羅佳麗,林晨蕾

福建農(nóng)林大學公共管理與法學院,福建 福州 350002

充分釋放農(nóng)村居民的健康投資,提升農(nóng)村居民整體健康水平是實施“健康中國戰(zhàn)略”的迫切要求,更是實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興和扎實推進共同富裕的應(yīng)有之義。黨的二十大提出,把保障人民健康放在優(yōu)先發(fā)展的戰(zhàn)略位置。當前,我國農(nóng)村居民整體健康水平要低于城鎮(zhèn)居民,健康投資同樣也存在不足的問題[1]。2021年我國城鎮(zhèn)居民人均醫(yī)療保健消費2 521.3元,農(nóng)村居民人均醫(yī)療保健消費1 579.6元,相較于城鎮(zhèn)居民仍然存在較大差距[2]。近年來,大數(shù)據(jù)、人工智能等新一代信息技術(shù)蓬勃發(fā)展,互聯(lián)網(wǎng)已經(jīng)成為百姓尋醫(yī)問藥的重要渠道,互聯(lián)網(wǎng)的滲透有利于解決我國農(nóng)村醫(yī)療資源可及性缺陷與農(nóng)村居民健康投資不足的問題。截至2023年6月我國農(nóng)村網(wǎng)民規(guī)模達3.01億,農(nóng)村地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)普及率為60.5%[3]。因此,在這一特殊時代背景下,如何促進農(nóng)村居民健康投資,提升健康水平是一個值得深入研究和思考的命題。健康投資作為提升居民健康水平的有效途徑,主要包括醫(yī)藥治療、醫(yī)療保健、體育鍛煉、休息和健康消費品等[4][5]?；ヂ?lián)網(wǎng)對居民醫(yī)療消費的影響是替代抑或是互補,研究尚未形成統(tǒng)一的結(jié)論。一方面,有研究發(fā)現(xiàn)移動電話的普及對我國農(nóng)村居民的醫(yī)療消費呈正向影響[6],居民民使用互聯(lián)網(wǎng)可能會增加就診頻率[7],另一方面也有研究發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)使用減少了個人醫(yī)療費用支出[8]?；ヂ?lián)網(wǎng)使用會激發(fā)農(nóng)村老年人健康投資的意愿[9],促進了老年人體育鍛煉[10]。但也存在互聯(lián)網(wǎng)使用擠占了農(nóng)村居民的閑暇時間從而導(dǎo)致農(nóng)村居民體育鍛煉減少的現(xiàn)象[11]。互聯(lián)網(wǎng)信息傳遞高效、跨空間限制的特點,有效拓寬了人們獲取資源的途徑[12]。互聯(lián)網(wǎng)上醫(yī)療信息溢出對居民的就診選擇產(chǎn)生了兩極化影響,具體表現(xiàn)為自我診療、高級別醫(yī)院對基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)患者的分流[13]以及對居民健康素養(yǎng)的提升作用[14]。

已有研究成果豐富,且已證實了互聯(lián)網(wǎng)使用對居民健康投資方面的影響,但仍存在可拓展的空間?，F(xiàn)有研究關(guān)于互聯(lián)網(wǎng)使用對個體健康投資影響衡量不夠全面,尚未關(guān)注到互聯(lián)網(wǎng)在引導(dǎo)農(nóng)村居民健康投資決策上發(fā)揮的作用。鑒于此,本文基于CFPS2018年數(shù)據(jù)從互聯(lián)網(wǎng)信息獲取渠道的中介作用切入,將研究對象聚焦于農(nóng)村居民,探討互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)村居民健康投資的影響,及信息獲取渠道發(fā)揮的中介作用。

1 理論分析與研究假設(shè)

