基于分層有序Probit模型研究教育對(duì)自評(píng)健康切點(diǎn)影響

郭 愷 吳 明，2△

【提 要】 目的 分析教育對(duì)自評(píng)健康評(píng)價(jià)切點(diǎn)的影響。方法 利用2014年中國家庭追蹤調(diào)查19～51歲成人數(shù)據(jù)，使用虛擬情境錨定法校正切點(diǎn)位移偏倚，采用分層有序Probit模型研究教育對(duì)健康評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)的影響。結(jié)果 本次研究共納入研究對(duì)象11687人，自評(píng)健康為比較健康者占35.50%，情境1健康評(píng)價(jià)為很健康者占37.07%，情境2健康評(píng)價(jià)為不健康者占59.92%。分層有序Probit模型回歸結(jié)果顯示，隨著受教育年限的提升，“不健康-一般”、“一般-比較健康”切點(diǎn)值降低，“比較健康-很健康”、“很健康-非常健康”切點(diǎn)值升高。結(jié)論 研究者應(yīng)重視自評(píng)健康的切點(diǎn)位移偏倚，教育會(huì)對(duì)人群自評(píng)健康評(píng)價(jià)切點(diǎn)產(chǎn)生影響，造成自評(píng)健康評(píng)價(jià)結(jié)果趨中。

自評(píng)健康是個(gè)體對(duì)健康狀況的主觀評(píng)價(jià)，能預(yù)測(cè)包括衛(wèi)生服務(wù)利用、軀體健康狀態(tài)、中風(fēng)、住院、死亡在內(nèi)的健康結(jié)局，成為世界衛(wèi)生組織推薦用于測(cè)量人群健康的一項(xiàng)重要指標(biāo)[1-2]。雖然自評(píng)健康指標(biāo)在健康領(lǐng)域的應(yīng)用越來越廣泛，但自評(píng)健康存在切點(diǎn)位移偏倚問題。不同特征人群的健康評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)存在差異。例如一個(gè)20歲的年輕人所認(rèn)為的“非常健康”和一個(gè)80歲的老人所認(rèn)為的“非常健康”是不同的，前者可能不僅要求無病無災(zāi)，還要求身體強(qiáng)壯，行動(dòng)敏捷；而后者可能僅僅要求無大病即可。該問題尚未得到研究者的重視，這可能導(dǎo)致人群自評(píng)健康的比較結(jié)果有偏[3]。Sadana認(rèn)為，健康的界定標(biāo)準(zhǔn)、期望和認(rèn)知過程存在差異，嚴(yán)重影響了自評(píng)健康指標(biāo)的跨人群可比性[4]。本研究擬使用虛擬情境錨定法作為校正手段，研究教育對(duì)健康評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)的影響。

資料和方法

1.資料來源和測(cè)量指標(biāo)

數(shù)據(jù)來源于2014年中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)成人數(shù)據(jù)集，基線調(diào)查于2010年實(shí)施，覆蓋中國25個(gè)省/市/自治區(qū)，2014年為第三次全樣本調(diào)查。受訪者需要對(duì)自身健康狀況進(jìn)行評(píng)價(jià)，調(diào)查還要求受訪者想象虛擬情境與自身具有相同的年齡和背景，對(duì)兩個(gè)虛擬情境健康狀況進(jìn)行評(píng)價(jià)(表1)?？紤]到特殊歷史事件，如三年自然災(zāi)害對(duì)健康的影響，文化大革命對(duì)高等教育的影響，本文研究對(duì)象選取年齡為19～51歲(1963年以后出生)的成人。

表1 CFPS設(shè)置的健康評(píng)價(jià)問題

2分析方法

虛擬情境錨定法是WHO 2000年推薦的自評(píng)健康校正方法，其原理如圖1所示。假設(shè)受訪者A自評(píng)健康優(yōu)于B，由于受訪者A和B的人群特征如文化背景、教育程度等存在差異，形成了不同的自評(píng)健康評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)，兩者的自評(píng)健康并不直接可比；引入虛擬情境，將受訪者A和B的自評(píng)健康評(píng)價(jià)置于一致的評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)下，可以看到此時(shí)受訪者A自評(píng)健康比受訪者B差；如不采用虛擬情境錨定法校正切點(diǎn)位移偏倚，可能導(dǎo)致相反的結(jié)果。King提出了虛擬情境法的兩個(gè)基本假設(shè)：情境等價(jià)性和回答一致性。前者要求所有受訪者對(duì)同一虛擬情境的健康狀況有相同的認(rèn)識(shí)，后者要求同一受訪者在自評(píng)健康和虛擬情境健康評(píng)價(jià)中采用了相同的評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)[5]。參照吳菲的做法，采用非順序的不相合方法檢驗(yàn)情境等價(jià)性假設(shè)[6]，僅篩選保留情境1健康評(píng)價(jià)優(yōu)于情境2的個(gè)體數(shù)據(jù)。

