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客观社会经济地位、主观阶层认知与健康不平等*

徐岩

【内容提要】 本研究基于2012年度中国劳动力动态调查个体问卷,对反映中国劳动力社会经济地位、主观阶层认知评价和身体健康相关数据进行多元线性回归与二元逻辑斯特(Logistic)回归分析。在控制年龄、性别、户籍与流动等因素对人们身体健康影响的情况下,研究发现人们的主观阶层认知作为重要的中介变量连接着客观经济地位(包括教育和经济收入)与自评健康,以及客观经济地位与近期客观健康状况之间的关系。本研究在支持健康的社会因果论的同时,凸显了主观社会阶层认知是影响人们身体健康的重要社会心理因素,研究结论也揭示了中国社会文化背景下主客观社会经济地位指标与人们健康关系的独特性。

一、研究背景

  中国在短短60多年的时间里,用1%的世界卫生支出,基本解决了占全球22%的人口健康问题(Lee, 2004),但在健康事业取得巨大成就的同时,也面临着严峻挑战。国内普通民众“看病难、看病贵”的矛盾现状折射出健康不平等问题。健康不平等这一概念脱离不开社会分层体系,它是指社会分层中的底层弱势群体与优势群体在健康上的差异,包括社会弱势群体持久感受到的在健康状况、医疗负担与健康风险上的社会劣势与区隔(Braveman, 2006;Bleich, Jarlenski, Bell & LaVeist, 2012)。健康不平等问题已经成为创新社会治理时代背景下改善国内民生的重要内容。相应的,健康不平等研究也逐渐获得了国内学者的关注与投入(比如焦开山,2014;刘晓婷、黄洪,2015;王甫勤,2011,2012)。

  现有针对国内健康不平等的研究大多聚焦在客观社会分层指标,诸如客观社会经济地位与健康的关系上。而国外健康不平等研究30多年的发展,一方面越来越肯定客观社会经济地位对健康起到的重要作用,另一方面也在反思使用社会经济地位客观指标在研究健康不平等问题时可能带来的局限。

  健康不平等不仅受客观因素的影响,也同时会受到心理主观因素的影响(Adler, Boyce, Chesney, Cohen, Folkman, Kahn & Syme, 1994; Cohen, Alper, Doyle, Adler, Treanor & Turner, 2008),社会资源与地位的分层最终会反映在个体心理层面并最终影响身体健康。梁樱(2013)在对心理健康的社会学综述中指出社会分层与身心健康关系密切,对结构与个体、宏观与微观的联系也是健康社会学讨论的重要内容。近些年来国际上开始探讨主观阶层认知与健康的关系。主观阶层认知是人们对其所处社会层级位置的主观认知,这种认知来源于社会比较的心理过程,既依赖于客观实际,又受心理过程的影响。从社会分层的客观指标扩展到主观指标的研究,更加能够厘清社会分层与健康不平等之间的关系与内部作用机制。

  基于此,本研究旨在以健康的社会因果论为理论基础,通过对2012年中国劳动力动态调查(CLDS)个体问卷中的健康相关数据的分析,在讨论经济收入与教育程度这两个反映客观社会经济地位指标变量的同时,在控制户籍、流动、性别与年龄等因素的条件下,进一步考察中国劳动力人口中主观阶层认知是如何影响人们的身体健康状况的。①

二、主客观社会经济地位与健康

  (一)客观社会分层指标与健康

  社会经济地位是客观社会阶层划分的主要依据。传统上对客观社会阶层的划分主要依据的理论来源有二:一是以马克思为代表的阶级分析理论,强调社会不平等根源于经济生产过程中形成的不平等的对生产资料的占有关系,以及在此基础上延伸出来的以赖特(E. O. Wright)为代表的新马克思主义理论,强调不仅以经济资产的占有与否来划分阶级,同时还要以组织资产与文化资产来对阶级进行划分(李春玲,2004;刘欣,2002)。二是以韦伯为代表的多元分层理论,认为阶级结构不是简单的二元对立,它既可以通过依市场机会占有不同而进行划分的经济权力的多寡来体现,也可通过社会声望等级和是否拥有政治权力来体现(李路路,1999;刘祖云,2002)。后续以韦伯理论为基础发展起来的诸如布劳-邓肯的社会流动模式下对社会分层的探讨,或者新韦伯主义的戈德索普,也多是依据市场、收入与职业地位来进行阶级或阶层的划分(李培林,2005)。

