1. 引言
随着中国经济的稳步发展，人民的生活水平也稳步提高，因此中国人民的总体健康水平也随着总体生活水平的提高而提高，但是，总体水平的提高并不意味着单个个体或者单个群体身体健康水平的提高，健康水平的不均衡提高、不均衡发展已经引起了政府、公众相当的重视，健康与健康不平等已经成为公众的热切关注点。比较马斯洛需求层次理论，排在第二层的是安全需求，其中包括自己的身体健康安全，没有身体的健康就提不上安全。因此，身体的健康成为公众的热切关注点是毫无疑问的，尤其是自新型冠状病毒全球严重蔓延的2020年以来，人类对于自身不受病毒侵略的身体健康已经成为公众最首要关注的点。由此，政府出台了很多措施以及政策来对公众的身体健康进行公共管理，当健康与平等这两个关注点结合到一起时，公众是否在健康方面享受到了平等的权利呢？很显然，当下公众的健康程度差异很大，不同地区、不同城市、不同收入等社会群体的身体健康差异巨大，健康不平等成为政府需要关注并解决的难题，因为健康不平等对涵盖公众情绪、社会氛围、社会价值观等内容的社会态度能够产生重大影响。
本次研究的主要内容了解公众的自评健康现状及其由健康自评作为因变量的客观不平等，并探讨健康不平等对社会态度的影响，身体健康的群体会有怎样的社会态度，身体不健康的群体其社会态度又会有何变化，以帮助政府以及公众认识到不同人群的健康程度之间的差异，以及健康不平等现象对于公众社会态度的影响，给政府在制定这方面公共政策时提供有意义的参考价值。
2. 文献综述
2.1. 健康不平等
2.1.1. 健康不平等的划分
关于健康不平等，以不同维度划分就会出现不同形式的健康不平等，比如，Wagstaff等(1991) [1] 提出了以人群纯粹的身体健康差异划分的纯粹的健康不平等，以及以社会经济地位、不同人群收入差异划分的社会经济方面的健康不平等。从自身的因素分析或者从社会经济入手分析，但是，这样的分类方式并不全面，忽略了很多其他的社会因素比如文化划分，教育，学历，城市地域等差异造成的健康不平等。基于此，Blas等提出了另一种用以研究健康不平等的方式，即群体之间的健康劣势、个体之间的健康差异、由个体的健康差异导致的整个人口的健康梯度。除此之外，孙玉垒认为健康不平等的关键在于风险的承担，也就是说不同社会经济地位、不同学历、不同地区的人群之间承担健康风险的程度不一样以及风险后面的医疗保健不平等 [2]。
2.1.2. 健康不平等的原因探究
关于健康不平等现象的原因，目前有几种理论，第一种，健康不平等现象是由于人为原因而造成的人为论；第二种，健康不平等现象是由于社会选择不同而造成的选择论；第三种，健康不平等现象是由于文化以及行为模式的不同而造成的文化和行为论；第四种，健康不平等现象是由于人所处群体不同而造成的结构论；最后一种，健康不平等现象是由于社会原因而造成的社会因果论 [3]。
2.2. 社会态度
社会态度不仅仅只是指公众的情绪态度，也包括其对于社会的认识以及自身的社会价值观 [4]。社会态度是社会上单个个体或者群体对事物认知的一种行为倾向或者心理状态，其由认知、情感和行为意向三部分内容构成。在本次的研究中，也体现了社会态度的这三方面内容，公众社会态度的变化毫无疑问会影响到社会的发展以及进步。而社会态度的内涵包括公众对于政府的信任度、对社会公平度的认知以及对社会的满意度作为衡量社会态度的三个维度 [5]。但是，用于专门衡量青年群体的社会态度从对社会的公平度认知、自身安全感以及冲突感这三个维度来衡量比较合适 [6]。综合考虑，本次研究将从四个维度衡量社会态度，信任度、正义度、公平度以及幸福度。
