惠卉 張連城

摘 要：當前健康不平等問題已經(jīng)受到國際社會的廣泛關(guān)注，成為社會經(jīng)濟領(lǐng)域重點研究的主題之一。社會經(jīng)濟地位的差異是造成健康不平等的根本性影響因素，其中教育的作用最為關(guān)鍵。教育和健康是人力資本的重要組成部分，也是關(guān)乎社會發(fā)展和個人福利的關(guān)鍵變量，同時兩者關(guān)系也十分密切。不同教育水平的群體在健康水平上存在差異，從而形成健康的教育梯度。為了探究我國是否存在健康的教育梯度，厘清教育對健康的影響及其影響機制，基于格羅斯曼健康需求理論、教育影響健康的群體化差異理論等，構(gòu)建對數(shù)二項分布回歸模型，通過分析2010—2018年中國綜合社會調(diào)查數(shù)據(jù)，從理論和實證兩個方面考察中國居民健康的教育梯度及其影響機制，研究結(jié)果得到多個穩(wěn)健性檢驗的支持。研究發(fā)現(xiàn)，教育對人們的健康水平產(chǎn)生正向促進作用，尤其在初中教育階段最為顯著，同時該影響存在性別、年齡、城鄉(xiāng)和地區(qū)性差異。在此基礎(chǔ)上進一步探索了教育對健康的影響機制，結(jié)果表明，教育主要通過收入水平、生活方式和社會交往等物質(zhì)性和非物質(zhì)性中介路徑影響個體的健康狀況。因此，加大教育的全方位投入力度，特別是基礎(chǔ)教育階段的投入，以及提高居民收入水平、倡導健康生活方式、促進社會和家庭支持等政策途徑，對于提高全民健康水平，改善健康不平等具有重要意義。

關(guān)鍵詞：健康不平等；健康的教育梯度；社會經(jīng)濟地位；生活方式；社會交往

中圖分類號：C923;G40-052 文獻標識碼：A 文章編號：1000-4149（2023）03-0068-17

DOI：10.3969/j.issn.1000-4149.2023.00.036

收稿日期：2022-10-06；修訂日期：2023-03-01

作者簡介：惠卉，首都經(jīng)濟貿(mào)易大學研究生院助理研究員，經(jīng)濟學院博士研究生；張連城，首都經(jīng)濟貿(mào)易大學經(jīng)濟學院教授，博士生導師。

一、問題的提出

21世紀以來，健康不平等問題的相關(guān)研究和探索受到了全世界的高度關(guān)注。世界衛(wèi)生組織、世界銀行、聯(lián)合國開發(fā)計劃署以及許多國家政府積極投入人力、物力、財力，通過經(jīng)濟、社會、區(qū)域等多維度來探究健康不平等問題。聯(lián)合國在1978年的《阿拉木圖宣言》中呼吁各國為達到“2000年人人享有健康”的目標而共同努力，引領(lǐng)了全球社會對于健康不平等問題的研究潮流。來自不同學科領(lǐng)域的經(jīng)濟學家、社會學家、社會流行病學家等開始廣泛開展健康不平等問題的研究。

健康不平等的影響因素是各界學者研究的重要問題之一。從經(jīng)濟學角度看，健康不平等的影響因素主要包括社會經(jīng)濟地位和社會人口特征，尤其是社會經(jīng)濟地位。社會經(jīng)濟地位（SES，socioeconomic status）一般是指基于收入水平、教育水平、職業(yè)地位等因素對群體或個人的經(jīng)濟和社會地位的總體衡量［1］，其對健康的影響通過多途徑發(fā)生作用。社會經(jīng)濟地位較高的群體或個人的健康水平往往優(yōu)于社會經(jīng)濟地位較低的群體或個人［2］，從而形成健康的社會經(jīng)濟地位梯度［3］。我國對健康不平等的研究大多集中在收入因素對健康不平等的影響上，然而在當前社會中，人們通常先完成教育，再步入社會獲得工作收入。教育能夠帶來知識和技能的累積，而收入則是人們可獲取的經(jīng)濟資源［4］。相對于收入水平和職業(yè)地位，教育對健康不平等有著更加基礎(chǔ)性的影響［5-8］。

接受教育的年限越長、認知能力發(fā)展越完善，人們越具備更加復雜、靈活和理性的思維策略。教育讓人們積累了知識、技能，具備了價值觀和科學行為，增加了自信和動力，能夠進行理性地思考，從多角度看待問題、分析問題并解決問題，這些都對個人的職業(yè)、收入和財富具有顯著的影響，能幫助人們更易獲得健康和成功［9］。因此，教育因素對健康的影響引起了學者們的廣泛關(guān)注，不同教育程度的群體在健康水平上存在差異，這也是學者們強調(diào)的健康的教育梯度（education gradient in health）。教育水平高的群體往往健康狀況較好，與之相比，教育水平較低的群體面臨健康風險的幾率更大［10］。

我國一貫重視人民健康，改革開放以來，健康領(lǐng)域的改革發(fā)展成績斐然，人們的健康水平、身體素質(zhì)都在不斷提高。但在健康領(lǐng)域結(jié)出建設(shè)碩果的同時，我國健康不平等問題日益凸顯，給維護和促進健康帶來了新的挑戰(zhàn)［11］。目前，我國正處于經(jīng)濟轉(zhuǎn)型期，實現(xiàn)經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的前提條件是技術(shù)進步以及與之相聯(lián)系的人力資本積累，而健康是人力資本的重要構(gòu)成要素。因此，提高國民健康水平，改善健康不平等現(xiàn)狀，對于實現(xiàn)我國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型和經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義。本研究重點關(guān)注我國是否存在健康的教育梯度，試圖厘清教育對健康的影響機制，為進一步推進健康中國建設(shè)、改善健康不平等、提升國民健康水平提供政策參考。

二、文獻綜述、理論分析與研究假設(shè)

