互联网普及对居民健康的影响及其作用机制研究

陈亮

(广东金融学院 公共管理学院，广东 广州 510521)

当前，随着广播电视的快速普及，以及互联网的飞速发展，居民获取健康知识的渠道呈现多元化特征，健康受到前所未有的重视。中国互联网络信息中心(CNNIC)发布的第48次《中国互联网络发展状况统计报告》(以下简称《报告》)显示：“截至2021年6月，我国互联网普及率达71.6%。”而同期人均医疗保健支出也保持较快增长，2021年国家统计局发布的《国民经济和社会发展统计公报》显示：“2020年全国居民人均医疗保健支出达到1 843元，占人均消费性支出的8.7%。”互联网普及和居民健康支出呈双增长模式，二者存不存在关系，存在怎样的关系？这值得研究。

中国不断增长的人均医疗保健支出引起了社会的高度关注，众多学者从经济学视角、社会学视角和人口学视角研究影响健康的因素及具体路径[1-3]。以上基本是从传统视角研究健康影响因素，随着互联网的普及和相关调查数据的发布，有学者认识到互联网普及可能对居民健康存在一定的影响，但研究成果尚未出现，而近几年发展起来的互联网医疗新模式可视为互联网普及的直接应用。2018年4月，国务院下发《关于促进“互联网+医疗健康”发展的指导意见》(以下简称《意见》)，明确支持“互联网+医疗健康”的发展模式，但“互联网+健康”的发展离不开网络保障。对此，国务院印发的《关于积极推进“互联网+”行动的指导意见》给出了指导思路，明确提出要巩固网络基础，组织实施国家新一代信息基础设施建设工程，目的在于提高网络普及率和网速。

从《意见》可知，“互联网+健康”模式在部分地区可能还存在互联网普及的短板，所以，互联网普及对居民健康的影响可能存在显著的区域异质性。本文利用2011―2019年省级宏观面板数据重点研究中国互联网普及对居民健康的影响，以及互联网普及对居民健康的影响是否存在显著的区域异质性，并尝试从经济学视角对二者关系进行系统的理论分析和规范的实证检验，以充实相关领域的研究成果。

一、文献综述与研究假设

随着经济发展和社会进步，互联网在普及过程中产生的问题也逐渐显现出来。当前，关于互联网使用和居民健康的文献十分丰富[4-6],但关于互联网普及的文献则相对较少，零星文献研究有互联网普及和刑事犯罪率关系[7]，以及和离婚率关系[8]。

国内外不乏互联网普及影响健康信息搜索的研究，但直接研究互联网普及对居民健康影响的文献相对较少，零星研究主要集中在两个方面。一方面，互联网普及促成网络被用于健康信息搜索[9]，在线健康信息为居民健康提供了专业知识保障，降低了患者的死亡率。Kalichman等指出互联网普及有可能改善包括艾滋病患者在内的慢性疾病患者的医疗保健和生活质量，具体的影响路径是通过互联网获得健康相关信息[10]。Meischke等研究发现互联网普及影响健康信息的获取，早期治疗可降低心脏病发作的死亡率[11]。Chou等指出虽然美国互联网普及率在不断增长，但癌症幸存者上网率低于一般人群，他们对利用互联网获得与健康有关的信息知之甚少[12]。

另一方面，互联网普及导致病理性互联网使用情况增多，而病理性互联网使用有损居民健康。Peltzer等利用泰国860名本科生微观调查数据，以三种健康风险行为(久坐生活方式、非法药物使用和赌博)和三项健康结果(体重不足、超重或肥胖病和创伤后应激障碍)度量健康，实证得出过度使用互联网会损害健康[13]。Hökby等研究发现网络游戏以及赌博和有针对性的搜索会对心理健康产生影响，互联网使用可导致睡眠减少，当互联网无法访问时会直接影响心理健康[14]。国内学者研究发现网络成瘾对大学生具有负面影响[15]，其实质是认为随着网络的普及，大学生接触网络越来越便利，部分学生出现网络成瘾的现象，不利于身心健康发展。上述文献均为基于互联网普及情况下使用互联网带来的一系列健康问题。

科尔曼的理性选择理论包括两个有效组成部分：第一，理性人假设。理性人兼具经济人和社会人双重特征，人们从自身利益出发，获取各种资源，以满足自身需求。第二，人们的行为总是在一定的规范指导下行动，偏离规范必将受到惩罚，造成自身利益的损失[16]223-270。据此，本文认为居民行动对规范的偏离大小便可看作自身利益损失的机会成本。因为互联网普及是互联网使用的基础，所以，在互联网普及的基础上，为了个人利益，大部分居民总会选择合理使用互联网，即互联网普及有利于居民健康。基于上述分析，提出如下研究假设。