圖1 人群自評(píng)健康切點(diǎn)位移偏倚控制

本文使用Stata 15.0軟件，采用分層有序Probit(HOPIT)模型控制切點(diǎn)位移偏倚，研究教育對(duì)健康評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)的影響。為解決教育的內(nèi)生性問題，本文采用個(gè)體受到《義務(wù)教育法》影響的時(shí)間和個(gè)體12歲時(shí)所在省份1986年普及初等教育驗(yàn)收合格率作為教育的工具變量。假設(shè)個(gè)體i的真實(shí)健康水平為Hi，自評(píng)健康SRHi為有序分類變量，4個(gè)切點(diǎn)分別為“不健康-一般”τ1，“一般-比較健康”τ2，“比較健康-很健康”τ3，“很健康-非常健康”τ4。4個(gè)切點(diǎn)值的位置可以表征個(gè)體的健康評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)，則

SRHi=kifτk-1

τ0=-∞，τ5=+∞

(1)

Hi=βxi+εi，εi～N(0，1)

(2)

Pik=P(SRHi=k)=φ(τk-βxi)-φ(τk-1-βxi)

(3)

式(1)-(3)將個(gè)體真實(shí)健康水平Hi設(shè)定為人群特征xi的線性函數(shù)，個(gè)體自評(píng)健康SRHi是Hi與4個(gè)健康評(píng)價(jià)切點(diǎn)值τi1-τi4比較得到的結(jié)果。其中，φ(.)為累積標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布函數(shù)，xi為個(gè)體年齡、性別、戶口類型和婚姻狀況。

HAij=kifτk-1<θij≤τk，k=1，2，…，5

(4)

θij=θj+uij，uij～N(0，σ2)

(5)

(6)

(7)

在考慮切點(diǎn)位移偏倚的情況下，通過虛擬情境識(shí)別不同特征人群的自評(píng)健康切點(diǎn)，式(4)-(7)假設(shè)第j個(gè)虛擬情境的健康水平為θj，個(gè)體i對(duì)第j個(gè)虛擬情境的健康評(píng)價(jià)為HAij。HAij是虛擬情境真實(shí)健康水平θij與健康評(píng)價(jià)切點(diǎn)值τi比較得到的結(jié)果，同時(shí)不同特征的人群具有不同健康評(píng)價(jià)切點(diǎn)值。

結(jié) 果

1.研究對(duì)象基本情況

研究共納入研究對(duì)象11687人。其中，男性占48.93%，女性占51.07%；調(diào)查時(shí)點(diǎn)年齡(37.21±9.35)歲，40歲以上者占46.83%；以農(nóng)業(yè)戶口為主，占71.19%；以在婚(有配偶)者為主，占82.89%，未婚占13.84%；受教育年限0～20年，平均受教育年限(9.03±4.17)年；初中學(xué)歷最多，占33.17%，文盲/半文盲和大學(xué)本科及以上分別占13.87%和5.66%。自評(píng)健康為比較健康者最多，占35.50%；情境1健康評(píng)價(jià)為很健康者最多，占37.07%；情境2健康評(píng)價(jià)為不健康者最多，占59.92%。(表2)

表2 研究對(duì)象的基本情況

2.不同學(xué)歷水平人群虛擬情境健康評(píng)價(jià)分層分析

不同學(xué)歷水平人群對(duì)情境1和情境2健康評(píng)價(jià)分層分析結(jié)果顯示，情境1健康評(píng)價(jià)K-W秩和檢驗(yàn)χ2=45.884，P<0.001，不同學(xué)歷水平人群情境1健康評(píng)價(jià)分布差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義；情境2健康評(píng)價(jià)K-W秩和檢驗(yàn)χ2=59.528，P<0.001，不同學(xué)歷水平人群情境2健康評(píng)價(jià)分布差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。情境1和情境2分別代表較好和較差的真實(shí)健康水平，不同學(xué)歷水平人群虛擬情境健康評(píng)價(jià)分布差異表明不同人群健康評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)存在差異。(表3)

