張文宏 陳曉冰

(上海大學 社會學院，上海 200444)

一、引言

改革開放以來，中國的經(jīng)濟飛速發(fā)展，除政策優(yōu)惠與國際背景外，還受益于國內人口紅利帶來的豐富勞動力資源。事實上，戰(zhàn)后許多亞洲國家的經(jīng)濟在發(fā)展伊始很大程度上都得益于本國勞動力資源的豐富(1)Bloom David E.，David Canning，Linlin Hu，Ajay Mahal，Winne Yip. 2010.”The Contribution of Population Health and Demographic Change to Economic Growth in China and India”，in Journal of Comparative Economics，38 (1).。所謂勞動力資源，不僅包括勞動力數(shù)量，還包括勞動力的質量。經(jīng)濟發(fā)展不僅需要巨大的勞動力數(shù)量，同時更需要較高的勞動力質量。高質量勞動力主要表現(xiàn)為較高的受教育水平。在過去的幾十年里，高教育水平勞動力帶來的高生產(chǎn)效率，給中國經(jīng)濟發(fā)展帶來了巨大的貢獻(2)Wang Yan，Yudong Yao.2003.”Sources of China’s Economic Growth 1952-1999:Incorporating Human Capital Accumulation”，in China Economic Review， 14 (1).。勞動力的質量與數(shù)量對經(jīng)濟發(fā)展有著直接影響，同時它們之間也有內在的聯(lián)系。這種內在聯(lián)系主要體現(xiàn)在作為勞動力質量的重要指標性因素——教育上。

(一)問題的提出

建國初期，由于政策原因，農村勞動力多被束縛于土地之上，沒有發(fā)揮出自身的巨大力量。隨著家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制的施行和戶籍制度的變動，農村剩余勞動力被解除捆綁，他們中的大多數(shù)都選擇了“進城務工”，為當時中國抓住發(fā)達國家產(chǎn)業(yè)轉移機遇，發(fā)展勞動力密集型產(chǎn)業(yè)提供了強大的“后盾”——廉價勞動力，直接促進了中國經(jīng)濟的蓬勃發(fā)展。此后，中國經(jīng)濟進入了舉世矚目的高速發(fā)展期。

隨著經(jīng)濟全球化和知識經(jīng)濟時代的到來，市場化經(jīng)濟開始對勞動力質量提出要求，高教育水平勞動力成為雇主的第一選擇。以農村剩余勞動力為主的低教育水平勞動力在勞動力市場逐漸被邊緣化，淪為弱勢群體。我國的勞動力市場開始面臨著如何平衡靈活性和安全性問題的兩難選擇：是要增加靈活性，擴大就業(yè)提高勞動力質量以滿足雇主要求，還是照顧邊緣群體，穩(wěn)固勞動力市場，確保就業(yè)安全性(3)王陽:《轉型期中國勞動力市場靈活安全性研究》，首都經(jīng)濟貿易大學2010年博士論文。。這一結構性矛盾和國內經(jīng)濟發(fā)展的階段性特征密切相關(4)張車偉：《中國30年經(jīng)濟增長與就業(yè)：構建靈活安全的勞動力市場》，《中國工業(yè)經(jīng)濟》2009年第1期。。飛速發(fā)展的經(jīng)濟水平和相當長時間內嚴格的人口生育政策使得我國生育率急劇下降。聯(lián)合國關于我國勞動人口的預測表明，從已有的人口結構來看，15—64歲年齡段的勞動力人口數(shù)量雖然還在增長，但每年的增量與增速卻在持續(xù)減少，勞動力市場規(guī)模將在短期內達到頂點，之后便逐漸回落，加之我國死亡率下降，人口壽命增加，人口老齡化現(xiàn)象愈演愈烈，勞動力市場退出現(xiàn)象逐漸增加，勞動力數(shù)量相對于過去減少。勞動力特別是高質量勞動力需求量依然強勁增長，但勞動市場規(guī)模卻逐步萎縮，原本無限供給的勞動力趨勢逐漸遠去，勞動力規(guī)模開始走向有限的剩余狀態(tài)(5)張車偉、吳要武： 《城鎮(zhèn)勞動供求形勢與趨勢分析》，《中國人口科學》2005年第5期。，并將出現(xiàn)供不應求的趨勢。

在目前我國勞動力市場縮減、人口老齡化現(xiàn)象嚴重、經(jīng)濟結構尚在轉型期的前提下，提高勞動力的受教育程度，保證勞動力的健康是維持我國經(jīng)濟平穩(wěn)運行的一項重要工作。因此，研究教育對勞動力健康的影響對經(jīng)濟發(fā)展有著重要的作用。目前我國關注勞動力健康的相關研究成果已有很多，但將教育與健康直接結合在一起的研究仍相對較少?；诖耍狙芯繉⒔逃c健康直接結合，試圖發(fā)現(xiàn)教育對個體健康水平的影響是否存在，并基于我國現(xiàn)實，探討影響是否會因為區(qū)域發(fā)展不平衡而存在差異，再進一步地分析教育究竟是通過哪些中介因素來影響個體健康水平的。

