馬健囡 王德文

隨著居住環(huán)境對居民健康行為、觀念塑造和信息獲取等方面作用越來越大，社區(qū)已成為居民健康提升的關鍵場景。近年來，我國社區(qū)環(huán)境得到大幅改善，但社區(qū)內部的異質性也在加強：(1)肖林：《“‘社區(qū)’研究”與“社區(qū)研究”——近年來我國城市社區(qū)研究述評》，《社會學研究》2011年第4期。一方面，社區(qū)內設施、服務資源與項目配置不均衡，城中村、CBD、老舊小區(qū)、安置社區(qū)等不同類型小區(qū)在居住空間格局、運動休閑場所建設、健康管理服務等方面差異較大；另一方面，居民文化認同多樣化，社區(qū)內居民人際交往活動和情感聯系有所減弱，不同社區(qū)之間居民的行動和理念上表現出二元區(qū)隔。(2)閔學勤：《社區(qū)自治主體的二元區(qū)隔及其演化》，《社會學研究》2009年第1期。2019年，國務院發(fā)布《健康中國行動(2019—2030年)》，開展以社區(qū)居住環(huán)境和人文環(huán)境為重點的健康促進行動，鼓勵各級政府部門在社區(qū)層面實施健康有效干預。在這樣的背景下，聚焦社區(qū)環(huán)境影響居民健康的情況，并關注到居民個人特征與社區(qū)環(huán)境的交叉影響趨勢，對促進健康公平、實現全民健康型社會具有重要意義。本文采用中國家庭追蹤調查(China Family Panel Studies，CFPS)2010—2018年連續(xù)5次縱向調查數據，構建三層曲線發(fā)展模型(Curvilinear Growth Model)，發(fā)掘個人健康水平在個人成長和社區(qū)提升的雙重作用下的變化機制，并提出改善我國人口健康社區(qū)干預的對策建議。

一、相關文獻與研究假設

外部環(huán)境能夠通過影響和重塑個人行為對健康產生影響，一般分為宏觀外部環(huán)境和微觀居住環(huán)境。宏觀外部環(huán)境對健康的影響是一個相對長期且緩慢的過程，本文主要探討與居民生活聯系緊密的社區(qū)微觀居住環(huán)境的作用。

微觀居住環(huán)境主要分為社區(qū)建成環(huán)境和社區(qū)人文環(huán)境。(3)鄭振華、彭希哲：《社區(qū)環(huán)境對老年人行為與健康的影響研究——不同年齡階段老年人的群組比較》，《地理研究》2019年第6期。社區(qū)建成環(huán)境塑造了人們的活動空間，與居民的運動行為有著密不可分的關系，其核心構成要素是空間利用模式和步行系統(tǒng)，包括戶外運動設施的數量及密度、城鄉(xiāng)屬性、公共交通的可步行性等關鍵指標。(4)孫斌棟、閻宏、張婷麟：《社區(qū)建成環(huán)境對健康的影響——基于居民個體超重的實證研究》，《地理學報》2016年第10期。社區(qū)人文環(huán)境塑造了人們的溝通交往的渠道，能夠從內部激發(fā)居民的健康觀念，調整心理狀態(tài)，包括公共參與、鄰里關系、居民歸屬感和認同度等。隨著年齡增長，成年人認知能力、肢體功能等健康指標都會出現衰退趨勢，但微觀居住環(huán)境可能通過影響個體行為和觀念對個體健康的衰退起到減緩或加速的效果，社區(qū)環(huán)境與個人因素的交叉影響對成年人的健康變化至關重要。李亮等對城市戶主和非戶主就醫(yī)行為的分析顯示，較好的社區(qū)醫(yī)療資源可達性將促進居民主動就醫(yī)，細化的醫(yī)療資源配置將有效引導居民就醫(yī)行為，對居民健康存在顯著積極影響。(5)李亮、申悅：《戶主視角下醫(yī)療資源可達性對就醫(yī)行為的影響研究——以上海市郊區(qū)為例》，《上海城市規(guī)劃》2020年第5期。日本學者對5萬余名40—74歲中老年人的健康變化進行了8年追蹤調查，發(fā)現在外部環(huán)境和個人行為的共同作用下，人體主要健康指標呈現出明顯的U型變化，老年人的變化軌跡比中年人更加平穩(wěn)。(6)Shingo Fukuma, Tatsutoshi Lkenoue et al.Body mass index change and estimated glomerular filtration rate decline in a middle-aged population:health check-based cohort in Japan.BMJ.2020,10(9),pp.1-7.

