(一)基于2003年国家卫生服务调查数据的多水平模型
为了系统研究收入不平等(县级水平)对自报健康(个体水平)是否存在独立效应，在应用多水平模型进行分析时，共拟合了3个模型。首先是不包含解释变量的空模型(nullmodel)，即模型Ⅰ；然后纳入个体和家庭水平那个的解释变量，作为模型Ⅱ；最后是纳入个体、家庭和县级水平的变量的模型，即模型Ⅲ。模型中纳入的解释变量中，除年龄外，其余变量都是分类变量(以伪变量的形式进入模型)。
表4-1给出了模型Ⅰ和模型Ⅱ的结果。模型I的固定部分(fixed part)中不包括解释变量，但随机部分(random part)给出了各水平(省级水平、县级水平、家庭水平)的方差及其标准误。结果显示，省级水平变异无显著统计学意义，而县级水平和家庭水平的变异则有显著的统计学意义。
模型Ⅱ的固定部分纳入了个体水平和家庭水平解释变量，与模型Ⅰ相比较，家庭水平方差从1.261下降为0.993，下降幅度超过20%，而县级水平方差下降幅度较小(从0.148下降为0.139)。在模型Ⅱ中省级水平方差依然无显著统计学意义，在控制了一系列的个体和家庭水平的解释变量后(包括收入在内)，县级水平和家庭水平的方差仍有显著统计学意义。这提示个人自报健康与个人社会经济状况显著关联(通过一系列个体和家庭水平的社会经济变量的作用)，但这些个体和家庭水平的变量并未全部解释县间差别所带来的变异。换言之，县间变异并不由模型所给出的个体家庭社会经济变量所完全确定。此外，在控制年龄、性别、婚姻状况、民族、就业状况、居住地(城市/农村)、教育程度、医疗保险类型后，个人自报健康与家庭收入的关联显著，家庭收入的梯度效应(income gradient)在最低收入组(月收入＜30美元，按购买力平价计算)和低收入组(月收入在30～59美元，按购买力平价计算)具有显著的统计学意义。
模型Ⅲ进一步纳入县级水平的解释变量，包括县级水平的中位收入(county median income)和收入不平等指标(Gini系数)，考察收入不平等(县级水平)对自报健康的背景效应(contextual effect)。结果显示，县级水平的方差并无明显下降(从0.139下降为0.134)，而且并未提示收入不平等对自报健康的独立效应。从图4-1可直观地看出，与参照组(收入不平等状况最好，基尼系数≤0.3)相比，其他几个收入不平等组并没有比参照组更大的比值(odds)。但是，家庭收入对自报健康的梯度效应仍然存在，最贫困家庭自报健康状况最可能差或很差(OR=2.38，95%CI=1.76～3.23)，其后是贫困家庭(OR=1.69，95%CI=1.25～2.28)，中等收入家庭(OR=1.25，95%CI=0.93～1.68)和高收入家庭(OR=1.09，95%CI= 0.81～1.46)的梯度效应已无显著统计学意义。图4-2显示了个人自报健康与家庭收入之间的梯度关系。
表4-1 基于2003年国家卫生服务调查数据的多水平模型(模型Ⅰ和模型Ⅱ)
注:变量列括号内为参照组；表内数字为模型回归系数及其标准误(括号内)；*表示有显著统计学意义，P＜0.05。
表4-2 基于2003年国家卫生服务调查数据的多水平模型(模型Ⅲ)
注:变量列括号内为参照组；表内数字为模型回归系数及其标准误(括号内)；*表示有显著统计学意义，P＜0.05。
图4-1 家庭收入对自报健康的梯度效应
图4-2 收入不平等对自报健康的效应
模型Ⅲ的结果提示，在控制了绝对收入(家庭等价收入)的情况下收入不平等对自报健康无独立的有显著统计学意义的效应。为了进一步考察不同家庭收入组别间收入不平等的效应是否会存在区别，研究中分别针对不同家庭收入拟合多水平模型(纳入变量与模型Ⅲ相同)，图4-2显示了模型分析结果(最高收入组的多水平模型未收敛，图未给出)，收入不平等均未显示有显著的统计学意义的针对自报健康的独立效应。
