一、引言

中国正处于经济社会发展结构转型阶段，所面临的人口老龄化问题越来越突出，根据2010 年公布的第六次全国人口普查结果，我国60岁及以上人口约为1.78亿，占全国总人口的13.26%^[1]。老年人因其特殊的身体机能状态和社会经济地位而成为一个非常特殊的群体，这一群体的健康质量影响着家庭和社会的发展，关注老年人特别是贫困地区老年人健康质量问题尤为重要。

健康生产理论认为，健康是一种投资品，受遗传基因^[2]、生活方式^[3]、经济状况^[4]、生活环境^[5]、社会地位^[6]、受教育水平^[7]、情绪压力等诸多因素影响。20世纪90年代以来，随着社会资本被引入公共卫生领域，众多学者开始研究社会资本与健康的关系。主要按照两条路径展开：一是社会资本对健康直接产生影响(直接效应)。已有研究表明，社会资本对于长期困难、消极生活事件和缺少社会支持所产生的压力具有缓解作用，从而降低由于这种压力而引起的心理不健康^{[8, 9]}，个人的朋友数、信任和组织参与对健康有积极影响^[10]。社会资本除了能缓解心理压力外，亦会通过改善健康行为和健康生产信息、产生对自己和他人的责任感，从而提高健康生产的效率，降低危险行为发生的可能性^[11]。二是社会资本对健康产生间接影响(间接效应)。赵雪雁认为，个体社会资本较高的将获得更多的学习交流机会^[12]，这种传播知识信息的作用促使健康信息扩散，即通过社会网络的学习效应改善生活方式，而生活方式对健康水平具有显著的影响^{[13, 14]}。另有研究表明，社会资本对居民收入^{[15, 16]}、社会经济地位^[17]具有正向的影响，由此导致饮食水平^[18]、健康运动^[19]，以及烟酒行为^{[20, 21]}的改善。

社会资本对老年人健康质量的影响机制复杂，其直接影响效应或间接影响效应有待进一步检验。本文将生活方式引入分析框架中，考察社会资本对老年人健康的影响，重点关注以下两个问题：一是社会资本通过何种路径影响老年人健康；二是生活方式能否成为社会资本影响老年人健康的解释机制？即是否存在中介效应？本文使用宁夏 回族自治区西海固农户调研的微观数据，首先，构建合理个体社会资本指标，运用因子分析法计算社会资本指数；其次，再以老年人健康自评量表(SRHMS)为基础，分别计算出老年人总体、生理、心理和社会健康质量得分；最后，运用联立方程模型分析社会资本对老年人健康影响路径，测算社会资本对老年人健康的直接效应与间接效应，以及检验生活方式是否存在显著的中介效应。与既有的研究相比，本文的主要贡献在于，第一，运用多指标从社会网络、社会信任、社会声望和社会参与四个维度构建个体层社会资本指数，更全面地反映调查地区农户社会资本特征，同时，也可减少社会资本与健康质量之间的内生性影响；第二，使用联立方程模型将社会资本和相关中介变量纳入模型，测算并分析社会资本对老年人健康质量的直接效应与间接效应。

二、理论分析框架与模型建立 1.理论分析框架

(1)社会资本与老年人健康的关系。社会资本通常被看作是个体通过长期交往、合作互利形成的一系列认同关系，以及在这些关系背后积淀下来的历史传统、价值理念、信仰和行为范式，主要形式有关于互动模式的共享知识、人际网络、信誉和信任、合作的规范等^[22]。社区社会资本通过以下几种机制对健康质量发挥作用：首先，社区认同机制。社会资本可作为一种社会文化资源和精神资源，有助于强化社区认同，缓解个人的压力情绪、获得情感支持、减少孤独感。其次，互帮互助机制。社会资本可作为一种网络资源或社会关系资源，老年人可以汲取和利用邻居、社区成员、亲戚朋友等提供的经济支持、情感慰藉和生活照顾^[23]，以及自尊与鼓励^{[24, 25, 26]}，从而获得心理慰藉，促使心理或精神上的健康。再次，网络学习机制。个体社会资本较高的将获得更多的学习交流机会，这种传播知识信息的作用促使健康信息扩散，改善生活方式，产生对自己和他人的责任感，降低危险行为发生的可能性^[11]。

