家庭經濟狀況對個人健康的影響：體育參與的中介效應

張 壯，吳鈺姝，YAN Qiuxia

（1.華南農業大學 經濟管理學院，廣東 廣州510642；2.西南財經大學 金融學院，四川 成都610074）

根據世界衛生組織對健康的定義， 個人健康早已從身體健康的單一范疇，走向了身體、心理與社會適應性的統一。 居民所要實現的健康并非只受身體疾病的制約， 而體現為個人認知與社會共融后的主觀評價，即自評健康，也體現為社會交互后的他人評價，即他評健康。 自評健康強調的是自我在融入社會后，對過去、現在及將來自身健康的綜合性評價，而他評健康則是從客觀視角評價的健康狀態， 他評健康與自評健康的結合能夠有效并真實地評估個人的健康狀況［1］。 為實現“健康中國2030”目標，探索健康的影響因素及其作用機理，在理論與實踐層面上均具有十分重要的意義。

健康投入結構不合理是當前我國健康促進工程面臨的突出問題。 世界衛生組織（WHO）的調查表明中國人對健康的投入60%～80%花在了臨死前一個月的治療上， 在2012 年全球因慢性非傳染病疾病而導致的3 800 萬死亡人數中， 中國占到了860 萬， 而其中有300 萬因本可預防的疾病而死亡。 而WHO 的另一項研究則表明，如果預防多投入一元錢，治療就可減支8.5 元，并節約100 元的搶救費。 因此做好個人的病前預防顯得十分重要。 而家庭經濟狀況對預防性健康投資及健康行為均具有的影響， 如絕對收入假說認為個人收入水平會正向影響個人的健康水平，但其邊際貢獻遞減；而相關收入假說卻認為收入的不公平將會抑制個人健康水平的提升。 體育參與作為預防性健康投資的重要手段， 了解個人在收入變化的條件下應如何改變體育參與以促進個人健康具有重要的研究價值。

本文可能的貢獻在于：1）以往對個人健康的研究，多是從自評健康的視角，并不能準確捕捉個人的健康特征。 為克服這種缺陷，本文使用自評健康與他評健康雙重指標作為衡量；2）以往使用的多為截面數據，沒有時間維度，研究也具有一定的局限性，而本文使用了混合截面數據作為研究材料；3）以往文獻較少通過理論模型與實證方法專門檢驗體育參與在經濟狀況對體育參與影響過程中的中介作用。 基于上述幾點原因，本文利用中國家庭追蹤調查（CFPS）2016 年與2018 年的數據探討經濟狀況對個人健康的影響，并分析體育參與的中介作用。

1 理論與模型

基 于Grossman 的 醫 療 健 康 需 求 函 數［2］， Cooper 提 出 健 康需求分類［3］，其將影響某時期健康的因素分為4 類：1）自身在之前所積累的健康存量，這取決遺傳與天賦；2）是受年齡控制的生理衰減因素；3）使健康得到恢復的醫療與藥物因素。4）預防健康損失的保健因素，如體育、保健、生活方式等。 這四大方向成為關于健康研究的重要話題， 而其中第三個與第四個因素都直接受到家庭經濟狀況的制約， 因此家庭經濟狀況對個人健康有著較為重要的影響。 以體育因素為切入點，理論與實證集中在體育參與的運動醫學原理研究， 及體育對健康影響的中介機制研究。 如方黎明利用CLDS 數據探討了體育對抑郁癥的緩解功能及其在促進社會健康公平的效果［4］，鐘梅華利用CGSS 探討了體育鍛煉對個人經濟地位的影響［5］，張曉麗的研究表明體育鍛煉促進了個人社會資本的提升［6］。這些文獻都致力于尋找體育鍛煉社會功能相關的經驗證據， 而弱化了體育鍛煉的決定因素討論。