假设1：互联网普及有益于居民健康。

当前，互联网已成为居民获取健康信息的重要来源[17]，但数字鸿沟仍在影响着广大居民利用网络获取健康信息。由于“数字鸿沟”的本质是以互联网为代表的新兴信息技术在普及和应用方面的不平衡，所以它意味着互联网普及在落后地区发展过程中面临着信息贫困和知识贫困，而区域资源禀赋并不能弥补这一贫困。国内学者认为中国与世界、中国各地区之间以及城乡之间的数字鸿沟是信息时代中国所面临的三大鸿沟[18]。数字鸿沟影响互联网普及，互联网普及又直接影响居民对健康信息的获取，通过传导，最终可能影响居民健康，甚至导致居民健康的不平等。Kind等也认为互联网普及是搜索健康信息的基础，数字鸿沟是可以利用互联网和无法利用互联网获取健康信息的差距[19]。基于上述分析，提出如下研究假设。

假设2：互联网普及对居民健康的影响存在显著的区域异质性。

由于互联网使用是互联网普及的主要表现形式，随着互联网的普及和发展，大量在线健康信息打破了医疗机构的专业信息垄断，居民利用网络可轻易获取所需健康信息[20-21]，并以互联网健康信息为基础，提高个人健康素养，实现健康的自我管理[22]。由此可知，互联网普及对居民健康的作用机制是在线健康信息的使用，而公共服务设施是获得在线健康信息的重要途径，所以公共图书馆电子阅览室终端数可以作为互联网普及和居民健康的中介变量。基于上述分析，提出如下研究假设。

假设3：公共图书馆电子阅览室终端数具有中介效应。

本文的贡献在于，从实证的角度检验互联网普及和居民健康之间的关系，并研究二者的区域异质性以及作用机制；突破了以往文献主要考察网络成瘾损害个人健康的局限，重点研究互联网普及对居民健康的积极作用。

二、数据来源和计量模型

采用2011―2019年中国省级宏观面板数据研究互联网普及对居民健康的影响，所需数据基本来自各种统计年鉴和统计数据库，基准回归采用面板数据回归模型，作用机制采用中介效应回归模型。

(一)数据来源和变量选择

被解释变量：宏观研究中对居民健康的度量一般采用死亡率、各种疾病的发病率和出生时的平均预期寿命。其中，死亡率又分为总体死亡率、5岁以下儿童死亡率或某种疾病的病死率等。基于数据的可得性，本研究采用总体死亡率度量居民健康，死亡率数据来源于各年度的《中国统计年鉴》。5岁以下儿童低体重患病率和围产儿死亡率数据来自《中国卫生健康统计年鉴》，本文用其作为居民健康的代理变量，作稳健性检验。

关键解释变量：互联网普及采用互联网宽带接入用户数和移动互联网用户数度量，数据来源于各年度的《中国统计年鉴》。其中，国家统计局从2014年开始统计移动互联网用户数，所以本文用其作稳健性检验时有186个样本。

控制变量：各省人均GDP、每千人执业医师数、单位人口医疗卫生机构床位数来自中经网统计数据库。各省医疗卫生支出数据来自国泰安(CSMAR)数据库。平均受教育年限根据《中国统计年鉴》发布的全国及各省人口受教育情况数据计算得到，计算方法是：平均受教育年限=(小学学历人口数*6+初中学历人口数*9+高中学历人口数*12+专科学历人口数*15+本科学历人口数*16+研究生学历人数*19)/6岁以上人口数。各省的人口结构根据《中国统计年鉴》提供的数据计算得到，计算方法是：人口结构=65岁以上人口数/总人口数。

中介变量：公共图书馆电子阅览室终端数，数据来自《中国统计年鉴》。各变量的描述统计如表1所示。

表1 变量的描述统计

(二)计量模型

根据Grossman创建的健康生产函数可知，影响健康的因素包括经济因素、社会因素、教育因素、卫生医疗因素[23]。随着网络的发展，本研究在其健康模型的基础上，参考国内学者建立的中国宏观健康生产函数后[24]，加入互联网普及因素，以验证互联网普及对居民健康的影响。首先，利用2011―2019年省级宏观面板数据研究互联网普及对居民健康影响。其次，根据《报告》对区域进行划分，研究互联网普及和居民健康状况之间的区域异质性。最后，研究互联网普及对居民健康的作用机制。