(2)生活方式与老年人健康的关系。 健康受复杂因素的影响，其中，生活方式无疑是非常重要的因素之一。健康方面的生活方式包括个人对饮食、吸烟、饮酒、个人卫生、运动，以及直接影响健康保健的行为(如定期体检或遵从医嘱而行事)的选择。从医学的角度看，健康的饮食习惯可以为老年人提供科学的营养摄入。而不良嗜好(吸烟、喝酒)的杜绝或控制将有利于避免和减少老年人身体机能受到损害。合理的保健行为，如定期的常规体检一方面可以了解自身身体状况，及时调整饮食、运动等日常生活行为；另一方面，如果存在健康隐患，可以及时发现并及时解决。适当的运动不仅可以促进身体健康，还可以通过运动锻炼增加与他人的交流，促进心理与社会方面的健康。豪斯(House)^[13]、科克汉姆(Cockerham)^[14]研究生活方式(如吸烟、饮酒、体育锻炼和常规体检等)对人们健康状况和疾病的影响，认为健康生活方式的生活选择，形成健康生活方式的行动倾向，并发生生活方式行为(如吸烟、饮酒、运动等)，这些行为模式形成了健康生活方式，这些方式又会影响他们的行动倾向，因而，生活方式对健康水平具有显著的影响。

(3)社会资本与生活方式的关系。 生活方式是个人的一种生活选择，但是这些生活选择是特定环境下形成的产物。而社会资本反映个体间关系的集合，无疑社会资本对个体生活方式形成产生重要影响。社会资本通过社会网络传播健康信息，促进网络成员健康行为的不断改进，同时社会规范限制不健康行为的发生，对网络成员具有约束作用。一种生活方式的选择必然需要一定的经济能力支持，获取营养、常规体检、运动、学习健康知识等都需要具备一定的经济能力。而社会资本对个体收入^{[15, 16]}、经济资源可获得性^[17]具有正向的影响，由此导致健康行为^{[20, 21]}的改善。

总之，老年人健康的影响因素复杂，其中，社会资本无疑是非常重要的因素之一。社会资本对老年人健康质量的影响，既可通过社区认同机制、互帮互助机制和社会网络学习机制，直接对老年人心理、身体和社会健康产生影响，也有可能通过培养健康生活方式、影响经济能力等中介变量对老年人健康质量产生间接影响。已有研究证实生活方式对于人口健康的贡献率远远高于社会经济环境等其他因素^[27]，对健康起决定性作用^{[28, 29, 30]}。因此，本文选择生活方式作为社会资本影响健康质量的中介变量，考察社会资本通过生活方式产生中介效应。社会资本、生活方式与老年人健康质量内在关系如图 1所示。依据上面的分析，本文提出2点关键假设：