3. 研究设计
3.1. 研究思路
本次研究的主要研究思路，首先是对公众健康不平等现象的研究，利用卡方检验数据分析方法证明公众在性别、城乡、收入、城市地域等多个因素之间是否存在健康不平等现象，在证明健康不平等现象之后，利用ordinal回归分析公众健康与社会态度之间是否存在联系，以公众自评健康作为自变量，以公众社会态度作为因变量分析公众健康差异对其社会态度的影响。
3.2. 数据来源及样本概况
3.2.1. 数据来源
本文的数据来源为2015年的中国综合社会调查(CGSS2015)，此调查项目由中国人民大学中国调查与数据中心执行，涵盖的区域大，调查覆盖的省市有28个，区县总计125个，街道(乡、镇)总计500个，居民委员会达到了1000个之多，调查的内容也涵盖中国社会、社区、家庭以及个人多方面的信息，完成的有效问卷总计10,968份。调查采用的抽样方法为多阶分层PPS随机抽样方法，将调查的主体分为了两大类，一是必选层，主体为大城市的市辖区家庭户；二是抽选层，主体为除去必选层以外的全国所有家庭户。抽样时为便于采集以及避免误差，采用三阶段概率抽样，具体见表1。
3.2.2. 样本概况
研究健康不平等现象，CGSS2015原始数据样本10,968份，经过以下数据处理，见表2。
Table 2. Summary table of health measurement samples
表2. 健康测量样本概况表
社会态度相关变量，进行以下数据处理，见表3。
Table 3. Summary table of social attitude measurement sample
表3. 社会态度测量样本概况表
3.3. 概念界定及测量
3.3.1. 健康
健康，在不同时期具有不同的涵义，所以，本次研究梳理了世界卫生组织(WHO)在不同时期对于健康的定义，见图1。
从以上关于“健康”定义的表格，可以看出随着时代的发展，健康的内涵外延是不断扩大的，从最早的仅仅对于身体方面的关注一直慢慢外延到精神健康、心理状态、道德品质以及人类自身与动物、环境、生态系统之间的健康关系。
3.3.2. 健康不平等
对于健康不平等的测量，本次研究主要以CGSS2015中“您觉得您目前的身体健康状况是?”虽然是社会公众的自评健康，但是对于研究公众健康程度差异是可取的，此问题的答案设置为“很健康，比较健康，一般，比较不健康，很不健康”。分析采用的方法是卡方检验，其能比较两个或两个以上样本率和两个分类变量之间的关联性分析，所以对于研究健康不平等现象是比较适合的数据分析方法。
3.3.3. 社会态度
研究健康不平等对公众社会态度的影响，数据来源于CGSS2015，公众自评健康程度作为自变量，社会态度作为因变量，自评健康程度来源于“您觉得您目前的身体健康状况是?”，作为因变量的社会态度主要从以下四个方面来衡量：
① 信任度感知，“您同不同意在这个社会上，绝大多数人都是可以信任的?”
② 正义度感知：“您同不同意在这个社会上，您一不小心，别人就会想办法占您的便宜?”
答案设置均为“非常同意，比较同意，说不上同意不同意，比较不同意，非常不同意”
③ 公平度感知：“您认为当今社会公不公平?”
答案设置为“完全公平，比较公平，说不上公平但也不能说不公平，比较不公平，完全不公平”
④ 幸福度感知：“您觉得您的生活是否幸福?”