面板数据的计量模型为：

Healthit=a1i+β1pjlit+βXit+μit

(1)

式(1)中，Healthit表示居民健康，pjlit表示互联网普及，i和t分别表示省份i和年份t，β1为关键参数，β为控制变量的待估参数。关键解释变量为互联网普及，控制变量为平均受教育年限、医疗卫生支出、每千人拥有执业医师数、人均gdp、人口结构、单位人口医疗卫生机构床位数，μit表示随机扰动项。

中介效应的计量模型为：

Healthit=a0+a1pjlit+βXit+εit

Libraryit=δ0+a1pjlit+βXit+εit

Healthit=γ0+a1pjlit+a2Libraryit+βXit+εit

(2)

式(2)中，Healthit表示居民健康，pjlit表示互联网普及，i和t分别表示省份i和年份t，a1为关键参数，β为控制变量的待估参数。Libraryit表示中介变量，即公共图书馆电子阅览室终端数；Xit表示一系列控制变量；εit表示随机扰动项。

根据国内学者对中介效应的分析[25]，首先，将互联网普及对居民健康进行回归，保证互联网普及的方向和显著性符合预期；其次，将互联网普及对中介变量进行回归，确保互联网普及的系数和显著性符合预期；最后，将互联网普及和中介变量放入模型并对居民健康进行回归，如果互联网普及的系数或显著性出现变化且符合预期，说明中介效应成立。

三、实证分析和解释

利用面板数据建立的模型有混合模型、固定效应模型、随机效应模型，根据豪斯曼检验，以死亡率度量健康，卡方统计量χ2=30.391，对应的P值为0.000，在1%水平上显著，所以拒绝随机效应模型，选择固定效应模型。区域差异回归中，利用豪斯曼检验，均支持固定效应模型。

(一)互联网普及对居民健康的影响

基于宏观面板数据检验互联网普及对居民健康的影响，具体的回归结果如表2所示。本文在模型1中仅加入控制变量，检验控制变量对死亡率的影响，模型2则在控制变量的基础上加入关键解释变量，即互联网普及，继续检验其对死亡率的影响。以模型1为例，医疗卫生支出、每千人执业医师数、人口结构、单位人口医疗机构床位数对死亡率都有显著的影响。从模型2可以看出，互联网普及对死亡率的影响在1%水平上显著为负，经济意义为互联网普及对居民健康具有积极影响。假设1得到验证。

中国互联网在十多年得到了长足发展，如今网络已经成为人们生活中不可或缺的组成部分，甚至直接影响到居民健康，对此我们应有足够的重视，应该继续扩大落后地区的互联网普及率，争取让“互联网+健康”模式在每个地区得到及时普及。

从表2模型2可以看出，医疗卫生支出数对死亡率的影响在10%水平上显著为负，说明医疗卫生支出数增大，死亡率降低。人口结构对死亡率的影响在1%水平上显著为正，说明老龄化对居民健康具有较大的影响。单位人口医疗机构床位数从侧面反映死亡率的高低。每千人执业医师数对死亡率的影响不显著，但符号符合预期，对此本文的解释是：当前，医疗行业仍然存在“向钱看”的行为，小病大治的现象依然存在，虽然新医改努力取消医院药品加成和约束医生过度诊疗行为，但积极效应出现具有严重滞后性。

表2 互联网普及对居民健康的影响

(二)区域异质性分析

《报告》显示，互联网区域发展呈现两个鲜明特点：第一，城镇和农村互联网普及率差异较大。截至2021年6月，中国城镇地区互联网普及率为78.3%，农村地区互联网普及率为59.2%。第二，不同地区的互联网普及存在明显差异，且整体呈现出东、中、西部递减趋势。截至2016年12月，普及率最高的北京和普及率最低的云南差距为37.9%。在互联网普及呈现较大区域差异的情况下，进一步检验互联网普及率对居民健康影响的区域异质性，很有必要。

《报告》将我国分为东部、中部、西部三个区域，具体的省份归属见表3，回归结果如表4所示。

表3 中国区域划分

表4 区域异质性回归结果

从表4可知，中部地区的互联网普及对死亡率的影响在1%水平上显著为负，经济意义是，中部地区的互联网普及提高了居民的健康水平。东部和西部地区互联网普及对居民健康的影响不显著，但是东部互联网普及的系数符号符合预期。假设2得到验证。