图 1 概念模型

图选项

H1:社会资本对老年人社会健康具有直接效应。

H2:社会资本通过生活方式对老年人社会健康产生中介效应。

2.模型建立

考虑自变量X对因变量Y的影响，如果X通过影响变量M来影响Y，则称M为中介变量。为了研究社会资本对老年人健康的作用路径，实证检验生活方式在社会资本对老年人健康质量影响过程中是否存在中介效应，本文借鉴温忠麟等^[31]提出的中介效应检验方法 该方法是三个层次关系的统一体，必须满足三个步骤: 第一，自变量X对因变量Y的影响成立；第二，自变量X对中介变量M 的影响成立；第三，自变量X和中介变量M同时影响因变量Y时，即纳入同一方程时，自变量对因变量的影响不再存在。这时可以证明自变量对因变量的影响全部由中介变量传递实现。如果自变量对因变量的作用依然存在，但显著地弱于第一个步骤，那么就可以认为它对因变量的影响有一部分通过中介变量实现。 及检验程序 首先检验自变量与因变量之间是否存在显著的相关性，若β₁显著，再检验β₂、λ₃的显著性，二者均显著则检验β₃的显著性，二者仅一个显著则进行Sobel检验，最后判断是存在部分中介效应还是完全中介效应；若β₁不显著，则中止检验程序。 。该程序的第一类和第二类错误率之和通常比单一检验方法小，可以做部分中介与完全中介检验。首先将模型中的变量标准化，再考虑生活方式的中介效应大小及其显著性。本文设置了三个回归方程构成联立方程模型，并用SPSS 18.0估计模型参数，具体模型设定如下：

其中，health_ij表示第i个老年人的健康质量自评得分(j=1,2,3,4，依次表示总体健康质量、生理健康、心理健康、社会健康)；life_i表示第i个老年人的生活方式；SC_i表示第i个老年人的社会资本；control_i表示第i个老年人的个体特征变量矩阵，γ₁、γ₃分别表示老年人个体特征对健康影响的总效应及直接效应矩阵，γ₂表示老年人个体特征对生活方式的影响效应矩阵；ε_i、φ_i、δ_i均系随机干扰项。方程(1)用于测算社会资本对老年人健康的总效应，并检验社会资本对老年人健康的影响是否成立，即估计回归系数β₁及检验其显著性；方程(2)用于测算社会资本对中介变量的影响程度，即β₂；方程(3)用于测算社会资本和生活方式对老年人健康质量的直接效应，分别是β₃、λ₃；进而，社会资本通过生活方式产生的中介效应是β₂λ₃。

三、数据来源、样本描述及变量选择 1.数据来源

本文数据系西北农林科技大学人文社科重点项目——“脆弱性贫困、食物消费行为与农村老年人健康质量的关联研究”课题组于2013年11月在宁夏回族自治区固原市原州区的农户调查资料。西海固为我国典型的贫困地区，自然条件恶劣，信息不畅，社会经济发展较为落后，该地区老年人健康更容易受到损害。因而选择宁夏西海固地区固原市作为调研地点具有典型性。2013年10月24日对宁夏原州区杨庄村等40户农户进行预调查，根据实际情况完善相关问卷后，于10月25日至11月4日展开正式入户调查，调查对象选择55岁及以上的老人 20世纪90年代，世界卫生组织(WHO)将60岁作为老年人的起点。但是考虑到宁夏西海固地区自然条件恶劣，饮食结构单一，医疗卫生落后，该地区农户健康质量明显偏低，因此将老年人起点下调至55岁。 ，共完成2县20个村庄542户农户的调查，其中固原区选择三营镇、头营镇、黄铎堡镇，共17个村庄样本；中卫市海原县选择了三河镇，共3个村庄样本。调查方法是采用随机抽样的方法，并借助开放式提纲，与无交流障碍的农户进行面对面的访谈。调查内容主要包括老年人健康状态、个体特征、生活方式、社会资本等。通过审核、筛选，剔除存在缺失值、异常值以及前后矛盾的样本，最终使用462个农户样本作为本文的研究数据。

2、贫困地区老年人健康质量描述

在查阅大量文献的基础上，且考虑老年人健康的特点以及调研的可操作性，本文从生理、心理和社会三个方面，编制健康自评量表(SRHMS)用以刻画老年人健康质量状态。其中，关于生理健康的14个问题涵盖了老年人的身体机能、常见病症、日常生活自理能力、健康总体自我评价等方面；关于心理健康的6个问题则包含生活满意度、安全感、情绪、孤独感、认知能力等方面；最后，用7个问题调查老年人在家庭关系、社会网络、社会参与、社会支持等方面的主观评价以反映其社会健康状况。每个问题均使用李克特5分量表来表示，1表示“非常差”，5表示“非常好”，见表 1。老年人总体健康质量用全部27个问题的总得分表征，生理、心理、社会健康则用对应问题的总得分反映。