Cooper 提出的健康需求思想可以通過建立t 時期的健康狀態函數來表達：

Ht是個人t 時期的健康狀態，而Ht-1則是其在過去一期的健康留存，δt是折扣因子，φ（u） 代表個人的身體機能函數，他對健康的影響將隨時間而削減，即而Pt是個人的預防對健康的修復作用，體現為邊際遞減的過程，即

Pt影響的其他因素為非體育因素，令其為Xt，體育因素為St。 而Xt與St均受到家庭可支配收入It的影響。 為簡化分析，假定其具有函數關系形式。 即：

而保健因素也會通過對健康狀態的影響進而對個人的可支配收入產生影響，即：

假定Xt不變，（3）式兩邊同時對It求偏導，則有：

當Pt=φ1（St，Xt）=sSt時，即體育投入與保健存在穩定的技術比例s 時，有：

由（5）可知收入對健康的作用受到了體育因素的影響，即體育參與是其發揮作用的重要中介。 但體育參與對健康的影響及收入對體育參與的影響需要實驗證據與經驗證據的進一步支持。

健康經濟狀況對健康具有顯著的正向影響。 部分研究控制其他因素之后，發現收入對健康具有顯著的正向影響［7-8］。封進、余央央認為收入對健康的影響應該具有倒“U”形特征，收入提高到一定的幅度后對健康產生負向影響［9］，毛毅與馮根福也持有相同的觀點［10］。 更多研究則是挖掘了收入對健康的作用機理，如黃潔萍等人利用“中國健康與營養調查”（CHNS）的數據，使用結構方程模型方法，認為收入是通過影響生活方式來間接影響健康， 其研究結果進一步表明收入對健康影響效果隨收入水平的增加而呈現出遞減的趨勢［11］。Zon 認為年齡對健康存在U 型影響， 而人均收入對健康的影響則是通過個人的健康投資來實現的［12］。 Wlikinson 認為收入對健康的影響還會收受社會地位等因素的制約［13］。 基于上述的研究事實，提出本文第一個研究假設：

H1：家庭經濟狀況對健康具有顯著影響。

體育參與對健康的影響具有實驗證據與經驗證據。 本文所指的體育參與重點關注居民的運動鍛煉行為， 而不包含體育競賽表演的觀賞參與行為。 體育鍛煉具有提高免疫力，增強心肺功能，改善個人的認知能力以及調節自身的代謝水平［13］，甚至機型運動后的測試還能發現隱藏的疾病威脅［14］，Contrepois 等人最新實驗研究更是表明運動10min 之后身體接近一萬個分子會發生變化［15］。 而心理學的相關研究表明體育運動對個人心理健康具有顯著的促進作用，方黎明等人利用CLDS的數據證明了體育對緩解抑郁癥的影響， 針對學生群體與老年人群體也同樣得到了相同的結論［16-18］，甚至有研究表明少量的體育參與也能促進個人的精神健康［19］。 而部分研究卻發現體育參與并不能顯著改善個人健康，如針對青少年的研究，成年人的研究及實驗研究也有相關的證明結果［20-22］。 這些存在爭議的結論，可能由于樣本選擇偏誤、遺漏異質性或是忽視內生性而導致的。 基于現實與經驗， 提出本文第二個研究假設：

H2：體育參與對健康具有正向影響。

個人收入水平的提升， 將有更多機會進行體育活動的選擇與參與，進而促進自身健康水平的提升，同時當個人收入水平提升到一定程度時， 個人的體育活動選擇與參與會受到時間的制約，進而抑制他們健康水平的提升，據此提出本文的第三個基本假設：

H3： 體育參與是家庭經濟狀況對個人健康影響的中介變量。

2 實證研究設計

2.1 數據來源

本文研究所使用的是中國家庭追蹤調查 （CFPS）2016 年與2018 年數據。 中國家庭追蹤調查從2010 年開始，每兩年進行一次。 基于研究的需要，選取最新兩次的數據作為本文的分析對象。 本文研究剔除了無回答意愿的群體，最終選取來自全國31 省的25 628 名受訪者作為本文的研究對象。 考慮到年齡過小與年齡過大的群體對自身健康的評價受到心理因素與認知因素過強的影響，本文的研究的年齡范圍是16～45 歲，而其女性占總樣本的49.62%。 由于2016 年與2018 年居民的體育參與差異不大，因此選擇混合截面數據方法進行分析。 本文所有研究過程在Stata14.0 中完成。