图4-3 基于不同家庭收入组的收入不平等效应
(二)基于1998年国家卫生服务调查数据的多水平模型
上述自报健康变量取自2003年国家卫生服务调查问题“总的来说您认为您目前的健康状况如何?(1)很好(2)好(3)一般(4)差(5)很差”，并将该变量转换为两分类变量，即“很好”、“好”与“一般”归为一类，而“差”和“很差”归为另一类，然后进行多水平Logistic回归模型分析。1998年国家卫生服务调查中涉及自报健康的问题与2003年有所不同，共有两道问题涉及自报健康，即“与您同龄人相比，您判断你健康状况如何?(1)很好(2)较好(3)一般(4)较差(5)很差”，“与前一年相比，您的健康状况如何?(1)很好(2)较好(3)一般(4)较差(5)很差”。本研究中选择前一个问题作为自报健康变量，并类似地转换为两分类变量进行多水平Logistic回归模型分析。
与基于2003年国家卫生服务调查数据的多水平模型策略类似，以下对1998年国家卫生服务调查数据也拟合3个模型，包括空模型(模型I)、纳入个体和家庭水平那个的解释变量的模型Ⅱ，以及纳入各水平全部变量模型Ⅲ。模型中纳入的解释变量中，除年龄外，其余变量都是分类变量(以伪变量的形式进入模型)。
表4-3 为模型Ⅰ和模型Ⅱ的结果。模型I随机部分关于各水平(省级水平、县级水平、家庭水平)方差及其标准误的结果显示，省级水平变异无显著统计学意义，而县级水平和家庭水平的变异则有显著的统计学意义。
表4-3 基于1998年国家卫生服务调查数据的多水平模型(模型Ⅰ和模型Ⅱ)
注:变量列括号内为参照组；表内数字为模型回归系数及其标准误(括号内)；*表示有显著统计学意义，P＜0.05。
模型Ⅱ纳入个体水平和家庭水平解释变量后，省级水平方差依然无显著统计学意义，但县级水平和家庭水平的方差仍有显著统计学意义，这说明个人自报健康与个人社会经济状况显著关联(通过一系列个体和家庭水平的社会经济变量的作用)，但这些个体和家庭水平的变量不能全部解释县间差别所带来的变异。而且在控制其他变量后，个人自报健康与家庭收入的关联显著，家庭收入的梯度效应在最低收入组(月收入＜30美元，按1998年购买力平价计算)和低收入组(月收入在30～59美元，按1998年购买力平价计算)具有显著的统计学意义。
模型Ⅲ进一步纳入县级水平的解释变量，包括县级水平的中位收入和基尼系数。结果显示(表4-4)，县级水平的方差从0.176下降为0.146。家庭收入仍存在对自报健康的梯度效应，最贫困家庭自报健康状况最可能差或很差(OR=2.23，95%CI=1.40～3.55)，其后是贫困家庭(OR=1.69，95%CI=1.06～2.68)，中等收入家庭和高收入家庭的梯度效应已无显著统计学意义。图4-4显示了个人自报健康与家庭收入之间的梯度关系。而且，与居住在县级基尼系数低于0.3的调查对象相比，居住于县级基尼系数在0.30～0.35范围对象的自报健康更倾向于“较好”或“很好”，该效应具有轻微显著的统计学意义(P值很接近0.05)。从图4-5可见，与参照组(收入不平等状况最好，基尼系数≤0.3)相比，除0.30～0.35组外，其他几个收入不平等组并没有比参照组更大的比值(odds)。
表4-4 基于1998年国家卫生服务调查数据的多水平模型(模型Ⅲ)
续表
注:变量列括号内为参照组；表内数字为模型回归系数及其标准误(括号内)；*表示有显著统计学意义，P＜0.05。
图4-4 家庭收入对自报健康的梯度效应
图4-5 收入不平等对自报健康的效应
图4-6 基于不同家庭收入组的收入不平等效应