从表 1中得分均值可知，贫困地区老年人的生理健康、心理健康、社会健康的得分率在70%左右，而考虑老年人健康自评得分的频率分布 限于篇幅，该部分数据未予以列示，若有需要可向作者索取。 ，则一半以上的老年人健康质量得分率不足50%，生理、心理、社会三方面健康存在不同程度的问题，说明贫困地区老年人健康状况不容乐观。

3.变量选择

(1)社会资本。 社会资本是指社会网络成员彼此间因长期的交往与互惠而产生信任关系，进而会形成社会声望和制约关系，从而能够使网络成员对稀缺资源进行配置。网络资源是社会资本的运作基础，信任、参与和声望是社会资本的核心要素^[32]。本文借鉴刘彬彬等^[33]社会资本构成将其划分为社会网络、社会信任、社会声望和社会参与四个维度，构建社会资本指标体系。利用李克特5分量表，结合农户社会资本实际情况，使用因子分析法计算社会资本指数。详细指标体系设计及赋值见表 2所示。

社会资本指标体系四个维度的含义分别为：①社会网络：从网络规模、网络资源、互动频率三方面反映社会网络特征。网络规模即农户社会关系的宽度，选取逢年过节时亲朋好友访问数量来表征^[34]；网络资源即农户社会网络成员的质量，采用亲朋好友的职业种类(务农除外 ^①462个调研样本中，87%的农户依然从事着农业方面的工作(包括纯务农和兼业)，为了不影响测量，因此将务农职业除外。 )来表征；互动频率表示与亲朋好友交流互动的强度，研究中选取微观调查中的人情支出来表征^[35]。 ②社会信任：社会 信任镶嵌于人们形成的社会网络关系中，并成为网络目标实现的重要桥梁。为实现个体在集体中的利益最大化，成员之间会建立高度的信任关系进而达成社会资本的相对累积^{[36, 37]}。本文将社会信任区分为普通信任、特殊信任和制度信任三方面。之所以作这样区分，这是因为：第一，中国人的信任是建立在亲缘、血缘共同体的基础之上，是一种难以普遍化的特殊信任，因而，采用对亲朋好友的信任来表征特殊信任。第二，信任也体现为在社会交往活动中对周围陌生人行为表现的期待或期望，即“普遍信任”。安得森(Anderson)等发现个体对陌生人的信任程度在集体目标达成中起到最重要的作用^[38]，因而，采用对陌生人的信任程度来表征普通信任。第三，信任还包括对扶贫机构、国家政策的信任程度^[39]，本文使用农户对国家政策的信任表征制度信任。③社会声望：社会资本形成权威关系或社会声望，在人际关系的网络节点中，一些人会利用这种权威关系或已有的社会声望，优先占有和控制资源^[32]。贾先文^[40]认为社会声望在一定程度上表现为对声望的自我感知和实际在村中被尊重的程度，因此，选取自我认可、村中威望这两个问题来表征社会声望。④社会参与：社会参与重点考察的是个体对集体活动的参与度与关注度^[41]，因而，选用集体活动参与程度和集体事物关注程度来衡量。

然后，采用因子分析法测算个体社会资本指数。先将社会资本指标数据进行标准化以消除由观测量纲的差异所造成的影响，再对标准化后的数据进行KMO检验，统计值为0.672；Bartlett球形度检验的近似卡方值和相应的p值分别为1177.253和0.000，说明指标适合进行因子分析。