不同學科從不同角度對上述效應進行了探討。社會經濟學理論認為，經濟條件是個體與社區(qū)環(huán)境的交叉影響中最關鍵的因素。一是個人可憑借社會資本和財富獲取更多改善健康的機會和信息。在社區(qū)資源有限的前提下，社會經濟條件優(yōu)越的人健康優(yōu)勢明顯，自評健康水平也較高，其健康風險越低。(7)Wilkinson RG, Kawachi I, Kennedy BP，Mortality, the social environment, crime and violence, Social Health Illness，1998, 20, pp.578-597.二是優(yōu)越的經濟條件能帶來更多的社區(qū)關系網絡、鄰里信任和包容氛圍，在社區(qū)內部擁有更高社會地位的人，其健康提升效果更明顯。(8)Kawachi, Ichiro, Berkman, Lisa F.Neighbourhoods and Health.Oxford: Oxford University Press, 2003, pp.179-210.三是與社區(qū)居民經濟地位差距過大，容易引發(fā)心理不健康和社會焦慮，所以當社區(qū)內居民的經濟社會條件趨于一致時，更有利于居民得出積極的自我健康評價。(9)王甫勤、馬瑜寅：《社會經濟地位、社會資本與健康不平等》，《華中科技大學學報》(社會科學版)2020年第6期。

社會心理學認為，在“鄰里效應”的作用下，同社區(qū)內居民的行為規(guī)范、價值觀、信仰等會通過日常接觸互相影響，(10)Uphoff N, Wijayaratna C M, Demonstrated Benefits from Social Capital: the Productivity of Farmer Organizations in Gal Oya, Sri Lanka.World Developmen,2000.28(11), pp.1875-1890.其健康認知和行為也朝著群體一致的方向發(fā)展，這些由居民相似特質所組成的、容易在個體間產生互動的社區(qū)文化要素被統(tǒng)稱為“居民同質性”，對居民健康的影響不容小覷。但“居民同質性”在西方國家與在我國的具體意涵截然不同。在西方國家，社區(qū)居民同質性主要指少數族裔、宗教信仰、低社會階層群居形成影響力高且聯系緊密的人際網絡(鄰居)，往往給個體健康帶來負面影響。而我國幾乎不存在因少數族裔問題導致的住房市場歧視，居民同質性在不同時期具有不同表現形式。在單位制住房時期，城市社區(qū)居民同質性更多表現為“同單位”的人員群居。農村表現為“同姓氏”“同宗族”人員群居。隨著二次住房改革推進和城市人口流動加劇，我國社區(qū)經歷了由“封閉社區(qū)”向“離散社區(qū)”再到“整合社區(qū)”的轉變過程。(11)舒曉虎：《地域、關系、結構：我國城市社區(qū)類型動態(tài)演化及其趨勢》，《求實》2017年第6期。居民同質性表現為具有相似就業(yè)經歷或背景的人群聚居，比如“回遷戶”“外來務工租住戶”“隨遷老人”“高收入”“引進人才”等群居。這對健康的影響也變得復雜：一是社區(qū)內居民高同質性有助于形成非正式組織和密切的鄰里關系，對居民心理健康有積極影響。二是缺乏正確引導的高同質性也可能引發(fā)不良健康信息的迅速傳播，對居民健康產生負向作用。(12)邱嬰芝、陳宏勝、李志剛：《基于鄰里效應視角的城市居民心理健康影響因素研究——以廣州市為例》，《地理科學進展》2019年第2期。三是我國居民的健康行為和觀念受小家庭影響深重，即便居住空間距離較近，他人示范效應也可能微乎其微。促進和引導居民同質性發(fā)揮積極健康作用，恰恰是社區(qū)治理中經常被忽視的。

環(huán)境資源理論指出，健康問題經常和低質量的公共服務資源供給存在空間上的高度耦合。這里的公共服務資源所指比較寬泛，既包括醫(yī)療服務、健康設施、公共活動空間等物理資源，(13)Wen M, Zhang X,Contextual effects of built and social environments of urban neighborhoods on exercise: A multilevel study in Chicago, American Journal of Health Promotion, 2009, 23(4), pp.247-254.又包括健康福利政策、醫(yī)護人員配備等軟資源。(14)Christopher G, Cochrane T, Davey R C, et al, Relative importance of physical and social aspects of perceived neighbourhood environment for self-reported health, Preventive Medicine, 2010, 51(2), pp.157-163.受競爭性公共資源馬太效應的影響，在西方國家弱勢社區(qū)獲取公共資源的能力偏低，其居民的健康水平往往也較差。(15)Soltani A, Hoseini S H, An analysis of the connection between built environment, physical activity and health: Comparing three urban neighbourhoods from Shiraz, Ira, International Journal of Urban Sciences, 2014, 18(1), pp.19-30.我國也存在轉型期社區(qū)健康資源配置向高收入地區(qū)聚集的特征，不同階層社會群體聚集區(qū)的健康服務設施配套及其可達性差異顯著。

