1. 引言
“健康中国2030”规划纲要进一步指出，我们要不断地推动健康中国建设的进程，推行健康文明的生活方式，突出解决好女性、儿童等重点人群的健康问题。《中长期青年发展规划(2016~2025年)》，同样也对青年体质健康水平做出了进一步的要求。但目前学界对特定人群有关健康的影响多集中于老年群体、大学生群体，对青年女性群体的文献研究较少。不过联合国世界卫生组织将女性健康问题列为一大研究领域。2020年8月，我国首届中国健行动针对女性健康的论坛在北京召开。本届论坛有两大成果，一是通过互联网进行健康科普交流项目落地，二是女性健康的科普志愿者启动仪式进行。可见女性的健康状况也逐渐受到社会上专家学者的重视。
从性别差异理论视角出发的文献发现女性的健康水平不如男性(Chloe，1991 [1] ；侯猛，2016 [2] ；郑莉等，2016 [3] ；宋梦丽，2018 [4] )。Grossman从人力资本的角度建构了健康和健康投资的需求模型 [5] 。Leibenstein也有相关研究指出，健康水平的状况与绝对收入的提高有一定关系 [6] ，学者Kitagawa和Hauser也指出，居民收入对居民健康有显著正向影响 [7] ，李雪姣、胡永健研究表明：收入与健康成正向关系，年收入越高，健康状况水平越高 [8] ，不难发现国内集中在女性健康问题的相关研究也大都是从收入、教育水平等视角展开研究，并且在研究方法上国外学者也多采用理论进行探究。学者Evers也有研究指出，高收入的人群，青年人群和女性人群更愿意通过相关网络平台来接触健康信息 [9] ；美国的实证研究调查发现，能够影响健康水平的因素中大众传媒发挥着一定作用 [10] 。
因此基于前人的研究，本文从生活方式的视角展开研究，基于CGSS2017的调研数据，在方法上采用stata16.0数据工具对数据分析，通过更加客观的数据结果，来丰富不同视角下青年女性健康影响因素的研究。
2. 分析理论和研究假设
根据中国综合社会调查2017年调查问卷中，生活方式板块分为对媒体使用情况及频率、空闲时间从事社会活动的类型及频率，本文将生活方式分为：社会交往和大众传媒两个维度。
(一) 社会参与和健康
从国外的相关研究发现，社会活动的参与对健康有着一定的影响，参与各式各样的社会活动能提升人们的幸福感 [11] [12] [13] 。学者厄尔德曼·帕尔莫尔(Erdman Pulmore)在长达12年的时间里对数百人先后进行了四次调查，调查结果也验证了活动理论的观点，那些对生活满意程度高的人往往是积极参与活动的 [14] 。而学者王德文、叶文振指出，老年女性健康状况不佳的原因之一与较少参加户外休闲活动相关，因此他们建议要支持老年女性积极参与相关的社会活动 [15] 。
从社会资本理论视角来看，社会交往会在一定机制上影响健康。健康被社会资本影响主要表现在三个方面：其一，社会资本可以营造积极的社会环境这对社会交往和信任产生积极影响，在一定程度上缓和个人压力和不健康的因素；其二，社会资本能让个体获得更多的相关健康信息，并促进健康信息的传播扩散；其三，社会的交往和参与能在一定程度上激发我们对自己和他人的责任感，通过相互的支持鼓励信任缓和潜在危险因素。社会资本对健康的影响也不断有学者指出：例如2014年学者Yuasa指出一些健康变量与个人非正式的社会交往和正式的群体参与有显著的关系。2016年学者赵丹，2017年学者张邦辉指出，社会资本的组成要素社会交往与健康也有相关性关系。
Guillen等相关学者将社会资本中的社会参与维度分为了正式参与和非正式参与。非正式参与意为非正式的场合进行交往活动通常是与自己的交际圈内熟人为对象开展的，正式参与意为通过组织开展或参与相关活动。
从CNKI的搜索情况来看，国内针对社会活动参与对青年健康影响的相关文献，几乎为空白大多集中于研究老年群体，并且根据之前的文献研究发现，学者通常将私人交往和集体交往一同考虑，实际上它们之间还存在不同对健康的影响也有差异，而由于CGSS2017问卷调查的背景，我将社会交往中分为非正式社交活动和正式交往活动为自变量并提出如下假设：
假设1a：参加文化活动越频繁(正式)，健康状况越好。
假设1c：参与手工活动越频繁(非正式)，健康状况越好。
(二) 大众传媒和健康
随着经济技术的不断发展，大众传媒在健康传播领域中的角色也越发活跃。同时大众传媒内部也发生着传统媒体的转型更新和新媒体的变化。大众传媒的发展主要有三个阶段，分别是以报纸杂志等纸质印刷为主的第一阶段；广播电视等电子媒介的第二阶段，以及以互联网为核心的网络传播阶段。