  学界对社会经济地位与健康关系的关注可以追溯到1980年发表的布莱克报告(Inequalities in Health: The Black Report),其后的研究更力图从经济收入(Bleich, Jarlenski, Bell & LaVeist, 2012)、教育(Ross & Wu, 1995)、性别(Read & Gorman, 2010)、地位相对剥夺(Subramanyam, Kawachi, Berkman & Subramanian, 2009)等多方面入手来反映社会分层指标与健康不平等的关系,这些研究总体上都支持处于社会经济地位上层的人往往有着更好的预期寿命、健康状况与健康行为方式(Alder, Boyce, Chesney, Cohen, Folkman, Kahn & Syme, 1994; Bleich, Jarlenski, Bell & LaVeist, 2012)。这种将健康不平等的结果解释为“主要由人们的客观社会经济地位所决定”的观点,被称之为社会因果论(social causal theory)。这一理论解释的来源可以追溯到对健康的社会不平等的结构主义解释,认为与阶级结构相关的社会环境和生活条件差异是造成健康不平等的重要原因。国外相关的研究结果大多也都支持了社会因果论的观点,发现社会经济地位等级和其他可能反映社会位置差异的客观变量(诸如性别、年龄等)都能比较好地预测健康水平,人们之间的社会经济地位差异会带来明显的健康梯度(王甫勤,2011)。

  对我国健康不平等的研究在近些年逐渐发展起来。劳瑞与谢宇的研究(Lowry & Xie, 2009)从社会经济地位与人们健康的关系出发,考察了城乡人口与年龄对健康的影响。王甫勤主要利用中国综合社会调查数据(CGSS2005)分析了社会流动对健康不平等的影响(王甫勤,2011),以及社会经济地位对生活方式与健康的影响(王甫勤,2012)。国内学者的研究也多支持健康的社会因果论,即人们在社会结构中的不平等位置导致了人们在资源占有与机会获得等方面都存在不平等,进而也影响到健康的社会不平等。这些研究验证了中国背景下客观社会经济地位对健康的重要性。

  (二)为什么开始关注主观阶层认知

  主观阶层认知是指人们对其在社会阶层排序中所处位置的认识(Singh-Manoux, Adler & Marmot, 2003)。20世纪90年代后,逐渐有西方学者开始把关注的焦点从客观或绝对社会阶层与健康不平等的研究转移到主观或相对社会阶层认知(subjective social status)与健康不平等的关系上(Adler, Epel, Castellazzo & Ickovics, 2000; Singh-Manoux, Adler & Marmot, 2003; Mcaleod, Smith, Metcalfe & Hart, 2005; Cohen, Alper, Doyle, Adler, Treanor & Turner, 2008; Demakakos, Nazroo, Breeze & Marmot, 2008; Quon & McGrath, 2015)。比如德玛卡科斯等(Demakakos, Nazroo, Breeze & Marmot, 2008)的研究验证了老年人的主观阶层认知与健康自评以及慢性病有显著的关系。艾德勒等(Adler, Epel, Castellazzo & Ickovics, 2000)研究了女性主客观社会地位的关系,发现相对于客观指标,主观社会地位与心理功能及健康因素诸如自评健康、睡眠、心率、肥胖与压力应对等的关系更密切。奎恩和同事(Quon & McGrath, 2015)对社区、家庭、主观社会经济地位与青少年健康关系的研究发现,主观社会经济地位对青少年的健康有着显著的影响。主观社会经济地位低与自评健康水平差及更多的精神健康问题相关联。除此之外,低的主观社会经济地位也与较低躯体活动水平、营养摄取不足,以及更多的疾病症状有关。

  为什么主观指标是客观指标不能替代的预测健康的重要变量呢?西方学者认为有两方面的原因:一是客观社会经济地位与主观阶层认知既有联系又有区别,两者之间可能存在差异;二是主观阶层认知可以弥补客观指标的某些自身局限(Cohen, Alper, Doyle, Adler, Treanor & Turner, 2008)。结合中国本土情况,具体分析如下:

  1. 主观阶层认知与客观社会经济地位的关系

  人们所处的社会阶层,既可以从客观角度来划分,也可以从主观视角来衡量。社会分层研究中一直存在着对客观社会阶层与主观社会阶层意识或阶层认同之间关系的探讨。国外学者杰克曼夫妇曾经做过详细的分析(Jackman & Jackman, 1973),他们在权威期刊《美国社会学评论》上发表了关于主客观社会地位关系的文章,指出当时美国经验研究的数据并没有获得主客观社会地位的完美一致的结论,这一结果倾向于支持新马克思主义理论与利益群体理论(interest-group)的假设,即个体阶层认同的首要决定因素就是其客观社会经济地位。同样,结构决定论模型认为客观社会经济地位决定人们的主观社会阶层意识(刘欣,2002),个体的教育、职业、收入与主观阶层认同高相关。但是多元社会分层理论则认为教育、职业与收入之间的关系没那么紧密,并不存在某个特定的敏感性阶层区分指标,且主观阶层认知会受到其他一些因素的干扰而使得主观与客观社会分层相偏离,其中社会流动、生活机遇的相对变化和社会比较影响着人们的阶层认知评价。韦伯就认为阶级意识的产生根源于差异形成的比较,阶层认知不仅与客观社会经济地位有关,也与基于社会比较的相对位置有关(刘欣,2002)。

  威肯森(Wikinson,1992)发现社会经济地位对健康的效应主要是在国家内群体中体现出来,而如果对发达国家进行比较,则发现有的国家绝对人均收入低,但不一定健康水平就更差。从跨国的比较来看,收入分布对健康的预测似乎更加敏感,但收入与健康的关系在占人口30%的高收入人群中就变得没有那么显著了。这一发现提示也许通过社会比较获得的相对社会地位可能比绝对社会地位更敏感地预测人们的健康。而相对的社会地位指标往往是通过人们对自身所处社会阶层与社会地位的主观认知来反映的。