不論從哪種理論出發(fā)，社區(qū)建成環(huán)境和社區(qū)人文環(huán)境都影響著健康。我國政府決策在社區(qū)資源配置中起到很大作用，健康服務在人員、設備配置公平性總體上要優(yōu)于西方國家，且居民同質性的形成機制與西方也存在根本差異，所以實際影響尚不一而足。因此本文引入居民同質性指標，對社區(qū)建成環(huán)境和人文環(huán)境進行分解，驗證假設：以經濟社會條件為核心的個人因素與社區(qū)環(huán)境交互作用影響個體健康變化。

二、變量選取與模型構建

(一)數據來源

本文選取中國家庭追蹤調查(CFPS)2010—2018年的追蹤調查數據。CFPS是在全國25個省(自治區(qū)、直轄市)進行的社會調查項目，收集了個體、家庭和社區(qū)三個層面的數據，對于分析社區(qū)環(huán)境對居民健康的影響極具價值。對個人研究對象按以下標準進行篩選：(1)連續(xù)5次完成訪問，(2)一直在初次參與調查的社區(qū)中居住，(3)初次受訪的年齡在16周歲以上、80周歲以下，(4)未患有影響行動能力的嚴重疾病。社區(qū)環(huán)境層面使用2010年初次調查數據。將居民與所居住的社區(qū)進行配對，刪除關鍵變量缺失的樣本后，最終得到居民個人樣本3740個，其中男性占53.3%，女性占46.7%，平均年齡45.22歲，個人平均月收入為8551.48元，平均受教育年限為10.38年；社區(qū)樣本194個，其中城市社區(qū)占54.1%，農村社區(qū)占45.9%；連續(xù)5次追蹤觀察記錄共18700個。

(二)變量處理

1.結果變量：居民健康狀況自評。居民健康自評與實際客觀的醫(yī)學測量結果有相當的一致性，已在諸多相關研究中所采用。對應CFPS問卷中“您覺得自己健康狀況如何？”的問題，分值越低健康狀況越差。

2.解釋變量：解釋變量分為時間要素、個體要素、社區(qū)環(huán)境要素三個層次(詳見表1)。

表1 變量說明及賦值

水平1解釋變量為調查時間編碼，反映居民健康水平的時間變化趨勢。對2010年、2012年、2014年、2016年、2018年進行的5次調查進行編碼，為避免共線性問題，采用了兩種編碼形式。

水平2解釋變量為個人因素變量。根據相關文獻與假設，居民社會收入階層和經濟社會地位是導致個體健康發(fā)展差異的關鍵因子。因此由受教育程度、個人社會地位自評、職業(yè)聲望和個人收入組成一個綜合變量，考察個體關鍵因子與社區(qū)環(huán)境交叉項對居民健康的影響。除此之外，根據需要將性別、年齡、婚姻狀況等人口學特征變量納入模型。

水平3解釋變量為社區(qū)環(huán)境因素。根據文獻與假設，初入選的變量有13個。為消除不必要的冗余變量，采用單因素回歸分析方法對P值大于0.5的因子進行逐步篩除，最終有7個核心解釋變量被納入模型，即城鄉(xiāng)分類、醫(yī)療衛(wèi)生機構數量、醫(yī)療服務效能、健康設施、社區(qū)服務人員數量、公共空間舒適度和居民同質性。(16)被排除的變量包括社區(qū)交通便利度(社區(qū)距離市中心的交通時間)、社區(qū)人口結構(老年人口占比、流動人口占比)、平均房價(轄區(qū)內商品房平均交易價格)、環(huán)境污染情況(方圓5公里內是否有高污染企業(yè))、政治參與情況(選民投票比例)以及勞動經濟情況(村居年人均純收入)等。這些指標的合理性在于：第一，我國城鄉(xiāng)二元結構明顯，城鄉(xiāng)分類能反映社區(qū)基礎設施和配套公共資源差距。第二，社區(qū)內的醫(yī)療服務機構包括診所、衛(wèi)生院、社區(qū)醫(yī)療衛(wèi)生服務中心和綜合性醫(yī)院等，以及帶有醫(yī)療服務功能的社區(qū)養(yǎng)老機構。其分布情況能反映社區(qū)滿足居民醫(yī)療服務需求的能力。第三，醫(yī)院建筑面積、醫(yī)護人員數量是醫(yī)療機構等級劃分的重要指標，采用社區(qū)人均享有醫(yī)療服務面積和人均醫(yī)護人員數量作為醫(yī)療服務效能的代理變量，能反映社區(qū)內居民的就醫(yī)體驗和質量。第四，社區(qū)基層醫(yī)療衛(wèi)生服務人員負責開展轄區(qū)內衛(wèi)生服務與保健服務，對維護老人、青少年和兒童健康有重要作用。但問卷中沒有區(qū)分社區(qū)服務人員和網格員，而是統(tǒng)稱為“為村居工作的人”，以此為代理變量，反映社區(qū)人力資源配備情況對居民健康的影響。第五，各類公共服務設施與居民的健康行為相關，選取藥店、敬老院、活動室、公園、健身步道等社區(qū)公共服務設施的人均擁有量為代理變量，反映社區(qū)在健康設施方面的差距。第六，選取最能代表居民外出休閑的環(huán)境親和性的四樣指標，即馬路的整潔程度、村居的建筑格局、村居的房屋擁擠程度、土路占社區(qū)內道路比例，進行加權后得到“公共空間舒適性”指標，(17)主成分分析法KMO與Bartlett檢驗顯示，KMO=0.773，P<0.05，適合做因子分析。反映社區(qū)建成環(huán)境對居民健康變化的影響。第七，居民同質性以采訪員對社區(qū)居民的經濟狀況、生活習慣、職業(yè)背景等屬性相似性和相互熟悉程度、凝聚力的主觀判斷為準。如果采訪員主觀感覺“人員混雜”即代表社區(qū)居民間生活背景差異較大，凝聚力不足；如果感到居民經濟階層、文化習慣類似，互相信任和熟悉，則屬于高同質性。除城鄉(xiāng)分類外，其他6項指標均采取可視箱調試法處理為虛擬變量，便于相應的回歸系數解釋為各自差別的效應。

