陳維超，曾小晉

(湖南師范大學(xué) 新聞與傳播學(xué)院，湖南 長(zhǎng)沙 410081)

健康作為一種重要的人力資本，不僅是個(gè)人生存和發(fā)展的基礎(chǔ)，而且是現(xiàn)代化社會(huì)的重要標(biāo)志。隨著互聯(lián)網(wǎng)的普及，其逐漸從一種娛樂方式變?yōu)樯a(chǎn)和生活方式?；ヂ?lián)網(wǎng)與健康、醫(yī)療產(chǎn)業(yè)的深度融合，為人們?cè)诰W(wǎng)絡(luò)搜尋健康信息和尋求醫(yī)療服務(wù)提供了極大便利。國(guó)內(nèi)關(guān)于互聯(lián)網(wǎng)使用與健康效應(yīng)的研究主要集中在老年群體，對(duì)影響機(jī)制的分析多從互聯(lián)網(wǎng)功能出發(fā)探討社交、娛樂、學(xué)習(xí)等方面的中介效應(yīng)，鮮有從社會(huì)學(xué)角度研究互聯(lián)網(wǎng)使用與城市居民健康效應(yīng)。鑒于此，本文采用鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪樾?yīng)檢測(cè)方法，分析社會(huì)交往和階層認(rèn)同在互聯(lián)網(wǎng)使用與城市居民健康狀況之間發(fā)揮的中介效應(yīng)。

一、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

(一)互聯(lián)網(wǎng)使用與城市居民健康關(guān)系的研究

關(guān)于互聯(lián)網(wǎng)與使用者健康的相關(guān)研究，主要有兩種觀點(diǎn)：一是互聯(lián)網(wǎng)給使用者健康帶來負(fù)面影響，Gilleard等發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)使用減少了老年群體的社會(huì)參與，導(dǎo)致其產(chǎn)生孤獨(dú)感與隔離感等心理健康問題[1]。Gross 等發(fā)現(xiàn)封閉的互聯(lián)網(wǎng)信息環(huán)境會(huì)造成青少年群體情緒上的低落和孤獨(dú)感[2]。二是互聯(lián)網(wǎng)有助于提升使用者的健康水平，主要體現(xiàn)為使用者可以通過互聯(lián)網(wǎng)緩解精神壓力和獲取健康信息。公眾利用互聯(lián)網(wǎng)進(jìn)行娛樂社交、網(wǎng)絡(luò)游戲以及自我表達(dá)等行為，能夠極大緩解精神壓力，降低自我的孤獨(dú)感[3-4]。健康信息獲取方面，Dutta-Bergman研究證實(shí)，與未在互聯(lián)網(wǎng)上搜索醫(yī)療新聞的消費(fèi)者相比，在互聯(lián)網(wǎng)上尋找醫(yī)療信息的消費(fèi)者顯示了更高水平的健康信息導(dǎo)向和更強(qiáng)烈的健康信念[5]。Hyun Jung Oh等研究發(fā)現(xiàn)，人們使用互聯(lián)網(wǎng)能夠有效獲取健康信息和社會(huì)支持[6]。在國(guó)內(nèi)，陳亮和李瑩基于CGSS2015數(shù)據(jù)分析，發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)居民健康具有顯著正向影響[7]。趙穎智和李星穎基于CFPS2014數(shù)據(jù)，證實(shí)互聯(lián)網(wǎng)作為獲取信息的重要渠道，通過傳遞健康知識(shí)對(duì)個(gè)體健康水平的提高具有顯著作用[8]。徐延輝和賴東鵬基于CSS2013數(shù)據(jù)引入風(fēng)險(xiǎn)感知變量，不僅證實(shí)了互聯(lián)網(wǎng)使用和居民健康的正相關(guān)關(guān)系，而且揭示了風(fēng)險(xiǎn)感知對(duì)居民健康情況的遮掩效應(yīng)[9]?；诖?，本文提出如下假設(shè)：

H1：互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)城市居民健康有顯著正向影響。

(二)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)：互聯(lián)網(wǎng)使用影響群體健康的中介機(jī)制