醫(yī)療服務(wù)領(lǐng)域作為一種特殊的經(jīng)濟領(lǐng)域具有不確定性和非對稱性的特點,健康需求與健康投資收益是不確定的,醫(yī)療信息一定程度上由專業(yè)人士壟斷,存在信息不對稱性。因此信息在醫(yī)療服務(wù)領(lǐng)域成為一種信任商品,有經(jīng)濟價值并能夠改善健康效用[15]。健康信息增加了消費者使用醫(yī)療服務(wù)的概率,消息不靈通的消費者往往低估了醫(yī)療保健在治療疾病方面的生產(chǎn)力[16]。一般情況下,疾病的不確定性導(dǎo)致人們無法準確預(yù)估健康投資的邊際收益。掌握更多信息的消費者對邊際效用的感知更加靈敏,對自身健康邊際效用的估量更為精準,主動進行健康投資的意識更強。普遍來看,農(nóng)村居民的健康意識欠缺與醫(yī)療資源可及性約束會導(dǎo)致其有病不醫(yī)概率更大,互聯(lián)網(wǎng)的使用可以減少醫(yī)療健康信息的不對稱與健康投資的不確定性。促進農(nóng)村居民患病后主動就診,小病挺大病拖現(xiàn)象得以改善。其次,互聯(lián)網(wǎng)提供了各種健康保健、癥狀診斷、治療方案信息,部分農(nóng)村居民在使用互聯(lián)網(wǎng)過程中接收到后,健康觀念受到影響,自我健康管理意識提高,逐步采取健康生活方式。然而,農(nóng)村居民在使用互聯(lián)網(wǎng)過程中,受到混亂的相關(guān)醫(yī)療健康信息的影響,會加劇對自身健康的焦慮,進而轉(zhuǎn)向醫(yī)生求助。健康信息在醫(yī)療需求中扮演的角色就是決定是否去看醫(yī)生,即互聯(lián)網(wǎng)增加了健康消費需求。

因此本文得出以下假說,H1:互聯(lián)網(wǎng)使用會增加農(nóng)村居民醫(yī)療保健消費與體育鍛煉等健康投資行為,同時根據(jù)個體特征的不同影響存在異質(zhì)性。H2:信息獲取是互聯(lián)網(wǎng)影響農(nóng)村居民健康投資的作用機制之一?；谏鲜龇治?本文構(gòu)建了互聯(lián)網(wǎng)使用影響農(nóng)村居民健康投資的理論分析框架,如圖1所示。

圖1 理論分析框架

2 研究設(shè)計

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文采用的是2018年中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù),該數(shù)據(jù)反映中國社會、經(jīng)濟、人口、教育和健康的變遷,為本文的研究提供了詳實的大樣本數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。根據(jù)本文研究需要,本文僅保留了農(nóng)村居民樣本,同時為避免老年人因自然衰老、健康狀況對醫(yī)療需求較高,易導(dǎo)致樣本數(shù)據(jù)出現(xiàn)異常值[17],也考慮到農(nóng)村老年人互聯(lián)網(wǎng)使用情況,本文剔除了65歲以上樣本,而健康投資決定一般只有成年人能夠獨立自主完成,因此保留了18歲以上的成年樣本,剔除異常值與缺失值,最終獲得11 757個樣本。

2.2 模型設(shè)定

2.2.1 基準回歸模型 本文研究重點為互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)村居民健康投資的影響,由于健康投資均為連續(xù)變量,因此設(shè)定為OLS回歸模型:

Ei=β0+β1Ii+β2Xi+εi

(1)

其中i是指樣本中的第i個受訪者,Ei是指第i個受訪者的醫(yī)療保健支出對數(shù)及體育鍛煉頻率,Ii表示第i個受訪者互聯(lián)網(wǎng)使用情況,Xi是一組可觀測的控制變量,εi表示誤差項。

2.2.2 中介效應(yīng)逐步檢驗?zāi)Ｐ?本文采用溫忠麟中介效應(yīng)逐步檢驗法[18],假設(shè)所有變量都已經(jīng)中心化(即均值為零),可用下列方程來描述變量之間的關(guān)系:

Y=cX+e1

(2)

M=aX+e2

(3)

Y=C′X+bM+e3

(4)

M為就診地點選擇,其中方程(2)的系數(shù)c為互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)村居民健康投資影響的總效應(yīng);方程(3)的系數(shù)a為互聯(lián)網(wǎng)使用對中介變量信息獲取渠道的影響;方程(4)的系數(shù)b是加入了中介變量后,互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)村居民健康投資的影響效應(yīng)。實證分析統(tǒng)一用Stata16.0完成。

2.3 變量設(shè)置

2.3.1 被解釋變量 借鑒其他學者的研究[19],本文選取醫(yī)療支出、保健支出、鍛煉頻率為被解釋變量。對醫(yī)療支出、保健支出兩個變量都做對數(shù)處理,被解釋變量均為連續(xù)變量。