1. 文獻回顧

教育和健康的關(guān)系一直受到學術(shù)界的關(guān)注和討論，形成了許多實證研究成果。溫柯柏（Winkleby）等首先在實證研究中發(fā)現(xiàn)教育因素與膽固醇含量之間的關(guān)系最密切，證明教育是影響健康狀況最重要的因素［5］。教育對健康的解釋力在不同群體間存在不同的表現(xiàn)，一些學者認為，教育水平越高的人越知道如何利用醫(yī)療市場和服務來保持個人的健康，同時自評健康得分更高，健康狀況更好［12］；受教育程度高的人在工作中感到更有價值和成就感，他們調(diào)控生活方式和健康行為的能力明顯強于受教育程度較低的人［6，13］。還有學者提出教育是通過工資收入、職業(yè)選擇、營養(yǎng)狀況、同伴效應、就業(yè)率、居住和生存環(huán)境來間接影響健康［14-17］。早期有關(guān)教育對健康影響方面的研究大多使用普通最小二乘法，近期探討教育與健康關(guān)系的文獻主要集中在克服內(nèi)生性問題上，其中工具變量法使用較多，較為常用的工具變量有義務教育法、教育改革政策等［18-20］。近年來，國內(nèi)學者對教育與健康關(guān)系的研究逐步深入，并在研究對象、方法以及結(jié)論等方面取得一定進展。對于中國的老年人、婦女、兒童、農(nóng)民工等群體，學者們認為提高教育水平對改善以上群體的健康狀況具有重要意義［21-27］。此外，教育對于我國不同性別、城鄉(xiāng)、地區(qū)等居民的健康狀況影響各不相同，學者們通常使用分位數(shù)回歸、集中度指數(shù)分解、夏普利值分解等方法衡量教育相關(guān)的健康不平等問題［28-30］。

回顧已有文獻，國內(nèi)外目前對于教育與健康的關(guān)系、教育對健康的影響機制尚未形成一致的研究意見。本文認為可以在國內(nèi)現(xiàn)有文獻的基礎(chǔ)上加以拓展：一是從研究對象和研究數(shù)據(jù)上，現(xiàn)有文獻對老年人、農(nóng)民工、婦幼等特定群體的研究較多，且大多只選用某一年份或者某一地區(qū)、省份的研究數(shù)據(jù)，對國內(nèi)居民整體樣本的跨期研究較少。二是研究內(nèi)容上，以往研究集中關(guān)注教育和健康二者的相互關(guān)系，關(guān)于教育對健康影響機制方面的研究尚且不足；而且現(xiàn)有文獻大多在健康經(jīng)濟學和社會流行病學領(lǐng)域進行研究，引入社會學視角進行分析的較少。三是對于克服內(nèi)生性問題和穩(wěn)健性檢驗等方面的研究方法可以更為豐富。因此，本研究從以上三點出發(fā)，選用健康和教育有關(guān)信息涵蓋豐富的全國性跨期數(shù)據(jù)，研究教育對健康的影響及其影響機制。除了運用健康經(jīng)濟學理論和實證方法之外，還從社會學視角引入了社會交往這一變量，拓寬了研究視域；使用個人受義務教育法實施的影響作為工具變量以克服內(nèi)生性問題；并且通過安慰劑檢驗、補充樣本法檢驗以及分樣本Bootstrap法進行穩(wěn)健性檢驗，估計結(jié)果穩(wěn)健有效；進而根據(jù)實證結(jié)果提出促進全民健康發(fā)展、改善健康不平等的政策建議。

2. 教育與健康的關(guān)系

教育是人們通往健康之路的關(guān)鍵，教育創(chuàng)造了資源且具有將現(xiàn)有事物轉(zhuǎn)化為資源的能力，這些資源與人們的健康密不可分。目前解釋教育影響健康的群體差異化現(xiàn)象存在兩種理論，一種是資源替代理論（Resource Substitution Theory），另一種是優(yōu)勢強化理論（Reinforcement of Advantage Theory）［4］。資源替代理論認為當人們擁有多個資源時，資源替代會促使人們對特定資源的依賴程度降低。因此對于擁有較少替代資源的群體來說，擁有特定資源的效果更大。教育是一種社會資源，對個體健康的促進作用會在弱勢群體中更加顯著。由于這一群體在社會資源方面處于劣勢，他們將更多地依賴稀缺的教育資源，從而在教育成就中獲益更多。如果弱勢群體的教育水平很低，又沒有擁有其他可替代的資源，那么劣勢會相互疊加并加劇健康不平等，即產(chǎn)生劣勢疊加效應。優(yōu)勢強化理論的主張與之相反，其認為優(yōu)勢群體從他們所擁有的資源中獲得更多，因此他們的資源會成倍增加以強化優(yōu)勢。擁有更多其他社會資源的優(yōu)勢群體將更多地受益于教育成就，其結(jié)果是“強者愈強，弱者愈弱”，加劇了教育的健康不平等。這兩種理論從不同的角度解釋了教育是影響健康的重要因素，是形成健康梯度的重要原因之一。此外，教育與健康之間的關(guān)系也會因性別、年齡等人口特征的不同而發(fā)生變化。在死亡率、自評健康、心理健康以及體質(zhì)指數(shù)等方面，相較于男性，女性的教育效應更大。教育和健康的關(guān)系通常在晚年開始減弱，同時教育在心理健康方面的收益也開始減弱［12］。

現(xiàn)有絕大多數(shù)文獻都發(fā)現(xiàn)，個體的教育水平和健康水平之間存在著一種正相關(guān)關(guān)系，即個體所受教育水平的提升可以有效改善其健康水平；同時大量實證分析顯示，教育對健康水平的提升具有重要的推動作用。教育不僅是改善個人健康的有效路徑，對于弱勢群體而言，教育同時也是一種減少健康不平等的有效路徑。根據(jù)上述分析，為了考察中國是否存在健康的教育梯度，首先提出假設(shè)：

