Page 236 - 《社会》2019年第6期
P. 236
灾后重建中的资源再分配与健康不平等
变量在每个时间点都是显著的，表明地震对个体的冲击和影响因其受
灾严重情况而有所不同。换言之，并不存在地震对灾区居民的某种无
差别影响。因此，本研究认为，阶层间的健康平等化并非来自地震后的
延续效应。
本研究采用两种方法对心理健康模型中教育系数在三个年份间的
差异进行检验。 １３ 一是合并三年数据，使用交互项分析；二是模型系数
比较方法（ 犆犾狅 犵犵犲狋犪犾． ， １９９５ ）。相比而言，模型系数比较方法比交互
，
项更切合实际，因为交互项预设了其他自变量对因变量的影响效应在
三个年份间无差异，这是个颇强的假设。检验结果如表 ３ 所示。交互
项系数显示，除 ２００９ 年的初中系数以外， ２００８ 年和 ２００９ 年的其他教
育系数都与 ２０１１ 年的系数存在显著差异。系数比较结果显示， ２００８
年与 ２０１１ 年的教育系数的差异均在 ＜ ０．１ 的水平上显著， ２００９ 年与
狆
２０１１ 年的教育系数差异均在 ＜ ０．０５ 的水平上显著。这说明， ２０１１ 年
狆
受教育程度不同的灾区民众的心理健康差异模式与 ２００８ 年和 ２００９ 年
确实存在明显区别。
表 ３． 心理健康模型中教育系数的年份差异比较
变量 交互项系数 模型系数比较的 犣 值
教育：小学 ０．１６５ （ ０．０２４ ）
初中 ０．２２６ （ ０．０２６ ）
高中及以上 ０．２９３ （ ０．０３８ ）
小学 ２００８ －０．１８０ （ ０．０２３ ） ２．０７
初中 ２００８ －０．１９７ （ ０．０２７ ） １．８８ ＃
高中及以上 ２００８ －０．３０１ （ ０．０４６ ） ２．２３
小学 ２００９ －０．０５４ （ ０．０２２ ） ２．５５
初中 ２００９ －０．０４０ （ ０．０２４ ） ２．２８
高中及以上 ２００９ －０．１４１ （ ０．０４５ ） ２．５９
犚 ２ ８．８３％
犖 ７７２６
注：交互项模型是在表 ２ 模型的基础上纳入教育和年份的交互项，括号中为稳
健标准误。 ＃ 狆 ＜ ０．１ ， 狆 ＜ ０．０５ ， 狆 ＜ ０．０１ ， 狆 ＜ ０．００１ 。
（二）稳健性分析
稳健性分析旨在从其他角度来检验本研究的结论，一是利用公平
１３． 本研究未检验职业群体系数的差异，因为各年份均未出现系统性的职业阶层差异。我们
也未对二分自评健康进行年份差异检验，因为交互项和系数比较方法都不适用于 犔狅 犵 犻狋模型
（ 犕狌狊狋犻犾犾狅 ， 犲狋犪犾． ， ２０１８ ）。
· ２ ２ ９ ·