(二)理論基礎

1.教育與個體健康水平的關系研究

在過去的半個多世紀里，“教育—健康”關系一經(jīng)出現(xiàn)就引起諸多領域研究者的廣泛關注。在社會學研究中，學者多認為對這一關系的解釋機制是社會經(jīng)濟地位，甚至提出社會經(jīng)濟地位決定個體健康水平的觀點(6)Freese Jeremy，Karen Lutfey .2011. “Fundamental Causality: Challenges of an Animating Concept for Medical Sociology” ，in Bernicie A. Pescosolido，Jack K. Martin，Jane D. McLeod，and Anne Ropers (eds.)，Handbook of the Sociology of Health，Illness，and Healing. New York: Springer(pp.67-81)；Link Bruce G. ，Jo Phelan. 1995. “Social Conditions as Fundamental Causes of Disease” ，in Journal of Health and Social Behavior ,35.。其實，教育不僅組成這一所謂解釋機制的重要元素之一，同時也可以顯著影響個體健康水平(7)Markus H. Schafer , Soyoung Kown. 2012. “Cohorts and Emerging Health Disparities: Biomorphic Trajectories in China,1989-2006”,in Journal of Health and Social Behavior,53(4).。

已有研究發(fā)現(xiàn)，在控制性別、年齡、種族以及婚否等基本人口學因素后，教育對個體健康水平有著顯著的影響(8)Elo I.T.2009. “Social Class Differentials in Health and Mortality: Patterns and Explanations in Comparative Perspective” ，in Annual Review of Sociology ， 35.。受教育水平越高的個體，其健康水平越高，也更長壽(9)Smith James P. 2007. “The Impact of Sooioeconomic Status on Health over the Life-Course” ，in The Journal of Human Resources， 42(4).。這一影響在年齡上也有累計效應，沒有接受過正規(guī)教育的老年人更能感知到自己健康的不佳，高教育水平者相對更加健康長壽，且隨著年齡的增加，這種身體上的健康差距也會越來越大(10)Lynch SM. 2003. “Cohort and Life-Course Patterns in the Relationship between Education and Health: A Hierarchical Approach Demography” ， 40 (2).。醫(yī)療社會學對這一現(xiàn)象做出解釋：高教育水平者身體健康變差或者患有具體軀體機能障礙的年齡普遍比低教育水平者晚(11)Hauser, J.S.et al. 1994. “The Social Stratification of Aging and Health” ，in Journal of Health oud Social Behavior， 35(3).。具體軀體疾病(如心臟病、糖尿病等)發(fā)病率會隨教育水平的下降而增加，受教育水平較高的個體，患疾病的概率相對較低，自評健康水平也明顯優(yōu)于受教育水平較低的個體(12)Kunst Anton E，Jose J. M. Geurts，Jaap van den Berg.1995. “International Variation in Socioeconomic Inequalities in Self-Reported Healthy” ，in Journal of Epidemiology and Community Health， 49 (2).。以往研究中，學界把教育對健康的影響稱為“教育的健康梯度”，基于此視角也產(chǎn)生了相當多的實證研究(13)Eide E. R.， Showalter M. H.2011. “Estimating the relation between health and education: What do we know and what do we need to Know?” ， in Economics of Education Review， 30.。研究發(fā)現(xiàn)，隨著平均受教育程度的逐步提高，不同教育程度間的個體在健康上的差距越來越大，健康教育梯度呈現(xiàn)出一種擴大的趨勢，原因之一可能是高教育水平者患有心臟病等疾病的概率更低(14)Meara Ellen R，Seth Richards，David M. Cutler .2008. “The Gap Gets Bigger: Changes In Mortality And Life Expectancy” , By Education, 1981-2000，Health Affairs， 27 (2).。

2.教育對個體健康水平影響的區(qū)域差異研究

在任何國家研究教育與健康的關系，都不能忽視其本國社會特有的發(fā)展軌跡。在我國，城鄉(xiāng)和地區(qū)之間的社會經(jīng)濟發(fā)展和資源配置并不均衡，不同地區(qū)個體所享有和獲取的教育和醫(yī)療等公共資源、社會服務、基礎設施等在數(shù)量和質量上都存在著明顯的差別?；诖?，當在我國社會研究教育對健康水平的影響時，就不得不關注城鄉(xiāng)和區(qū)域的差異。在以往教育影響個體健康水平的區(qū)域差異研究領域中，主要存在兩種相對的理論，資源強化理論和資源替代理論(15)Catherine E. Ross anf John Mirowsky. 2010. “Gender and the Health Benefits of Education”, in The Sociological Quarterly, 51(1); Catherine E. Ross anf John Mirowsky. 2011. “The Interaction of Personal and Parental Education on Health”,in Social Science and Medicine, 72(4).。資源強化理論認為，教育會對擁有較多社會資源的個體健康產(chǎn)生“馬太效應”，認為處于社會資源較為豐富地區(qū)的個體，更可能進一步利用和優(yōu)化教育資源，從中獲得更多的利益；相反，資源替代理論認為，處于社會資源相對匱乏地區(qū)的個體，因為缺少其他類型的社會資源來促進自身健康，因而更依賴有限的教育資源，使得教育資源對健康水平的促進作用更為顯著。已有研究發(fā)現(xiàn)，在我國城鄉(xiāng)居民的教育對健康的影響差異中，這一爭論表現(xiàn)出資源強化理論更為契合我國社會，即相對于社會資源相對匱乏的農村地區(qū)，城鎮(zhèn)居民更能從教育資源中獲益，促進自身的健康水平(16)胡安寧:《教育能否讓我們更健康——基于2010年中國綜合社會調查的城鄉(xiāng)比較分析》，《中國社會科學》2014年第5期。。