2.3.2 解釋變量 選取互聯(lián)網(wǎng)使用為解釋變量。CFPS中有兩個關(guān)于互聯(lián)網(wǎng)使用的變量“是否使用移動上網(wǎng)和是否使用電腦上網(wǎng)”,本文對二者進行處理,回答為否賦值為1,只要兩個問題有一個問題回答為是即賦值為1,即使用互聯(lián)網(wǎng)。

2.3.3 中介變量 信息獲取體現(xiàn)了個體社會網(wǎng)絡(luò)資本,互聯(lián)網(wǎng)的出現(xiàn)改變了信息傳遞的機制,互聯(lián)網(wǎng)作為信息獲取的渠道拓展了農(nóng)村居民信息資源。因此本文借鑒已有研究選取互聯(lián)網(wǎng)作為信息獲取渠道的重要性為中介變量[28],CFPS中對于信息渠道的問題是“您認為互聯(lián)網(wǎng)獲取信息的重要性如何”,選項為李克特五分量表。

2.3.4 工具變量 考慮到互聯(lián)網(wǎng)使用是由多種因素影響造成的個人行為,地區(qū)經(jīng)濟、收入狀況、年齡、受教育水平等因素都會影響個人互聯(lián)網(wǎng)接入與使用,不可避免地存在內(nèi)生性問題,因此本文借鑒其他研究[20-21]選取2008年受訪者所在省份的互聯(lián)網(wǎng)普及率作為工具變量進行兩階段估計,解決互聯(lián)網(wǎng)使用的內(nèi)生性問題。地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展狀況與個人互聯(lián)網(wǎng)使用行為有著密切聯(lián)系,2008年的互聯(lián)網(wǎng)普及率反映了該地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展狀況,2008年的互聯(lián)網(wǎng)普及率越高意味著當期的互聯(lián)網(wǎng)普及率也更高,個體互聯(lián)網(wǎng)使用的概率更大,滿足工具變量的相關(guān)性。另外,2008年的互聯(lián)網(wǎng)普及率與當期農(nóng)村居民的健康投資沒有必然的直接聯(lián)系,但可以通過影響當期互聯(lián)網(wǎng)使用情況進而影響農(nóng)村居民健康投資,滿足工具變量的外生性。

2.3.5 控制變量 參考已有文獻,選取4個維度的控制變量:個體特征、經(jīng)濟特征、潛在醫(yī)療需求特征及醫(yī)療資源水平特征[22]。個體特征包括性別、年齡、年齡平方項、婚姻狀況、受教育水平、地區(qū)[23-24]。經(jīng)濟特征包括家庭人均收入、醫(yī)療保險,潛在醫(yī)療需求特征包括主觀健康狀況、慢性病情況、是否吸煙、是否飲酒[25]。具體變量賦值及描述統(tǒng)計情況如表1所示。

表1 各變量賦值及描述統(tǒng)計表

3 實證結(jié)果與分析

3.1 互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)村居民健康投資的的影響分析

基準回歸結(jié)果實證分析了互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)村居民健康投資的影響,結(jié)果如表4所示?；ヂ?lián)網(wǎng)對農(nóng)村居民健康投資具有顯著正向影響,互聯(lián)網(wǎng)使用分別在1%顯著水平下正向影響農(nóng)村居民醫(yī)療支出、保健支出與鍛煉頻率。這表明,農(nóng)村居民互聯(lián)網(wǎng)使用會增加其健康投資。這主要源于農(nóng)村居民使用互聯(lián)網(wǎng)過程中接收到包括癥狀診斷、治療方案、健康科普與就醫(yī)指導(dǎo)等信息后健康意識有所提高,對自身健康狀況的感知更敏感,在身體不適時傾向于及時前往就醫(yī),一定程度上也釋放了農(nóng)村居民的就醫(yī)需求。此外,在互聯(lián)網(wǎng)使用過程中,農(nóng)村居民面對大量的互聯(lián)網(wǎng)醫(yī)療健康信息,受限于自身能力對信息的識別與利用能力較低,容易受互聯(lián)網(wǎng)醫(yī)療信息的誘導(dǎo),無法有效利用醫(yī)療健康信息進行自我保健與治療,而更傾向于尋求醫(yī)生幫助,因此醫(yī)療消費增加。另一方面,互聯(lián)網(wǎng)為農(nóng)村居民普及了更多健康,傳播了健康的生活方式,提升了農(nóng)村居民健康意識,進而促進了農(nóng)村居民對保健的投資,鼓勵農(nóng)村居民參與體育鍛煉,養(yǎng)成健康行為。在控制變量方面,個體特征中男性的醫(yī)療支出更低[26]。年齡對醫(yī)療支出具有顯著的正向影響,這與以往的研究結(jié)論一致。此外,相較于年輕人,年長者對體育鍛煉反而更積極[10]。已婚、低教育水平的農(nóng)村居民醫(yī)療支出越高,這其中的原因可能是高受教育水平的農(nóng)村居民前期健康投資高、健康損耗低、患病概率低。高受教育水平的農(nóng)村居民保健支出及體育鍛煉更多,這與以往的研究結(jié)論一致。從經(jīng)濟特征來看,家庭收入對對保健支出的影響正向顯著。從潛在醫(yī)療需求來看,健康狀況差、患慢性病的農(nóng)村居民醫(yī)療支出更高。健康狀況更好、患慢性病的農(nóng)村居民健康意識越強,體育鍛煉頻率越高。而從地區(qū)來看,中部、西部農(nóng)村居民醫(yī)療保健消費相比于東部地區(qū)要少[27]。

