中國社區(qū)社會經(jīng)濟地位和成人自評健康的關聯(lián)研究

王志成，郭 巖

(北京大學公共衛(wèi)生學院衛(wèi)生政策與管理學系，北京 100191)

《“健康中國2030”規(guī)劃綱要》要求“逐步縮小城鄉(xiāng)、地區(qū)、人群間基本健康服務和健康水平的差異，實現(xiàn)全民健康覆蓋，促進社會公平”[1]。大量研究揭示了中國國內(nèi)不同社會群體之間存在明顯健康不公平情況[2-3]，相關生態(tài)學研究也證實經(jīng)濟社會發(fā)展落后地區(qū)的人群面臨更高的疾病負擔，而且期望壽命更短[4-5]。在不同層面地區(qū)中，社區(qū)作為居民日常生活接觸和互動最頻繁的地區(qū)，社區(qū)社會經(jīng)濟地位是健康社會決定因素中的重要因素。社區(qū)社會經(jīng)濟地位由居民的社會經(jīng)濟地位決定，大量低社會經(jīng)濟地位人群居住的社區(qū)被稱為低社會經(jīng)濟地位社區(qū)[6]。社區(qū)社會經(jīng)濟地位和人群健康的關聯(lián)，可能僅僅是因為個體社會經(jīng)濟地位低而健康狀況差的個體聚集造成的構成效應(compositional effect)，也可能是社區(qū)社會經(jīng)濟地位對個體健康具有獨立的效應，即情境效應(contextual effect)[7]。社區(qū)社會經(jīng)濟地位對健康是否具有影響，將關系到是否需要在低社會經(jīng)濟地位社區(qū)開展社區(qū)層面的干預，例如改善社區(qū)基礎設施、構建和諧社區(qū)文化等。

國外已開展了大量利用多水平模型方法，在控制個體因素后分析社區(qū)社會經(jīng)濟地位對自評健康影響的研究。Daponte-Codina等[8]利用1987—2001年西班牙五輪健康調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)控制個體社會經(jīng)濟地位后，與生活在社會經(jīng)濟地位最高20%的社區(qū)相比，生活在社區(qū)社會經(jīng)濟地位最低20%社區(qū)的居民健康狀況較差。除了上述橫斷面研究的證據(jù)，Xiao等[9]利用美國退休人員協(xié)會(America Association of Retired Persons，AARP)的膳食與健康調(diào)查數(shù)據(jù)，分析1995—2006年近25萬人的隊列調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)與居住在社會經(jīng)濟地位最高20%社區(qū)的人群相比，居住在社會經(jīng)濟地位最低20%社區(qū)的人群自評不健康風險更高(OR=1.26，95%CI：1.20～1.32)。然而，也有部分研究認為社區(qū)社會經(jīng)濟地位和成人自評健康之間的關聯(lián)能夠完全被個體層面社會因素所解釋，Rejineveld[10]在荷蘭阿姆斯特丹開展的研究顯示，低社會經(jīng)濟地位社區(qū)的不良健康狀況主要是由于大量低社會經(jīng)濟地位且不健康個體聚集造成的，社區(qū)層面社會經(jīng)濟地位和自評健康之間的關聯(lián)在控制個體層面社會經(jīng)濟因素后消失。

目前，中國社區(qū)社會經(jīng)濟地位對健康影響的研究尚不多見，Lei[11]利用2010年中國家庭追蹤調(diào)查(China Family Panel Studies，CFPS)基線數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)控制兒童所在家庭社會經(jīng)濟地位后，居住在農(nóng)村低社會經(jīng)濟地位社區(qū)的兒童身高更低，營養(yǎng)狀況更差。本研究采用具有全國代表性家庭調(diào)查數(shù)據(jù)，構建社區(qū)社會經(jīng)濟指數(shù)(socioeconomic index, SEI)，并采用多水平建模方法控制個體社會經(jīng)濟因素后，分析社區(qū)社會經(jīng)濟地位是否和成人自評健康存在獨立關聯(lián)。

