健康意識水平存在顯著空間正相關(guān)關(guān)系。

圖1 國民健康意識水平值的省際分布

(二)國民健康意識有著較為明顯社會經(jīng)濟(jì)梯度

相關(guān)分析結(jié)果表明，受教育程度、個人年收入對數(shù)值及主觀SES均與居民健康意識有著顯著的相關(guān)性(p<0.001)。如圖2所示，受教育程度初中及以上的國民健康意識得分比初中及下高18.27分。為了更直觀說明收入與健康意識關(guān)系，對收入進(jìn)行三分?jǐn)?shù)處理。結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)收入水平與國民健康意識有顯著正向關(guān)系。主觀SES與健康意識同樣存在著正相關(guān)關(guān)系，主觀SES上層的國民其健康意識得分比中層高6.92分，比底層高14.12分。分析結(jié)果初步揭示國民健康意識水平可能存在社會經(jīng)濟(jì)梯度。

圖2 國民健康意識與其社會經(jīng)濟(jì)地位、互聯(lián)網(wǎng)技能的關(guān)系

(三)互聯(lián)網(wǎng)技能與國民健康意識緊密關(guān)聯(lián)

掌握互聯(lián)網(wǎng)技能的國民其健康意識得分比未掌握互聯(lián)網(wǎng)技能國民約高19.65分（見圖2）?？ǚ椒治鼋Y(jié)果表明互聯(lián)網(wǎng)技能與國民健康意識存在顯著的正相關(guān)關(guān)系(p<0.001)。在數(shù)字社會，健康信息傳播的主要途徑已經(jīng)發(fā)生了由傳統(tǒng)媒介向新媒介的轉(zhuǎn)變，互聯(lián)網(wǎng)已經(jīng)成為人們搜尋、查找健康信息與甄別、學(xué)習(xí)健康知識的主要來源[30]。掌握互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)國民健康意識得分更高一定程度上體現(xiàn)數(shù)字社會中數(shù)字素養(yǎng)對個體健康意識的重要影響。

(四)省際健康資源投入和國民健康意識密切相關(guān)

圖3結(jié)果表明了省際健康資源投入與國民健康意識的關(guān)系，隨著省際人均衛(wèi)生費(fèi)用增加，國民健康意識水平在逐漸提高。總體上人均衛(wèi)生費(fèi)用投入更高省份其居民健康意識水平相對更高。從最小二乘法的擬合結(jié)果看，人均衛(wèi)生費(fèi)用的對數(shù)能夠解釋省際國民健康意識變異的33.6%。由此可知人均衛(wèi)生費(fèi)用的對數(shù)和國民健康意識水平密切相關(guān)，省際健康資源投入對于國民健康素養(yǎng)和健康意識有積極影響，但這仍需在控制其他變量基礎(chǔ)上進(jìn)一步分析。

圖3 省際健康資源投入與國民健康意識關(guān)系

五、國民健康意識的影響機(jī)制及重要因素評價

(一)國民健康意識影響機(jī)制的多層線性模型結(jié)果

在描述性統(tǒng)計(jì)分析基礎(chǔ)之上，本研究使用多層線性模型探究國民健康意識的影響因素及其內(nèi)在機(jī)制。為避免多重共線性問題且考慮到結(jié)果可解釋性，變量人均衛(wèi)生費(fèi)用的對數(shù)和個人年收入的對數(shù)均進(jìn)行了對中處理。多層線性模型的估計(jì)結(jié)果見表2。

表2 國民健康意識影響機(jī)制的多層線性模型估計(jì)結(jié)果

模型1為空模型，其結(jié)果顯示調(diào)整后的組內(nèi)相關(guān)系數(shù)值(Intraclass Correlation Coefficient,ICC)達(dá)到0.0 74，大于0.059 經(jīng)驗(yàn)值，且在p＜0.001的水平上顯著。這表明省級差異可以解釋國民健康意識差異的7.4%。此時經(jīng)典線性回歸中樣本獨(dú)立性假設(shè)無法滿足，因此有必要構(gòu)建多層線性模型。模型2在模型1基礎(chǔ)上納入省際層面變量人均衛(wèi)生費(fèi)用的對數(shù)后，調(diào)整后的ICC值由0.074下降到0.046。這表明省際國民健康意識差異的2.8%可以被人均衛(wèi)生費(fèi)用的對數(shù)變量所解釋。且省際人均衛(wèi)生費(fèi)用對數(shù)值對國民健康意識有顯著正效應(yīng)。省際人均衛(wèi)生費(fèi)用對數(shù)值越高的省份國民健康意識明顯更強(qiáng)。但這仍需控制其他變量后進(jìn)一步檢驗(yàn)。