  总体上,主观阶层认知首先反映了客观地位与个体主观期待的差距;其次,主观阶层认知允许人们把自己的绝对收入、财富与地位等放入自己特定的社会情境中去进行比较,不同社会背景的人们,对自己阶层的划分所倚仗的标准可能并不一定相同。主观上,人们可以通过比较得到对自己社会地位相对位置的认知,客观社会阶层划分则很难做到这一点。

  2. 客观分层指标本身具有的局限性

  客观社会阶层划分常以收入、职业或教育水平等标准之一或多成分组合来划分,不同的标准划分可能带来不同的阶层等级排名,而主观社会阶层的划分往往是人们对自己在社会上所处等级地位的综合评定,可能具有更好的代表性。并且,主观阶层认知因涉及与他人或自己的社会比较,因此也会由此产生心理情绪因素上的波动,比如相对剥夺感、压力、愤怒、偏见等,由此也会间接对身体健康产生影响(Cohen, Alper, Doyle, Adler, Treanor & Turner, 2008)。

  国内的社会分层指标与西方不同,不仅依据收入、教育程度与职业地位进行划分,还要考虑到户籍等因素。国内对分析客观社会阶层应该采取的理论视角一直存在争论,以往20世纪90年代国内研究多以韦伯的社会分层视角作为理论基础,但随着国内社会经济不平等的扩大,社会矛盾与冲突的增加,也有不少学者提出了“重返阶级分析”的观点(林宗弘、吴晓刚,2010;冯仕政,2008)。除了理论视角上的争论外,在对客观社会阶层的操作化界定上,国内学界其实也并未统一。陆学艺(2003)以人们在生产关系中对组织、经济与文化资源的占有位置,将中国社会人口划分为十大阶层。林宗弘、吴晓刚(2010)则以新马克思主义为理论基础,依据户籍、单位制度、干部身份与市场体系中的私有产权将中国改革开放前的阶级位置分为六大类,而经济转型后的阶级位置则简单区分为无产阶级、新中产阶级、小资产阶级与私人资本家四大类。刘欣(2002)以公共权力、资产控制权和技术资本为基础将中国社会阶层划分为社会上层、中产上层、中产下层、技术工人及小职员、非技术工人及个体劳动者五个阶层。

  并且,国内研究也发现我国的客观社会阶层划分与人们的主观社会阶层建构之间存有一定的差别。一些学者对十大社会阶层的客观划分与人们的主观认同进行了对比分析,发现农业劳动者与失业无业人群,以及国家社会管理者、专业技术人员的主客观社会阶层比较一致,而个体户与产业工人的身份认同较低,主观与客观社会阶层差异最大的是经理人员与办事人员,以及私营业主与商业服务人员。也就是说改革开放后市场化下的新兴阶层的主观认知比较模糊,与客观地位差异较大(李春玲,2004;王春光、李炜,2002)。李培林(2005)总结了客观阶层与主观认同不一致的原因。这些原因包括人们在生活方式、价值与行为取向上的个体主义趋向;新的社会阶层产生与流动带来的身份“断裂”,即收入、教育、职业等因素以外的原因导致的主客观不一致;以及社会转型期意识形态的“碎片化”趋势。可见,关注人们的主观阶层认知可以在一定程度上弥补客观社会地位划分的局限。

三、研究问题与假设

  那么,中国社会主观阶层认知与客观社会经济地位的关系如何?它是否也是一个影响健康不平等的重要变量?如果是,主观阶层认知在中国国情下对人们健康的影响是怎样的?研究者有必要获得这些问题在中国社会文化背景下的答案,从而使我们更加全面立体地了解中国社会分层与健康不平等的关系。综上,本研究期望在控制诸如年龄、性别、户籍与流动等变量的条件下,具体验证:

  问题1:主观阶层认知与反映客观社会经济地位的指标诸如经济收入、教育程度是否一致?

  假设1:基于上述文献分析,本研究假设个体主观阶层认知必然受到其经济收入与教育程度的影响。收入越高,教育程度越高(尤其是高等教育获得与否),相对来说主观阶层认知评价应该越高。

  问题2:在控制经济收入与教育程度变量的情况下,主观阶层认知是否对人们的健康自我评价与客观健康状况有显著影响?

  假设2:基于前文对主观阶层认知的分析,我们认为主观阶层认知作为既反映个体客观社会阶层现实,又体现基于社会比较的对自身所处社会位置的心理认知评价变量,对健康有着重要而不可替代的作用。因此,即使考虑经济收入与教育程度等变量,主观阶层认知对健康的作用应该仍然显著。

  问题3:经济收入与教育程度是否显著影响人们的主观健康评价与客观健康状况?