假設(shè)1：教育對人們的健康有積極的正向影響，且不同教育階段對健康水平的影響不同。

3. 教育對健康的影響機制

在教育如何改善健康的問題上，人力資本理論認為，個人通過教育所獲得的勞動技能和知識水平能夠通過生產(chǎn)能力向經(jīng)濟資源轉(zhuǎn)化，從而為健康發(fā)展提供有力的物質(zhì)支持。在此基礎(chǔ)上，人們通過教育積累了超出生產(chǎn)技能之外的信息、習慣和非認知能力等綜合素質(zhì)，可以提供理性思考、客觀判斷、有效交流和信息獲取等能力，有利于個人通過克制不良習慣、形塑生活方式和管理資源支配等途徑長期保持身體健康，從而在總體上表現(xiàn)為教育通過多渠道影響健康的路徑效果［31］。

在實證層面，具體而言，筆者系統(tǒng)總結(jié)了以往的研究，關(guān)于教育對健康的影響機制主要歸納為兩種途徑：教育對健康的物質(zhì)性影響和教育對健康的非物質(zhì)性影響。其中，教育對健康的物質(zhì)性影響是指個人通過教育習得的物質(zhì)性人力資本所帶來的收入水平的提升能夠促進個體健康，即個體的教育水平通過“收入水平”這一橋梁影響健康水平。教育對健康的非物質(zhì)性影響可以從生活方式和社會交往兩方面來進一步分析。

（1）“教育—收入水平—健康”機制。教育對收入的因果效應由來已久，但是收入對健康有影響嗎？有關(guān)健康的社會經(jīng)濟梯度的大量文獻顯示，收入與死亡率、自評健康狀況、吸煙、酗酒、肥胖甚至是精神沮喪等一系列健康指標有著較強的相關(guān)性，也有研究證實收入對健康有著積極的因果效應。商品理論（Commodity Theory）強調(diào)教育影響人們社會經(jīng)濟地位的提升和物質(zhì)回報的積累［9］。第一，良好的教育可以提升個體的人力資本，教育水平高的群體失業(yè)率較低，他們可以獲得更優(yōu)越的工作、更高的收入。第二，收入較高的群體可能擁有更好的生活環(huán)境。直接收入假說（Direct Income Hypothesis）也認為，健康差異源于高收入群體有更多的財富進行健康投資。他們可以送孩子去更好的學校讀書，居住在污染更少的社區(qū)等，有助于提升健康水平。第三，高收入者普遍擁有較高的健康風險應對條件。如能夠獲得更好的醫(yī)療服務資源、提前預防疾病以及健全的健康保險體系等，從而促進健康水平的提升。

（2）“教育—生活方式—健康”機制。由于物質(zhì)性影響無法完全解釋教育對健康的影響機制，所以習得有效性理論（Theory of Learned Effectiveness）突出了教育在促進健康過程中的非經(jīng)濟性作用［9］，該理論關(guān)注人們后天習得的生活方式、自我控制能力和創(chuàng)造性工作等中介作用?？梢哉f，教育的重要作用之一就是培養(yǎng)個體能夠更加見多識廣、更富于理解力和以更健康方式生活的技能。教育能使個體更好地習得促進健康行為的相關(guān)知識，遵循健康的生活方式，持有積極樂觀的生活態(tài)度，以及有效塑造和控制自己生活的能力和動力。

研究表明，受過良好教育的人更重視健康的生活方式，注重參加體育鍛煉，有助于降低肥胖的發(fā)病率［32-33］。不經(jīng)常運動、體重不足和肥胖的人更可能具有較差的健康狀況。加強體育鍛煉等良好的生活方式和健康的生活態(tài)度能夠提高個人的健康水平［34］。有效率生產(chǎn)者假說（Efficient Producer Hypothesis）亦認為，健康差異的原因在于受過良好教育的人在健康的生產(chǎn)上更有效率，受教育而獲得的知識能夠讓人們更好地照顧自己；教育讓人們更愿意投資能產(chǎn)生長期回報的資產(chǎn)，其中就包括健康。此外，受過良好教育的個人對于醫(yī)生的建議有更好的依從性，而且更有能力處理復雜的治療方案。

（3）“教育—社會交往—健康”機制。在教育對健康的非物質(zhì)性影響中，通過社會支持資源對健康可能產(chǎn)生的影響越來越引起學界的關(guān)注。

著名心理學家班杜拉（Bandura）提出的社會學習理論探討了認知、行為與社會因素對人的影響，特別是社會因素的影響，并且提出了個體學習行為的三種機制［35］。一方面是觀察學習機制，社會網(wǎng)絡(luò)是一個相互依賴和動態(tài)的系統(tǒng)，一個人的健康狀況不僅受到個人行為的影響，還受到社會網(wǎng)絡(luò)中他人的影響。例如，受過良好教育的人可能有更多受過良好教育的朋友，朋友有可能更重視健康，那么通過觀察和模仿學習，提高了個體對健康的重視程度，促進了健康水平的提升；一個人如果擁有吸煙、喝酒、吸毒或自殺傾向的朋友，他會比其他人更有可能參與同樣的活動。社會學習理論已被成功應用于幫助人們對慢性疾病互助管理項目中，通過組建患者支持小組提供心理疏導和互動支持，收到了比較好的成效［10］。另兩個方面是聯(lián)結(jié)與強化機制，高學歷群體一般具有較強的社會溝通能力，有利于維護和拓展社會關(guān)系，增加社會交往和社會團體的參與程度。

社會支持與健康結(jié)果之間的相關(guān)性已被完全證明，如社會交往有限的人更有可能酗酒。缺少社會支持可能

增加個體的壓力，導致孤單或缺乏認同感，而酗酒可能是一個反應或應對機制。社會交往可以為人們帶來更多的健康資源和保障，獲得更多的情感和心理支持，增強了自我效能和生活幸福感，從而使人們擁有較好的健康狀況。另外，那些擁有社會支持的人也通常較少為壓力所困［36］。