互聯(lián)網(wǎng)為人們溝通交流和情感維系提供了便利，而社會(huì)交往有助于緩解孤獨(dú)和焦慮情緒。關(guān)于互聯(lián)網(wǎng)與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的關(guān)系，主要有兩種論調(diào)。一是互聯(lián)網(wǎng)抑制了線下社交。普特南(R. Putnam)認(rèn)為互聯(lián)網(wǎng)最初是用來娛樂而非交往的，上網(wǎng)對(duì)社會(huì)活動(dòng)的抑制會(huì)導(dǎo)致個(gè)體產(chǎn)生孤獨(dú)感[10]。二是隨著互聯(lián)網(wǎng)從一種娛樂工具轉(zhuǎn)化為社交平臺(tái)，線上交往擴(kuò)展了個(gè)體的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)。漢普頓(K. Hampton)研究發(fā)現(xiàn)，加拿大居民的互聯(lián)網(wǎng)使用會(huì)加強(qiáng)鄰里之間的聯(lián)系以及公共事務(wù)參與[11]。有的學(xué)者從弱關(guān)系和強(qiáng)關(guān)系兩個(gè)層面分別探討互聯(lián)網(wǎng)使用與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)之間的關(guān)系。Kraut等發(fā)現(xiàn)公眾通過互聯(lián)網(wǎng)進(jìn)行交往互動(dòng)會(huì)提升家庭成員交流頻率，改善家庭關(guān)系[12]。付曉燕證實(shí)，使用者通過互聯(lián)網(wǎng)獲得情感支持和拓寬基于“弱關(guān)系”的社交圈群，提升自己的橋梁型社會(huì)資本[13]。

關(guān)于社會(huì)網(wǎng)絡(luò)與公眾健康狀況的關(guān)系，一方面，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)有助于健康信息共享，幫助個(gè)體規(guī)避健康風(fēng)險(xiǎn)[14]，另一方面，社會(huì)交往有助于營(yíng)造互信的社會(huì)環(huán)境，緩解個(gè)體的生活壓力[15]。Helliwell和Putnam發(fā)現(xiàn)朋友關(guān)系、鄰居關(guān)系、職場(chǎng)關(guān)系與居民健康狀態(tài)存在明顯的正相關(guān)關(guān)系[16]。郭小弦和王建發(fā)現(xiàn)與高地位群體交往會(huì)增強(qiáng)用戶的社會(huì)比較心理，致使其產(chǎn)生自卑感與挫敗感，而與低地位群體交往則能增強(qiáng)居民的自我滿足感[17]。楊璐研究發(fā)現(xiàn)，居民通過使用互聯(lián)網(wǎng)強(qiáng)化社會(huì)交往進(jìn)而提升自身健康水平[18]。據(jù)此提出假設(shè)：

H2：社會(huì)網(wǎng)絡(luò)在互聯(lián)網(wǎng)影響城市居民健康狀況中起到了中介作用。

(三)主觀階層：互聯(lián)網(wǎng)使用影響群體健康的中介機(jī)制

階層認(rèn)同主要受到客觀經(jīng)濟(jì)地位和個(gè)體主觀特質(zhì)影響。美國(guó)社會(huì)學(xué)家杰克曼夫婦認(rèn)為，階層認(rèn)同指的是“個(gè)人對(duì)自己在社會(huì)階層結(jié)構(gòu)中所占據(jù)位置的感知”[19]。本文從微觀層面切入，認(rèn)為階層認(rèn)同是一種個(gè)人主觀性的感知判斷。階層認(rèn)同會(huì)影響社會(huì)成員的態(tài)度和努力程度，進(jìn)而影響到社會(huì)和諧與社會(huì)穩(wěn)定，因此研究個(gè)體的階層認(rèn)同具有重要意義[20]。本文將主觀階層感知作為互聯(lián)網(wǎng)使用影響城市居民健康的中介機(jī)制進(jìn)行研究。