(三)模型構建

假設居民健康水平的變化受個人和社區(qū)環(huán)境因素的交叉影響，且健康結果隨時間的變化是非線性的，構建含有固定和隨機效應的分層曲線發(fā)展模型(Curvilinear Growth Model)最為合適。該模型基于多層嵌套數據存在因果關系的基本假設，不要求研究對象內的觀察值相互獨立，也不受“球形對稱”等限制性假設的制約，(18)王濟川、謝海義、姜寶法：《多層統(tǒng)計分析模型——方法與應用》，高等教育出版社2008年版，第10頁。非常適合處理重復性且具有分級結構的縱向數據?；A模型為：

層-1：SAH=β0+β1time+β2time2+e

(1)

層-2：β0=β00β1=β10+γ1β2=β20+γ2

(2)

層-3：β00=γ000+μ00β10=γ100+μ10β2=β20=γ200+μ20

(3)

其中SAH為結果變量居民健康自評，β0是居民在2010年接受訪談時的初始健康水平，β1是居民在2010到2018年健康水平的線性變化，β2是居民健康水平的曲線變化；在模型第二層，β00代表社區(qū)的平均初始狀況，β10、β20分別是社區(qū)的平均健康線性增長水平和二次項變化率；在模型的第三層，γ000是社區(qū)初始狀況的總平均數，γ100、γ200是總平均的健康線性增長水平和二次項變化率；e、β0、γ1、γ2、μ00、μ10、μ20代表隨機項。

模型A因變量為居民個體5次健康自評的訪問記錄。一層自變量為時間編碼；二層自變量為個人社會經濟條件、年齡、性別、婚姻狀況等背景變量，探討個人因素對居民健康變化軌跡的影響；三層自變量為健康設施、醫(yī)療服務資源、醫(yī)療服務效能、居民同質性、公共空間舒適性、人力資源、城鄉(xiāng)分類等，考察社區(qū)環(huán)境與個體特征對居民健康變化的交叉影響(見表2)。

表2 個人因素與社區(qū)環(huán)境對全體、不同隊列居民健康的交叉影響

三、社區(qū)和個人因素對居民健康軌跡的交叉影響

(一)模型的適用性

無條件模型A1顯示，模型第二層可以解釋結果變量的20.72%[(0.297+0.003)/(1.089+0.297+0.003+0.054+0.005)，處理方法下同]，第三層可以解釋結果變量的4.1%，即居民健康約20.73%的總變異是由個人因素引起的，4.1%的總變異是由社區(qū)差異引起的。同時，固定效應截距G000(3.226)和隨機效應G100(0.297)、μ00(0.054)均通過了統(tǒng)計學檢驗(P<0.001)，時間變量的線性(G100=0.269)和二次方效應(G200=-0.172)均統(tǒng)計顯著，說明個人健康狀況隨時間變化呈倒U型發(fā)展軌跡，居民初始健康水平和2010—2018年的健康變化軌跡均存在組間差異，適合使用三層發(fā)展模型來進行分析，大約15.38%的初始狀況方差存在于社區(qū)之間[0.054/(0.297+0.054)，處理方法下同]。