綜上所述，從以上三種機制分析來看，一是良好的教育能夠提升個體的人力資本，使人們在勞動力市場競爭中占據(jù)較大的優(yōu)勢；人們獲得穩(wěn)定、環(huán)境優(yōu)越、收入較高的工作機會較大，教育所產(chǎn)生的物質(zhì)回報可以有效提升健康水平。二是不同教育水平的居民在生活方式上存在顯著差異，教育水平越高的人越傾向于形塑和維護有利于健康的生活方式：一方面，受教育程度越高的人對健康的需求越高，擁有健康生活方式的動機越強；另一方面，他們能夠支付健康生活方式所需要的經(jīng)濟文化資本。三是教育水平較高的群體在社會網(wǎng)絡(luò)中容易處于優(yōu)勢地位。

社會交往能夠產(chǎn)生情感支持和增強幸福感，減少因負面情緒導致的精神不佳狀況。因此，本研究形成一條教育通過影響人們收入水平、生活方式和社會交往來影響健康水平的重要因果路徑，這也是本文的邏輯框架，如圖1所示。為了驗證以上機制，提出假設(shè)2和假設(shè)3：

假設(shè)2：教育通過物質(zhì)性影響路徑（收入水平）間接影響人們的健康水平。

假設(shè)3：教育通過非物質(zhì)性影響路徑（生活方式、社會交往）間接影響人們的健康水平。

三、研究設(shè)計

1. 模型構(gòu)建

格羅斯曼（Grossman）在人力資本理論的基礎(chǔ)上構(gòu)建了健康需求模型，該模型是健康經(jīng)濟學中的一個重要里程碑。格羅斯曼模型為一系列健康現(xiàn)象提供了強大解釋，將人們的日常健康決策連貫起來，用整個生命周期的視角考察個人健康決策和生活方式 ［37］。本文旨在研究教育對個體健康狀況的影響，以及教育通過影響個體的收入、生活方式和社會交往等因素進而影響健康狀況的內(nèi)在機制。因本文因變量健康水平為二分變量且樣本健康狀況良好的概率大于15%，所以采用對數(shù)二項分布回歸（Log-binomial Regression）來分析教育對個體健康狀況的影響，估計模型表示為：

ln［P（Hi=1）］=α0+α1Ei+α2Xi+θ+t+ε（1）

其中，P（Hi=1）代表接受健康狀況良好的概率，Ei代表個體i的教育年限，Xi包含了個體i的性別、年齡、婚姻狀況和居住地等個人特征，α0為常數(shù)項。同時還控制了省份的固定效應項θ和出生年份固定效應項t，ε為隨機擾動項，健康的教育梯度α1是考察的重點。

為了克服內(nèi)生性問題，本文引入個體受義務教育法【 我國于1986年7月頒布《中華人民共和國義務教育法》，明確規(guī)定“凡年滿六周歲的兒童，不分性別、民族、種族，都應當入學接受規(guī)定年限的義務教育”?！繉嵤┑挠绊懽鳛榻逃晗薜墓ぞ咦兞?［38］，采用兩階段最小二乘法估計教育年限與健康水平的關(guān)系。義務教育法的實施影響了個體的受教育年限，但對個體的健康水平?jīng)]有影響，也與個人出生時間等人口特征因素和家庭因素無關(guān)，滿足相關(guān)性和排他性約束。在義務教育法頒布之時，允許各省結(jié)合實際情況確定具體實施時間，所以各省實施義務教育法的時間不盡相同【 各省份（不含港澳臺）具體實施義務教育法時間為，1986年：北京、天津、河北、山西、遼寧、黑龍江、江蘇、浙江、江西、山東、河南、廣東、重慶、四川、云南；1987年：吉林、安徽、湖北、陜西；1988年：福建、貴州、內(nèi)蒙古、青海、新疆；1990年：甘肅；1991年：湖南、廣西、海南；1993年：上海、寧夏；1994年：西藏?！俊Ｍ瑫r，義務教育法實施后在各省的影響程度存在差異，在政策實施前居民平均受教育年限較短的省份，受政策的影響相對較強［39］?？紤]到上述情況，參考張曉敏等人的方法［19］，構(gòu)造個體受義務教育法影響的時間（expip）和義務教育法的實施效率（effip）兩個工具變量以考察義務教育法的實施對個人受教育年限所產(chǎn)生的影響。

2SLS的第一階段回歸方程如下：

Eip=β0+β1expip+β2effip+β3Xi+θ+t+γ（2）

其中，Eip代表

個體i的教育年限，expip代表個體受義務教育法影響的時間，取值范圍為0到1。若expip取值為0，表示義務教育法實施之年個人已滿15周歲，該個人不受義務教育法實施的影響；若expip取值為1，表示義務教育法實施之年個人不滿6周歲，完全受到義務教育法的影響；若expip取值在0—1間，則表示義務教育法實施之年個人年齡在6—15歲之間，expip的值按照如下方法計算：expip=（個人出生年-實施年）+1510。

effip表示義務教育法的實施效率，取決于義務教育法實施前各省義務教育的特征，即初始平均受教育年限和受義務教育法影響的時間，因此，以個體受義務教育法影響的時間（expip）和初始平均受教育年限來表示：effip=expip×prep。其中，prep表示完全未受義務教育法影響的人群的平均受教育年限。

為了進一步探討教育對健康的影響機制，本文選擇使用逐步回歸法和交互效應模型進行實證分析，即在基線模型的基礎(chǔ)上，依次引入三個既有理論所提出的影響因素：收入水平、生活方式、社會交往，以及教育年限與三者的交互項，估計方程如下式：

ln［P（Hi=1）］=δ0+δ1Eip+δ2Xi+δ3Mi+δ4Ei×Ii+δ5Ei×Li+δ6Ei×Si+θ+t+μ（3）

其中，

P（Hi=1）代表接受健康狀況良好的概率，Eip代表第i個個體的教育年限，Xi包含了第i個個體的性別、年齡、婚姻狀況和居住地等個人特征，Mi是代表一組影響因素（收入水平、生活方式和社會交往）的變量，Ei×Ii是教育年限與收入水平的交互變量，Ei×Li是教育年限與生活方式的交互變量，Ei×Si是教育年限與社會交往的交互變量，δ0為常數(shù)項，μ為隨機擾動項。為了避免樣本規(guī)模差異導致的估算偏誤和人口流動造成的樣本選擇偏差，本研究在模型中依次加入交互項，而不是直接比較分樣本模型的系數(shù)［40］。