3.教育影響個體健康水平的中介因素研究

正如前文所述，多數(shù)學者認為社會經(jīng)濟地位是影響個體健康水平的主要機制，基本要素是教育、工作和經(jīng)濟條件。其中，相較于職業(yè)和收入，教育起著更為基礎的作用(17)葉華、石爽:《教育的健康梯度、城鄉(xiāng)差異與影響機制》，《學術研究》2015年第9期。。教育作為一種人力資本投資，使個體有機會獲得優(yōu)越的工作(18)吳愈曉：《勞動力市場分割、職業(yè)流動與城鎮(zhèn)勞動者經(jīng)濟地位獲得的二元路模式》，《中國社會科學》2011年第1期。，從而取得較高的經(jīng)濟回報，改善經(jīng)濟條件，也就更可能購買健康商品和醫(yī)療技術服務，改善健康。高教育水平個體因為有著優(yōu)越的工作條件，也就更容易獲得相對舒適的工作環(huán)境，避免從事對健康有損害的危險工作(19)Karasek Robert A，Tores Theorell，Joseph E. Schwartz，Peter L. Schnall，Carl F. Pieper & John L.Michela. 1988.”Job Characteristit in Relation to the Prevalence of Myocardial Infarction in the US Health Examination Survey (HES) and the Health and Nutrition Examination Survey (HANES)” ，American Journal of Public Health ,78(8).。受教育水平較低者更傾向于或者說被迫地只能從事高危職業(yè)。

從教育到個體健康水平的第二種中介因素就是健康生活方式。持有這種觀點的研究者認為個體在社會結構與個人選擇的雙層因素影響下，形成了不同的生活行為習慣(20)William C. Cookerham. 2009.”Health lifestyles: Bringing Structure Back” ，The NEW Blackwell Companion to Medical Sociology.。受教育水平較高的個體，有著更豐富的健康信息資源，在選擇生活方式時，更傾向于形成并保持較為健康的生活習慣和生活方式(21)Freese Jeremy，Karen Lutfey . 2011.”Fundamental Causality: Challenges of an Animating Concept for Medical Sociology” ，in Bernicie A. Pescosolido，Jack K. Martin，Jane D. McLeod，and Anne Ropers (eds.)，Handbook of the Sociology of Health，Illness，and Healing. New York: Springer；王甫勤：《社會經(jīng)濟地位、生活方式與健康不平等》，《社會》2012年第2期。。

關于教育影響健康水平的中介因素還包括認知能力因素，即教育提高認知，進而約束行為，受教育程度較高的個體更能使用并理解復雜的技術和治療方法，實施對健康有益的行為；自我控制能力因素，高教育水平者更容易相信人有對自己命運的控制權，會為了健康而促發(fā)自我控制的意識，約束自我行為，有意識地減少危害健康的情緒和行為(22)Ross C.E. ，Mirowsky J. 2011.”Why education is the key to socioeconomic differentials in health.In C. E. Bird, P. Conrad A.M.Fremont, S.Timmermans (Eds)”， Hnndboolc of medicnl sociology(pp.33-51). Nashville: Vanderbilt University Press.；對信息的處理能力因素，高教育水平者有更強的信息處理能力，更易理解接觸到信息，確定并獲取對健康有益的部分(23)Rosenzweig M.R. 1995.”Why are there returns to schooling” ，American Economic Review， 85(2).；以及同伴效應因素，高教育水平者由于其所處社會圈子對于健康的意識渲染，更可能關注和獲取對健康有益的信息(24)David M. Cutler，Adriana Lleras-Muney. 2009.”Understanding differences in health behaviors by education” ，in Journal of Health Economics,29(1).。

綜觀目前學界所給出的有關教育影響健康水平的中介因素，不難看出他們之間的界限并非十分清晰?？梢詫⑦@些中介因素籠統(tǒng)分為兩種類型：物質性中介因素——社會經(jīng)濟地位。個體通過教育獲得優(yōu)質工作機會和高收入等經(jīng)濟回報，且這種回報本身也是處于穩(wěn)定上升的狀態(tài)，受教育水平較高的個體更不容易失業(yè)，而且經(jīng)濟收入也更容易逐漸增加(25)胡安寧:《教育能否讓我們更健康——機遇2010年中國綜合社會調查的城鄉(xiāng)比較分析》，《中國社會科學》2014年第5期。。此外，教育經(jīng)歷還會給個體帶來包括價值觀、生活習慣、生活態(tài)度以及處理問題能力等方面的能動性“軟實力”，即認知性中介因素。教育幫助個體塑造積極的生活習慣并促進健康水平的提高。總的來說，個體通過教育獲得有關健康相關知識，形成自我健康意識，附加以教育的經(jīng)濟性回報，進而產(chǎn)生一系列的健康促進行為，改善與提升健康狀況。

二、研究設計

(一)研究假設

為探討教育對個體健康水平是否有影響，且這種影響是否存在區(qū)域和城鄉(xiāng)之分，并探討其中機制，本文將提出以下三類基本假設。

首先，對于教育和個體健康水平之間的關系假設：

H1：受教育年限越長，個體健康水平越高。

其次，在我國經(jīng)濟發(fā)展的過程中，不容忽視的就是不平衡的特點。主要體現(xiàn)為城鄉(xiāng)經(jīng)濟發(fā)展不平衡和區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展不協(xié)調。改革開放初期，城鄉(xiāng)經(jīng)濟存在較高分割程度的二元經(jīng)濟結構，農村生產(chǎn)關系改革和城鎮(zhèn)改革致使城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結構更加凝固，城鄉(xiāng)差距進一步擴大(26)焦偉俠、陳俚君：《關于統(tǒng)籌城鄉(xiāng)經(jīng)濟協(xié)調發(fā)展的思考》，《經(jīng)濟體制改革》2004年第1期。。除了城鄉(xiāng)差距較大的情況外，還存在著十分嚴重的區(qū)域發(fā)展不協(xié)調問題。根據(jù)“先富帶后富，共赴小康路”的經(jīng)濟藍圖，我國東部地區(qū)依據(jù)地理和歷史優(yōu)勢率先繁榮發(fā)展起來。雖然在后期為推動區(qū)域間的協(xié)調發(fā)展，縮小地區(qū)差異陸續(xù)提出“西部大開發(fā)”和“中部崛起”的區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略，但我國總體依舊呈現(xiàn)出東、中、西區(qū)域發(fā)展不協(xié)調的局面。