(二)個人經濟社會條件對健康軌跡的影響

模型A2在A1的基礎上增加了個人經濟社會條件，年齡、性別等第二層自變量，(19)婚姻變量不顯著，篩除。沒有納入任何第三層變量。結果顯示，A2參數估計可靠性為0.641、0.618，有了明顯提升。個人因素解釋了初始健康水平的81.33%，解釋了健康變化率的85.71%，均通過了統(tǒng)計學檢驗，健康自評隨時間變化確實存在個體間的差異。其中，個人的經濟社會條件與初始健康水平有很強的負相關性，因為模型基線在第一次測試之后的2—4年，居民已經過了健康發(fā)展曲線高峰，開始進入下行階段，所以這種負效應也就不足為奇了。從健康變化軌跡上看，個人經濟社會條件對線性健康變化率有顯著的正向影響(G110=0.198，P<0.05)，對曲線健康變化率影響并不顯著(G210=0.022，P>0.01)。說明當不考慮外部環(huán)境因素時，個人經濟社會綜合實力的提升促進健康水平隨時間推移向越來越好的方向發(fā)展，但不可避免健康水平的大起大落。另外，居民健康也存在顯著的性別差異，男性的健康提升幅度較大(G110=0.049，P<0.001)，且變化速度比女性快(G220=0.069，P<0.001)，說明男性健康更易受到個人經濟社會條件提升的積極影響，高經濟社會條件的男性比處在同等條件下的女性自我健康評價更高。年齡與個體健康變化也有顯著的關系，年齡越大，健康呈衰減趨勢，且老年人的衰減速度比年輕人快。

(三)社區(qū)環(huán)境對居民健康軌跡的影響

模型A3在A1的基礎上增加7個社區(qū)環(huán)境變量，沒有納入任何第二層變量。結果顯示，固定效應G000為3.572，隨機效應μ00的方差成分為0.105，均通過了統(tǒng)計學檢驗(P<0.001)。說明社區(qū)環(huán)境單獨對我國居民健康產生了影響：一是影響了社區(qū)居民健康初始均值(即2014年時的健康水平)。二是影響了居民個體健康的發(fā)展軌跡。具體來看，第一，居民同質性對健康均值有顯著影響(G001=-0.074，P<0.001)，同質性高的社區(qū)比同質性低的社區(qū)低0.074分；城鄉(xiāng)分類對健康均值有顯著影響(G002=-0.102，P<0.001)，城市社區(qū)比農村社區(qū)低0.149分。結合兩項可以發(fā)現，不論在城市還是農村，居民同質性越低的社區(qū)居民健康水平越高。這與過去十年間城市社區(qū)“低收入群體居住集中”“中高收入群體居住分散”，農村地區(qū)人口流出加劇緊密相關。城市社區(qū)居民同質性與房價的引導作用密不可分，收入不高的群體對社區(qū)的選擇十分有限，城市低房價(房租)區(qū)域一般是受政策或政府規(guī)劃等影響形成的城中村小區(qū)、回遷安置、老舊小區(qū)或保障性住房社區(qū)，這些社區(qū)生活成本較低，吸引大量外來務工人員居住，形成了以收入、戶籍背景為主的居民高同質性。社區(qū)建成環(huán)境方面投入有限，甚至產生擁擠、臟、亂、差等居住環(huán)境。從社區(qū)人文環(huán)境來看，由于社區(qū)本身基礎薄弱或長期缺失規(guī)范的約束，社區(qū)無力組織起居民的共同健康規(guī)范和共同意識，不利于居民的主觀健康感受。而擁有一定購房能力的居民對社區(qū)的選擇范圍更廣，可根據學區(qū)資源、衛(wèi)生環(huán)境、配套設施、醫(yī)療服務等需求自由遷居。居民來自各行各業(yè)，同質性較低，房價高的社區(qū)一般配備有相對完善的居住設施，小區(qū)規(guī)劃、管理和服務相對到位，有利于居民的主觀健康。另外，農村居民或較為密切的親屬在城市居住、工作的比例增加，原有的以“大姓”家族、姻親為代表的血緣同質性降低，居民的健康意識、健康觀念與城市聯系密切程度正相關，(20)劉芳：《農村居民“健康墮距”問題的社會學成因與治理對策》，《東岳論叢》2019年第11期。于是也出現低同質性的農村居民健康水平更高的情況。同時，松散的人際關系有利于官方渠道的健康宣傳取代小道傳播，也更有利于正確健康知識在低同質性村民中的普及。第二，社區(qū)空間環(huán)境對居民健康產生了顯著影響(G004=0.148，P<0.01)，居住在道路寬闊、樓宇寬敞、布局規(guī)整的社區(qū)中的居民，比居住在道路狹窄、房屋擁擠、建筑雜亂社區(qū)的健康水平更高。第三，社區(qū)內醫(yī)療服務機構數量對居民健康有顯著的正向影響(G003=0.347，P<0.01)，醫(yī)療服務效能對居民健康也有顯著的正向影響(G007=0.528，P<0.01)，且影響系數較大，說明優(yōu)化社區(qū)內的醫(yī)療服務資源數量與質量能夠顯著提高居民的健康水平。第四，社區(qū)工作人員不足的社區(qū)比工作人員充足的社區(qū)低0.251分，說明社區(qū)基層公共衛(wèi)生服務人員、社區(qū)網格員的健康服務功能發(fā)揮較好。第五，健康設施資源數量對居民健康有正向作用，但作用效果并不顯著(G006=0.024，P<0.01)。