此外,本文還從年齡、受教育水平與健康差異視角分析了互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)村居民健康投資的異質(zhì)性,由于篇幅限制本文對回歸結(jié)果不予展示。具體結(jié)論如下:互聯(lián)網(wǎng)使用只對40歲以下農(nóng)村居民的醫(yī)療支出產(chǎn)生了顯著影響,顯著促進了40歲及以上農(nóng)村居民的保健支出,40歲以下年輕農(nóng)村居民群體的體育鍛煉。互聯(lián)網(wǎng)使用顯著促進了低受教育水平及中等受教育水平組包括醫(yī)療支出、保健支出、鍛煉頻率在內(nèi)的健康投資水平?；ヂ?lián)網(wǎng)使用對自評健康的農(nóng)村居民健康投資起到了顯著的正向影響,而對自評不健康的農(nóng)村居民醫(yī)療支出以及保健支出的影響則未通過顯著性檢驗。在體育鍛煉行為上,互聯(lián)網(wǎng)使用對自評健康和不健康的農(nóng)村居民都起到了促進作用。見表2。

表2 基準回歸結(jié)果

3.2 穩(wěn)健性檢驗

3.2.1 PSM傾向性得分匹配 為解決互聯(lián)網(wǎng)使用存在自選擇偏差問題[28],本文使用PSM傾向性匹配得分樣本回歸進行穩(wěn)健性檢驗。傾向性匹配后除地區(qū)虛擬變量外,其余變量進均實現(xiàn)了偏差消除。傾向性得分匹配樣本回歸結(jié)果如表3所示,互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)村居民健康投資的回歸結(jié)果仍然顯著,表明基準回歸結(jié)果依然穩(wěn)健。

表3 PSM傾向性匹配得分樣本回歸結(jié)果

3.2.2 工具變量法 本文借鑒其他學者的做法選取省級層面互聯(lián)網(wǎng)普及率作為工具變量[20],內(nèi)生性檢驗表明解釋變量互聯(lián)網(wǎng)使用存在內(nèi)生性,因此需要進行內(nèi)生性檢驗,工具變量弱相關(guān)檢驗結(jié)果顯示F值大于10,表明工具變量不存在弱相關(guān),因此工具變量基本有效。本文采用兩階段最小二乘(2SLS)法進行工具變量法回歸。工具變量檢驗結(jié)果如表4所示,第一階段內(nèi)生變量回歸結(jié)果顯示互聯(lián)網(wǎng)普及率的估計系數(shù)顯著為正,表明工具變量與互聯(lián)網(wǎng)使用具有強相關(guān)性。在第二階段的主回歸中,糾正內(nèi)生性偏差后除鍛煉頻率,互聯(lián)網(wǎng)使用對醫(yī)療支出與保健支出的影響仍正向顯著,表明基準回歸結(jié)果基本穩(wěn)健。