城鄉(xiāng)和區(qū)域間的差異既體現(xiàn)在經(jīng)濟發(fā)展水平上，同時還體現(xiàn)在基礎設施和資源投入方面上。城鄉(xiāng)和不同區(qū)域在教育機會(絕大部分的高等教育機構都集中于城鎮(zhèn)和東部地區(qū))和教育質量(幾乎所有的重點學校都集中在城鎮(zhèn)和東部地區(qū))上存在著較大的差距。在醫(yī)療衛(wèi)生以及社會保障方面，城鄉(xiāng)與區(qū)域間也同樣存在巨大的差異。因此，研究中國教育差異影響健康水平不可避免地是比較這一影響的城鄉(xiāng)和區(qū)域差異，同時也是探究資源強化理論和資源替代理論究竟何者更契合中國社會問題。不同于以往研究，本研究認為，資源替代理論更為契合中國社會的現(xiàn)實，即在社會資源較為匱乏地區(qū)，教育資源的影響更加顯著?；诖?，提出第二類假設，關于調節(jié)變量的假設，包含以下兩個子假設：

H2.1：相對于城鎮(zhèn)地區(qū)居民來說，教育對農村地區(qū)居民個體健康水平的影響更為顯著。

H2.2：相對于東部地區(qū)居民來說，教育對中西部地區(qū)居民個體健康水平的影響更為顯著。

個體社會經(jīng)濟地位對其健康水平有著極大的影響，常用指標是收入與職業(yè)。但人們往往都是先完成教育后參加工作獲得收入，因而教育對健康影響是基礎性的。此外，在教育影響個體健康水平的機制中，本文還關注認知性中介變量(生活方式)?；具壿嬍莻€體的受教育水平越高，越容易獲得優(yōu)越的工作條件和較高的經(jīng)濟收入，同時也會選擇更加健康的生活方式。

為了對以上機制做出檢驗，提出第三類假設：

H3.1：社會經(jīng)濟地位越高(收入較高、從事非農業(yè)工作)，個體健康水平越高。

H3.2：生活方式越健康，個體健康水平越高。

H3.3：教育通過社會經(jīng)濟地位和生活方式影響個體健康水平。

(二)數(shù)據(jù)來源

本研究將使用中國綜合社會調查(CGSS)2015年數(shù)據(jù)，探求中國內陸居民教育程度差異和個體健康水平之間的關系。中國綜合社會調查(CGSS)是一項定期進行的，系統(tǒng)收集中國內陸居民(不包括港澳臺及西藏)以及中國社會各方面數(shù)據(jù)的調查項目。調查設計中包含有本研究所需的有關中國內陸居民教育、健康等相關的行為，以及對待健康的相關態(tài)度等問題。其中城鎮(zhèn)樣本6470份，農村樣本4498份。根據(jù)人口學界將15—64歲期間的人口定義為勞動適齡人口的界定，從總樣本中刪去15—64歲年齡段之外的數(shù)據(jù)。并基于本文研究目的，刪去從未進入勞動力市場和喪失勞動能力的樣本，最終獲得有效分析樣本量共8503份，其中農村地區(qū)樣本量3406份，城鎮(zhèn)地區(qū)樣本量5097份；中西部地區(qū)樣本量5095份，東部地區(qū)樣本量3408份。

(三)變量設定與描述統(tǒng)計

1.因變量：健康水平

關于健康水平，使用個體的主觀健康評估法(27)Braveman，Paula. 2006.”Health Disparities and Health Equity: Concepts and Measurement”，in Annual Review of Public Health,27(1).。社會學的研究不同于流行病學的研究，重點并非是解決有關疾病恢復健康；其次，雖然主觀自評健康水平和真實健康水平之間存在差距，但已有研究發(fā)現(xiàn)，主觀自評健康一定程度上是死亡率和其他的具體疾病的有效的預測指標(28)Lowry, Deborah, Yu Xie. 2009.”Socioeconomic Status and Health Differentials in China: Convergence Or Divergence at Older Ages”，in PSC Research Report ,9.。

在調查設計中，被訪者會被問到“您覺得您目前的身體健康狀況是”，分別將給出的五個健康狀況程度進行編碼，“非常不健康”編碼為1，“不健康”編碼為2，“一般”編碼為3，“健康”編碼為4，最后“非常健康”編碼為5。

2.自變量：教育水平

核心自變量為教育水平，使用教育年限進行測量。將教育水平按學歷劃分，將同等學歷水平的高中、職業(yè)高中、中專以及技校編為相同的教育年限；大學?？?包括正規(guī)高等教育和成人高等教育)和大學本科(包括正規(guī)高等教育和成人高等教育)分別編為相應的教育年限；剩余的私塾、小學、初中以及研究生，同樣地也編為相應的教育年限。