(四)個人和社區(qū)環(huán)境因素對居民健康的交叉影響

模型A4在A2的基礎上納入7個社區(qū)環(huán)境變量，考察個人與社區(qū)對居民健康軌跡的交叉影響。與無條件模型A1相比，模型A4的時間變異方差成分下降了0.229(1.089-0.860)，說明個人與社區(qū)環(huán)境的交叉影響能夠解釋我國居民健康軌跡差異的22.9%。社區(qū)因素造成了的16.35%健康均值差異和14.29%的健康變化軌跡差異(π0=16.35，π1=14.29)。同社區(qū)內，居民的健康均值和健康變化率存在顯著差異，不同社區(qū)之間，居民的平均健康狀況和平均健康變化率也存在顯著差異。

從社區(qū)總平均數來看，除健康設施以外，其他變量均顯著影響了不同社區(qū)的健康均值，影響方向與模型A3相比未發(fā)生變化，在絕對程度上都有所擴大，說明社區(qū)環(huán)境的總體差異擴大了居民個體健康軌跡的差異，其中影響最大的是醫(yī)療機構資源與醫(yī)療效能(G003=0.386,G007=0.492,P<0.001)。可見增加社區(qū)基層醫(yī)療衛(wèi)生服務資源供給、提升醫(yī)療服務效能是提高居民健康水平最有效的措施。而體育健康設施對全體人群的健康提升作用不顯著，可能與缺乏設施管理和專業(yè)活動指導有關，很多體育設施的實際利用率不高。

從個人因素對初始均值的影響上看，模型A4與A2相比，個人經濟社會條件的獨立影響變成了個人經濟社會背景與城鄉(xiāng)分類的交互項產生了顯著影響，且系數符號相反，絕對值由0.869提高到0.963(G032=0.963，P<0.001)。這說明在城市社區(qū)中個人經濟社會條件好對于居民健康的促進作用大于農村社區(qū)，城鄉(xiāng)差異擴大了不同經濟社會背景條件的居民在健康水平上的差距。同時，個人經濟社會背景還與醫(yī)療機構數量產生交互作用，影響居民健康均值水平(G033=0.773，P<0.001)。說明在醫(yī)療機構資源豐富的社區(qū)中，個人經濟社會條件越好，居民健康提升的能力越強。這與社會經濟學中的健康不平等理論相符合，即不同社區(qū)的公共產品資源供給是有區(qū)別的，個人經濟社會條件較好的階層可以通過自由選擇環(huán)境更優(yōu)越的社區(qū)以獲得更好的健康提升效果。

從平均線性增長率上看，空間舒適的城市社區(qū)能夠顯著促進居民健康水平提升(G102=0.101，G104=0.094，P<0.001)，高效且充裕的醫(yī)療服務資源同樣能提升居民的健康增長幅度(G103=0.320,G107=0.551,P<0.001)。除此之外，個人經濟社會條件與醫(yī)療機構效能的交叉影響能夠顯著增強居民的健康提升幅度，原因在于經濟條件好的居民可以享受到質量更高的醫(yī)療服務。原本男性健康的線性增長率高于女性，在加入城鄉(xiāng)類別的影響效應后，城市社區(qū)減少了健康提升幅度的性別差異(G122=-0.041,P<0.01)，城市生活更有利于女性的健康提升。年齡與醫(yī)療機構資源、年齡與社區(qū)工作人員分別產生了交叉影響，表明充足的醫(yī)療資源能夠減輕健康衰退的絕對趨勢(G133=0.192)，而社區(qū)醫(yī)療工作人員數量不足，會強化居民健康隨時間衰退的趨勢(G134=-0.042)，這意味著對于社區(qū)居家老年人來說，社區(qū)基層醫(yī)療服務資源和醫(yī)護人員的上門服務至關重要。

從曲線變化率上看，各要素的作用方向均沒有發(fā)生變化，年齡對健康的負向影響與模型A2相比有所減輕(G230=-0.108，P<0.001)，說明加入了社區(qū)環(huán)境因素之后，居民健康的波動趨勢得到緩和。高同質性、較好的經濟社會條件都會促使健康水平的U型軌跡趨于平緩，而年齡增大、社區(qū)工作人員緊缺會使U型軌跡更加陡峭。