1 資料與方法

1.1 資料來源

本研究采用的數(shù)據(jù)來自于中國家庭追蹤調(diào)查(China Family Panel Studies，CFPS)，該調(diào)查是一項全國性、綜合性社會追蹤調(diào)查項目，旨在通過追蹤收集個體、家庭、社區(qū)3個層次的數(shù)據(jù)，反映中國社會、經(jīng)濟、人口、教育和健康的變遷[12]。其中社區(qū)在城市地區(qū)指的是居委會社區(qū)，在農(nóng)村地區(qū)指的是村委會社區(qū)。

CFPS的調(diào)查樣本框為中國25個省、自治區(qū)和直轄市中的家庭戶和樣本家庭戶中的所有家庭成員，抽樣框覆蓋了中國95%以上的人口[13]。CFPS 2010年基線數(shù)據(jù)完整，因此本研究利用基線數(shù)據(jù)構建樣本社區(qū)的SEI，為保證社區(qū)層面的均值指標穩(wěn)定可靠，本研究刪除了少于15個受訪戶的社區(qū)。由于2012年追蹤數(shù)據(jù)中的成人自評健康詢問方式更加合理[14]，本研究結合2012年追蹤數(shù)據(jù)中成人數(shù)據(jù)進行多水平回歸分析。數(shù)據(jù)處理過程如圖1所示，最終共有31 321名成人受訪者納入本研究分析，分布在577個社區(qū)中，其中城市居民8 423名，農(nóng)村居民22 898名。

1.2 社區(qū)SEI

國外采用多個社會經(jīng)濟指標來衡量社區(qū)的社會經(jīng)濟地位[15]，但是相關社會經(jīng)濟指標存在共線性問題，因此需要采用主成分分析方法構建社區(qū)SEI。本研究對社區(qū)層面人均收入、人均教育年限和人均財富進行主成分分析，構建社區(qū)SEI。因為社區(qū)人均收入和人均財富呈偏態(tài)分布，需要先對其進行對數(shù)轉換。此外，因主成分分析對變量量綱敏感，將對上述指標按照公式(1)進行最小值-最大值(min-max)標準化，以消除指標的量綱影響:

(1)

其中sij為j社區(qū)轉換后的i指標，xij為j社區(qū)的原始i指標，xij(min)和xij(max)分別為i指標在所有社區(qū)中的最小值和最大值。對上述3個轉換后的指標提取第一主成分，對第一主成分得分進行標準化后作為社區(qū)SEI，該指數(shù)越高，說明社區(qū)社會經(jīng)濟地位越高(圖2)。為了更直觀地說明社區(qū)SEI對應的社區(qū)社會經(jīng)濟情況，本研究根據(jù)社區(qū)SEI將樣本分為五等分，計算各組中不同維度貧困率(成人文盲率、收入貧困率、無安全用水率、無水沖廁所率和無清潔烹飪?nèi)剂下?。

圖2 社區(qū)SEI構建流程Figure 2 Process of constructing SEI

1.3 成人自評健康和控制變量

自評健康是社會調(diào)查中常用的單項主觀健康指標，能夠預測遠期死亡風險[16]，不僅僅反映疾病狀態(tài)，還能多方面反映健康水平[17]。測量受訪者健康時，問卷詢問受訪者“你會說你的整體健康狀況是什么?”，并要求受訪者從5個類別中選擇一個回答：非常健康、很健康、比較健康、一般、不健康，將回答“不健康”定義為自評不健康，編碼為1，其他回答編碼為0。其他個體層面的控制變量包括年齡、性別、婚姻狀態(tài)、教育程度、就業(yè)狀態(tài)、收入和財富等指標。

1.4 多水平Logistic回歸

本研究采用多水平建模方法研究社區(qū)社會經(jīng)濟地位對健康的影響，用以控制社區(qū)內(nèi)部成員之間的組內(nèi)相關性。其中，第一水平為成人，第二水平為社區(qū)，采用多水平Logistic隨機截距模型分析，相應的估計方程如下：

logit(yji)=β0j+βiXji+γji，

(2)

式中下標j表示不同社區(qū)，下標ji表示j社區(qū)中成人i，β0j是回歸截距，βi是個體層面的回歸斜率。其中，社區(qū)層面的截距模型為：

β0j=γ0+γjSEIj+μ0j。

(3)

將公式(3)代入公式(2)得到下式：

logit(yji)=γ0+γjSEIj+βiXji+μ0j+γji,

(4)