首先，互聯(lián)網(wǎng)使用與主觀階層之間的關(guān)系。周葆華以上海城市居民為調(diào)查對(duì)象，發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)使用與社會(huì)成員的階層地位感知顯著正相關(guān)[21]。黃麗娜基于CGSS2013數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)不僅正向影響城市居民的階層認(rèn)同，在一定程度上也促進(jìn)并重塑了城市居民的主觀社會(huì)分層[22]。其次，主觀階層與健康效應(yīng)之間的關(guān)系。主觀階層感知較低者往往伴隨著焦慮、壓力大以及不平等等心理，致使其產(chǎn)生健康問題[23]。Roos等以芬蘭青少年群體為研究對(duì)象，發(fā)現(xiàn)對(duì)家庭有著較低主觀階層感知的青少年，其健康狀況往往更差[24]。吳青熹與陳云松的研究表明，主觀階層感知對(duì)自評(píng)健康的影響顯著，且高主觀階層感知人群的自評(píng)健康狀況更好[25]。據(jù)此提出以下假設(shè)：

H3：主觀階層認(rèn)同在互聯(lián)網(wǎng)影響城市居民健康狀況中起到了中介作用。

近年來，越來越多的研究表明，客觀階層不是影響個(gè)體主觀階層感知的唯一要素[26-27]。Sayer認(rèn)為階層不只包含經(jīng)濟(jì)差異，還包括文化和社會(huì)資本的差異[28]。Bucciol等的研究表明，美國(guó)老年人的社會(huì)資本與主觀社會(huì)地位顯著正相關(guān)[29]。Ji Hye Kim等基于2012年東亞社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)(East Asian Social Survey)研究個(gè)體社會(huì)資本(包括黏結(jié)型資本、橋梁型資本、認(rèn)知型社會(huì)資本)和主觀階層感知的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)中國(guó)民眾和高社會(huì)階層的人交往越頻繁，主觀階層感知越高；而在中國(guó)臺(tái)灣地區(qū)和韓國(guó)，與親屬和朋友之間交往越頻繁，主觀階層感知越高[30]。據(jù)此提出以下假設(shè)：

H4：社會(huì)交往與主觀階層聯(lián)動(dòng)在互聯(lián)網(wǎng)影響城市居民健康狀況中起到了中介作用。

二、數(shù)據(jù)來源與變量設(shè)定

(一)數(shù)據(jù)來源

本文的實(shí)證研究采用了中國(guó)人民大學(xué)“2017年中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)”(CGSS 2017)。根據(jù)研究需要，本研究剔除了農(nóng)村居民樣本以及關(guān)鍵變量缺失樣本，最終獲得居住地為城市的被訪者有效樣本4850個(gè)。

(二)變量設(shè)定

1.被解釋變量

借鑒熊艾倫等[31]、趙建國(guó)和劉子瓊[32]的研究設(shè)定，本文使用了三個(gè)測(cè)量不同維度健康水平的指標(biāo)，包括“自評(píng)健康”“生理健康”“心理健康”。自評(píng)健康(self-rated health)表示個(gè)體對(duì)自我健康狀況的感知狀況。近年來大量文獻(xiàn)研究發(fā)現(xiàn)，自評(píng)健康是發(fā)病率和死亡率的重要預(yù)測(cè)因子，可作為評(píng)估個(gè)體健康狀況的有效指標(biāo)[33]。采用問卷“您覺得您目前的身體健康狀況如何”來反映城市居民自評(píng)健康水平。生理健康通過問題“在過去的四周中，健康問題影響到您的工作或其他日常活動(dòng)的頻繁程度”來測(cè)度。心理健康通過問題“在過去的四周中，您感到心情抑郁或沮喪的頻繁程度”獲得。三個(gè)維度的賦值越低，說明個(gè)體受健康問題影響越大。

2.核心解釋變量

本文核心解釋變量為互聯(lián)網(wǎng)使用，根據(jù)問卷“過去一年，您的互聯(lián)網(wǎng)使用情況如何”來測(cè)度，得分范圍為1～5(1=從不，2=很少，3=有時(shí)，4=經(jīng)常，5=非常頻繁)。