2. 數(shù)據(jù)和變量

本研究的數(shù)據(jù)來自中國綜合社會調(diào)查（Chinese General Social Survey，CGSS）項目。該數(shù)據(jù)樣本涵蓋中國28個省份（除港澳臺、西藏、新疆、海南外），樣本年齡滿18周歲、在抽樣住址居住滿一年，調(diào)查數(shù)據(jù)能夠比較客觀全面地反映中國社會、社區(qū)、家庭、個人等多個層次的生活狀況和健康狀況。本文使用2010—2018年（2010年、2012年、2013年、2015年、2017年和2018年）共計六次綜合調(diào)查數(shù)據(jù)進行研究，剔除了少許變量信息缺失的觀測值后，得到51328個有效樣本，其中包含城市樣本31986個、農(nóng)村樣本19342個；東部樣本21312個、中部樣本17349個、西部樣本12667個。

健康不平等的研究中，健康的測量包括自評健康、死亡率、醫(yī)學健康和功能性健康四類指標［1］。本文采用個人的自我健康評估狀況作為模型的因變量。對受訪者提出健康評估的問題為“您覺得您當前的身體狀況如何？”（1=很不健康；2=比較不健康；3=一般；4=比較健康；5=很健康），本文將自我健康評估狀況處理為二分類變量，把“很健康、比較健康和一般”編碼為“健康狀況良好=1”；把“很不健康和比較不健康”編碼為“健康狀況較差=0”。自變量為教育年限，根據(jù)我國不同學段的學制年限將教育年限編碼為：0=未受過任何教育；6=小學；9=初中；12=高中；16=大專及以上。

本研究在考察教育對健康的影響因素時，收入水平指標使用家庭收入來衡量，原因在于研究收入水平與健康的關(guān)系時，國際上大部分的研究使用家庭收入或人均家庭收入［15，41］。考慮到通貨膨脹的影響，收入水平變量為經(jīng)過居民消費價格指數(shù)調(diào)整到2018年的收入，收入變量使用對數(shù)形式。生活方式變量用參加體育鍛煉的頻率進行衡量（1=每天；2=一周數(shù)次；3=一月數(shù)次；4=一年數(shù)次或更少；5=從不）；社會交往情況用社會交往的頻率進行衡量（1=非常頻繁；2=經(jīng)常；3=有時；4=很少；5=從不）。

根據(jù)研究需要和數(shù)據(jù)的可得性，本文在模型中納入人口特征解釋變量來預測健康水平。人口特征包括性別、年齡、婚姻狀況和居住地（城市/農(nóng)村）。由于我國東部、中部和西部地區(qū)發(fā)展不均衡，因此控制了東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)三個虛擬變量。因缺少港澳臺、西藏、新疆、海南等地的樣本，本文將28個省份劃分為三個類別，東部地區(qū)（包含10個省份【 東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東和廣東10個省份。】）、中部地區(qū)（包含8個省份【 中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南8個省份?！浚┖臀鞑康貐^(qū)（包含10個省份【 西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海和寧夏10個省份?！浚?。

四、實證分析

1. 描述性統(tǒng)計

變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1所示。樣本的自我健康評估均值為0.823，處于較為健康的水平。樣本的平均教育年限指標的均值為8.822，接近初中教育水平。全部樣本的平均年齡約為50歲，樣本中男性占比為48.7%，女性占比為51.3%。有62.3%的個體居住在城市，37.7%居住在農(nóng)村。居住在東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)的比例分別為40.7%、34.3%和25.0%。在除去CPI的影響后，居民家庭平均年收入為40134.84元。在生活方式和社會交往方面，有38.8%的居民進行一月數(shù)次及以上的體育鍛煉，26.5%的居民經(jīng)常進行社會交往。

本文核心變量的描述性特征參見表2。可以看出，男性居民的自我健康評估狀況要優(yōu)于女性居民，同時男性的平均受教育程度也比女性高；男性受教育程度為初中及以上的比例均高于女性，小學教育及未接受過正式教育的比例均低于女性。城市居民的自我健康評估狀況優(yōu)于農(nóng)村居民，平均受教育程度也高于農(nóng)村居民；城市樣本中未受過正式教育的比例僅為農(nóng)村樣本的1/3，接受大專及以上教育的人口達到了同水平農(nóng)村人口的8.39倍。此外，人口健康水平和教育水平的地區(qū)差異也很明顯：東部地區(qū)居民的自我健康評估狀況明顯優(yōu)于中部和西部地區(qū)居民，擁有高中及以上教育水平的人口達到了同水平西部地區(qū)人口的兩倍多。

為了進一步考察不同教育水平居民的健康狀況分布，構(gòu)建了教育水平和自評健康狀況矩陣（見表3）。可以看到，在各年的分布中，未受過教育的群體相較于其他教育程度的群體，自評健康水平很差和不好的占比較高，好和很好的占比較低。隨著受教育程度的提高，自評健康狀況很差和不好的占比逐漸減少，同時好和很好的占比逐漸增加。與之相反，大專及以上受教育群體的自評健康水平好和很好的占比較高，很差和不好的占比較低。隨著時間的推移，不同教育水平群體的健康狀況有所提升，自評健康很差和不好的比例逐漸降低，好和很好的比例逐漸提高。綜上可知，我國居民的教育水平與健康水平有密切的聯(lián)系，健康的教育梯度顯著。