  早在20世纪70年代,对生命预期、婴儿死亡率与经济不平等指标基尼系数的研究就发现了收入与健康的非线性关系,即随着经济收入的增长,对健康的促进效应减弱甚至消失(Wagstaff & van Doorslaer, 2000)。同时,许多纵向追踪研究也发现即使在控制了教育变量的情况下,收入依然对健康有显著的预测作用(Braveman, Egerter & Williams, 2011)。对于个体层次上收入与健康的关系也体现出了非线性的边际递减规律,有学者将这种效应称作“凹陷效应”,并认为真正对人们健康起作用的是个体的绝对收入,这种观点被称为“绝对收入论”。而另外一些学者则支持“收入不平等论”或者说“相对收入论”,是通过社会比较获得的对自我收入与位置的感知。这种因比较而带来的差距会进一步导致个体心理社会层面的反应,最终影响个体健康(具体见周彬、齐亚强,2012)。周彬与齐亚强(2012)采用CGSS2005数据探讨国内收入不平等与个体健康之间的关系,其研究显示在控制绝对收入的前提下,收入不平等因素仍然对个体健康产生显著影响,社会心理机制能够部分解释收入不平等与健康的关系。他们的研究提示社会心理变量与客观社会经济地位指标和个体健康关系密切。

  关于教育的研究也显示,更高的教育层次往往预示着更高的主客观社会地位、更多的社会支持、更多的优势资源(Braveman, Egerter & Williams, 2011)。胡安宁(Hu, 2015)在一项基于CGSS2010数据的城乡比较研究中发现城乡义务教育的质量差异导致城乡居民在健康上的差别。与没有受过正式教育的人们相比,城市中接受过义务教育的居民在健康上的获益比乡村对应居民更多;而接受过高中教育的人们则正好相反,乡村居民比城市居民能从教育上获益更多。可见中国背景下教育与健康的关系,可能还受到其他因素的影响。叶华与石爽(2014)发现受教育年限与自评健康关系上存在户籍差异,教育年限对农村居民自评健康的影响更大。

  由此,提出假设3:本研究认为经济收入与教育程度对人们的自评健康与近期客观健康状况都会产生显著的影响。

  问题4:主观阶层认知在客观社会经济地位与健康的关系上是否起到了显著的中介作用?

  如前所述,主观阶层认知反映了人们对自己在社会分层结构中所处地位的心理知觉。这种主观认知必然存在客观现实基础,与人们在社会中的客观现实地位相联系(Adler, Epel, Castellazzo & Ickovics, 2000)。教育、财富和职业等客观地位指标会形成人们对自己社会位置的个人期望与自我觉知,并通过社会比较的过程将社会客观地位因素综合起来,结合个人特质内化为自己的主观现实(Singh-Manoux, Adler & Marmot, 2003)。同时,这种主观认知作为一种社会心理变量,又会超越客观基础而独立发挥作用(Cohen, Alper, Doyle, Adler, Treanor & Turner, 2008),通过某些心理机制来对健康产生影响。目前研究已经发现具有较高主观阶层认知的人们往往具备更好的应对压力和调节情绪的能力,这些优势会进一步作用于人们日常生活中的行为与心态,有利于身体健康(Demakakos, Nazroo, Breeze & Marmot, 2008)。也正是由于上述原因,使得西方学者开始关注主观阶层认知在客观社会经济地位与健康的关系上可能存在的中介作用,并且已经有研究验证了在西方文化中主观阶层认知在客观社会经济地位与健康自评关系上有着显著的中介作用。那么,在中国社会文化背景下,主观社会阶层认知是否仍然具有显著的中介作用?

  依据上述分析,本研究假设4:即使在控制户籍、流动等变量的情况下,主观阶层认知在客观社会经济地位与身体健康状况的关系上仍具有显著的中介作用。

四、数据与分析方法

  (一)数据来源

  本研究对象选取自2012年中国劳动力动态调查中的个体问卷数据,依照其对劳动力个体的甄别筛选条件,从中选择了年龄在15岁至64岁的个体数据,并且删除了既不符合非流动人口条件,也不符合流动人口条件的数据(即户口不在本地但流动时间不够半年的个体数据),同时也删除了在教育程度、经济收入、主观阶层认知、年龄、性别、户口等变量上有缺失的数据,最后共有6890名被访者数据被采用,其中男性4082人,占59.2%,女性2808人,占40.8%,样本平均年龄为40周岁,SD=11.36。农业户口有4638人,占67.3%,城镇户口2252人,占32.7%。接受过大专及以上高等教育的有1066人,占15.5%,没有接受过高等教育(学历为大专以下)的有5824人,占84.5%。6045人为非流动劳动力,占87.7%,845人为流动人口,占12.3%。

  (二)测量变量

  1. 因变量

  本研究把个体健康水平作为因变量。在社会研究领域,自评健康状况是社会研究者分析健康问题时使用频率最高的测量方法。齐亚强(2014)分析了国内自评健康指标的信度与效度,发现该指标能够有效反映被访者自我感知的各种健康状态,但其也有一定的局限性,不可避免存在个体或群体的主观认知偏差。因此,我们采用了数据中的两个指标来反映个体健康水平,通过比较不同群体间的主观自我健康状况评价与近期客观健康状况来反映社会分层中的主客观指标与健康不平等的关系问题。