3.中介變量

借鑒蘇林森和程思琪等[34]的研究設(shè)定，選取問卷中“與鄰居進(jìn)行社交娛樂活動(dòng)”以及“與朋友進(jìn)行社交娛樂活動(dòng)”兩個(gè)問題，對(duì)兩個(gè)問題選項(xiàng)賦值進(jìn)行累加再平均，得到“社會(huì)交往”的分值，從“從不”到“非常頻繁”，分別賦值1～5。

主觀階層認(rèn)同以問卷選項(xiàng)“綜合看來，在目前這個(gè)社會(huì)上，您本人處于社會(huì)的哪一層？”來測(cè)量，選項(xiàng)包含10個(gè)等級(jí)。將10個(gè)等級(jí)分為5組：下層(1、2)、中下層(3、4)、中層(5、6)、中上層(7、8)和上層(9、10)，占比分別為16.59%、36.53%、42.51%、4.00%、0.37%。可以看出，當(dāng)前城市居民階層認(rèn)同偏向于中層和中下層。

4.控制變量

依據(jù)CGSS2017問卷，并參考過往健康效應(yīng)的相關(guān)研究，本文將一系列控制變量納入后文的實(shí)證分析。如表1所示，所選取的控制變量主要包括年齡、性別、受教育程度、婚姻狀態(tài)、家庭年收入、社會(huì)心理感知、區(qū)域特征等。

表1 變量定義及描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

三、實(shí)證結(jié)果分析

(一)各變量的相關(guān)性系數(shù)

考慮到影響城市居民健康的變量間可能存在相關(guān)性過高引發(fā)的結(jié)果精準(zhǔn)性問題，為保障指標(biāo)選擇的合理性和科學(xué)性，采用Pearson相關(guān)系數(shù)方法對(duì)所選指標(biāo)間的相關(guān)系數(shù)進(jìn)行了初步分析。圖1所示為變量之間Pearson相關(guān)性系數(shù)，深色表示正相關(guān)，淺色表示負(fù)相關(guān)。可見，互聯(lián)網(wǎng)使用與自評(píng)健康的正相關(guān)性較強(qiáng)，年齡與自評(píng)健康的負(fù)相關(guān)性較強(qiáng)，而婚姻與自評(píng)健康不存在相關(guān)性。同時(shí)，利用方差膨脹因子檢驗(yàn)可知，自變量的VIF均值為1.419，最大VIF為1.9543，故自變量之間不存在多重共線性問題，能獨(dú)立反映不同維度的健康信息。

圖1 變量間Pearson相關(guān)性系數(shù)圖

(二)基準(zhǔn)回歸結(jié)果分析

如表2所示，模型1、模型2、模型3的被解釋變量分別為自評(píng)健康、生理健康、心理健康。以模型1為例，性別、受教育程度、家庭年收入、社會(huì)評(píng)價(jià)、社會(huì)信任、主觀幸福感均與自評(píng)健康顯著正相關(guān)，即男性、受教育程度越高、家庭年收入越高、認(rèn)為社會(huì)越公平、對(duì)社會(huì)信任感越高主觀幸福感越強(qiáng)的城市居民自評(píng)健康水平更高，而年齡與城市居民自評(píng)健康狀況顯著負(fù)相關(guān)?；橐鰻顩r在三個(gè)模型中的回歸系數(shù)均不顯著。三個(gè)模型回歸結(jié)果表明，互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)城市居民健康水平具有正向影響，即互聯(lián)網(wǎng)使用頻率越高，城市居民的健康水平越高，H1得到驗(yàn)證。

表2 互聯(lián)網(wǎng)使用和城市居民的健康效應(yīng)