3.控制變量

已有研究發(fā)現(xiàn)，男性的自評健康水平優(yōu)于女性，原因在于女性更多承受來自工作、家務和經(jīng)濟狀況等方面的壓力(29)Montez Jennifer Karas，Mark D. Hayward，Dustin C. Brown，Robert A. Hummer.2009.” Why Is the Educational Gradient of Mortality Steeper for Men” ，in The Journals of Gerontology Series B:Psychological Sciences and Social Sciences，64B (5).；健康狀況會隨著年齡增加而愈加糟糕(30)Lowry, Deborah, Yu Xie. 2009.”Socioeconomic Status and Health Differentials in China: Convergence Or Divergence at Older Ages” ，in PSC Research Report,9:1-23.；在控制了其他人口學因素后，在婚狀態(tài)的人(包括同居、初婚有配偶和再婚有配偶)比未婚、離婚或喪偶的人的身體健康狀況更好，因為在婚狀態(tài)的人會容易獲得更好的社會網(wǎng)絡上的支持。因此，基于研究目的，本文將首先把年齡控制在15—64周歲之間；將性別編為二分變量，“男性”編碼為1，“女性”編碼為0；婚姻狀況中將把“在婚”(包括同居、初婚有配偶以及再婚有配偶)編碼為1，把否婚(包括未婚、離異、分居和喪偶)編碼為0。

4.調節(jié)變量

基于本研究所要探討的關于教育對個體健康水平的影響是否具有城鄉(xiāng)和區(qū)域差異的問題，對受訪者所屬區(qū)域和城鄉(xiāng)做出區(qū)分，進行編碼。根據(jù)受訪者所在省份進行東部地區(qū)和中西部地區(qū)的區(qū)域劃分(31)1986年，全國人大六屆四次會議首次提出將我國劃分為東、中、西三個區(qū)域，并通過“七五計劃”首次正式公布。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、廣東以及海南等11個省(市)；中部地區(qū)包括山西、內蒙古自治區(qū)、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北以及湖南等9個省(區(qū))；西部地區(qū)包括四川、廣西壯族自治區(qū)、貴州、云南、重慶、西藏自治區(qū)、陜西、甘肅、青海、寧夏回族自治區(qū)、新疆維吾爾自治區(qū)等11個省(市、區(qū))。由于政策和地理歷史等方面的原因，東部地區(qū)發(fā)展要遠遠領先于中西部地區(qū)，且中部和西部地區(qū)的發(fā)展狀況差距不大。。將東部地區(qū)編碼為1，中西部地區(qū)編碼為0；同樣的把城鎮(zhèn)地區(qū)編碼為1，農村地區(qū)編碼為0。

5.中介變量

物質性中介因素包含職業(yè)和收入，職業(yè)將區(qū)分為農業(yè)勞動工作和非農業(yè)勞動工作；收入，采取用個人全年勞動/職業(yè)收入衡量，為提高擬合度，降低收入極值對模型結果穩(wěn)健性的影響，對收入加1取對數(shù)，避免可能出現(xiàn)的收入異常值對結果穩(wěn)定性造成的影響；關于健康生活方式方面，在調查設計中，被訪者會對“在過去一年里，您是否經(jīng)常在空閑時間里參加體育鍛煉？”做出回答，根據(jù)實際分析需要，將答案“每天”和“一周數(shù)次”合并為“經(jīng)常參加體育鍛煉”并編碼為1；將“一月數(shù)次”“一年數(shù)次或更少”和“從不參加”合并為“很少參加體育鍛煉”并編碼為0。

樣本中以上變量的詳細統(tǒng)計詳見表1。

表1 關鍵變量的描述性統(tǒng)計特征

(四)主要分析方法與統(tǒng)計模型

基于因變量特點，本文將主要采用次序邏輯斯特(Ordered Logistic)模型進行統(tǒng)計分析。模型方程為：

logit(p)=β0+β1X1+β2X2+…+βkXk

參數(shù)βi是Logistic回歸系數(shù)，表示當控制其他變量取值不變時，Xi取值每單位量的增加對對數(shù)發(fā)生比(OR=odds1/odds2=eβi)的影響，若OR>1，則說明該變量增大時，較大樣本觀測值更可能發(fā)生。

對中介變量的中介效應的檢驗，使用依次檢驗回歸系數(shù)的方法。模型方程為：

Y=β1+c1X1+c1X2+ε1

(1)

M=β2+a1X1+a2X2+ε2

(2)

(3)

方程中的Y為因變量，X1為核心自變量，X2為控制變量，M為中介因素，β表示截距，ε表示模型誤差項，a、b、c、c′均表示回歸系數(shù)，中介效應成立的條件為：方程1中的系數(shù)c1和c2顯著，表明X1與Y之間存在顯著線性關系；方程2中的系數(shù)a1和a2顯著，表明X1和M之間存在顯著線性關系；最后方程3中的b顯著，表明有助于M預測Y，且c1′和c2′與方程1中的c1和c2相比，數(shù)值顯著變小。如上三個條件都得到滿足，則表明X1對Y的影響是通過M這一中介變量間接實現(xiàn)的。

此外，關于調節(jié)變量，其一般模型如圖1。變量X對變量Y的作用受調節(jié)變量M的影響，簡單地說，就是變量M影響變量X與變量Y之間關系的方向與強弱，對其檢驗采用XM的回歸系數(shù)檢驗，若回歸系數(shù)顯著，則調節(jié)效應顯著(32)溫忠麟、侯杰森、張雷:《調節(jié)效應和中介效應的比較和應用》，《心理學報》2005年第2期。。