为了更好地对所提取的公因子赋予合理的解释内涵，采用最大方差法进行因子载荷系数旋转，所提取的4个公因子的累积方差贡献率为70.483% 因本文将社会资本分为四个维度，且测量指标众多，所以，该指标未能达到80%及以上也是可以接受的。 。公因子1在网络规模(X1)、网络资源(X2)、互动频率(X3)这3个指标的载荷值很大，其方差贡献率是24.688%。农户社会网络的规模、资源、交往强度增大，其社会资本总量将得到提高，进而在获取健康信息、抵御诸如疾病等不确定性风险方面会得到极大改善。公因子1反映的正是社会网络特征，将其定义为社会网络因子(SN)。公因子2在特殊信任(X4)、普通信任(X5)和制度信任(X6)上载荷值很大，方差贡献率为16.431%。网络成员之间的信任是关系得以持续发展的基础，对亲朋、陌生群体以及制度等方面的信任使资源信息得以共享，从而提高目标实现的效率，而且“信任关系”的建立可以缓解情绪压力，提高心理或精神慰藉。 将公因子2定义为社会信任因子(ST)。公因子3在自我认可(X7)、村中威望(X8)这2个指标的载荷值很大，方差贡献率为14.723%。在人际关系的网络节点中，人们以各自占有的资源为基础，为实现一定目标与他人合作交流，这种长期合作所形成的信任会产生对权威人士的崇拜和认可，我们称之为社会声望。社会声望越高，其占有和控制资源的能力也就越强^[32]，同时也 更易获取健康生产要素。公因子3反映的是自我尊重感知和村中事务中的权威，因而将其定义为社会声望因子(SP)。公因子4在关注时事(X9)、参与活动(X10)上载荷值大，方差贡献率为14.641%。在社区认同的规范下，人们通过参与网络活动、关注群体事件， 获得其他网络成员在资源与精神等方面支持。农户对时事的关注和及时参与村中活动可以反映农户对权益维护、成为“社会人”等方面需求，可以将其定义为社会参与因子(SA)。最后，以方差贡献率为权重对各因子得分进行加权求和，就可以得到每个农户个体社会资本指数，即：SC=(24.688 ^*SN+16.431 ^*ST+14.723 ^*SP+14.641 ^*SA)/70.483。

(2)生活方式。 生活方式应是多维变量，包含与健康相关的饮食、医疗、保健等内容。因此，本文在反映“生活方式”时，使用“是否运动”、“是否戒烟酒”、“是否有常规体检”、“饮食是否主要考虑健康因素”等四个问题综合打分，作为生活方式的变量值。

(3)控制变量。 考虑到老年人个体特征亦是影响其健康质量的重要因素，本文在借鉴已有文献的基础上，将老年人的性别、年龄、文化程度、居住方式作为控制变量引入模型。

具体变量说明如表 3所示。

依次将老年人自评健康质量总分、生理健康得分、心理健康得分、社会健康得分纳入联立方程模型，采用最小二乘估计法估计各项参数，表 4从整体上列示各方程的显著性及共线性特征。四个联立方程模型中的各个方程的全样本数据回归的检验结果F值在1%的显著性水平上通过统计检验，说明线性回归模型拟合的效果较好；由于各个模型的测试变量和控制变量的方差膨胀因子最大值都接近1，远小于10，说明各自变量之间不存在严重的多重共线性问题。上述检验确保了由三个方程构成的联立方程模型考察社会资本、生活方式、老年人健康质量三者之间关系的有效性。

表 5是将老年人健康质量总得分纳入联立模型后所得的估计结果。从中可以看出，社会资本、生活方式、性别、年龄、教育在5%的显著性水平下通过统计检验，居住方式在1%的显著性水平下影响老年人的健康。其中，社会资本对老年人总体健康质量的直接效应是0.638；社会资本同样正向影响生活方式，根据检验程序 可以得知生活方式存在部分中介效应，其值为0.108，中介效应占总效应的比例为14.48%，表明生活方式的中介传导机制在解释社会资本对老年人健康的影响中具有重要意义。