  因变量1:个体对健康状况的自我评价(以下简称“主观健康评价”)。在劳动力调查的个体问卷中,有一道题要求被访者对自己现在的健康状况进行评价,问卷中1—5分依次代表“非常健康”到“非常不健康”。为了方便后续的统计分析,我们对量表评分进行了转置,1—5分依次代表“非常不健康”到“非常健康”。

  因变量2:对个体近期客观健康状况的反映(以下简称“客观健康状况”)。在劳动力调查的个体问卷中,有一道题要求被访者对问题“您过去两周是否生病?”进行是(“1”)或否(“2”)的回答,为了更清楚地解释结果,后续统计分析中作为因变量时进行了分值的转置,变成“0”为否,“1”为是。

  2. 自变量

  (1)教育程度

  原有数据将被访者教育程度分成了从小学到博士生13个类目,本研究着重对是否接受大专以上高等教育的差别进行分析,因此对数据进一步合并处理,简化为接受过高等教育(大专及以上)与未接受过高等教育(大专以下)两类,并进行了0—1的虚拟变量编码,其中“未接受过高等教育” = 0,为参照组。

  (2)经济收入

  问卷中有一道题目为“您2011年各类收入总计是多少万元”,我们以此作为个体经济收入的数据,并对其取自然对数。

  (3)年龄

  为了更好地了解不同年龄段之间的差别,研究中将被访者年龄依据平均值与标准差分为三个年龄组,平均值正负一个标准差之内为中年龄组(29至51岁),小于均值一个标准差的为低年龄组(15至28岁),大于均值一个标准差的为高年龄组(52至64岁)。分组之后,低年龄组有1369人,占19.9%;中年龄组有4382人,占63.6%;高年龄组有1139人,占16.5%。为了后续统计需要,对年龄分组变量进行了0—1虚拟变量编码,其中低年龄组=0,为参照组。

  (4)主观阶层认知

  劳动力调查的个体问卷中的题目,要求被访者针对自己目前在社会中的地位进行评分,也采用了李克特量表(Likert Scale)进行评分,1—10分依次为“社会最底层”到“社会最顶层”。这道题目反映了人们主观上对自己所处社会阶层的认知评价。

  (5)其他

  此外,本研究自变量还包括“户籍”(虚拟变量,农业户口=0,为参照组)、“流动”(虚拟变量,流动=0,为参照组)、“性别”(虚拟变量,男性=0,为参照组),以及客观健康状况(在作为因变量的同时,也作为主观健康评价的一个重要自变量;同样进行了虚拟变量编码,生病=0,为参照组)。

  (三)分析方法

  1. 回归方程主效应分析

  本研究分别采用相关分析、多元线性回归与二分类逻辑斯特回归来探讨客观社会经济地位指标、主观社会阶层评定与主观健康评价及客观健康状况之间的关系。

  2. 中介效应的检验

  为了检验主观社会阶层地位认知(M)是否为客观社会经济地位指标(X)与人们自评健康(Y)之间的中介变量,也就是说,是否客观社会经济地位指标诸如教育、收入等会通过影响主观社会阶层地位认知来影响人们的健康,我们就要对可能存在的中介效应进行统计检验。如下列方程所示,X通过影响变量M来影响Y,那么M就是中介变量(温忠麟、张雷、侯杰泰、刘红云,2004):

  Y自评健康 = cX客观社会经济地位 + e1

  M主观阶层认知 = aX客观社会经济地位 + e2

  Y自评健康 = c’X客观社会经济地位 + bM主观阶层认知 + e3

  对于因变量为连续变量的中介效应检验,本研究依照温忠麟等(2004)推荐的中介检验程序进行验证。第1步,检验回归系数c,如果显著,继续第2步,否则停止分析。第2步,检验系数a、b,如果都显著,意味着X对Y的影响至少有一部分是通过中介变量M实现的,继续进入第3a步。如果至少有一个不显著,则进入第3b步。第3a步,检验系数c’,如果不显著,为完全中介效应。如果显著,为部分中介效应。第3b步,做索贝尔(Sobel)检验②,如果显著,表示M的中介效应显著,否则没有中介效应。

  对于因变量为二分类别变量的中介效应检验,本研究依照刘红云等(2013)介绍的方法进行验证。③二分因变量的中介效应检验,由于分类因变量Y与连续中介变量M和连续自变量三者之间在回归系数衡量标准上的不同(逻辑斯特回归与多元线性回归系数计算原理的不同),不能直接进行比较,必须进行回归系数标准化后才能进行验证。

五、研究结果

  (一)主观阶层认知与客观社会经济地位变量的关系

  表1列出了教育程度、个人年收入与个体主观阶层认知之间的斯皮尔曼等级相关(Spearman Correlation)。从表1的数据我们可以看到,教育程度与收入呈中等的显著正相关,而教育程度和收入也与主观阶层认知呈显著的正相关。