答案设置为“非常幸福，比较幸福，说不上幸福不幸福，比较不幸福，非常不幸福”
此外，还研究了公众自身环境因素之一的性别、周围环境因素之一的城乡居住地、社会环境因素之一的经济收入对公众社会态度的影响辅助形成数据结论。
4. 中国公众的健康及其不平等
4.1. 中国公众的总体健康水平
由表4可以看出，中国公众对于自身的自评健康水平比较积极，中国公众的总体健康水平还是比较高。而且，据估测，中国公众的总体健康水平正在逐年稳步提高，主要原因还是中国经济逐年稳步的发展带动其他领域不断稳步发展向前，其中尤其是食品领域以及医疗领域的发展使公众的健康水平不断得到提高，在食品领域方面，中国公众的关注点一步步从“有吃的就行”、一步步转向“吃饱就行”，再到现在的“吃饱，吃好，吃健康”；医疗卫生领域也经历了从以前的“小病依靠自身免疫力，病急要则乱投医、要则不医”到现在不论小病、大病都要找医生，吃药。在经历了这些转变之后，中国公众的健康水平的提高使毫无质疑的，在未来，中国公众的健康水平应该会稳步得到更大的提升。
Table 4. Overall health level of the Chinese public
表4. 中国公众总体健康水平表
4.2. 中国公众的健康不平等
4.2.1. 城乡健康不平等
对不同地区的受试人群进行健康自评的卡方检验，从以上表5的结果可以看出，城市中很健康的人数为1363人，很不健康的人数为120人；农村中很健康人数为806人，很不健康的人数为180人。根据卡方检验显示c2值为193.074，P < 0.001，表明城市和农村人口在健康自评方面是存在明显统计学差异的，所以城乡健康不平等现象是存在的。
Table 5. Chi-square test table for urban and rural health self-assessment
表5. 城乡健康自评卡方检验表
**p < 0.01。
由表6可以看出，生活在城市里面的居民比生活在农村的居民健康水平更高一些。分析其原因，可以用健康结构论、社会因果论来加以解释，各个阶层结构获取到的社会资源的数量、质量的不同而导致健康不平等，居住在城市里面的居民比生活在农村中的人会更加容易获取到包括食物、医疗资源在内的各种与健康相关的资源，且获取到的资源数量、质量方面都处于优势的社会地位，所以数据显示出城市、农村群体身体健康水平呈现出明显差异。
Table 6. Chi-square test for gender health self-assessment
表6. 性别健康自评卡方检验表
**p < 0.01。
4.2.2. 性别健康不平等
对不同性别的受试人群进行健康自评的卡方检验，从以上表6结果可以看出，男性中很健康的人数为1120人，很不健康的有121人；女性中很健康人数为1049人，很不健康的为179人。根据卡方检验显示c2值为58.316，P < 0.001，表明男性和女性人口在健康自评方面是存在明显统计学差异的，所以性别健康不平等现象是存在的。且从以上数据来看，男性群体在健康水平方面是稍高于女性群体的。
4.2.3. 地域健康不平等
对不同城市地域的受试人群进行健康自评的卡方检验，结果可以看出，根据卡方检验显示c2值为262.043，P < 0.001，表明不同城市地域人群在健康自评方面是存在明显统计学差异的。且从表7可以看出华北、华东、华中地区的健康比例是比其他地区稍高，西南地区的健康比例最小，这应该与各地区的经济发展有关，经济水平高一些的地区提供的医疗资源、医疗服务会比其他地区质量更高，所以居住在这些地区的居民健康水平更高。
Table 7. Chi-square table of regional health self-assessment
表7. 地域健康自评卡方表
**p < 0.01。
4.2.4. 收入健康不平等
对不同收入水平的受试人群进行健康自评的卡方检验，结果可以看出，低收入组中很健康的人数为1868人，很不健康的有293人；中等收入组中很健康人数为256人，很不健康的为6人；高收入组中很健康50人，很不健康1人，根据卡方检验显示c2值为189.354，P < 0.001，表明不同收入人群在健康自评方面是存在明显统计学差异的。
由表8可以看出，收入越高的人群处于更高的健康水平。分析其原因，是符合健康不平等的选择论、结构论、社会因果论的，个人在社会的经济地位高低是社会选择论中一个影响比较大的因素，且拥有越多的财富，其获取社会资源的困难度就会越低，也能够获取到更多、更优质的社会资源，这样就会使收入越高的群体在社会生活时处于越优势的位置。
Table 8. Income health self-assessment chi-square test table
表8. 收入健康自评卡方检验表
**p < 0.01。
5. 健康不平等对公众社会态度的影响
5.1. 健康差异对公众信任度感知的影响