2.2 變量選擇

為了客觀地度量受訪者的健康狀況，本研究設立自評健康與他評健康的雙重標準。 尊重CFPS 對變量的設定，自評健康的得分高低分別由1 到5 進行刻畫， 而他評健康的得分高低分別由1 到7 進行刻畫。 參照孫曉強等人的做法，本文將體育參與的衡量指標設定為每周運動頻次［23］。 由于樣本中部分人群個人收入無法獲得，因此使用家庭人均收入作為指標，該指標比個人收入更能反映家庭的實際情況。 為減少異方差與樣本分布非正態性等問題，家庭人均收入、家庭工資收入及家庭食品支出家庭醫療保健支出、個人醫療總花費（元）在回歸過程中均采用對數的形式。 其他變量包括性別、年齡、家庭人數、飲酒、吸煙、當地醫療條件與戶籍。

2.3 計量模型

表1 變量釋義與描述性統計

為了研究家庭經濟狀況對個人健康的影響而建立的基本計量模型為：

該式中αit代表的是截距，Hit代表的是個人的健康水平，而Eit與Xit分別代表家庭經濟狀況與其他控制變量，βit與δit分別為其對應系數，εit為回歸殘差。文章引入省份與時間虛擬變量后，使用最小二乘虛擬變量法（LSDV）對截面標準誤進行修正。 同時考慮到個人的健康水平是有序的分類變量，在檢驗過程中，進一步使用有序logit 分別進行驗證。 其基本模型為：

在式（8）中，m=j∈{1，2……n}，當F 服從logistic 分布時，其為有序logit 模型。同時為了檢驗體育參與的中介作用，參照溫忠麟等人的中介效應兩部回歸法［23］，本研究建立了家庭經濟狀況對個人體育參與影響的計量模型，即：

在式（9）中φit代表的是截距，Sit代表的是個人的體育參與程度， 而Sit與Cit分別代表體育參與與其他控制變量，γit與ρit分別為其對應系數，θit為回歸殘差。

3 實證結果分析

3.1 家庭經濟狀況、個人體育參與對個人健康的影響

通過表2 可知，不管是否控制時間與省份虛擬變量，家庭人均收入與體育參與對自評健康與他評健康均具有顯著的正向影響，食品支出對個人健康具有顯著的正向影響，而房貸支出、醫療保健支出對個人健康具有顯著負向影響，即驗證了假說1。 值得說明的是，以往按自評健康作為單一的評價標準可能出現較大的偏誤，如食品支出、個人工資收入、家庭用水、家庭人口規模對自評健康和他評健康表現出不同的顯著性，即依照單一的標準，極有可能造成結論的偏誤。 本研究認為，家庭人均收入、體育參與、個人醫療支出、飲酒與家庭烹飪使用燃料對個人健康的影響穩健且顯著。 具體而言，家庭人均收入每提高一個百分比，自評健康水平提升4%～5%，他評健康提升9%～10%，兩者的系數相差一倍左右；每周運動增加一個頻次，自評健康提升1.86%，而他評健康提升1.07%，兩者也存在一定的差距。 而個人醫療支付每提高一個百分比，自評健康水平降低8.4%左右，他評健康下降3.3%左右。 出現這樣偏誤的原因在于，自評健康可能要包含自身情緒與心理的調節作用，他評健康很難獲取那些患有不具備外顯特征疾病人群的健康信息。 表2 回歸分析有幾處需要特別解釋，一周飲酒超過3 次的人群擁有更好的健康水平， 因為他們可能較其他居民擁有更廣的交際范圍， 以至于他們可以享受更多的社會資本以促進自身健康水平的提升， 而家庭用水的清潔性之所以能顯著地影響個人健康，是因為其減少了感染疾病的風險。