式中，SEIj為j社區(qū)SEI，γj為對應的系數(shù)，γjSEIj為社區(qū)社會經(jīng)濟地位對自評不健康影響的效應；Xji為個體層面的特征，βi為個體層面因素對應的系數(shù)，μ0j為社區(qū)層面的隨機波動，γji為個體的隨機波動。對應的組內(nèi)相關系數(shù)(intraclass correlation coefficient，ICC)計算公式如下：

(5)

2 結果

2.1 2010年基線調(diào)查社區(qū)社會經(jīng)濟情況

納入到最終分析的成人分布在577個樣本社區(qū)，其特征如表1所示，其中位于東部282個(48.87%)、中部144個(24.96%)、西部151個(26.17%)，79.37%的社區(qū)人均受教育年限小于9年，63.08%的社區(qū)人均年收入小于1萬元，80.07%的社區(qū)人均財產(chǎn)低于10萬元。

表1 2010年基線樣本社區(qū)基本情況Table 1 Characteristics of baseline sample communities, 2010

2.2 社區(qū)SEI結果

對標準化消除量綱后社區(qū)人均教育年限、社區(qū)人均收入(對數(shù))和社區(qū)人均家庭財富(對數(shù))進行主成分分析，提取第一主成分得分，其具體公式為：第一主成分=0.56×社區(qū)人均教育年限+0.60×社區(qū)人均收入(對數(shù))+0.57×社區(qū)人均財富(對數(shù))。第一主成分解釋了83.28%的總變異。

對第一主成分進行標準化后作為社區(qū)SEI，其取值范圍為-2.41～3.16，均值為0，方差為1。SEI越大說明社區(qū)社會經(jīng)濟地位越高。進一步分析社區(qū)社會經(jīng)濟地位和貧困率之間的關聯(lián)，結果顯示隨著社區(qū)社會經(jīng)濟地位增加，成人文盲率、收入貧困率、無安全用水率、無水沖廁所率和無清潔烹飪?nèi)剂下曙@著下降(表2)，說明社區(qū)SEI能夠較好地反映社區(qū)的社會經(jīng)濟地位。

表2 2010年按SEI劃分的不同社區(qū)不同維度貧困發(fā)生率(%)Table 2 The prevalence of deprivation in different dimensions grouped by community SEI, 2010 (%)

2.3 社區(qū)社會經(jīng)濟地位和成人自評健康的關聯(lián)結果

同時控制個體和社區(qū)因素的多水平回歸結果顯示，就個體社會經(jīng)濟因素而言，隨著成人教育程度、收入和財富的增加，成人自評不健康的概率下降。隨著社區(qū)社會經(jīng)濟地位增加，城市居民和農(nóng)村居民自評不健康概率均有所下降，但城市自評不健康概率下降無統(tǒng)計學意義(OR=0.94，95%CI：0.83～1.06)，而農(nóng)村自評不健康概率下降具有統(tǒng)計學意義(OR=0.84，95%CI：0.76～0.94，表3)。

基于多水平Logistic回歸模型，圖3顯示了在城市和農(nóng)村社區(qū)SEI取值范圍內(nèi)，隨著社區(qū)SEI增加，城鄉(xiāng)居民自評不健康概率下降情況，社區(qū)SEI提高和農(nóng)村居民自評不健康情況改善關聯(lián)顯著，關聯(lián)強度高于城市居民。