综上，互联网普及对居民健康的影响存在显著的区域差异，中部地区的互联网普及对居民健康具有积极意义。

该发现值得深思，本文认为有以下原因：第一，中部地区的互联网普及迅速。中部地区互联网普及率只是相对于东部较低，实际上截至2020年12月，中西部网民规模较2016年增长40%，增速较东部地区高12.4个百分点。第二，中部地区具有可观的环境资本存量。相对于东部地区来说，中部地区生态保持较好，自然环境较好，根据2020年《中国统计年鉴》，中国地区空气质量达到及好于二级的天数明显呈现从中部向东部递减的趋势。基于此，由于环境资本存量有利于居民的健康，可能会在一定程度上弥补互联网普及率相对较低的缺陷。第三，东部地区的老龄化现象较中部地区严重，且居民不健康的生活方式可能较中部地区严重，互联网普及率的上升不能弥补老龄化带来的死亡率上升，所以，人口老龄化有可能掩盖了东部地区互联网普及对居民健康的影响。而西部地区由于互联网普及较低，其对居民健康的积极影响暂未显现。

(三)稳健性检验

为保证研究结论的稳健性，本文通过变更被解释变量和关键解释变量两种方法研究互联网普及对居民健康的影响。

1.变更被解释变量作稳健性检验

随着经济和社会的发展，不仅健康定义从传统意义上的狭义健康发展为现代意义上的广义健康，而且健康标准也从以新生儿存活率的单一指标发展到科学界定出生体重、围产儿死亡率等综合指标，健康标准正变得越来越规范、精细、严谨。此外，围产儿健康状况和其父母的健康状况存在高度相关。Gao等利用中国广州孕妇互联网使用数据，得出网络已经成为孕妇获取妊娠相关信息的重要来源，且88.7%的孕妇从怀孕开始就利用网络获取健康信息[26]。据此，本文有理由预测，父母基于网络普及的互联网使用对新生儿健康也产生了一定的影响。Narasimhulu等评估了具有医疗服务不足和种族多样性特征的美国中心城区孕妇使用电子医疗和在线健康信息的情况，结果在503个样本中，也有70.8%的孕妇使用过在线健康信息[27]。随着越来越多的育龄妇女使用网络搜索健康信息，Lewallen等甚至建议卫生保健提供者应主动介绍信誉良好的健康网站供育龄妇女使用[28]。基于此，本文选择围产儿死亡率作为居民健康的代理变量。

在互联网得到广泛普及的前提下，Semere等调查得出家长利用互联网获取小儿外科信息，有98%的父母表示他们获得的信息对子女的病情有巨大帮助[29]。Skranes等研究也得出，大部分挪威父母利用互联网获取儿童健康方面的知识[30]。虽然5岁以下儿童使用互联网的比例很低，但其父母存在利用互联网搜寻在线健康信息的行为，所以儿童获取的健康信息可以利用父母进行传导。基于此，本文选择5岁以下儿童低体重患病率作为居民健康的代理变量。

综上，本文利用5岁以下儿童低体重患病率和围产儿死亡率度量居民健康作稳健性检验。根据豪斯曼检验，二者的卡方统计量分别为15.813、10.935，对应的P值分别为0.027、0.141，所以，拒绝随机效应模型，选择固定效应模型，回归结果如表5所示。

表5 稳健性检验的回归结果

从表5中模型1和模型2可知，互联网普及越高，居民的健康状况越好。在以5岁以下儿童低体重患病率和围产儿死亡率度量居民健康的回归结果中，互联网普及对居民健康的影响均在1%水平上显著为负。经济意义为，随着互联网普及的提高，5岁以下儿童低体重患病率和围产儿死亡率均显著下降。

2.变更关键解释变量作稳健性检验

根据《报告》可知：“截至2021年6月，我国网民规模达10.11亿，手机网民规模达10.07亿，网民使用手机上网的比例为99.6%。”即使用互联网上网的居民同时具有使用手机上网的经历，所以本文采用移动互联网用户数作为互联网宽带接入用户数的代理变量，进行稳健性检验，回归结果如表5的模型3所示。移动互联网用户数对死亡率的影响在1%水平上显著为负，说明互联网普及对居民健康具有积极影响。