表2 家庭經濟狀況、體育參與對個人健康的影響

3.2 家庭經濟狀況對體育參與的影響

由表3 可知家庭人均收入、 個人工資對個人體育參與具有顯著的正向影響，即驗證了假說2。 而食品支出、房貸支出、保健支出不但沒有抑制個人的體育參與， 反而顯著地促進了個人的體育參與。 家庭治療負擔與吸煙飲酒習慣卻抑制了個人的體育參與。 具體來說，家庭人均收入每提高一個百分比，每周運動頻次提高10%左右，房貸支出每提高一個百分比，每周運動頻次提高6%左右， 工資收入每提高一個百分比，每周運動頻次提高1.67%左右， 且男性較女性具有更強的體育參與的意愿。 之所以房貸支出能夠促進健康，是因為能夠承擔房貸的居民往往擁有更加穩定的家庭收入。 而做飯燃料的清潔性能夠顯著促進體育參與， 是因為清潔燃料的使用節省居民的做飯時間，有更多閑暇的時間參加體育活動。

表3 家庭經濟狀況對體育參與的影響

表4 體育參與的中介效應檢驗

表5 家庭人均收入、體育參與的有序logit 邊際效應估計

3.3 體育參與的中介作用

使用溫忠麟提出的中介效應逐步回歸檢驗方法［24］。 如果A對C 的影響顯著，B 對C 的影響也顯著，同時A 對B 影響也顯著，如果原模型加入B 后，A 對C 影響系數顯著性消失，則B 在A 對C 的影響過程中起到了完全中介的作用；如果原模型加入B 后，A 對C 影響的系數顯著性不變，只是系數大小有調整，則B 在A 對C 的影響中起到了部分中介的作用。根據表3 的回歸可知，家庭人均收入對體育參與具有顯著的正向影響，醫療負擔對體育參與具有顯著的負向影響， 根據表2 的回歸可知，家庭人均收入、 個人體育參與對個人健康均具有顯著的正向影響，而個人醫療負擔與對個人健康具有負向影響。 當表3 的回歸放棄對體育參與控制時，家庭人均收入與對個人健康的影響系數明顯放大，即說明體育參與是家庭人均收入對個人健康影響的中介變量。 當表3 的回歸放棄對體育參與控制時，個人醫療負擔與對個人健康的負向影響系數變化不大，即不能說明體育參與是個人醫療負擔對個人健康影響的中介變量，使用比逐步回歸更為嚴謹的Sobel 檢驗與500 次抽樣的Bootstrap 檢驗都得到了一致的結論，即直接效應與間接效應結果都與逐步回歸方法一致，這說明了體育參與的中介效應穩健且顯著。

3.4 家庭人均收入、體育參與對不同健康水平的影響

如表5，經過有序logit 的邊際效應估計分析，家庭人均收入每提高一個百分點，“自評健康”等于1、2、3 的人群，健康分別下降0.35、0.5、0.45 個百分點，而“自評健康”等于4 和5 的人群，健康分別上升0.49、0.81 個百分點；同時，“他評健康”等于1～6 的人群，健康分別下降0.04、0.07、0.3、1.18、2.25、0.44，“他評健康”等于7 的人群，健康上升4.29 個百分點。每周運動頻次增加一個單位，“自評健康”等于1～3 的人群，健康分別下降0.21、0.3、0.27 個百分點，“自評健康”等于4 和5 的人群，健康分別上升0.30、0.49 個百分點；“他評健康” 等于1～6 的人群， 健康分別下降0.01、0.01、0.04、0.15、0.28、0.05 個百分點，“他評健康”等于7 的人群，健康上升0.53 個百分點。研究也通過了有序logit 模型的平行趨勢假定， 即家庭人均收入與體育參與對不同健康水平的人群具有不同程度的影響。