模型3在模型1基礎(chǔ)上加入控制變量和自變量?？刂谱兞拷Y(jié)果顯示年齡系數(shù)為負(fù)，年齡平方項(xiàng)系數(shù)為正，這表明年齡對國民健康意識影響呈現(xiàn)出“U型”關(guān)系，其拐點(diǎn)值在42歲左右?？赡芙忉屖乔嗄耆送ㄟ^對新知識的學(xué)習(xí)其健康意識水平更高；中年人社會壓力較大，且工作往往以犧牲身體健康為代價，對健康關(guān)注變?nèi)鮗31]；隨著年齡繼續(xù)增長，身體機(jī)能不斷衰退、免疫力持續(xù)下降及退休后社會關(guān)系和角色發(fā)生轉(zhuǎn)變，又逐漸重視健康[32]。國民健康意識還存在顯著的性別差異，女性的健康意識比男性更強(qiáng)。與無配偶國民相比，已婚有配偶的國民健康意識得分更高。國民健康意識存在顯著的城鄉(xiāng)差異，城市居民健康意識得分明顯高于農(nóng)村居民。

模型3結(jié)果表明社會經(jīng)濟(jì)地位變量的受教育程度、個人年收入的對數(shù)、主觀社會經(jīng)濟(jì)地位均對國民健康意識有顯著影響。在控制其他變量前提下，受教育程度為初中及以上國民的健康意識得分顯著高于受教育程度僅為初中以下的國民。國民個人年收入對數(shù)值越高其健康意識得分越高。主觀社會經(jīng)濟(jì)地位為上層、中層國民的健康意識得分顯著高于主觀社會經(jīng)濟(jì)地位為底層的國民，高出幅度由大到小依次為：上層>中層>底層。綜合來看，社會經(jīng)濟(jì)地位越高國民其健康意識越強(qiáng)。國民健康意識有著明顯社會經(jīng)濟(jì)梯度和社會建構(gòu)特征，檢驗(yàn)了假設(shè)1。研究結(jié)果同時發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)技能對國民健康意識有顯著正向影響，掌握互聯(lián)網(wǎng)技能的國民其健康意識得分顯著高于未掌握互聯(lián)網(wǎng)技能的國民，檢驗(yàn)了假設(shè)2。

模型4為全模型結(jié)果。社會經(jīng)濟(jì)地位、互聯(lián)

網(wǎng)技能對國民健康意識有顯著影響。在控制個體層次變量后，省際人均衛(wèi)生費(fèi)用的對數(shù)對國民健康意識仍然有著顯著正向影響，檢驗(yàn)了假設(shè)3。這表明國民個體的健康意識受到所處宏觀社會環(huán)境的影響，省際健康資源投入是形塑國民健康意識水平重要社會情境因素。

(續(xù)表）

(二)收入不平等、健康資源投入與國民健康意識

本文繼續(xù)通過跨層交互效應(yīng)來檢驗(yàn)收入不平等對國民健康意識的影響是否受到省際健康資源投入的調(diào)節(jié)作用。具體在表2中模型4的基礎(chǔ)之上進(jìn)一步加入人均衛(wèi)生費(fèi)用的對數(shù)和個人年收入的對數(shù)的交互項(xiàng)形成模型5。