(五)不同出生隊列的影響差異

在探討健康變化時，出生隊列往往承載了測量社會、經濟發(fā)展等環(huán)境因素的功能，超越了僅僅作為一個基本時間變量的含義，提供更多健康外在環(huán)境決定因素的信息。將居民劃分為1975—1994年出生、1951—1974年出生和1950年及以前出生三個群組，分別代表青年人(18—35歲)、中年人(36—59歲)和老年人(60歲以上)，采用模型A4分別建模，進一步驗證個體因素與社區(qū)環(huán)境對居民健康軌跡影響效應的隊列差異(見表2)。

將分樣本與總樣本進行比較后發(fā)現，中、老年人隊列與總樣本在性別、年齡及經濟社會條件等個人因素與社區(qū)居住環(huán)境因素的交叉影響上的評估結果基本一致。1974年及以前出生的樣本中，社區(qū)居住環(huán)境對個人健康的初始均值、健康線性增長率和健康軌跡變化曲率均有顯著影響。其中，健康設施的數量對中、老年人隊列的健康初始均值有顯著正向影響(總樣本中不顯著)，其余經濟社會條件與總樣本相比較一致。但是，1975年之后出生的青年人與總樣本評估結果相比，有一些地方存在顯著差異。一是在對初始均值的影響中，經濟社會條件變量變得不顯著，社區(qū)工作人員和健康設施也不顯著。城市和醫(yī)療機構資源充足與個人經濟社會條件的交叉影響對年輕人來說不顯著，對老年人和中年人來說則影響顯著，且對老年人的影響程度要大于中年人。二是在對健康線性增長率的影響中，個人經濟社會條件與高醫(yī)療機構效能的交叉影響大幅衰減，城鄉(xiāng)差異影響也大幅衰減。年齡不再與社區(qū)居住環(huán)境發(fā)生交叉影響，而是單獨影響青年人的健康線性增長幅度。同質性與經濟社會條件要素交叉對年輕人的健康線性增長率產生了顯著正向影響?？偠灾?，在1974年及以前出生的人口中，社會經濟條件因素對人們健康的影響更為明顯，更支持社會經濟地位與公共資源配置交叉影響居民健康的假設觀點；但在1974年以后出生的人口中，人們的健康主要是人口學變量的作用和社區(qū)健康“示范效應”等軟環(huán)境的影響。

四、討論與建議

研究發(fā)現，我國成人居民健康總體呈倒U型發(fā)展軌跡，個人因素與社區(qū)環(huán)境對居民健康形成了交叉影響，并存在出生隊列差異。

第一，社區(qū)因素和個人因素分別解釋了居民健康發(fā)展軌跡差異的11.1%和56.8%。主要表現在兩個方面：其一，居民同質性、空間舒適性、醫(yī)療機構的數量和效能、社區(qū)工作人員數量以及城鄉(xiāng)區(qū)別影響了居民的健康均值。其中醫(yī)療資源豐富、空間舒適、社區(qū)工作人員充足對居民健康均值有顯著正向作用。這符合環(huán)境資源理論的基本假設，即高質量的社區(qū)服務資源供給能有效提升居民的健康水平，也說明我國的健康服務資源配置還存在社區(qū)間不平衡問題。此外，高同質性社區(qū)居民健康均值較低，這與西方公共衛(wèi)生學的研究結論類似，但成因不同。在我國高同質性社區(qū)中，健康行為及觀念的“鄰里示范效應”較弱，可能由于社區(qū)新居民大量涌入，重塑共同文化和規(guī)范難度加大，社區(qū)在健康促進、信息傳遞方面有效措施不足，尚未形成健康氛圍。其二，個人經濟社會條件與城鄉(xiāng)分類、醫(yī)療機構數量交叉影響居民的健康均值。在城市社區(qū)，高個人經濟社會條件的居民健康水平更高；在醫(yī)療機構資源充足的社區(qū)，高個人經濟社會條件的居民健康水平更高。這導致高經濟收入人群享有城市更優(yōu)質的醫(yī)療衛(wèi)生資源，而低經濟收入人群難以享受到便捷的醫(yī)療衛(wèi)生服務。特別是低經濟收入往往與低健康素養(yǎng)、健康狀況相關聯，容易加劇群體健康差異化。可見進入20世紀后，住房市場化改革、城市規(guī)劃、社區(qū)綜合環(huán)境改善等政策性因素一方面提升了居民的居住體驗，另一方面無意中塑造了加劇居民群體主觀健康差異的外部環(huán)境。需要關注的是，社區(qū)健康設施對全樣本的影響并不顯著。這可能是因為我國“全民健身”計劃已堅持實施多年，社區(qū)公共體育設施配置均等化水平較高，基本不存在因設施資源馬太效應引發(fā)的居民健康差異。而且這也可能反映出社區(qū)健康設施資源的“無效配置”。包括健身步道、綠地和公園、室外體育器材等在內的與居民的生活服務息息相關的服務設施，其空間配置合理性與可達性是影響居民健康的關鍵，單純增加數量未必能有效提升居民健康。空間舒適性的正向作用也印證了這一點。在社區(qū)小范圍內，單純增加設施數量、綠地廣場面積并不能有效提升居民的健康水平，反而是管理不善的綠地會擠占居民的生活空間，影響生活居住體驗。優(yōu)化空間布局，合理規(guī)劃社區(qū)生活功能結構和公共活動空間，打造內部環(huán)境“小景致”，增加土地利用率，拓寬居住間隙，對促進居民健康更加有效。