  表2是多元线性回归方程分析结果,M1、M2分别为不考虑经济收入和考虑经济收入的主效应模型。结果显示反映客观社会经济地位指标的教育程度与经济收入显著影响人们对其社会阶层的主观评价。劳动力群体中受过高等教育的比没受过高等教育的对自身所处社会阶层的定位更高,高经济收入者对自己的主观社会阶层定位更高。非流动人口比流动人口的主观阶层定位要高,女性比男性要高,高年龄组比低年龄组有更高的主观社会阶层评价,中年龄组与低年龄组之间的差距则不显著。更重要的是,户籍对主观社会阶层评价仍然有着显著的影响。

  (二)健康自评与主客观社会分层变量的关系

  表3、表4分别为主要变量的平均数与频数分布统计。表5是多元线性回归方程分析结果,M1至M4分别为未加入与加入近期客观健康状况、经济收入与主观阶层认知变量的主效应模型。

  结果显示低年龄组的健康自评分数显著高于中、高两个年龄组,女性健康状况自评分数显著低于男性。近两周内没有生病的人们对自己健康的主观评价更高。随着经济收入与主观社会阶层评价的提升,人们对自己的健康自评分数也增加了。

  (三)客观健康状况与主客观社会分层变量

  表6是不同年龄、性别、户籍、流动与受教育程度组别的近期客观健康状况频数分布表。表7是逻辑斯特回归方程分析结果,M1与M2分别为未加入与加入主观阶层认知变量的主效应模型。结果显示中年龄组与高年龄组的近期健康状况显著差于低年龄组,高年龄组与低年龄组之间的差异更加显著。在考虑经济收入与主观阶层认知的情况下,接受过高等教育的群体近两周内生病的概率实际上更多,近期客观健康状况要差于未接受过高等教育的劳动力群体。女性比男性近两周内生病的更多,经济收入越高的近期生病的越少,主观社会阶层评价越高的近期生病的越少。

  (四)主观阶层认知可能存在的中介效应检验

  1. 因变量为自评健康的中介效应检验

  通过表2中的M2与表5中的M2、M3回归模型分析,依照前文提及的中介效应检验方法,分别检验教育、收入对自评健康,教育、收入对主观阶层认知,主观阶层认知对自评健康的回归系数c、a、 b 以及c’是否显著。结果发现,教育对自评健康的回归系数显著(c教育 = 0.15, p < 0.001),收入对自评健康的回归系数显著(c收入 = 0.15, p < 0.001)。继续进入第2步,检测系数a、b是否显著。结果发现,教育对主观阶层认知的回归系数显著(a教育 = 0.38, p < 0.001),收入对主观阶层认知的回归系数显著(a收入 = 0.32, p < 0.001),主观阶层认知对健康自评的回归系数显著(b = 0.08,p < 0.001)。接着进行第3a步,检验c’是否显著。结果显示c’教育= 0.04, p > 0.05;c’收入 = 0.13,p < 0.001。说明主观阶层认知在教育与自评健康的关系上具有完全中介效应,主观阶层认知在收入与自评健康的关系上具有部分中介效应。具体关系如图1所示:

  2. 因变量为近期客观健康状况(二分类别变量)的中介效应检验

通过对表2中的M2与表7中的M1、M2的回归模型分析,依照刘红云等(2013)介绍的分析方法,对主观阶层认知在客观社会经济地位指标与人们的客观健康状况的关系上可能存在的中介作用进行了分析。本研究分别计算了标准化后的回归系数a教育std = 0.08,a收入std = 0.20,b教育std = 0.96,b收入std = 0.78,以及它们对应的标准误SE(a教育std) = 0.013,SE(a收入std)= 0.012,SE(b教育std)= 0.142,SE(b收入std) = 0.116。之后,采用系数乘积法进行索贝尔检验。④结果显示,Z教育 = 4.54,SE教育= 0.02,p < 0.001;Z收入 = 6.24,SE收入 = 0.03,p < 0.001。说明主观阶层认知在教育与人们客观健康状况的关系上有显著的中介作用;同样,主观阶层认知在经济收入与人们客观健康状况的关系上也存在着显著的中介作用。

六、结论与讨论

  本研究将客观身体健康状况和人们对健康的自我评价均纳入到研究的因变量当中,这在很大程度上避免了问卷调查数据中报告者主观偏差的问题。同时,在探讨主客观社会地位变量与自评健康的关系时,将近期客观身体状况作为控制变量也纳入到回归方程中。人们的身体健康客观情况对主观评价的影响是不言而喻的,分析结果也毫无疑问地验证了这一点。但更重要的是,本研究揭示了在考虑人们自身健康客观情况的条件下,主观阶层认知和经济收入等变量依然对人们的自评健康有着显著的影响,这就更加肯定地说明了主客观社会经济地位对人们自我健康评价的重要作用。