表4 互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)村居民健康投資影響的工具變量檢驗

表5 作用機制檢驗結(jié)果

3.2.3 作用機制檢驗 通過理論分析本文認為互聯(lián)網(wǎng)使用通過信息獲取這一中介變量影響農(nóng)村居民健康投資,因此本文采用中介效應(yīng)逐步分析法進行機制檢驗[12]。中介檢驗結(jié)果如表7所示,在控制其他變量后,互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)村居民醫(yī)療支出、保健支出、鍛煉頻率的影響均通過了顯著性檢驗,互聯(lián)網(wǎng)作為信息獲取渠道的重要性存在對農(nóng)村居民健康投資的部分中介效應(yīng)。同時根據(jù)第二步信息獲取渠道檢驗可以看出,使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)村居民更加重視互聯(lián)網(wǎng)作為信息獲取渠道,利用互聯(lián)網(wǎng)接收信息,進而獲得更多信息資源,拓寬社會資本。反應(yīng)在健康投資方面,也改善了農(nóng)村居民醫(yī)療服務(wù)利用利用的可及性,有助于促進健康公平。因此互聯(lián)網(wǎng)減少了農(nóng)村居民的醫(yī)療健康信息不對稱性與健康投資的不確定性,提高健康意識,促進健康投資,驗證了本文的研究假說。

4 結(jié)論與對策

4.1 結(jié)論

(1)克服內(nèi)生性后,互聯(lián)網(wǎng)使用有效釋放了農(nóng)村居民的醫(yī)療需求,對農(nóng)村居民醫(yī)療支出、保健支出、鍛煉頻率在內(nèi)的健康投資均具有顯著正向影響。(2)互聯(lián)網(wǎng)作為信息獲取渠道是其發(fā)揮影響的作用機制之一,互聯(lián)網(wǎng)使用拓寬了農(nóng)村居民信息獲取渠道,減少了農(nóng)村居民健康信息不對稱性與健康投資不確定性,進而提高了農(nóng)村居民健康意識,促進健康投資。

4.2 建議

第一,推進農(nóng)村地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)+醫(yī)療健康,提升農(nóng)村地區(qū)衛(wèi)生健康服務(wù)能力。利用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)提升農(nóng)村地區(qū)衛(wèi)生健康服務(wù)能力,加快縣域內(nèi)醫(yī)院醫(yī)療服務(wù)信息化網(wǎng)絡(luò)化。農(nóng)村基層醫(yī)院基于互聯(lián)網(wǎng)醫(yī)療為農(nóng)村居民提供健康服務(wù),利用互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)降低農(nóng)村居民醫(yī)療成本,加快聯(lián)網(wǎng),并借助互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)渠道加強醫(yī)療健康知識的普及宣講,促進提高農(nóng)村居民健康素養(yǎng)。第二,針對不同特征農(nóng)村居民群體,提高農(nóng)村居民互聯(lián)網(wǎng)信息利用能力。在加強互聯(lián)網(wǎng)醫(yī)療監(jiān)管的同時,也要注意提高農(nóng)村居民群體的互聯(lián)網(wǎng)信息識別與利用能力。針對不同年齡、受教育程度以及健康水平的農(nóng)村居民,要著力于對互聯(lián)網(wǎng)使用過程的不同需求加以引導(dǎo)。鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院和村衛(wèi)生室承擔向村民普及互聯(lián)網(wǎng)醫(yī)療健康知識的工作,指導(dǎo)高齡及低受教育水平的農(nóng)村居民互聯(lián)網(wǎng)就診的使用操作方法,提高其互聯(lián)網(wǎng)健康信息識別能力。第三,互聯(lián)網(wǎng)助力健康鄉(xiāng)村,提高農(nóng)村居民健康投資效率。針對網(wǎng)絡(luò)村醫(yī)教育培訓(xùn)、網(wǎng)絡(luò)公共衛(wèi)生防護等重點方向,依托互聯(lián)網(wǎng)醫(yī)療預(yù)診、導(dǎo)診功能解決農(nóng)村居民“互聯(lián)網(wǎng)+健康”過程中的數(shù)字鴻溝問題。例如,通過互聯(lián)網(wǎng)進行健康知識宣傳,互聯(lián)網(wǎng)醫(yī)療利用普及,公共衛(wèi)生防護知識培訓(xùn)等方式來提高村醫(yī)適應(yīng)數(shù)字時代的衛(wèi)生服務(wù)能力提升。鼓勵農(nóng)村居民使用線上醫(yī)院平臺預(yù)診或輔助轉(zhuǎn)診決策,做到“小病在基層”,減少不必要的醫(yī)療資源浪費,優(yōu)化醫(yī)療資源合理配置。通過互聯(lián)網(wǎng)的信息優(yōu)勢,消除信息不對稱,精準匹配醫(yī)療資源。借助互聯(lián)網(wǎng)引導(dǎo)基層就診,優(yōu)化互聯(lián)網(wǎng)醫(yī)療的就診“誘導(dǎo)”機制。

利益沖突無