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    社會信任對城市居民身心健康的作用

    時間:2015-10-23 來源:未知 作者:傻傻地魚 本文字數:4857字
    摘要

      一 引言
     
      健康是人類社會發展的重要目標之一,也是衡量社會發展的重要指標。健康不僅僅具有內在價值,同時還具有工具性價值[1].健康的工具性價值表現為其對社會各個領域的促進作用,包括促進經濟增長、提高勞動生產率、增加個人收入、擴大經濟參與水平、增加受教育機會和教育成就,甚至包括影響生育率[2].由于醫療資源分布不均等多方面的原因,居民的健康狀況出現了明顯的社會分層。已有研究表明,性別、年齡、收入等因素對居民的健康狀況有著重要的影響。

      在經濟因素對居民健康的影響獲得普遍證實之后,越來越多的研究指出,社會因素對于健康的影響甚至遠遠超過醫學技術等因素,健康越來越被證明是一個社會問題[3 -7].健康的社會分層研究是健康社會學的重要研究議題,它關注影響健康的社會因素,而社會信任是其中的一個重要方面。

      以盧曼、科爾曼、吉登斯、福山等為代表的社會學家發展了社會信任理論。盧曼指出,信任是一種社會關系結構,是宏觀層面的系統信任。吉登斯將信任分為一般信任和基本信任,一般信任是個人或抽象系統所給予的信任,基本信任是對其他人的連續性及客觀世界的信任[8].福山認為,信任就是在一個社團之中,成員對彼此常態、誠實、合作行為的期待,基礎是社團成員共同擁有的規范,以及個體隸屬于那個社團的角色[9].科爾曼認為,信任是一種風險行為,是一種理性的市場交易行為。不同的研究者對社會信任的定義不盡相同,但社會信任的經濟功能和社會功能卻獲得了普遍的驗證。

      人際信任與個體健康狀況有著顯著的關系。低水平的社會信任導致低水平的自評健康,高水平的社會信任與低水平的不健康呈現顯著相關,這種相關性受個人社會信任的降低而減弱[10 -11].胡康指出,由特殊化信任和普遍化信任兩個要素構成的功能部分社會資本對健康顯示出積極的作用[12].羅斯蒂拉(Rostila) 指出,社會信任通過兩種方式影響健康,第一,信任可能具有內在效應,個人更可能參與社會活動,從而擁有較高的自評健康; 第二,信任可能具有外在效應,個人層面的信任會影響到社會政治環境,因此影響個人的健康狀況[13].

      有研究表明,社會信任對個體健康存在顯著的影響,但是這些研究存在三個方面的不足。一是沒有區分身體健康和精神健康。身體健康與精神健康是健康的不同范疇,可能存在一定的關系,但不能等同對待。二是沒有區分社會信任對城市居民和農村居民健康的影響。城市和農村是兩種生活環境存在明顯差異的居住區域,其居民的生活方式迥然,居民的社會信任可能會存在一定的差異,社會信任對居民健康的影響需要區別對待。

      三是沒有區分信任類型對居民健康的影響。基于以上三個方面的不足,本文將通過對 2010 年中國綜合社會調查數據的分析來驗證社會信任對城市居民身體健康和精神健康的影響。

      二 數據來源和研究設計

      1. 數據來源

      本文使用的數據來源于中國人民大學 2010 年主持的中國綜合社會調查,該調查采用多階分層概率抽樣設計。2010 年中國綜合國情調查總共有有效數據 11783 份,其中城市調查對象有 7222 份,占到數據庫樣本數的 61. 3%.在數據分析過程中,數據分析樣本數可能會受到部分缺失值的影響,數據分析通過統計分析軟件 SPSS20. 0 進行。

      從性別上看,男性占 52. 5%,女性占 47. 5%; 從年齡段上看,青年(16 - 30 歲) 占 16. 75%,中年(30 - 55 歲) 占 51. 8%,老 年 (55 歲 以 上) 占31. 27% ; 從政治面貌上看,中共黨員占 16. 63% ,非中共黨員占 83. 37%; 從工作單位類型上看,黨政機關事業單位工作人員占 11. 04%,企業工作人員占21. 21% ,其他職業占 67. 75% (該類中包含 3511 個工作單位類型缺失值) ; 從工作強度上看,工作強度較小(每周工作時間在 40 小時及以下,即每天工作時間小于或等于 8 小時) 的調查對象占 44. 1%,工作強度較大(每周工作時間在 40 -56 小時之間,即在法定工作時間以外有加班,且不超過平均一周內每天工作 8 小時) 的調查對象占 29. 1%,工作強度很大(每周工作時間在 56 小時以上) 的調查對象占26. 8% .根據定義,工作強度應為定序變量,為了便于計算,將其視為定距變量進行分析。另外,本研究按照常用標準(沒有受過任何教育 =0; 小學 =6; 初中 =9; 高中(中專、技校、職高) = 12; 大專 = 15; 本科 =16; 研究生及以上 =19) ,將教育程度分別轉換成受教育年限; 收入采用對數的形式進行分析。