年龄负向地对老年人健康发挥作用，说明对于老年人来说，其健康水平随着年龄增大而下降，这与其他研究结论是一致的^[42]。年龄、居住方式还会通过生活方式对健康质量产生间接效应，而性别与受教育水平的影响则全部为直接效应，说明年龄、居住方式对健康除了会因情绪压力、身体机能等直接影响健康，还会因认知水平、生活氛围带来的生活方式改变而间接影响老年人健康。

表 6是分别将老年人生理健康、心理健康、社会健康纳入联立方程模型中所得的估计结果。可以得出社会资本对老年人生理健康、心理健康、社会健康存在显著的正向直接效应分别为0.594、0.330、0.469，生活方式对老年人的生理健康、心理健康正向直接效应分别是0.225、0.436，对老年人社会健康的直接效应不能通过统计检验，且Sobel检验统计量为1.46 ^①(小于1.96)。说明生活方式在影响老年人社会健康上不具有中介作用，这与社会资本的社会性密切相关；而在影响老年人生理健康与心理健康方面，生活方式的中介效应显著，分别是0.082、0.159，占总效应的比例分别是12.13%、32.52%，表明在解释社会资本对老年人的生理与心理健康的影响机制时须重视生活方式的中介作用。
①

综上所述，社会资本既直接影响老年人健康质量，也通过生活方式产生中介作用，即可以验证本文第二部分所提出的两点关键假设H1、H2。

居住方式对生理健康的作用完全通过生活方式传递(即完全中介作用)，对心理健康存在直接作用与间接作用(即部分中介作用)，对社会健康只有直接作用(即不存在中介作用)。对其合理解释是居住方式的差异导致老年人与子女或配偶的交流强度不同，一方面子女或配偶能给老人带来心理慰藉，直接作用于心理与社会健康；另一方面可以获得更丰富的健康信息与生活照料，间接改变生活方式。而年龄因素对生理健康与社会健康发挥负向作用、对心理健康存在直接的正向影响与间接的负向影响，显示年龄因素的复杂性，随着年龄增长，老年人身体机能下降，并逐渐失去社会经济地位。性别对老年人三方面健康质量的直接效应显著为正，说明女性的健康质量一般好于男性，这不仅是因为女性特有的身体结构，也与男女之间的社会分工、性格、行为方式等方面的差异有关。教育对心理及社会健康影响不明显，但对生理健康的直接影响显著。其可能的原因是研究样本的老年人教育水平整体比较低(平均教育年限不足两年)，在有限的教育水平下更加关注的是生理方面的健康信息及行为，而心理及社会健康则易被老年人忽略。

五、结论与启示

本文基于实地调查获取的微观数据，借助因子分析法构建社会资本指数，然后引入生活方式作为中介变量，运用联立方程模型实证检验社会资本对老年人健康质量的影响机理。研究结果显示，社会资本对老年人总体健康的直接效应是0.638，生活方式产生的中介效应是0.108；社会资本对老年人生理、心理、社会健康的直接效应分别是0.594、0.330、0.469，生活方式对老年人生理、心理健康产生的中介效应是0.082、0.159，对社会健康不存在中介作用；在老年人健康质量的影响效应中，社会资本通过改变生活方式，进而影响老年人健康质量的因果路径能够得到经验数据的支持，但生活方式的中介效应弱于社会资本的直接效应。

本文的重要启示在于，改善贫困地区农村老年人健康质量，首先，不仅需要政府和社会在经济上给予救助和帮助，而且不应忽视社会资本对老年人健康质量的影响，如通过建立活动室、文化活动建设等为农村老年人的社会交往和社会参与创造良好的条件，通过提高个体社会资本改善老年人健康质量。其次，政府和相关部门应重视老年人的心理干预与咨询指导，通过设立社区咨询机构，帮助他们解决心理问题，使其更加积极乐观地面对老年生活中的挫折。再次，政府还应通过社会资本影响老年人生活方式以促进老年人健康质量，利用有组织的交流与活动，充分发挥老年人社会网络学习效应，传递健康信息知识，逐步改变不健康生活方式，提高他们健康质量水平。