圖1 調節(jié)變量示意圖

三、研究發(fā)現(xiàn)

(一)影響個體健康水平的調節(jié)變量分析

表2是關于影響個體健康水平調節(jié)變量的分析。模型2.1—2.3是對城鄉(xiāng)調節(jié)變量的分析，模型2.4—2.6是對區(qū)域調節(jié)變量的分析。結果顯示，在控制變量上，男性健康水平顯著高于女性；隨著年齡增加，個體健康水平是顯著下降的；在婚狀態(tài)的個體健康水平顯著高于否婚狀態(tài)。此外，受教育年限始終對個體的健康水平呈現(xiàn)出正向影響，即受教育年限越長，個體健康水平越高。這一結果有利地支持了假設1。

在模型2.1中，城鎮(zhèn)居民個體健康水平是農村居民的1.35倍(e0.303=1.35，p<0.001)，在模型2.2加入受教育年限后，結果顯示出城鎮(zhèn)居民(e0.149=1.16，p<0.05)健康水平的顯著性降低了，但受教育年限(e0.047=1.05，p<0.001)依然顯著影響個體健康水平。表明城鄉(xiāng)居民在個體健康水平上的差異至少有一部分是源于他們在受教育年限上的差異，即受教育程度的差異引發(fā)個體的健康水平的差異。模型2.3在控制了受教育年限的同時，增加受教育年限和城鎮(zhèn)地區(qū)的交互項，結果顯示交互項(-0.042，p<0.001)顯著，表明受教育年限對居民個體健康水平的影響存在顯著的城鄉(xiāng)差異，系數(shù)為負，即受教育年限對城鎮(zhèn)居民的個體健康水平的影響小于對農村居民的影響。這一結果驗證了子假設2.1，教育差異對農村地區(qū)居民個體自評健康水平的影響更為顯著。

東部居民個體健康顯著比中西部居民高0.32倍(模型2.4：e0.275=1.32，p<0.001)，在之后模型中加入受教育年限以及受教育年限和東部地區(qū)的交互項時，模型分別顯示東部居民的個體健康依然顯著比中西部居民高0.18倍(模型2.5：e0.168=1.18，p<0.001)和0.83倍(模型2.6：e0.604=1.83，p<0.001)。在控制其他變量的前提下，受教育年限每增加一個單位，其個體健康水平就相應提高4%(e0.044=1.04，p<0.001)和7%(e0.066=1.07，p<0.001)。在模型2.6中，受教育年限和東部地區(qū)的交互項(-0.043，p<0.001)顯著，表明受教育年限對東部居民的個體健康水平的影響和它對中西部居民的影響有著顯著的不同，因其系數(shù)為負，受教育年限對東部居民的個體健康水平的影響要小于其對中西部的影響。同樣地，這一結果也有力地支持了子假設2.2，即相對于東部居民來說，教育差異對中西部個體自評健康水平的影響更為顯著。

通過表2結果可知，農村和中西部的居民因所處地區(qū)資源的匱乏，而更多地依賴教育資源，從而使得受教育年限對他們的個體健康水平的影響要大于對城鎮(zhèn)地區(qū)和東部地區(qū)居民的影響，側面證實了資源代替理論更加符合我國事實。

(二)影響個體健康水平的中介變量分析(城鄉(xiāng))

表3是對影響城鎮(zhèn)和農村居民的中介變量的分析。關于控制變量，男性個體健康水平顯著高于女性，但在模型3.3中，當模型納入收入項以后，性別不再顯著影響個體健康水平，但在控制其他條件下，收入每增加一個單位，個體健康水平就相應提高33個百分點(e0.284=1.33，p<0.01)，意味著農村男性居民和女性居民在個體健康水平上的差異，至少有部分是來自于他們經(jīng)濟收入的差異上，對這一結果的可能解釋是，在農村居民中，男性多為經(jīng)濟利益而進城務工，收入較高，而女性成為農業(yè)勞動的主要承擔者，收入低于男性。無論在農村地區(qū)還是在城鎮(zhèn)地區(qū)，年長者的個體健康都要顯著低于年輕人，在婚狀態(tài)的個體健康水平顯著高于否婚狀態(tài)。

在農村地區(qū)樣本中，職業(yè)(系數(shù)分別為：0.320， p<0.001；0.284 p<0.01；0.281，p<0.001)和收入(系數(shù)分別為：0.127，p<0.001；0.128，p<0.01)均顯著且穩(wěn)定地影響個體健康水平；此外，在農村地區(qū)經(jīng)常參加體育鍛煉對居民個體健康水平的影響不顯著(模型3.4)。對于農村地區(qū)而言，受教育年限影響個體健康水平的顯著性水平不因為控制職業(yè)、收入和生活方式而發(fā)生變化，但這在城鎮(zhèn)地區(qū)卻不同。

在模型3.5中，城鎮(zhèn)居民的受教育年限對個體健康水平有著顯著影響，但在之后加入了職業(yè)、收入和健康生活方式的相關變量后顯著性水平逐漸降低。此外，和農村地區(qū)樣本相同，職業(yè)(系數(shù)分別為：0.315、0.291、0.285， p<0.01)和收入(系數(shù)分別為：0.063、0.066，p<0.001)均顯著且穩(wěn)定地影響個體健康水平；不同的是，在模型3.8中，健康生活方式同樣也顯著對個體健康水平，經(jīng)常參加鍛煉的個體的健康水平比不經(jīng)常參加鍛煉的高23%(e0.206=1.23，p<0.01)。對這一結果的可能解釋是，生活方式可能在城鄉(xiāng)地區(qū)中起著不同的中介效應，對于這一效應的探討將在下文呈現(xiàn)。