(三)內(nèi)生性處理：工具變量法

本研究采用工具變量法來消除遺漏變量、測(cè)量誤差以及變量的反向因果等導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。參照陳世香和曾鳴[35]的研究設(shè)定，選取“主要信息來源”作為工具變量，將以互聯(lián)網(wǎng)為主要消息渠道的群體賦值為1，選擇其他信息接收渠道的賦值為0。陳云松認(rèn)為偏愛使用電腦、手機(jī)等電子產(chǎn)品獲取信息的居民，使用互聯(lián)網(wǎng)或手機(jī)上網(wǎng)的概率更大[36]，故滿足相關(guān)性。同時(shí)，媒介渠道選擇與使用偏好是個(gè)體異質(zhì)性的體現(xiàn)，與城市居民健康水平并沒有直接影響關(guān)系，故滿足外生性。

針對(duì)回歸模型的內(nèi)生性問題，通常采用2SLS方法來分析模型的內(nèi)生性以及工具變量的有效性[37]。本文也借鑒這種方法對(duì)工具變量進(jìn)行檢驗(yàn)，使用工具變量的前提是模型存在內(nèi)生性。首先對(duì)模型進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)，Wald檢驗(yàn)顯示P值在1%的顯著性水平上拒絕了互聯(lián)網(wǎng)使用是外生變量的原假設(shè)，表明原模型存在內(nèi)生性問題，使用工具變量是合理的。其次，弱工具變量檢驗(yàn)下的F統(tǒng)計(jì)量為890.78，明顯大于10，表明“主要信息來源”這一工具變量有著較好解釋效果(見表3)。

根據(jù)表3，一階段工具變量“主要信息來源為互聯(lián)網(wǎng)”的系數(shù)為1.6729，在1%水平上顯著，二階段回歸中內(nèi)生變量互聯(lián)網(wǎng)使用的系數(shù)為0.1057，同時(shí)，偏R2為0.6282，說明工具變量對(duì)內(nèi)生變量互聯(lián)網(wǎng)使用有著較強(qiáng)的解釋力度。綜上所述，基于工具變量的回歸結(jié)果是有效的。

表3 內(nèi)生性分析結(jié)果(2SLS模型)

(四)異質(zhì)性分析

使用互聯(lián)網(wǎng)對(duì)不同個(gè)體特征的城市居民產(chǎn)生的影響存在異質(zhì)性，本文從性別、年齡和區(qū)域等角度來進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)。如表4所示，性別方面，男性群體使用互聯(lián)網(wǎng)的健康提升效應(yīng)高于女性群體。年齡方面，青年、中年與老年城市居民互聯(lián)網(wǎng)使用的回歸系數(shù)均顯著為正，然而系數(shù)值差距較大，青年與老年城市居民使用互聯(lián)網(wǎng)的健康提升效應(yīng)更顯著。區(qū)域方面，西部和中部城市居民使用互聯(lián)網(wǎng)的健康提升效應(yīng)更顯著。

表4 互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)城市居民自評(píng)健康影響的異質(zhì)性檢驗(yàn)

(五)穩(wěn)健性分析

互聯(lián)網(wǎng)使用還存在其他測(cè)量指標(biāo)，即“空閑時(shí)間上網(wǎng)頻率”和“主要消息來源”，因此本文以“空閑時(shí)間上網(wǎng)”和“是否以互聯(lián)網(wǎng)為主要消息來源”替換核心解釋變量“互聯(lián)網(wǎng)使用”進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。(1)替換變量。如表5所示，模型4將核心解釋變量替換為“空閑時(shí)間上網(wǎng)頻率”，模型5將核心解釋變量替換為“是否以互聯(lián)網(wǎng)為主要消息來源”，分析結(jié)果均支持互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)城市居民自評(píng)健康的顯著正向效應(yīng)。(2)改變模型設(shè)定形式。模型6將Probit模型換為OLS回歸模型，回歸系數(shù)依然顯著。(3)改變變量設(shè)定形式。模型7將互聯(lián)網(wǎng)使用設(shè)定為虛擬變量(不使用為0，使用為1)的形式后，互聯(lián)網(wǎng)使用仍然會(huì)提升健康水平，證明結(jié)果穩(wěn)健。分析結(jié)果進(jìn)一步證實(shí)，互聯(lián)網(wǎng)使用給城市居民帶來的健康效應(yīng)是穩(wěn)健、可信的。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)(替換核心解釋變量和被解釋變量)