健康信息的传播要借助于传播的媒介的传播渠道，健康信息的传播是实现健康教育的一种手段 [16] 。相关学者进行调研指出，传统媒介应用与健康信息获取能力水平有着显著影响，未来传统的大众媒体对于健康传播的贡献依旧稳固。印刷类媒体和电子类媒体虽然受到了新媒体的冲击，但在中老年群体、偏远地区以及网络未普及地区，电视报纸依然是最受欢迎的大众传播方式。
随着科技不断发展进步，新媒体环境下，健康传播依赖的媒介也越发丰富同时传播的效率也有所提升 [17] 。因为作为一种新兴媒体它能够突破时间空间的限制，能够在第一时间通过不形式将信息传播给受众且能精准传播。在有关媒体的传播中，群众通过媒体了解到有关健康的信息概念，然后对其思想观念情感态度作用，最后改变其行为 [18] 。也有相关学者认为，大众传媒发挥着能够影响到公众的健康意识的作用，但在改变他们的健康行为方面互联网显现出其优势 [19] 。基于上述研究，本文同样将大众传媒这一自变量进行划分，分为印刷媒介、电子媒介和互联网三个方面并提出如下假设：
假设2a：使用印刷类媒介越频繁，健康状况越好。
假设2b：使用电子类媒介越频繁，健康状况越好。
假设2c：使用互联网媒介越频繁，健康状况越好。
3. 数据、变量测量与模型构建
(一) 数据来源CGSS2017
本文所采用的数据来源于2017年中国综合社会调查(CGSS)。在该样本里共获得青年女性样本1453个(根据《我国中长期青年发展规划(2016~2005)》，规划所指青年的年龄范围为14~35周岁，该样本的年龄区间为1982~1999年即18岁~35岁，平均年龄为28岁。第一步对控制变量，年龄，总收入，教育程度，政治面貌，经济地位做缺失值和无效数据处理。其中年龄依据发展规划选取35岁以下人群，总收入删除了异常值，政治面貌做了分类处理，样本详细描述见表1。
Table 1. Assignment description of related variables
表1. 相关变量的赋值说明
(二) 变量测量
1) 因变量：健康状况是本研究的因变量，在社会学研究领域中通常使用主观的健康评判标准。因为自评健康参数能反映出个体的生理和心理状态。相关学者指出，自评健康不论是效度还是信度都能够体现被测试者自我感知的健康状态。调查问卷中“您觉得您目前的身体健康状况是”，除去无效答案将回答结果分为五分变量，回答“很不健康”编码为1，“比较不健康”编码为2，“一般”编码为3，“比较健康”编码为4，“很健康”编码为5。得分越高代表健康状况越好。在1453个青年女性样本量中，回答健康状况的均值为4.11，说明该样本中青年女性健康状况良好，比较健康，详情见表2。
2) 自变量：a) 社会参与
社会调查问卷中；“过去一年，您是否经常在空闲时间从事以下活动，参加文化活动，比如听音乐会，看演出和展览？用来测试正式社会参与情况。“过去一年，您是否经常在空闲时间从事以下活动，如做手工？” 用来衡量非正式社会参与情况。所有选项赋值为1~5，“每天” = 1；“一周数次” = 2；“一月数次” = 3；“一年数次或更少” = 4；“从不” = 5，得分越高代表社会参与程度越高。
b) 大众传媒
社会调查问卷中“过去一年，您对以下媒体的使用情况是？(包括，报纸，杂志，广播，电视，互联网，手机)”。用来衡量大众传媒使用频率情况，其中按照学术界划分依据，将报纸杂志归类为纸质媒介，广播电视归类为电子媒介，互联网手机归类为互联网类媒介。所有选项赋值为1~5，“从不” = 1；“很少” = 2；“有时” = 3；“经常” = 4；“非常频繁” = 5，得分越高代表使用该类媒介更加频繁。
3) 控制变量
本文选取，出生日期、政治面貌、教育程度、个人全年总收入、个人社会经济地位作为控制变量。出生日期由于本文研究的是青年女性，根据《中长期青年发展规划(2016~2025年)》要求，剔除部分样本选取该样本的年龄区间为1982~1999；其中政治面貌设为二分类的虚拟变量，党员为1其他为0；由于教育程度和个人社会经济地位是定序定类变量，无法直接进入回归模型，因此进行定距变量处理；教育程度分为小学及以下、初中、高中及高职技校、大学及以上等四个层次；个人社会经济地位为上层、中上层、中层、中下层、下层；个人全年总收入为了防止极值出现，剔除高于一百万以上的数据样本，同时对数处理使其更符合正态分布。
Table 2. Descriptive statistics of the main variables
表2. 主要变量的描述统计
4. 实证分析