  (一)主观阶层认知与客观社会经济地位的一致性

  主观社会阶层评价与教育程度及收入之间具有显著的正相关,但是相关程度并不高。这部分结果与多元理论视角相符合,说明主观阶层认知与教育程度及个人收入的变化趋势一致,但它们之间的关系仍然在很大程度上受到了其他因素的影响。进一步的多元线性回归分析结果与国外研究一致(Singh-Manoux, Adler & Marmot, 2003),教育与收入等客观指标对主观阶层认知有显著的正向作用。高年龄组相对低年龄组对自己的主观阶层认知更高。接受过高等教育的个体比未接受过的有更高的主观阶层认知,经济收入高的主观阶层认知更高。更重要的是,进一步揭示了区别于西方而立足于中国国情的研究发现,虽然从平均数上看,农业户籍比非农业户籍的主观阶层认知要略低,但在控制了收入、教育、流动,尤其是经济收入变量后,农业户籍劳动力对其主观阶层认知的评价实际上比非农业户籍的还要高。而与预期一致,非流动人口比流动人口的主观阶层认知要高。上述分析可以看出,本研究与多元理论的解释又有不同之处,对户籍作用的分析则更倾向于支持马克思主义理论,农村与城市之间的户籍差异是存在的,但这种差异更易受到经济收入等变量的影响。本研究对主观阶层认同与客观社会经济地位指标之间关系的具体分析结果进一步说明了在中国社会文化背景下探讨主客观社会经济地位的关系具有不同于西方理论视角的特殊性。

  (二)客观社会分层变量与健康的关系

  本研究再次验证了教育对健康的重要作用,受过高等教育的劳动力对自身的健康评价要高于未受过高等教育的人们,但是这一显著影响随着经济收入变量的加入而消失。而在对近期客观健康状况的分析中,在考虑经济收入的情况下,受教育程度高者反而近期生病的概率要高,这一结果提示了教育与经济收入在对客观身体健康状况的影响上可能存在着一定的交互作用,需要在将来的研究中进一步探讨。

  更重要的是,对自评健康与客观健康状况分别进行的回归方程验证,进一步揭示了绝对收入是比其他客观指标更重要的关联变量。在控制教育变量的情况下,人们的绝对收入依然与健康有着密切联系。而且我们的研究进一步发现,不但绝对收入与自评健康有着正向的显著关联,而且与近期客观健康状况有着正向的显著关联,这就更加支持了绝对收入影响健康这一结论。综上,本研究更加倾向于支持“收入不平等理论”对健康的解释。收入的差距会导致社会比较的加剧,处于社会底层的人们较易产生负面的压力与心理情绪反应,产生比较严重的相对剥夺感。同时也会因社会分层的不同而导致社会关系与物质资源拥有的不同,进而影响健康(周彬、齐亚强,2012)。

  至于相对收入或收入不平等是否影响健康,虽然本研究并没有针对相对收入进行直接测量,但主观阶层认知这一自变量本身就是基于社会比较下对个体自身所处地位的衡量,本身也隐含着从收入、教育、职业地位等多方面比较的可能性。

  此外,虽然本研究的重点并没有聚焦在年龄、性别、户籍与流动这些控制变量与健康的关系上,但回归分析也发现了年龄、性别对健康有着显著的影响,但户籍与流动对健康的主效应则不显著。从这些分析结果可以得出以下结论:

  首先,与以往研究一致,年龄与健康息息相关,社会经济地位低的老年人健康状况相对较差(比如焦开山,2014)。可是,对主观阶层认同的研究也提示,老龄化虽然会对健康造成负面影响,但是拥有良好积极的社会心态,对自身所处社会地位具有较高评价,会是老年群体健康的保护因素。其次,与他人研究结果一致,本研究也显示女性比男性更易遭受疾病的困扰,一般来讲主客观的健康指标都显示女性要差于男性(Read & Gorman, 2010),女性两周患病率与自评健康都不如男性人口(李建新、李毅,2009;姜秀花,2006)。这一结果在一定程度上反映了性别上的健康不平等规律。最后,从本研究结果来看,虽然户口身份等先赋性因素在人们的社会生活中仍然发挥着作用(吴晓刚,2007;陆益龙,2008),但是其对健康的影响已经减弱。

  此外,本研究显示,是否流动人口会导致人们在对自己的社会经济地位认知上产生差异,这一结果可以说仍是目前中国户籍城乡二元分野所导致问题的衍生品。一方面,流动人口中的“农民工”群体由于户籍等限制仍在城市社会分层体系中处于最底层(李强,2002);另一方面,在城际间流动的城市户籍居民也同样存在因户籍归属地限制而不能同等享受工作所在地福利待遇的问题。因此,本研究支持了陆益龙(2008)的观点,他认为户籍壁垒导致流动对改变社会地位作用有限,只有户口的向上迁移才能更好地促进社会上向流动。但是,本研究发现流动与健康之间并没有显著的关系,这一结果与齐亚强等(2012)的研究结果一致。他们采用2008年中国流动与健康调查数据对流动人口、城镇居民等的健康差异比较研究发现,在控制年龄与性别等特征后,流动人口与城镇居民之间的健康差异并不显著。