無論是農村居民還是城鎮(zhèn)居民，在控制了其他的變量后，受教育年限依然對居民個體健康水平有著顯著的影響，那么也就意味著還有著一些教育差異影響個體健康水平的機制尚未發(fā)現(xiàn)?；仡櫼延械难芯砍晒赏茰y出這些未被發(fā)現(xiàn)的機制可能是一些類似認知資源的非物質性的教育回報(如自我控制的能力、信息的處理能力等)。

表3 教育程度差異對城鄉(xiāng)居民個體健康水平影響和機制分析

(三)影響個體健康水平的中介變量分析(區(qū)域)

表4是對影響東部地區(qū)和中西部地區(qū)居民的中介變量的分析。隨著年齡的增加，個體健康水平逐漸變差；在婚狀態(tài)的個體健康水平顯著高于否婚狀態(tài)。不同的是，無論是中西部地區(qū)還是東部地區(qū)，男性居民的健康水平始終顯著高于女性，對于這一結果的可能解釋是，在各地區(qū)內部都存在有農村和城鎮(zhèn)，可見，城鄉(xiāng)差異顯然要大于區(qū)域差異。

中西部地區(qū)和農村地區(qū)的結果大致相同。從事非農勞動者(系數(shù)分別為：0.312、0.286、0.272，p<0.001)的個體健康水平顯著高于農業(yè)勞動者；收入(系數(shù)分別為：0.115、0.117，p<0.001)也同樣顯著影響居民個體健康。不同的是，健康生活方式顯著影響個體健康水平，經(jīng)常參加鍛煉的個體的健康水平比不經(jīng)常參加鍛煉的高19%(e0.172=1.19，p<0.05)。在東部地區(qū)，受教育年限在模型4.6納入工作以后變得不再顯著，而職業(yè)(系數(shù)分別為：0.230，p<0.05；0.217，p<0.1；0.209，p<0.1)、收入(系數(shù)分別為：0.048、0.050，p<0.01)和生活方式(0.124，p<0.1)始終顯著影響居民的個體健康水平(33)農村地區(qū)樣本和城鎮(zhèn)地區(qū)樣本以及中西部地區(qū)樣本和東部地區(qū)樣本的數(shù)量并非是同等比例的(見表1)，因此，表3和表4所呈現(xiàn)統(tǒng)計上的顯著性差異，也有可能是因為樣本量而造成的差異。為了排除這種可能性，本文分別檢驗城鎮(zhèn)居民、東部地區(qū)居民和職業(yè)、收入的交互項(篇幅原因，此處不顯示結果)，發(fā)現(xiàn)收入對農村地區(qū)居民的個體健康水平的影響要大于對城鎮(zhèn)地區(qū)居民的影響(p<0.001)，收入對中西部居民的影響大于對東部居民(p<0.001)；生活方式的影響無城鄉(xiāng)(p>0.1)差異，但對中西部居民的影響大于對東部居民(p<0.1)；職業(yè)的影響也無城鄉(xiāng)(p>0.1)差異，但對中西部居民的影響大于對東部居民(p<0.1)。結合表2可知，教育對農村居民和中西部地區(qū)居民健康的影響分別大于其對城鎮(zhèn)地區(qū)和東部地區(qū)的居民的影響，本文認為，個人的收入、職業(yè)和生活方式對農村居民和中西部居民的影響確實要大于其對城鎮(zhèn)居民和東部地區(qū)居民的影響。。對于這一結果的解釋有可能是因為在東部地區(qū)中，工作、收入和生活方式在教育對個體健康水平的影響中起到“完全”的中介效應，這將在下文中進行探討。

表4 教育程度差異對不同區(qū)域居民個體健康水平影響和機制分析

(四)中介變量的中介作用檢驗

從表3和表4可以看出，分析職業(yè)、收入和健康生活方式在教育影響個體健康水平的城鄉(xiāng)和區(qū)域差異中的顯著性是不相同的。為了進一步明確這些中介變量影響，本文將分別檢驗在城鄉(xiāng)和區(qū)域間各中介變量的中介效應。結果見表5。

表5 中介效應的檢驗效果(34)中介效應檢驗模型中的控制變量均為顯著，考慮到篇幅原因，將不在表格中呈現(xiàn)。

首先，物質性中介因素所涉及的職業(yè)和收入變量，無論是在城鎮(zhèn)地區(qū)還是農村地區(qū)，包括在中西部地區(qū)，在教育對個體健康水平的影響中都起著部分的中介效應，教育對個體健康水平的影響一部分通過物質性中介因素，即職業(yè)和收入間接實現(xiàn)的。而在東部地區(qū)，職業(yè)和收入在教育對個體健康水平的影響中都起著完全的中介效應，即教育對個體健康水平的影響全部是通過職業(yè)和收入間接實現(xiàn)的。個體因為較高的教育水平，尋得較好的職業(yè)條件和經(jīng)濟收入，改善了經(jīng)濟條件，進而影響了個體的健康水平。其次，認知性中介因素健康生活方式，僅在城鎮(zhèn)地區(qū)和中西部地區(qū)中，在教育影響個體健康水平中起著部分中介作用，意味著在東部地區(qū)和中西部地區(qū)，教育對個體健康水平的影響一部分通過生活方式間接實現(xiàn)的。居民經(jīng)常參加體育鍛煉進而影響個體健康水平，一部分是因為教育使其提升了健康意識從而選擇健康生活方式。