2. 基準回歸

表4匯報了基準回歸結(jié)果和工具變量檢驗結(jié)果。模型1和模型2分別為教育水平和教育年限的OLS估計，模型3和模型4是第一階段估計和2SLS估計。從整體來看，OLS和2SLS估計中教育年限對于個體健康水平的影響系數(shù)均為正且在1%水平下顯著，這說明中國居民存在教育的健康效應，同時也印證了米洛斯基和羅斯（Mirowsky & Ross）的理論，即教育是一種習得有效性能力，

教育年限對健康水平有明顯的促進作用［9］。模型1中，根據(jù)教育年限將樣本分為未受過教育、小學、初中、高中和大專及以上五組，探討不同教育階段下教育對健康的影響?；貧w結(jié)果表明，與未受過教育者相比，小學、初中、高中、大專及以上教育程度者報告健康狀況良好的優(yōu)勢分別增加了7.25%、15.72%、15.49%和14.00%，這表明從小學教育階段開始，教育對居民的健康水平有明顯的促進作用，特別是小學到初中階段的促進作用最為顯著，而處于初中以上教育階段時，教育對健康水平的正向促進作用逐步減弱，這一結(jié)果與以往研究結(jié)果頗為相似。有研究認為，在農(nóng)村，小學和初中畢業(yè)者之間的健康差距最大；中等學歷者比高等學歷者、低學歷者的健康水平更高［42］。那為何高等學歷者沒有體現(xiàn)出更大的健康優(yōu)勢？這可能是因為受過高等教育的群體大多從事行政管理和專業(yè)技術(shù)工作，他們工作壓力較大，長期辦公久坐不動，這抵消了教育對健康的部分積極影響。

此外，控制變量對個體健康狀況也產(chǎn)生重要影響。從性別方面來看，模型1—4均顯示性別對個體健康狀況的影響在1%水平下顯著且系數(shù)為正，說明男性在自我健康評估狀況上比女性更占優(yōu)勢，這與以往研究結(jié)果一致。樣本年齡的系數(shù)均為負，表明年齡與個體健康水平呈現(xiàn)出顯著負相關(guān)關(guān)系，即隨著年齡的增長，人們的健康狀況逐步衰退，呈現(xiàn)不斷下降的趨勢。在城鄉(xiāng)方面，城鄉(xiāng)人口呈現(xiàn)明顯的健康差異，城市人口報告健康狀況優(yōu)于農(nóng)村人口且系數(shù)在1%的水平下顯著，說明城市居民更容易獲得在醫(yī)療服務、環(huán)境衛(wèi)生、經(jīng)濟發(fā)展等方面的優(yōu)質(zhì)資源，這些因素明顯促進了城市居民健康水平的提升，同時也加大了城鄉(xiāng)間個體的健康不平等。在地區(qū)差異方面，與西部地區(qū)相比，東部地區(qū)和中部地區(qū)對自評健康狀況的影響在1%水平下顯著且系數(shù)為正，說明東部地區(qū)和中部地區(qū)的個體比在西部地區(qū)的個體更容易擁有較好的健康狀況?；橐鰻顩r對個體健康水平無顯著影響。

一階段估計中，個人受義務教育法影響時間的系數(shù)為0.037且在1%的水平下顯著，表明個人受義務教育法影響時間越長，其接受教育年限越久。義務教育法實施效率這一指標的系數(shù)為負，說明義務教育法實施前教育水平較低的省份受政策的正向影響更大，政策實施前教育水平較高的省份受政策的正向影響較小，這與以往研究結(jié)論一致［19，37］。2SLS估計中教育年限的系數(shù)為0.089，大于OLS估計中教育年限的系數(shù)（0.046），即2SLS估計中教育年限對個體健康水平的提升作用更顯著。DWH檢驗的Chi2值為3.509且在10%水平下拒絕了所有解釋變量均為外生變量的原假設(shè)，表明教育年限變量具有內(nèi)生性。弱工具變量檢驗的Cragg-Donald-Wald統(tǒng)計量的F值為48.218，大于臨界值（16.38）［43］，因此不存在弱工具變量情況。所以，使用工具變量法的回歸結(jié)果表明，教育是影響健康的重要因素且對健康具有正向的積極影響，其中初中階段教育的影響最為顯著，這也解釋了中國居民健康的教育梯度現(xiàn)象，結(jié)果支持假設(shè)1。

3. 教育對健康的影響機制

為了進一步考察教育對健康的影響機制，本文使用逐步回歸法和交互效應模型進行機制檢驗，表5報告了處理內(nèi)生性問題后的2SLS回歸結(jié)果，其中模型1為教育年限與收入水平的交互模型，模型2為教育年限與生活方式的交互模型，模型3為教育年限與社會交往的交互模型。

模型1中，納入教育與收入水平的交互項后，收入水平對個體健康狀況的影響在1%顯著水平下為正，即家庭年收入的自然對數(shù)每增加一個單位，其自評健康狀況良好的優(yōu)勢增加5.02%。

這可能的原因是高收入群體擁有更多的資金進行健康保健投資，以及對疾病的預防和購買健康保險等健康管理行為；或是在患病后能夠在醫(yī)療衛(wèi)生資源方面進行更多的資金投入，

從而促進了自身健康水平的提升。模型2的實證結(jié)果顯示，在教育與生活方式的交互影響下，經(jīng)常參加體育鍛煉的人健康狀況良好的優(yōu)勢是不經(jīng)常參加體育鍛煉者（一個月參加不超過一次）的1.03倍。這表明人們選擇健康的生活方式，如經(jīng)常參加體育鍛煉和運動等，能夠有效提升健康水平。模型3的實證結(jié)果顯示，在教育與社會交往的交互影響下，社會交往對個體健康狀況的影響在1%水平下顯著為正，即經(jīng)常參與社會交往的人健康狀況良好的優(yōu)勢是較少參與社會交往者（很少和從不參與）的1.04倍。這說明個體的社會網(wǎng)絡(luò)資源越豐富，社會交往越頻繁，其所獲得的社會支持越高，越有助于個體身心的健康。綜合模型1—3來看，教育年限對個體健康水平有顯著的積極影響，但在分別納入教育與收入水平、生活方式、社會交往的交互項后，教育的主效應系數(shù)均在不同程度上減??；教育年限與收入水平、生活方式和社會交往的交互項系數(shù)均為負數(shù)且均在1%的水平下顯著，這說明人們增加收入，積極參與鍛煉和加強社會交往，能夠部分減弱教育對于健康的正向作用，意味著這三者是教育影響個人健康水平的有效途徑，即教育通過物質(zhì)性影響路徑（收入水平）和非物質(zhì)性影響路徑（生活方式、社會交往）間接影響人們的健康水平，總體研究結(jié)果支持假設(shè)2和假設(shè)3。