在模型5中，省際人均衛(wèi)生費(fèi)用對數(shù)值與個人年收入對數(shù)值交互效應(yīng)顯著，檢驗(yàn)了假設(shè)4。這說明不同收入水平對國民健康意識的影響會因省際健康資源投入高低而存在差異，存在交互效應(yīng)，依次取人均衛(wèi)生費(fèi)用對數(shù)值四分位點(diǎn)(即-0.175、-0.015和0.062)進(jìn)行可視化分析，見圖4。在較低水平人均醫(yī)療費(fèi)用投入省份(-0.175)，隨著國民個人年收入對數(shù)值的上升，其所在省份國民健康意識水平呈迅速上升趨勢。而在較高水平人均醫(yī)療費(fèi)用投入省份中(0.062)，隨著國民年收入對數(shù)值的上升，其健康意識水平呈現(xiàn)出上升趨勢但相對較低水平健康資源投入省份隨收入增長較為緩慢。簡而言之，更高水平人均衛(wèi)生費(fèi)用投入省份所對應(yīng)的直線更加平緩，更低水平人均衛(wèi)生費(fèi)用投入省份所對應(yīng)的直線更加陡峭。即省際健康資源投入可能通過對較低收入國民補(bǔ)償作用增強(qiáng)其健康意識，從而促進(jìn)健康公平。

圖4 省際健康資源投入的調(diào)節(jié)作用

(三)影響國民健康意識因素的特征重要性評價

為了增強(qiáng)研究結(jié)果對政策參考價值，本研究構(gòu)建起混合效應(yīng)隨機(jī)森林模型評估影響國民健康意識特征因素的重要性。本研究設(shè)置樹的數(shù)量為500，基于IncNodePurity值對重要性因素進(jìn)行評估。IncNodePurity考慮了每個變量在用于拆分時減少節(jié)點(diǎn)雜質(zhì)的能力。因?yàn)楣?jié)點(diǎn)雜質(zhì)與 MSE 相關(guān)，所以節(jié)點(diǎn)純度的增加意味著MSE 的減少，具有最大IncNodePurity值的變量被認(rèn)為是更重要的[33]。圖5結(jié)果首先揭示了即使在社會經(jīng)濟(jì)地位中，不同變量重要性也不同。收入變量顯然要比受教育程度、主觀SES的重要性更高。其次，省際健康資源投入重要性僅次于收入變量，這表明公共政策在提升國民健康意識中的政策效用較大。最后，互聯(lián)網(wǎng)技能在重要性排序中處于第5位，這表明在數(shù)字社會中提升國民健康意識有必要重視互聯(lián)網(wǎng)影響。

圖5 國民健康意識影響因素的特征重要性評價

六、結(jié)論與政策性啟示

國民健康意識具有明顯社會經(jīng)濟(jì)梯度和社會建構(gòu)特征。受教育程度更低、收入水平更低及主觀社會經(jīng)濟(jì)地位更低的國民，其健康意識明顯更弱。作為數(shù)字社會媒介素養(yǎng)底層邏輯的互聯(lián)網(wǎng)技能對國民健康意識有重要影響，掌握互聯(lián)網(wǎng)技能國民健康意識水平明顯更高。宏觀社會情境因素對國民健康意識作用不可忽視。國民所在省際人均健康資源投入水平越高，其健康意識更強(qiáng)。在印證了社會環(huán)境因素對國民健康意識的影響后，研究進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)省級人均衛(wèi)生費(fèi)用可能通過對較低收入國民的補(bǔ)償效應(yīng)縮小了國民健康意識水平的差距?；旌闲?yīng)隨機(jī)森林模型表明收入和省際健康資源投入是影響國民健康意識最重要特征因素?；谏鲜霭l(fā)現(xiàn)，本研究提出以下三點(diǎn)政策性建議。

(一)深刻認(rèn)識結(jié)構(gòu)因素對國民健康意識的影響

國民健康意識具有明顯社會經(jīng)濟(jì)梯度。這表明在實(shí)施健康促進(jìn)行動和增進(jìn)國民健康素養(yǎng)時需要深入認(rèn)識結(jié)構(gòu)因素的約束作用。對于政策制定者而言，大力推進(jìn)健康中國建設(shè)，提升國民健康水平，需著力破解結(jié)構(gòu)因素對國民健康意識的束縛。因?yàn)閭€人獲得健康知識和健康教育的機(jī)會并非是完全平等的，受到其教育、收入等方面因素的影響。健康治理應(yīng)該更加重視落后地區(qū)及弱勢群體健康教育普及和健康知識宣傳，盡可能為低社會經(jīng)濟(jì)地位群體提供定期免費(fèi)體檢項(xiàng)目，努力將健康教育納入到公民生活和工作之中，加強(qiáng)經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)區(qū)域體育活動設(shè)施和場所建設(shè)，提升弱勢群體獲取健康信息資源的能力，從而最大可能打破社會結(jié)構(gòu)因素所導(dǎo)致的健康不平等再生產(chǎn)。