综上，变更被解释变量和关键解释变量作稳健性检验，互联网普及对居民健康均具有积极作用，所以在“互联网+健康”积极推行的当下，互联网普及问题理应得到足够重视。

(四)作用机制：公共图书馆电子阅览室终端数的中介效应

根据前述模型，可知中介效应的分析思路为：第一，检验互联网普及和居民健康之间关系，表2已证明。第二，将互联网普及对公共图书馆电子阅览室终端数进行回归分析，如果回归结果显著则继续考虑中介效应。第三，将互联网普及和公共图书馆电子阅览室终端数对居民健康进行回归分析，如果中介变量系数显著，且互联网普及的系数相对于第一步出现变化，则说明公共图书馆电子阅览室终端数具有部分中介效应。回归结果如表6所示。

表6 公共图书馆电子阅览室终端数的中介效应

由表6模型中1可知，互联网普及对公共图书馆电子阅览室终端数的影响在1%水平上显著为正，说明公共图书馆电子阅览室终端数符合作中介变量的条件。

从表6模型2可以看出，互联网普及、公共图书馆电子阅览室终端数对死亡率的影响分别在1%和10%水平上显著为负，且互联网普及相对基准回归中的系数从-0.263(见表2的模型2)变为-0.467，即系数大小出现变化，说明公共图书馆电子阅览室终端数在互联网普及和居民健康之间起部分中介作用。中介效应的作用机制为：互联网普及→公共图书馆电子阅览室终端数→居民健康。假设3得到验证。

四、研究结论与政策建议

随着居民收入水平的提升，健康议题逐渐受到居民的重视，根据Grossman健康理论模型，影响健康的因素包括经济因素、社会因素、教育因素、卫生医疗因素等，本文在此基础上加入互联网普及因素，验证互联网普及和居民健康之间的关系。

(一)研究结论

第一，互联网普及对居民健康具有显著的正向影响。第二，互联网普及对居民健康的影响存在显著的区域异质性。第三，公共图书馆电子阅览室终端数是互联网普及对居民健康影响的作用机制。第四，作稳健性检验后，互联网普及对居民健康仍然具有积极意义。

(二)政策建议

第一，加大基础设施投入，提高互联网普及率。《报告》显示：截至2018年12月，随着各省、市、自治区对“互联网+行动”的推进，各省份互联网普及率均有上升，普及率增长最多的为江西省，互联网普及率达91%。但由于各地区经济发展水平、互联网基础设施建设方面存在差异，各地区互联网发展仍不平衡，普及率靠前的省份集中在华东地区，普及率靠后的省份集中在西南地区。从计量结果得出，互联网普及能改善居民健康，特别是西部地区互联网普及对居民健康的影响尚未显现，所以西部地区更应该加大资金投入，保证“互联网+健康”的顺利实施。

第二，发展中部经济，增强区域经济实力。区域数字鸿沟的实质是区域经济差距。虽然中部地区互联网普及能显著促进居民健康，但中部互联网普及和东部还存在一定的差距。中部崛起的根本宗旨是“富民为本，投资于人民”，发展中部经济最终要以人为中心，人民是否具有获得感、满足感(居民健康是获得感、满足感的有效组成部分)是评判发展好坏的根本标准，而这个标准的核心是收入问题。加大中部信息基础设施建设力度，增强区域内部以及区域间贸易水平、扩大区域间沟通交流，是发展经济的有效途径。有学者利用主成分分析法验证了区域对外开放程度、区域经济发展水平对互联网普及具有显著影响[31]。所以，面对数字鸿沟中部地区必须大力发展经济，加大信息基础设施建设，最终提高居民的获得感、满足感。

第三，完善公共服务，净化网络环境。《2020年全国未成年人互联网使用情况研究报告》显示：“我国未成年网民达到1.83亿人，互联网普及率为94.9%，远远高于全国互联网普及率(70.4%)，超过三分之一的小学生在学龄前就开始使用互联网。”同时，社交网站、网络视频、搜索引擎作为小学生使用率排名靠前的应用，对健康信息传播起着重要的作用。一方面，青少年触网年龄在不断降低，另一方面，网络上不利于青少年健康发展的信息客观存在。由于青少年信息素养能力不高，甄别能力不强，可能出现盲目信任网络信息现象，以致损害自身健康成长，这就需要政府提供基本的公共服务，净化网络环境。针对网络谣言、网络犯罪、网络色情等一系列危害网民健康的现象，政府应推进“净网行动”，维护网络信息的真实性，以应对瞬息万变的网络环境。