五、穩(wěn)健性檢驗

1. 安慰劑檢驗

為了進一步檢驗將個人受義務教育法實施的影響作為工具變量的有效性，通過把義務教育法實施時間提前2年或推遲2年作為虛擬政策時點進行安慰劑檢驗，以此估計教育對健康的因果效應。如果檢驗結(jié)果證明無類似因果關(guān)系，則說明教育年限的增加確實受到義務教育法實施的政策影響，工具變量驗證有效，安慰劑檢驗結(jié)果見表6。表6第一列選擇的兩組樣本分別為在實際義務教育法實施時年齡在15—16歲（A組）和17—18歲（B組）群體。假定虛擬政策時點為提前2年實施義務教育法，即A組年齡為13—14歲，是受到政策影響的樣本；B組年齡為15—16歲，是未受政策影響的樣本。回歸結(jié)果表明，在控制了其他變量的條件下，教育年限對健康并無顯著影響。第二列選擇的兩組樣本分別為在實際義務教育法實施時年齡在11—12歲（C組）和13—14歲（D組）群體。假定虛擬政策時點為推遲2年實施義務教育法，即C組年齡為13—14歲，是受到政策影響的樣本；D組年齡為15—16歲，是未受政策影響的樣本。回歸結(jié)果仍表明教育年限對健康水平無影響。表6中的兩列系數(shù)均不顯著，這驗證了義務教育法對于教育年限的正向影響是政策實施的影響效果，而非時間的變化趨勢，所以基準回歸結(jié)果是無偏的，不是由內(nèi)生性因素干擾所得。

2. 補充變量法檢驗

為了檢驗回歸結(jié)果是否穩(wěn)健，本文將醫(yī)療支出變量作為新的解釋變量納入回歸方程中，考察主要解釋變量教育年限的回歸系數(shù)與原回歸系數(shù)相比較有何異同，以此驗證基準回歸結(jié)果是否穩(wěn)健。醫(yī)療支出代表公共醫(yī)療資源的可及性，其與個體健康狀況密切相關(guān)。醫(yī)療支出的數(shù)據(jù)同樣來自中國綜合社會調(diào)查數(shù)據(jù)庫，用全年總支出中醫(yī)療支出金額（不含醫(yī)療保險報銷金額）來代替，穩(wěn)健性檢驗的回歸結(jié)果見表7。模型1—3中，教育年限在1%水平下顯著且系數(shù)為正，表明加入醫(yī)療支出變量后，教育年限對健康水平仍具有明顯的積極影響，與之前的回歸結(jié)果保持一致，回歸結(jié)果的穩(wěn)健性得到證實。同時，我們還發(fā)現(xiàn)醫(yī)療支出與健康水平之間存在負相關(guān)關(guān)系，這也符合我國的實際情況，即人們在健康狀況不佳的情況下才會考慮去醫(yī)院就診，從而產(chǎn)生相應的醫(yī)療支出［28］。

3. 分樣本Bootstrap法檢驗

本文的實證研究部分采用了中介效應檢驗的逐步回歸法，雖然逐步回歸法在相關(guān)研究中多有運用，但是在多個并列的復雜中介檢驗中，逐步回歸法無法對樣本的直接效應進行檢驗判斷。由于本研究涉及多重平行中介因素，為了準確驗證假設(shè)，本文在逐步回歸檢驗的基礎(chǔ)上通過基于最小二乘法回歸分析的Bootstrap方法來進行檢驗。Bootstrap方法能夠?qū)Χ喾N平行中介、有序中介和其他更復雜中介效應進行檢驗，可以更為準確地考察中介效應并估計效應大小。表8分別報告了全樣本、青年樣本和中老年樣本的Bootstrap法檢驗結(jié)果【? 具體操作可由SPSS軟件的PROCESS宏命令來實現(xiàn)，文中設(shè)置Bootstrap重復抽樣5000次，數(shù)據(jù)結(jié)果將直接呈現(xiàn)總效應、直接效應及間接效應?！俊?/p>

全樣本模型結(jié)果顯示，教育影響健康的總效應以及收入水平、生活方式、社會交往這三條中介路徑的間接效應全部顯著，而教育影響健康的直接效應并不顯著。這說明教育對健康有積極的顯著影響，而且是通過收入水平、生活方式以及社會交往路徑間接影響人們的健康水平，從而驗證了假設(shè)1、假設(shè)2和假設(shè)3。

青年樣本和全樣本結(jié)果基本一致，也是教育影響健康的總效應以及收入水平、生活方式和社會交往這三條中介路徑的間接效應全部顯著，而教育影響健康的直接效應并不顯著。此外，以收入水平為代表的物質(zhì)性影響路徑占總間接效應的32.99%，而以生活方式和社會交往為代表的非物質(zhì)性影響路徑占總間接效應的67.01%【 不同中介路徑的影響程度可以通過路徑的間接效應與總間接效應的比值大小來表示：32.99%=0.097/0.294；67.01%=（0.128+0.069）/0.294?！?。由此可見，對青年而言，教育對健康的非物質(zhì)性影響路徑的中介作用大于物質(zhì)性影響路徑。