      2. 研究模型
      
      本文借鑒了美國學者格魯斯曼(Grossman) 的健康資本需求模型,此模型專門用于分析健康的影響因素,其表達式為:U = U(ΦtHt,Zt) ,t = 0,1,…,n (1)在該模型中,Ht是第 t 期累計的健康資本存量,Φt是單位健康資本的收益,ΦtHt是第 t 期所消費的健康,Zt是第 t 期所消費的除健康以外的其他商品的數量。該模型將健康認定為一種資本,資本存量、健康消費和健康收益最終形成個體的健康狀況。本文不考慮健康的生產和消費,主要考察社會信任對身體健康和精神健康的影響,因此,參照格魯斯曼健康資本需求模型可建立適用于本文的模型:

      

      在該模型中,U 為健康狀況,在研究中身體健康和精神健康均是定距變量,因此采用一般線性回歸的分析方法; si是本文的基本變量,例如性別、年齡、受教育年限等; ai為各變量對應的回歸系數; tj是社會信任的四種不同類型; bj為四種不同類型的社會信任對應的回歸系數; з 為線性回歸的截距。建立模型后,將定距以下層次變量進行虛擬變量處理之后,納入一般線性回歸模型。

      三 社會信任對城市居民健康狀況的影響

      1. 城市居民的社會信任狀況與健康狀況

      (1) 城市居民的社會信任狀況

      由于社會信任概念復雜,不易被界定,故其操作化也存在一定的困難[14].所以,本文根據實際調查數據進行因子分析,從而獲得社會信任的因子。調查中,社會信任包括一般信任和特殊信任。一般信任指向寬泛,所以只設置了一個問題: "你是否同意絕大多數人是可以信任的?".特殊信任則指向不同主體,其中包括對家人、親屬、朋友、同事、同學、老鄉等不同社會關系的個體,也有中央政府、地方政府、法院系統、公安部門、中央媒體、地方媒體、軍隊、教育部門等社會系統。特殊信任量表采用五分里克特量表,5 為完全信任,1 為完全不信任。

      經計算,KMO 檢測值為 0. 86,適宜進行因子分析。因子分析結果最終得出三類特殊信任因子: 制度信任因子、關系信任因子、家屬信任因子,這三類信任因子的累積方差貢獻率達 61. 02%,基本上能夠解釋城市居民的特殊信任。制度信任因子主要是對社會制度和相關機構的信任; 關系信任因子主要是對朋友、同事、同學、老鄉等非血緣關系的人的信任; 家屬信任因子包括對家人和親屬的信任。通過因子分析可以得到四種類型的社會信任: 一般信任、制度信任、關系信任、家屬信任。對這四類信任因子進行加權平均得到城市居民的社會信任度。其中,制度信任度均值為 0. 78,家屬信任度均值為 0. 90,關系信任度均值為 0. 71,一般信任度均值為 0. 68,總體信任度均值為 0. 77.總體來說,城市居民的社會信任程度接近"比較信任".

      (2) 城市居民的健康狀況

      本文的因變量有兩個: 身體健康狀況和精神健康狀況。這兩個變量均采用自評健康的形式在問卷中進行數據搜集,這兩個變量對應的問題是: "您覺得您目前的身體健康狀況如何?"和"在過去四周里您感到心情抑郁或沮喪的頻率如何?".采用自評健康對居民健康進行測量的形式受到了質疑,但基于健康概念本身的復雜性和多維性,自評一般健康仍不失為一項較為綜合有效的測度指標[15].通過描述性分析可以看到,表示身體較為健康的城市居民有4392 人,占調查對象(不含無效值和缺失值) 的60. 9% ,表示精神較為健康的城市居民有 4989 人,占調查對象(不含無效值和缺失值) 的 69. 4%.總體來說,城市居民的身體健康和精神健康自評狀況良好。