为进一步考察不同家庭收入组别间收入不平等的效应是否会存在区别，研究中分别针对不同家庭收入拟合多水平模型(纳入变量与模型Ⅲ相同)，根据模型得出的回归系数计算相应OR值和可信区间，并作图(图4-6)。最高收入组的多水平模型未收敛，故未作图。综合看各收入组的情况，总体上难以确认收入不平等对自报健康具有独立效应，即使在最低收入组出现了一个具有微弱显著统计学意义的效应(基尼系数0.3～0.35组的OR值低于1)，但反映的是高基尼系数的“保护”效应。
(三)基于1993年国家卫生服务调查数据的多水平模型
利用1993年国家卫生服务调查数据研究收入不平等对自报健康的独立效应。但是，在1993年国家卫生服务调查中，并未对所有调查对象进行自报健康调查，仅在“60岁及以上老年人健康调查表”部分对老年人进行了自报健康调查，所采用的问题是“与您年龄相仿的老年人比，您觉得自己的健康状况比别人:(1)好(2)略好一些(3)差不多(4)略差一些(5)差(6)不知道”。本研究中将该变量转换为两分类变量，即“好”、“略好一些”和“差不多”归为一类，而“略差一些”和“差”归为另一类，然后进行多水平Logistic回归模型分析。
与前两部分的多水平模型策略类似，对1993年国家卫生服务调查数据共拟合了3个模型，包括空模型(模型Ⅰ)、纳入个体和家庭水平那个的解释变量的模型Ⅱ及纳入各水平全部变量模型Ⅲ。模型中纳入的解释变量中，除年龄外，其余变量都是分类变量(以伪变量的形式进入模型)。
如表4-5所示，在模型Ⅰ随机部分，省级水平变异无显著统计学意义，而县级水平和家庭水平的变异则有显著的统计学意义。纳入个体水平和家庭水平解释变量后的模型Ⅱ结果显示，省级水平方差仍无显著统计学意义，但县级和家庭水平的方差有显著统计学意义。而且在控制个体和家庭水平的其他变量后，家庭收入对自报健康的梯度效应在最低收入组(月收入＜30美元，按1993年购买力平价计算)和低收入组(月收入30～59美元，按1993年购买力平价计算)具有显著的统计学意义。
进一步纳入县级水平的解释变量(包括县级水平的中位收入和基尼系数)的模型Ⅲ结果显示(表4-6)，县级水平的方差未变化(模型Ⅱ和模型Ⅲ得出的县级水平方差估计值均为0.048)。家庭收入仍存在对自报健康的梯度效应，最低收入家庭自报健康状况最可能“略差一些”或“差”，其后是低收入家庭，中高收入家庭的梯度效应无显著统计学意义(图4-7)。从图4-8可见，与参照组(收入不平等状况最好，基尼系数≤0.3)相比，其他几个收入不平等组并没有比参照组更大的比值(odds)，各组OR值的95%可信区间都包括1。
表4-5 基于1993年国家卫生服务调查数据的多水平模型(模型Ⅰ和模型Ⅱ)
注:变量列括号内为参照组；表内数字为模型回归系数及其标准误(括号内)；*表示有显著统计学意义，P＜0.05。
表4-6 基于1993年国家卫生服务调查数据的多水平模型(模型Ⅲ)
注:变量列括号内为参照组；表内数字为模型回归系数及其标准误(括号内)；*表示有显著统计学意义，P＜0.05。
图4-7 家庭收入对自报健康的梯度效应
图4-8 收入不平等对自报健康的效应
图4-9 按照不同家庭收入组分别给出了收入不平等对自报健康的效应(以OR值及其可信区间表示)。由于本多水平模型仅利用了60岁及以上老年人的数据，故在家庭收入划分的组数少于1998年和2003年国家卫生服务调查数据的多水平模型。最高收入组(这里指家庭月等价收入在200美元以上)的多水平模型未收敛，故未作图。综合看各收入组的情况，总体上不能认为收入不平等对自报健康具有独立效应。
图4-9 基于不同家庭收入组的收入不平等效应
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