第二，居民健康軌跡具有顯著的城鄉(xiāng)差異。城市社區(qū)居民的健康增長幅度顯著高于農村地區(qū)，在城市生活和居住也更有利于經濟社會條件優(yōu)越的人提升健康水平；城鄉(xiāng)分類顯著降低了健康變化軌跡的性別差異，在城市社區(qū)居住會使男女健康變化趨于一致。原因是多方面的，從男性角度來看，可能是城市文化環(huán)境讓男性減少吸煙、喝酒等高健康風險行為；從女性角度來看，可能得益于近年來城市社區(qū)女性健康服務的發(fā)展。

第三，醫(yī)療機構的數量與效能是影響居民健康的關鍵因素。社區(qū)醫(yī)療機構的數量既與個體年齡交互影響居民的健康均值，又顯著影響居民健康的線性增長幅度；醫(yī)療服務效能既影響居民的健康均值，又與個人經濟社會條件交叉影響居民健康的線性增長幅度。也就是說，加強基層醫(yī)療服務機構的數量和效能既能提高居民健康水平“上行”的幅度，又能延長居民健康“上行”的軌跡，延緩衰老或失能的到來。社區(qū)增加不同層次的醫(yī)療衛(wèi)生機構、醫(yī)護工作人員和擴大醫(yī)療機構的規(guī)模，都可以有效提升社區(qū)居民的健康水平，對于老年人和經濟條件較好的人群來說效果尤為顯著。

第四，社區(qū)服務人員不足會影響居民的健康水平。首先，在服務人員不足的社區(qū)中，年齡越低，健康增長能力越弱。這說明增加社區(qū)服務人員數量對青少年的健康改善意義重大，青少年的輕微健康問題和健康知識普及比較依賴于社區(qū)衛(wèi)生服務人員、志愿者、街道工作人員等。應充分發(fā)揮社區(qū)工作人員在健康知識普及、疾病預防與良好生活習慣宣傳等方面的作用。其次，從曲線變化率上可以看出，年齡增大、社區(qū)服務人員不足會讓健康曲線的U型變化更為劇烈。這就意味著，服務人員不足會顯著加劇因年齡增長產生的衰老趨勢。應加強人員專業(yè)化培訓，鼓勵高年資醫(yī)護人員、公共衛(wèi)生從業(yè)人員進入社區(qū)衛(wèi)生服務中心和居家養(yǎng)老服務中心等社區(qū)機構，為老年人、青少年和低收入群體提供飲食指導、慢性病管理、控煙、性教育等針對性強的社區(qū)健康服務。

第五，居民同質性對健康的影響較為隱蔽。同質性影響健康的初始均值和健康軌跡的變化幅度，但對線性增長率的影響并不顯著。高居民同質性與平均曲線變化率總校應G200的方向相反且為正，說明同質性并不直接影響健康水平，而是對曲線的倒U型變化率有顯著減緩作用。目前我國大部分社區(qū)還未充分發(fā)揮居民同質性對健康促進的正向示范效應。老年人處于健康曲線的后半段，可通過促進老年社區(qū)聚居、鼓勵社區(qū)舉辦老年人交流活動和平臺，來延緩老年人的健康衰退速度；對于長期處于健康平緩上升階段的中青年人，則可增強社區(qū)居住人群多元化、引導公共健康行為和健康理念來強化其健康趨勢；對于農村高同質性社區(qū)，需要加強健康素養(yǎng)教育，破除不正確的民間治療手段和不良健康習慣。

總體來看，個人與社區(qū)環(huán)境因素對居民健康的交叉影響幅度約為22.9%，個人經濟社會因素的影響更大，高個人經濟社會條件能夠保證居民的健康水平不會急劇下降。在實施“健康中國”時，有必要優(yōu)先提升中低收入群體聚集的社區(qū)(小區(qū))基層醫(yī)療服務機構的數量與效能；對老年人居多的社區(qū)，著力提高基層衛(wèi)生服務人員數量并開展專業(yè)照護技能培訓；鼓勵社區(qū)在傳播健康生活方式、引導科學鍛煉和傳播正確的健康信息等“軟資源”方面積極作為，完善體育設施配套指導服務，打造“健康鄰里”，為實現全生命周期健康保駕護航。