  (三)主观阶层认知与健康的关系

  在同时考虑了年龄、教育程度、户籍与流动、收入、性别等因素(同时也控制了客观身体健康状况)的情况下,主观阶层认知依然对人们的健康自评,甚至是近期的客观身体健康情况都具有显著的正向影响。本研究揭示了主观阶层认知是影响人们健康的重要变量。如果只考虑主观健康评价与主观阶层认知评价,那么由于对健康的自我知觉与对社会地位的自我知觉首先都是大脑认知加工过程的产物,就可能会导致认知偏差。但是我们的研究同时也考虑了近期是否生病与教育、收入等这些反映客观社会经济地位与客观健康状况的变量,这就避免了主观变量可能造成的主观误差所导致的结果混淆,也进一步证实了主观阶层认知对健康的重要性。

  本研究结果与国外研究结果一致,但又凸显了中国研究结果的特殊之处。本研究结果与国外同类研究中关于主观阶层认知、自评健康与疾病的关系一致(比如Demakakos, Nazroo, Breeze & Marmot, 2008;Adler, Epel, Castellazzo & Ickovics, 2000; Quon & McGrath, 2015;Singh-Manoux, Adler & Marmot, 2003)。这一研究也提示对社会地位的心理知觉在社会分层与健康的关系中起着重要的作用。对个体社会地位的主观划分离不开社会比较(把自己与他人比)与社会参照作用(别人对自己的看法会影响自我知觉)。客观社会经济地位会通过主观阶层认知来内化个人的现实情况,并最终对健康产生影响,这有助于我们理解健康的相对剥夺与健康分层下的不平等状况。

  对数据进行的中介效应检验发现,主观阶层认知是影响客观社会经济地位与健康关系的重要中介变量。主观阶层认知首先对教育与健康(包括自评健康与近期客观健康状况)的关系有显著的中介效应。也就是说,教育对健康的影响是通过主观阶层认知这一中介变量显现出来的。人们对自己所处社会地位的主观认识,一方面受教育程度的影响,高等教育尤其是一个重要的门槛;另一方面又对自身的健康起着重要作用,并且显著地连接着教育程度与人们身体健康之间的关系。

  同样,绝对经济收入除了直接对健康产生影响外,也会通过主观阶层认知对健康产生影响。高收入会带来高的主观阶层认知,而高的主观阶层认知又与较好的健康状况相联系。本研究补充了以往研究中对收入与健康关系的论证,体现了主观阶层认知的重要性,也提示我们虽然很难直接改变客观社会经济地位与健康的关系,但是我们可能通过改变教育及收入与主观阶层认知的关系来间接改变社会经济地位与人们身体健康的关系。本研究支持了客观社会经济地位会通过主观阶层认知来进行心理内化从而影响健康的路径讨论,也说明健康不平等不仅是客观物质上的反映,而且是心理主观比较与权衡的结果。

  (四)总结

  本研究通过聚焦自评健康与近期患病率这两个主客观健康指标,验证了收入与教育对健康的重要影响,支持了健康的“社会因果论”与“收入不平等理论”,同时也探讨了主观社会阶层认知这一反映个体社会地位的心理主观认知因素对健康的重要影响,揭示了主观社会阶层认知在客观社会经济地位与人们身体健康状况的关系上起到显著中介作用。这一结论有助于丰富对社会分层与人们身体健康关系的认识,加强对人们社会心态的重视。此外,对户籍、流动等变量的考察也凸显了基于中国社会文化背景下劳动力健康的社会影响要素与影响机制不同于西方社会的特有之处。

  本研究也存在一定的局限与不足。首先,虽然对中介作用的研究在一定程度上可以对变量间的因果机制进行验证(刘红云、骆方、张玉、张丹慧,2013),但采用截面数据分析对澄清因变量与自变量之间的因果关系力度仍然较弱,后续采用纵向追踪研究会在因果关系的探讨上更具有说服力。其次,本研究中对性别与年龄更多是作为控制变量来进行考察的,但性别与年龄也是影响健康的非常重要的因素,后续研究可以对性别与年龄进行更深入的分析。最后,本研究更注重的是不同群体之间的比较研究,而针对同一群体,比如流动人口内部,或农业人口内部的不平等现象,可以进行更加细致的分析,也可以采用混合研究范式,与量化数据结果相配合,通过质性研究更深入细致地找寻导致中国国情下健康不平等的原因。

 *本研究获得教育部人文社会科学研究青年基金项目(12YJC840048)的资助。本文的观点和内容由作者自负。


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【注释】

①本文使用的数据来自中山大学社会科学调查中心开展的“中国劳动力动态调查”(CLDS),如需了解有关此数据的更多信息,请参见中山大学社会科学调查中心网站,http://css.sysu.edu.cn。

②关于索贝尔(Sobel)检验,可参考M. E. Sobel, “Asymptotic confidence intervals for indirect effects in structural equation modeling,” in S. Leinhardt (ed.), Sociological methodology, San Francisco: Jossey-Bass, 1982, pp. 290-312。

③由于文章篇幅所限,这里对二分因变量的中介效应检验方法与步骤不作赘述,具体检验计算公式与步骤均可在刘红云等(2013)发表在《心理学报》的文章中获得。

④以往文献显示系数成绩法对二分类别因变量的中介效应检验效果最好,并且所有的计算公式在刘红云等(2013)的文章中均有详细介绍。


责任编辑: 周慧