      2. 社會信任對城市居民健康狀況的影響

      (1) 社會信任對城市居民身體健康狀況的影響

      表 1 為城市居民身體健康的一般線性回歸模型分析結果。模型 1 未引入社會信任因子,只納入了"性別"、"年齡段"、"受教育年限"等基本變量,模型1 的修正決定系數為0. 057.在模型1 中,"青年"與"老年"兩個虛擬變量對城市居民的身體健康狀況存在顯著的影響,這與生理常識相符: 青年人身體相對較為健康,老年人身體相對不健康。個人年收入對數對城市居民的身體健康有顯著影響,個人年收入越高,城市居民的身體健康狀況越好。在模型 1 中,"性別"、"是否為中共黨員"、"受教育年限"、"職業"等變量均對城市居民的身體健康沒有顯著影響。

      

      模型 2 在模型 1 的基礎上將四類社會信任引入 之后,修正決定系數有所上升,為 0. 069.在模型 2中,"青年"與"老年"兩個虛擬變量和"個人年收入對數"變量均對城市居民的身體健康有顯著影響,這與模型 1 中顯著的因素相同。在社會信任因素中,"關系信任"、"家屬信任"和"制度信任"變量均對身體健康有顯著影響,方向均為正向,一般信任對身體健康的影響并不顯著。這表明,關系信任、家屬信任和制度信任均對城市居民的身體健康有積極的影響。

      (2) 社會信任對城市居民精神健康的影響

      表 2 是社會信任對城市居民精神健康的一般線性回歸結果。模型 3 引入了性別等基本變量,其中顯著的變量有"男性"、"黨政機關事業單位"、"企業"、"個人年收入對數"和"工作強度".這表明,男性的精神健康高于女性; 黨政機關事業單位和企業職工的精神健康相對較高; 個人年收入越高,精神健康越高; 工作強度越大,精神健康狀況越差。

      模型 4 在模型 3 的基礎上引入了社會信任因子,模型的決定系數有所提高。原基本變量除了"黨政機關事業單位"這一虛擬變量變得不顯著之外,其他變量的方向和顯著性均未發生較大變化。關系信任、家屬信任、制度信任和一般信任四類社會信任均與城市居民的精神健康呈顯著的正向關系。

      從對身體健康和精神健康的一般線性回歸分析可以看出,對城市居民身體健康有顯著影響的變量有"年齡"、"收入"、"關系信任"、"家屬信任"、"制度信任".年齡對城市居民的身體健康有消極影響,收入、關系信任、家屬信任、制度信任均對城市居民的身體健康有積極影響,其他變量對城市居民的身體健康狀況沒有顯著影響。對城市居民精神健康有顯著影響的變量有"男性"、"工作強度"、"企業"、"關系信任"、"家屬信任"、"制度信任"、"一般信任".

      工作強度對城市居民的精神健康有消極影響,其他均對城市居民的精神健康有積極影響,其他變量對城市居民的精神健康狀況沒有顯著影響(表3) .

      四 結論

      本文通過中國綜合社會調查 2010 年的調查數據分析了社會信任對城鄉居民健康的影響。研究發現,社會信任對城市居民的身體健康和精神健康均有顯著影響,社會信任對城市居民身體健康和精神健康的影響存在一定的差異。關系信任、家屬信任和制度信任對城市居民的身體健康有顯著影響,其中制度信任對城市居民的身體健康狀況影響較大,一般信任對城市居民的身體健康沒有顯著影響。關系信任、家屬信任、制度信任和一般信任對城市居民的精神健康有顯著影響。

      在四類社會信任中,制度信任對城市居民健康的影響相對較大,家屬信任對城市居民健康的影響相對較小。制度信任屬于系統信任,與社會制度和社會結構相關,因此要從提高制度信任的角度來提高城市居民的健康,就需要不斷加強和諧社會建設。

      家屬信任對城市居民健康的影響相對較小,這是因為家庭作為社會最小的單元,家屬信任的差異相對較小,因而其對居民健康的影響相對較小。一般信任由于其外延過于寬泛,其對城市居民身體健康和精神健康的影響不一致是可能的。關系信任是居民對非血緣關系的個體的信任,其對居民的身體和精神健康均會產生影響。

      不同類型的社會信任,對居民健康的影響是不同的,社會信任對居民的身體健康和精神健康的影響也是不同的。本文認為,社會信任對城市居民的身體健康和精神健康的影響路徑并非一致,社會信任對居民健康狀況影響的研究還需進一步辨析。

      參考文獻:
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      [3] 封進,余央央。 中國農村的收入差距與健康[J]. 經濟研究,2007(1) : 79 - 88.
      [4] 解堊。 與收入相關的健康及醫療服務利用不平等研究[J]. 經濟研究,2009(2) : 92 -105.

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