表3 不同學(xué)歷水平人群虛擬情境健康評(píng)價(jià)分層分析

3.教育對(duì)健康評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)的影響

圖2展示了根據(jù)HOPIT模型回歸結(jié)果計(jì)算的不同受教育年限的35歲未婚農(nóng)業(yè)戶口女性的健康評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)，橫軸為真實(shí)健康水平，τ1-τ4分別為健康評(píng)價(jià)的4個(gè)切點(diǎn)值。隨著受教育年限的提高，“不健康-一般”、“一般-比較健康”切點(diǎn)值隨之降低，說明對(duì)于相同的低水平健康狀況，高受教育年限人群的評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)更低，與低受教育年限人群相比更容易高估自身健康狀況，顯示出“寬容”的一面；而“比較健康-很健康”、“很健康-非常健康”切點(diǎn)值隨之升高，說明對(duì)于相同的高水平健康狀況，高受教育年限人群的評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)更高，與低受教育年限人群相比更容易低估自身健康狀況，顯示出“嚴(yán)苛”的一面。整體來看，教育對(duì)健康評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)的影響造成了高受教育年限人群自評(píng)健康趨中的結(jié)果。

圖2 不同受教育年限健康評(píng)價(jià)切點(diǎn)比較

表4展示了假設(shè)的一個(gè)真實(shí)健康狀況H～N(0，1)的理想人群分別使用受教育年限為0年和16年的切點(diǎn)值評(píng)價(jià)自身健康得到的結(jié)果。在受教育年限為0年和16年的兩個(gè)人群的切點(diǎn)值下，理想人群的健康評(píng)價(jià)分布發(fā)生了改變。前者自評(píng)健康為很健康者占比最高，33.88%，而后者自評(píng)健康為比較健康者占比最高，40.56%，其中，比較健康者占比變化幅度高達(dá)52.20%[(40.56-26.65)/26.65]。

表4 切點(diǎn)位移偏倚導(dǎo)致的理想人群健康評(píng)價(jià)結(jié)果分布(%)

討 論

1.自評(píng)健康作為健康指標(biāo)的適用性

自評(píng)健康資料獲取成本低，綜合了多種健康信息，與客觀健康指標(biāo)關(guān)聯(lián)緊密。既往研究表明，自評(píng)健康與死亡率、軀體疾病、機(jī)體功能和社會(huì)心理健康關(guān)聯(lián)密切[7-10]。根據(jù)Jylh?建立的自評(píng)健康概念框架，自身健康狀況的評(píng)估是建立在健康信息收集整理的基礎(chǔ)上，如醫(yī)學(xué)診斷信息、功能狀態(tài)觀測(cè)、經(jīng)歷的身體感覺和癥狀、正式的疾病信息(開處方藥、病假、傷殘撫恤金)、可能影響未來健康的風(fēng)險(xiǎn)(行為、遺傳)[11]。因此，可認(rèn)為自評(píng)健康可以較好地反映健康狀況。

自評(píng)健康也存在穩(wěn)定性相對(duì)低、對(duì)無法感知的健康信息不敏感和切點(diǎn)位移偏倚的問題。Crossley和齊亞強(qiáng)均發(fā)現(xiàn)了自評(píng)健康的題目次序效應(yīng)，認(rèn)為詳細(xì)的健康問詢具有提醒效應(yīng)[12-13]。因此，研究者在調(diào)查中應(yīng)控制調(diào)查方式、語境等因素，同時(shí)根據(jù)世界衛(wèi)生組織的建議，為避免題目次序效應(yīng)，將總體健康問題放在調(diào)查的開頭部分[14]。Pijls發(fā)現(xiàn)盡管自評(píng)健康對(duì)慢性病死亡率有很強(qiáng)的預(yù)測(cè)效力，卻難以預(yù)測(cè)慢性病發(fā)病率[15]。自評(píng)健康不能處理無法被個(gè)體感知到的健康信息，而這類健康信息如早期慢性病生理生化指標(biāo)往往對(duì)疾病、機(jī)體功能具有重要意義，需要引起研究者的重視。

盡管自評(píng)健康是一種獲取成本低的健康指標(biāo)，但自評(píng)健康作為一種主觀判斷的結(jié)果，需要個(gè)人對(duì)自身情況有清楚的了解，并擁有較為穩(wěn)定的健康認(rèn)知，形成綜合性的判斷。自評(píng)健康切點(diǎn)依托于自評(píng)健康，因此自評(píng)健康及其切點(diǎn)的適用人群為年齡適中、接受過一定的教育的理性認(rèn)知人群，對(duì)于心智不全、健康認(rèn)知不穩(wěn)定的人群適用性較低。