在中老年樣本中，總效應、直接和間接效應全部顯著。其中以收入水平為代表的物質(zhì)性影響路徑解釋了58.43%，而以生活方式和社會交往為代表的非物質(zhì)性影響路徑解釋了41.57%【 不同中介路徑的影響程度可以通過路徑的間接效應與總間接效應的比值大小來表示：58.43%=0.194/0.332；41.57%=（0.061+0.077）/ 0.332?！俊Ｓ纱丝梢?，對中老年人而言，教育對健康的物質(zhì)性影響路徑大于非物質(zhì)性影響路徑。此外，中老年樣本模型中既有直接效應又有間接效應，表明上述三個路徑僅產(chǎn)生部分中介作用，此結(jié)果反映出教育影響健康的路徑可能會隨年齡增長而產(chǎn)生多元變化，可能還包括醫(yī)療資源、均衡飲食、保險等情況。

六、結(jié)論與政策建議

本文利用2010—2018年中國綜合社會調(diào)查數(shù)據(jù)對中國居民健康的教育梯度及其影響機制進行實證分析。研究結(jié)果表明，中國的確存在健康的教育梯度，教育年限對居民健康水平有顯著的正向作用，其中初中教育階段最為顯著。個體健康狀況還受到性別、年齡、居住地以及地區(qū)等因素的影響。教育主要通過收入水平、生活方式和社會交往等因素影響個體的健康狀況。為克服模型中可能存在的內(nèi)生性問題，本文以個體受義務教育法實施的影響作為工具變量進行兩階段最小二乘估計，并且通過安慰劑檢驗、補充樣本法檢驗以及分樣本Bootstrap法進行穩(wěn)健性檢驗，結(jié)論依然穩(wěn)健成立。

綜上結(jié)果表明，教育是影響健康的重要因素，不同教育水平的群體處于不同的社會結(jié)構(gòu)位置，引起社會經(jīng)濟地位、生活方式和社會交往的差異，最終導致健康不平等，從而形成健康的教育梯度。為了提高人民健康水平，推進健康中國建設(shè)，2016年10月發(fā)布的《健康中國“2030”規(guī)劃綱要》強調(diào)，要抓住推進健康中國建設(shè)的重要戰(zhàn)略機遇期，要把健康樹立在優(yōu)先發(fā)展的戰(zhàn)略地位。

本文結(jié)論表明，教育對改善個體健康狀況具有重要作用，這也為政府制定相關(guān)政策提供了啟示：首先，教育是促進健康提升、削減健康不平等的重要因素，政府應繼續(xù)全方位提高居民平均受教育水平，加強基礎(chǔ)教育、高等教育、職業(yè)教育等不同層次教育的投入力度，特別是基礎(chǔ)教育。青少年在基礎(chǔ)教育階段獲取的各方面綜合能力從整個生命周期來看影響深遠，因此政府加強對基礎(chǔ)教育的投入十分必要。其次，要加強健康教育，把健康教育納入各階段、各層次的素質(zhì)教育體系中，把課堂教育與實踐活動結(jié)合起來，廣泛普及健康教育，培養(yǎng)健康的生活習慣。再次，應積極關(guān)注青少年、婦女、老年人、殘疾人、低收入者等群體的健康狀況，對優(yōu)先人群強化干預，保障全人群和全生命周期的有效覆蓋。最后，進一步健全醫(yī)療衛(wèi)生服務體系，以農(nóng)村和西部地區(qū)為重點，實現(xiàn)醫(yī)療衛(wèi)生資源配置均衡化，擴大基本醫(yī)療衛(wèi)生服務的公益范圍，逐步縮小健康服務和健康水平的差異，促進健康公平。

從教育影響健康的機制來看，同樣具有重要啟示意義：一是要進一步提高居民收入水平，縮小不同群體間收入差距。完善收入分配制度，著力提高低收入者的收入，通過稅收或財政政策等措施，使收入再分配向弱勢低收入群體傾斜；同時，完善多層次的社會保障體系，推動社會保障政策的落實。二是要倡導健康文明的生活方式。拓寬健康知識傳播渠道，實施健康支持項目，幫助民眾樹立健康生活方式，促進健康水平的提升。三是要加強社會支持，共同提高健康水平。促進健康水平的提升不僅僅取決于個人，而且取決于家庭、社區(qū)乃至社會的共同支持?？梢詮募彝?、社區(qū)和社會三個層面入手，加強家庭教育和家庭治療指導，發(fā)揮社區(qū)的紐帶作用，組建社區(qū)支持小組，加強社會聯(lián)系和融合，致力于改善居民的整體健康。

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Research on Education Gradient in Health and Its Influence Mechanism

HUI? Hui1，2， ZHANG? Liancheng2

（1.Graduate School， Capital University of Economics and Business，

Beijing 100070， China；2.School of Economics， Capital University of

Economics and Business， Beijing 100070， China）

Abstract： The issue of health inequality has widely concerned by the international community， which has become one of the main topics of research in the socioeconomic field. Differences in socioeconomic status are fundamental factors contributing to health inequalities， of which education plays a key role. Education and health are important components of human capital and key variables for social development and individual well-being， and they are also closely related. Different groups with different levels of education have different levels of health， resulting in a health education gradient. In order to explore whether there is an education gradient in health in China， and clarify the impact of education on health and its mechanism， this paper constructs a Log-binomial Regression Model based on Grossmans health demand theory and group-based differences theory of educations impact on health. By analyzing the data of Chinese General Social Survey from 2010 to 2018， it explores the education gradient in health and its influence mechanism of health in China from both theoretical and empirical perspectives. The results are supported by several robustness tests. The study finds that education has a positive effect on peoples health， with gender， age， urban-rural and regional differences， especially in the stage of junior middle school education. On this basis， the influence mechanism of education on health is further explored. The results show that education mainly affects the health of individuals through material and non-material intermediary pathways such as income level， lifestyle and social interaction. Therefore， it is of great significance to increase all-round investment in education， especially in basic education， which can improve

peoples income levels， healthy lifestyles， and social and family support， producing great significance to improve the health level and health inequalities of the whole people.

Keywords：health inequality；education gradient in health；socioeconomic status；life style；social communication

［責任編輯 劉愛華］