本文使用stata16.0软件，对青年女性健康影响因素进行多元线性回归模型分析，其中第一个模型为基准模型；模型2在第一基准模型的基础上加入社会参与变量，模型3在第一基准模型的基础上加入大众传媒变量，经过整理后数据结果见表3。
Table 3. Regression analysis of influencing factors of young women’s health
表3. 青年女性健康影响因素回归分析
注：*、**、***分别表示在10%、5%和1%的水平下显著，结果由stata软件所得。
(一) 控制变量对青年女性健康影响
在基准模型中，年龄、个人全年总收入、个人经济地位通过显著性检验。从年龄上来看，年龄与健康水平呈正相关并在1%的水平上显著，这表明在18岁到35岁之间，随着年龄的增长居民健康水平也在增加，即年龄每增加一岁健康状况增加0.024倍。从个人全年总收入来看，收入水平对青年女性健康也存在显著的正向影响，即收入水平的升高健康状况也越好。社会因果论指出，健康状况水平可以被个体经济水平以及个体所处的社会结构影响 [20] 。个人经济地位来看，其与健康水平成负相关，这表明个人经济地位每上升一个层次健康水平就会下降0.098倍。
(二) 社会参与对青年女性健康的影响
模型2中，在基准模型的基础上加入了社会参与维度，控制变量中年龄、个人全年总收入、个人经济地位、受教育程度均通过显著性检验，且受教育程度系数变化大，说明教育程度对健康状况的解释力增强了，这大概是受教育程度高的女性见康素养更高，且更有愿意了解学习与健康相关的信息。空闲时间文化活动(正式)的参与、空闲时间手工活动(非正式)的参与这两个变量在5%的水平上显著，并且说明社会参与活动无论是正式还是非正式都对青年女性健康具有显著正向的影响。同时也进一步说明，社会参与的频率越高，青年女性的健康水平越好，验证了假设1a，1b。这也验证了之前的国外研究，人们通过不同的社会参与活动来提升人们的幸福感对情绪有着积极正向的影响并能够在一定程度上影响健康 [21] 。
(三) 大众媒介对青年女性健康的影响
模型三中，在基准模型的基础上加入了大众媒介这个维度，在控制变量中，依旧是年龄、个人全年总收入、个人经济地位通过显著性检验，个人全年总收入和个人社会经济地位系数变大，说明模型二和模型三中个人全年总收入和个人社会经济地位对青年女性健康影响的解释力进一步增强。在大众媒介维度我们发现，印刷类媒介并没有通过显著性检验，这可能是当代电子产品冲击传统媒介的影响，再加上女性青年平时办公学习多采用电脑等原因更加大了其减少使用印刷媒介的机会，这与假设2a并不符合。电子媒介类和互联网类媒介使用均通过了显著性的检验，这与国外学者Evers的相关研究所符合，即青年人、女性这类人群更倾向于通过网络社交技术获取健康信息，因此假设2b，2c成立。
5. 结论与建议
(一) 结论
本文选取中国综合社会调查(CGSS) 2017年的数据，使用描述性、相关性和多元回归统计分析，研究影响青年女性健康的因素，得到如下发现：
1) 控制变量中，年龄、个人收入、个人经济地位均对青年女性健康具有显著的正向影响，即随着年龄的增加，个人收入和个人经济地位的上升，女性的健康状况水平上升。虽然教育程度没有通过显著性检验，但依然能发现教育程度对健康水平还是起到正向的影响。
2) 社会参与活动对青年女性健康具有显著影响。社会参与活动中，不论是正式社会参与还是非正式社会参与均对女性具有影响，社会参与活动频率越高青年女性健康水平越高。
3) 大众传播媒介中，印刷类媒介对青年女性健康成正相关，但并不显著，这可能受当代年轻女性的社会特性所影响，但电子类媒介和互联网类媒介对青年女性健康具有显著影响，使用这类媒介越频繁健康状况水平更高。
(二) 建议
根据上述结论我从社会参与维度和大众传播媒介角度提出以下建议：
1) 社会参与维度来看：青年女性参与社会活动，与社会进行积极的互动可以增进她们身体和心理的健康水平。
因此青年女性自身一定要树立社会参与的意识，培养自己在社会的社交技能，积极参与各种社会活动，深入实际了解社会培养自己新女性的品格特质；同时社会层面也要建立或举行相关女性活动的社会实践基地，如提供有关关注青年健康的各类正式活动。
2) 大众传播媒介维度来看：鼓励青年女性利用好互联网，提高自身健康水平。
如关注和健康有关的各类信息，丰富自己对健康知识的了解；同时可以利用手机寻找相关平台增强锻炼提升自己的身体素质。但是我们也要注意应当合理地安排时间，将电子类媒介的使用频率控制在合理区间，因为有研究调查指明过于频繁地使用互联网也会影响自身的精神和生理健康 [13] 。