根據(jù)以上統(tǒng)計結果可知，職業(yè)和收入對居民的個體健康水平有著顯著地影響，并起到中介效應，總的來說有力支持了子假設3.1，即社會經(jīng)濟地位越高(收入較高、從事非農業(yè)職業(yè))，個體健康水平越高；部分的支持了子假設3.3，教育對健康的影響通過社會經(jīng)濟地位得以間接實現(xiàn)。對于中介變量生活方式來說，在模型中除農村地區(qū)以外對居民的個體健康水平均有顯著地影響，結合中介效應檢驗可知，只在城鎮(zhèn)地區(qū)和中西部地區(qū)中有中介作用，也就部分的驗證支持了子假設3.2和子假設3.3，即生活方式越健康，個體健康水平越高；教育對健康的影響通過生活方式得以間接實現(xiàn)。

四、結論與討論

近年來，中國放松了生育政策，甚至提倡和鼓勵“二胎”，但由于孩子的教育成本較高，影響著人們的生育意愿，多數(shù)居民不愿生育“二孩”，因而勞動力市場規(guī)模在未來的幾十年里預計不會大幅度增加。而恰恰相反的是，隨著人口老齡化現(xiàn)象愈演愈烈，勞動力市場現(xiàn)有勞動力的數(shù)量很可能還會逐漸降低。在這樣的背景下，如何保證勞動力市場穩(wěn)定、經(jīng)濟平穩(wěn)高速發(fā)展是我國的一項重要課題。轉型期經(jīng)濟的發(fā)展對勞動力提出了質量上的要求，而保證勞動力質量就要保證勞動力的健康水平，本研究的結果顯示：教育程度是影響健康水平的一個重要因素。教育不僅可以通過影響勞動力的健康狀況從而保證現(xiàn)有勞動力市場的規(guī)模，同時還可以提高勞動力的質量，滿足經(jīng)濟轉型期的技術要求，推動技術創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)結構升級，對當下經(jīng)濟的發(fā)展具有重要意義。

在當今社會，教育經(jīng)歷對個體的影響，不單單籠統(tǒng)概括為物質性的經(jīng)濟回報，同時還有著各式各樣的非物質性的個體認知等方面的回報，這些都顯著地影響個體的健康水平。本文通過分析2015年中國社會綜合調查(CGSS)數(shù)據(jù)，探討教育對個體健康水平影響的地區(qū)差異及其中介機制。研究發(fā)現(xiàn)，教育年限顯著影響個體的健康水平，即個體的受教育年限越長，其主觀自評健康水平也就越高。其次，教育對個體健康水平的影響機制有著城鄉(xiāng)和區(qū)域的差異。相對于社會經(jīng)濟較為發(fā)達、資源較為豐富的城鎮(zhèn)地區(qū)居民和東部地區(qū)居民來說，受教育年限對農村地區(qū)居民和中西部地區(qū)居民的個體健康水平的影響更為顯著。究其原因，是因為社會資源相對豐富的城鎮(zhèn)地區(qū)和東部地區(qū)具有相對較高的公共醫(yī)療衛(wèi)生服務水平和覆蓋程度，對該地區(qū)的居民健康風險起到了一定程度上的保證作用，而農村地區(qū)和中西部地區(qū)的公共醫(yī)療衛(wèi)生服務水平和覆蓋程度還存在著很大的不足，對該地區(qū)居民健康風險保證作用較小。且農村地區(qū)和中西部地區(qū)其他類型的社會資源也相對較為匱乏，因而擁有較少資源的該地區(qū)居民就更為依賴教育資源，從而就會使得教育產(chǎn)生更大的作用，他們也將從中獲益更多。同時也說明資源替代理論更為契合當下中國社會。最后，教育差異對個體健康水平的影響主要通過兩類中介變量實現(xiàn)：物質性中介變量(職業(yè)、收入)和認知性中介變量(生活方式)。具體而言，社會經(jīng)濟地位越高(收入較高、從事非農業(yè)職業(yè))，生活方式越健康，個體的健康水平越高。此外，生活方式的中介效應僅在城鎮(zhèn)地區(qū)和中西部地區(qū)體現(xiàn)，且總體來說，我國居民選擇健康生活方式的比例比較低，這也意味著在改善居民個體健康水平是不僅僅要注重提高其經(jīng)濟條件，平衡且完善公共醫(yī)療資源，同時還要增加居民的健康意識。

本文也有不足之處。首先，教育本身是一個內生性變量，且教育與健康之間的關系除去教育可以影響健康外，還存在著反向的關系，即健康狀況極差的個體可能會難以獲得高水平的教育經(jīng)歷。因此，我們所觀察到的教育對健康的影響也可能會存在有健康對教育的反效應。但學界已有大量且嚴謹?shù)难芯繛楸疚牡难芯拷Y果提供支持。除此之外，由于本文數(shù)據(jù)的限制，在考察教育影響健康的機制時，只能局限于社會經(jīng)濟地位和生活方式之上，無法探討國內外已有研究給出的機制。但隨著越來越多的有關中國居民調查數(shù)據(jù)的開放，相信會有更多的資源探討研究教育和健康之間的關系和機制，為政策的制定和社會的發(fā)展提供科學依據(jù)。