2.虛擬情境在自評(píng)健康中的適用性

本研究發(fā)現(xiàn)同一理想人群基于兩個(gè)極端人群(受教育年限0年和16年)的健康評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)，得到的自評(píng)健康分布存在較大差異。這一結(jié)果表明人群教育特征異質(zhì)性較高時(shí)，自評(píng)健康的切點(diǎn)位移偏倚問題可能導(dǎo)致有偏的結(jié)論，驗(yàn)證了切點(diǎn)位移偏倚校正的必要性，提示研究者需要謹(jǐn)慎考慮自評(píng)健康的跨人群比較。

當(dāng)前中國國家衛(wèi)生服務(wù)調(diào)查周期為5年，主要采用直觀式測(cè)量表(VAS)測(cè)量人群自評(píng)健康。吳瓊等認(rèn)為人群健康評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)在短短兩年的時(shí)間內(nèi)就可能發(fā)生變化[16]。筆者認(rèn)為直觀式測(cè)量表雖然更為直觀，但無法解決自評(píng)健康的切點(diǎn)位移偏倚問題。虛擬情景錨定法為解決這一問題提供了很好的思路。有研究者認(rèn)為，虛擬情境為較為抽象的自評(píng)健康提供了標(biāo)尺[17]。筆者認(rèn)為虛擬情境采用了類別尺度法測(cè)量人群的健康結(jié)果偏好，固定健康狀況的虛擬情境作為標(biāo)尺的類別尺度，通過劃分邏輯分明的健康狀況，構(gòu)成明確的參比結(jié)果，使健康評(píng)價(jià)更加條理化、精細(xì)化。相比自評(píng)健康而言，通過虛擬情境構(gòu)造的自評(píng)健康是一種簡(jiǎn)易的健康指數(shù)，更具邏輯性，是對(duì)自評(píng)健康更為科學(xué)的解讀。因此，未來可以在國家衛(wèi)生服務(wù)調(diào)查中引入這一方法，應(yīng)用于自評(píng)健康指標(biāo)的跨人群、時(shí)間比較。

3.教育對(duì)健康評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)的影響

本研究還發(fā)現(xiàn)，隨著受教育年限的提升，“不健康-一般”、“一般-比較健康”切點(diǎn)值降低，“比較健康-很健康”、“很健康-非常健康”切點(diǎn)值升高，導(dǎo)致高受教育年限人群自評(píng)健康趨中的結(jié)果。這一結(jié)果與Xu基于CFPS2012年16～70歲人群數(shù)據(jù)得到的結(jié)果一致[18]。

一般而言，相比低受教育年限個(gè)體，高受教育年限個(gè)體對(duì)健康問題更敏感，而本次研究獲得的結(jié)果并不完全支持這一現(xiàn)象。在高水平的健康狀況一側(cè)，高受教育年限個(gè)體健康評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)高于低受教育年限個(gè)體，這一方面可能源于健康認(rèn)知的擴(kuò)展和健康需求的提高。高受教育年限個(gè)體通過教育獲得了更多的健康知識(shí)、信息，極大地?cái)U(kuò)展了健康認(rèn)知，對(duì)自身健康提出了更高的要求，不僅要求沒有病痛，還將身體形態(tài)、體質(zhì)、社會(huì)交往等更廣泛維度的健康納入了需求。另一方面，參照群體理論認(rèn)為個(gè)體通常會(huì)采用與自身社會(huì)階層相近的參照群體進(jìn)行比較[19]，高受教育年限個(gè)體通常也會(huì)參照與自己教育背景相似的群體評(píng)價(jià)自身健康，形成了更高的健康評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)。因此，自評(píng)健康在高水平的一側(cè)呈現(xiàn)了高受教育年限個(gè)體對(duì)健康問題更敏感的結(jié)果。在低水平的健康狀況一側(cè)，高受教育年限個(gè)體健康評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)低于低受教育年限個(gè)體，出現(xiàn)了相反的結(jié)果，參照群體理論指出心理動(dòng)機(jī)也會(huì)影響參照群體的選擇[19]，高受教育年限個(gè)體更有可能出于自我強(qiáng)化的動(dòng)機(jī)，防止自身健康水平低于其他人，在低水平的一側(cè)選擇向下比較，找到一個(gè)比自己差的群體作為參照，因此形成了較低的健康評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)。最終，自評(píng)健康在低水平的一側(cè)呈現(xiàn)了高受教育年限個(gè)體對(duì)健康問題不敏感的結(jié)果。