(二)準(zhǔn)確把握數(shù)字社會健康治理的新特征

在數(shù)字社會掌握互聯(lián)網(wǎng)技能國民其健康意識更強(qiáng)。健康治理的重點(diǎn)場域不應(yīng)只關(guān)注傳統(tǒng)在場空間。在日常生活被數(shù)字化高度滲透的當(dāng)下，互聯(lián)網(wǎng)同樣是健康治理的重點(diǎn)場域，且作為新的治理空間其重要性會隨著中國數(shù)字化發(fā)展而不斷凸顯。因此，為提升國民健康意識和全力推進(jìn)健康中國建設(shè)需要從兩個方面準(zhǔn)確把握數(shù)字社會中國健康治理的新特征。一方面，互聯(lián)網(wǎng)普及率已經(jīng)相對較高。經(jīng)典數(shù)字鴻溝理論中第一道“接入溝”已經(jīng)實(shí)現(xiàn)快速彌合。但是隨之而來的第二道“使用溝”及第三道“知識溝”卻可能有不斷擴(kuò)大的風(fēng)險(xiǎn)。因此，在數(shù)字社會需要重視對國民數(shù)字素養(yǎng)和數(shù)字技能的培養(yǎng)，引導(dǎo)國民合理運(yùn)用互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)獲取現(xiàn)代醫(yī)學(xué)健康知識和健康信息資源。另一方面，技術(shù)價值負(fù)荷論認(rèn)為互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)工具性價值在改善人類生活同時可能成為社會失范的工具。[34]由于網(wǎng)絡(luò)空間去中心化的特點(diǎn)，網(wǎng)絡(luò)健康信息良莠不齊。少數(shù)被資本、技術(shù)利益主體等建構(gòu)互聯(lián)網(wǎng)平臺為逐利而生產(chǎn)大量有害健康的信息，這對缺乏信息辨別能力國民的健康產(chǎn)生不利影響。因此，政府還應(yīng)發(fā)揮制度優(yōu)勢，加強(qiáng)網(wǎng)絡(luò)空間環(huán)境建設(shè)，遏止技術(shù)異化，推動“科技向善”，從而降低國民從互聯(lián)網(wǎng)獲取優(yōu)質(zhì)健康信息資源的門檻。

(三)著重發(fā)揮公共政策對健康公平的促進(jìn)作用

公共政策對健康公平有著重要促進(jìn)作用。國家資源投入更高區(qū)域的居民健康意識明顯越強(qiáng)，較低收入國民健康意識水平受到其所在省際健康資源投入的調(diào)節(jié)，省際健康資源投入通過對較低收入國民補(bǔ)償作用增強(qiáng)其健康意識。這一定程度上佐證了國家健康促進(jìn)政策方向正確性。2016年《“健康中國2030”規(guī)劃綱要》中明確提出“推動健康領(lǐng)域基本公共服務(wù)均等化，維護(hù)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的公益性，逐步縮小城鄉(xiāng)、地區(qū)、人群間基本健康服務(wù)和健康水平的差異”。為了解決衛(wèi)生資源區(qū)域分布不均、城鄉(xiāng)社會發(fā)展差距和弱勢群體健康資源可及性問題，進(jìn)一步縮小國民健康不平等和加快推進(jìn)“健康中國”目標(biāo)實(shí)現(xiàn)，健康治理應(yīng)該著重發(fā)揮外在公共政策對弱勢群體的支撐作用并強(qiáng)化對區(qū)域健康資源統(tǒng)籌與頂層健康戰(zhàn)略布局。