總體而言， 無論是家庭收入還是體育參與對健康狀況不太樂觀的人群具有顯著的負向影響， 而對于自評健康與他評健康狀況較好的人具有顯著的正向影響。 這說明當前中國居民的體育參與沒有起到良好的效果， 可能是沒有采取針對不同人群的運動處方導致的。

3.5 穩健性檢驗

如表6， 將自評健康水平小于3 的群體的健康水平重新賦值為0， 而將自評健康水平大于2 的群體的健康水平重新賦值為1， 同時將他評健康水平小于6 的群體的健康水平重新賦值為0， 而將他評健康水平大于5 的群體的健康水平重新賦值為1。分別使用logit 模型與線性概率模型再次估計家庭人均收入、體育參與對個人健康的影響。 回歸結果表明：收入提高一個百分比，獲得更高健康水平的概率提升3.5%至4%左右；每周運動頻次提高一個單位， 獲得更高健康水平的概率提升0.35%到0.5%左右。 不僅兩模型之間的差距不大，而且家庭人均收入、體育參與對自評健康與他評健康的影響系數一致， 穩健性檢驗1說明家庭人均收入、體育參與對健康水平的影響穩健且顯著。

表6 家庭人均收入、體育參與對個人健康的影響（穩健性檢驗1）

使用Tobit 模型對樣本進行截取后，分析家庭人均收入對體育參與的影響。 回歸結果表明， 刪除運動頻次較低的群體后，家庭人均收入對體育參與的系數有了接近4 倍的提升，這說明以某類特殊人群作為研究對象， 難以說明家庭人均收入對體育參與的真實影響， 而穩健性檢驗2 也再次說明了家庭人均收入對體育參與的影響穩健且顯著。 同時結合表6，放松體育參與約束后， 家庭人均收入對個人健康的影響系數有所變化，這也進一步驗證了體育參與的中介作用。

表7 家庭人均收入對體育參與的影響（穩健性檢驗2）

4 結論與建議

通過使用中國家庭追蹤調查2016 年到2018 年的數據，本文探討了家庭經濟狀況對個人健康的影響， 并探討了體育參與的中介作用。 本文研究的3 個重要觀點是：1）家庭人均收入提升居民體育參與熱情， 居民體育參與又提升了居民的健康水平，體育參與具有明顯的中介作用；2）家庭醫療負擔抑制居民體育參與與個人健康水平， 其他家庭支出沒有明顯地抑制個人的健康水平；3） 家庭人均收入與體育參與對不同體質的人群影響不同，對健康狀態好的人具備顯著的促進作用。

本文研究的重要政策含義是：1）要注重提升居民的收入，減輕家庭負擔。 本研究區別于其他研究，認為影響個人體育參與的重要因素是家庭人均收入而非個人收入， 因為個人收入無法反映其真實的生活負擔。 因此，政府大力發展經濟，做強國民經濟，同時要注意調動各種要素參與市場分配，通過稅收或轉移支付手段，緩解居民的收入預算約束。 同時要注重減輕家庭負擔較重群體的稅負，加大教育、醫療的支持力度，努力緩解居民的家庭負擔。2）要注意基本醫療服務的普及化，完善醫療保障制度，加強對重癥、危重癥病人的補貼力度，鼓勵其自我進行體育參與，發揮體育參與對健康的促進功能。3）要重視居民體育參與的政策引導與作用評估， 引導居民進行合理的體育參與，開發針對不同人群的運動處方，避免體育參與一刀切，同時要做好體育參與的效果評估工作，做到體育設施的精準合理投放，實現收益的最大化。

本研究的缺陷在于并沒有對運動強度、 運動效果等可能中介問題進行討論， 也沒有實現對影響健康的不可觀測因素進行控制， 導致本文的研究可能依舊停留在相關關系的分析范疇，較難達到因果推斷的效果。