3 討論

本研究利用具有全國代表性的中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)分析了社區(qū)社會經(jīng)濟地位對成人自評健康的影響，發(fā)現(xiàn)基于社區(qū)人均收入、財富和教育年限構建的社區(qū)SEI能夠較為全面地反映社區(qū)社會經(jīng)濟地位，隨著社區(qū)社會經(jīng)濟地位提高，社區(qū)不同維度貧困率下降。多水平回歸研究結果顯示，在控制了個體社會經(jīng)濟因素后，隨著社區(qū)社會經(jīng)濟地位提高，成人自評不健康概率下降，社區(qū)社會經(jīng)濟地位對健康具有情境效應。然而只在農(nóng)村社區(qū)中觀察到了情境效應，換言之，居住在低社會經(jīng)濟地位農(nóng)村社區(qū)會額外增加居民的自評不健康風險。社區(qū)社會經(jīng)濟地位影響健康的一個重要途徑就是公共資源和服務途徑[18]，中國面臨著較大的城鄉(xiāng)差異，農(nóng)村社區(qū)公共服務和基礎設施顯著落后于城市社區(qū)[19]。社會經(jīng)濟地位低的農(nóng)村社區(qū)公共服務供給更為不足，社區(qū)公共資源和服務的供給需要農(nóng)村居民自己集資或者地方政府提供。因此，低社會經(jīng)濟地位農(nóng)村社區(qū)無力提供充足的包括醫(yī)療服務在內(nèi)的公共資源和服務，無法有效維護居民健康。除了農(nóng)村社區(qū)公共服務和基礎設施的供給不足外，其公共服務的質量也落后于城市社區(qū)[20]，由此推測低社會經(jīng)濟地位農(nóng)村社區(qū)的公共服務質量也更低，這些因素有助于解釋農(nóng)村社區(qū)居民的健康更容易受到社區(qū)社會經(jīng)濟地位的影響。

表3 社區(qū)SEI和成人自評不健康之間的關聯(lián)Table 3 Association between community SEI and adults self-rated poor health

圖3 社區(qū)SEI對成人自評不健康的邊際效應Figure 3 Marginal effect of community SEI on adult self-rated poor health

減少國家內(nèi)部健康不公平不僅是“健康中國2030”的要求，同時也是聯(lián)合國可持續(xù)發(fā)展目標的要求[21]。減少國家內(nèi)部健康不公平，不僅需要改善低社會經(jīng)濟地位個體的健康狀況，同時也需要整體關注低社會經(jīng)濟地位社區(qū)人群健康狀況。盡管中國扶貧議程轉向了基于個體的精準扶貧，但仍需要采取基于社區(qū)層面的干預，這種干預應該從經(jīng)濟開發(fā)的政策轉移到完善公共服務的政策，針對健康的情境效應采取對應措施。國內(nèi)已有相關政策致力于改善貧困地區(qū)的公共服務，例如2016年15個部委聯(lián)合發(fā)布了《關于實施健康扶貧工程的指導意見》，要求“實施貧困地區(qū)縣級醫(yī)院、鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院、村衛(wèi)生室標準化建設，加快完善貧困地區(qū)公共衛(wèi)生服務網(wǎng)絡，以重大傳染病、地方病和慢性病防治為重點，加大對貧困地區(qū)疾病控制、婦幼保健等專業(yè)公共衛(wèi)生機構能力建設的支持力度”[22]。這些整體改善貧困社區(qū)醫(yī)療條件的政策能夠促進農(nóng)村貧困社區(qū)所有居民的健康狀況，有助于縮小國家內(nèi)部的健康不公平。

本研究主要局限體現(xiàn)在，采用橫斷面研究設計，所得到的社區(qū)社會經(jīng)濟地位對健康的影響仍不足以被解讀為因果效應。影響社區(qū)社會經(jīng)濟地位對個體健康因果推斷主要體現(xiàn)在樣本的自選擇問題，低社會經(jīng)濟地位社區(qū)中的健康個體可能會遷移到高社會經(jīng)濟地位社區(qū)，造成低社會經(jīng)濟地位社區(qū)不健康人群比例增加。未來還需要采用追蹤數(shù)據(jù)進一步研究社區(qū)社會經(jīng)濟地位對健康的長期影響，以增強結論的因果推斷強度。

本研究利用2010年CFPS基線數(shù)據(jù)構建了樣本社區(qū)的SEI，該指數(shù)能夠反映社區(qū)的社會經(jīng)濟狀況。結合CFPS 2012年追蹤數(shù)據(jù)進行多水平回歸分析發(fā)現(xiàn)，在控制個體層面的人口學和社會經(jīng)濟因素后，隨著社區(qū)社會經(jīng)濟地位的增加，農(nóng)村成人居民自評不健康概率下降。在社會經(jīng)濟發(fā)展落后的農(nóng)村社區(qū)，不僅需要采取針對個體的健康干預，同時需要開展基于社區(qū)層面的健康干預，以整體改善社會經(jīng)濟發(fā)展落后社區(qū)所有居民的健康水平。