因为因变量采用的是等级变量描述，因为在多因素分析时候采用有序回归分析，通过表9回归分析结果显示，P值均小于0.05，表明性别、地区、收入分组、健康状况与信任度感知均有相关，其中性别和收入与信任度感知呈现负相关，即与男性相比，女性信任度感知水平明显降低，OR = 0.875，表明与男性相比，女性信任度降低12.5%；随着收入增加，信任度感知得分降低6%，OR = 0.940；农村与城市相比，信任度感知得分增高，OR = 1.373，表明农村是城市得分的1.373倍；健康状况与信任度感知呈现正相关，OR = 1.077，表明健康状况每增加一个级别，信任度提升7.7%。所以，健康程度差异越大，公众的社会信任度感知也会出现差异巨大的情况，健康的人群对社会的信任度更高，而性别、居住地区、收入等也侧面印证了健康程度对于公众信任度的影响，即根据前面的数据证实不同性别、居住地区、收入造成不同人群身体健康程度的差异，而最终造成公众信任度的差异。
Table 9. Ordered regression analysis of influencing factors of perceived trust
表9. 信任度感知的影响因素有序回归分析
5.2. 健康差异对公众正义度感知的影响
通过以上表10回归分析结果显示，性别、收入分组与正义度感知均有相关，其中性别与正义度感知呈现负相关，即与男性相比，女性正义度感知水平明显降低，OR = 0.909，表明与男性相比，女性正义度降低9.1%，此外，随着收入增加，正义度感知得分增加4.9%。而地区组跟健康状况组的P值为0.234与0.283，均大于0.05，所以地区跟健康状况对于公众的正义度感知是没有太大的影响的。
Table 10. Ordered regression analysis of influencing factors of perceived justice degree
表10. 正义度感知的影响因素有序回归分析
5.3. 健康差异对公众公平度感知的影响
通过表11回归分析结果显示，P值均小于0.05，所以性别、地区、收入分组、健康状况与公平度感知均有相关，其中性别和收入与公平度感知呈现负相关，即与男性相比，女性公平度感知水平明显降低，OR = 0.906，表明与男性相比，女性公平度降低9.4%；随着收入增加，公平度感知得分降低10.01%，OR = 0.899；农村与城市相比，公平度感知得分增高，OR = 1.430，表明农村是城市得分的1.430倍；健康状况与公平度感知呈现正相关，OR = 1.068，表明健康状况每增加一个级别，公平度提升6.8%，所以健康程度的差异对公众的公平度感知是有影响的。
Table 11. Ordered regression analysis of influencing factors of perceived fairness degree
表11. 公平度感知的影响因素有序回归分析
5.4. 健康差异对公众幸福感知的影响
通过表12回归分析结果显示，性别、健康状况与幸福度感知均有相关，其中性别幸福度感知呈现正相关，即与男性相比，女性幸福度感知水平明显上升，OR = 1.160，表明与男性相比，女性幸福度增高16%；健康状况与幸福度感知呈现正相关，OR = 1.579，表明健康状况每增加一个级别，幸福度提升5.79%，所以健康程度的差异对于公众的幸福度感知是有影响的。而地区分组的P = 0.810 > 0.05，因此地区与公众幸福度感知没有太大联系。
Table 12. Ordered regression analysis of influencing factors of perceived happiness
表12. 幸福度感知的影响因素有序回归分析
6. 结论与讨论
根据以上的数据，健康不平等对公众对于社会的信任度、公平度与自我生活的幸福度有着显著影响，但是对社会的正义度影响甚微，由此，是可以得出结论，健康不平等现象对公众的社会态度是有着显著影响的。
如果社会群体之间健康程度差异性巨大，那么这些群体简单社会态度也会出现巨大差异性，健康程度越高的社会群体，社会态度会倾向于更加积极的一方，而健康程度越低的群体，社会态度则会倾向于更加消极的一方。而消极的社会态度，尤其是以群体划分的社会态度的消极，会影响到整个社会的情绪分为以及价值观取向，这样就极有可能造成社会群体间的社会矛盾，对社会的和谐发展与国家的安全稳定都有着不利的影响。所以，降低公众群体间的健康不平等现象以促使公众的社会态度向积极的方向发展对于社会和谐、国家稳定是必要的。
为了解决健康的不平衡发展，国家政府应增加医疗支出，一方面用于发展医疗设施、建设医院等，另一方面用于国家医疗保障体系，保障医疗保险等改善公众健康体制的运行。尤其应该更多的为处于社会因素弱势一方的人群提供医疗补贴或者免费的基本医疗服务，以此改善公众健康的不平等。