(六)中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

中介效應(yīng)的檢測(cè)方法一般包含逐步檢驗(yàn)法、Sobel Goodman檢驗(yàn)、Bootstrap 法。由于本文有兩個(gè)中介變量，溫忠麟和葉寶娟認(rèn)為檢驗(yàn)多重中介效應(yīng)比較好的方法是Bootstrap法[38]，因此選取Bootstrap法來測(cè)量中介效應(yīng)。多步多重中介模型，也稱為鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪槟Ｐ停侵钢薪樽兞恐g存在影響關(guān)系，中介變量表現(xiàn)出順序性特征，形成中介鏈。

1.特定路徑的中介效應(yīng)。用路徑1表示“互聯(lián)網(wǎng)使用→社會(huì)交往→自評(píng)健康水平”，路徑2表示“互聯(lián)網(wǎng)使用→主觀階層→自評(píng)健康水平”，路徑3表示“互聯(lián)網(wǎng)使用→社會(huì)交往→主觀階層→自評(píng)健康水平”。根據(jù)表6，從路徑1看，互聯(lián)網(wǎng)使用經(jīng)由社會(huì)交往的中介效應(yīng)95%置信區(qū)間不包含0，說明中介效應(yīng)顯著，這意味著互聯(lián)網(wǎng)使用可以通過強(qiáng)化社會(huì)交往這一途徑對(duì)城市居民自評(píng)健康狀況施加影響，H2得到驗(yàn)證。從路徑2看，互聯(lián)網(wǎng)使用經(jīng)由主觀階層的中介效應(yīng)為0.005，且在1%水平上顯著，這意味著互聯(lián)網(wǎng)使用通過提升主觀階層感知對(duì)健康水平產(chǎn)生了正向影響，H3得到驗(yàn)證。從路徑3看，置信區(qū)間不包含0，說明互聯(lián)網(wǎng)使用經(jīng)由社會(huì)交往、主觀階層的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)存在，意味著互聯(lián)網(wǎng)使用通過促進(jìn)社會(huì)交往進(jìn)而提升主觀階層感知對(duì)健康產(chǎn)生正向影響，H4得到驗(yàn)證。

表6 社會(huì)交往與主觀階層的中介效應(yīng)分析結(jié)果

2.總體中介效應(yīng)。將上述特定中介效應(yīng)加總可得到總體中介效應(yīng)0.008，且在1%水平上顯著，這說明互聯(lián)網(wǎng)使用通過主觀階層、社會(huì)交往與主觀階層聯(lián)動(dòng)三條路徑對(duì)健康效應(yīng)產(chǎn)生總體的正向影響。

四、結(jié)語

本文基于最新公開的CGSS2017的微觀數(shù)據(jù)，運(yùn)用有序Probit計(jì)量方法，試圖探討互聯(lián)網(wǎng)使用與城市居民健康水平的關(guān)系。結(jié)果表明：

互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)城市居民健康水平有顯著正向影響，并且通過了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。異質(zhì)性檢驗(yàn)分析結(jié)果表明，男性、青年以及中西部地區(qū)城市居民使用互聯(lián)網(wǎng)的健康提升效應(yīng)更為顯著。在控制人口統(tǒng)計(jì)變量的情況下，利用鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)檢測(cè)方法，引入社會(huì)交往和主觀階層變量探討互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)城市居民健康水平的影響機(jī)制。其中，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和主觀階層認(rèn)同均通過了中介效應(yīng)檢測(cè)，增強(qiáng)了互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)城市居民健康水平的正向影響。

此外，互聯(lián)網(wǎng)使用經(jīng)由社會(huì)交往與主觀階層聯(lián)動(dòng)的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)顯著存在，即互聯(lián)網(wǎng)使用通過促進(jìn)社會(huì)交往進(jìn)而提升主觀階層感知對(duì)健康產(chǎn)生正向影響。隨著互聯(lián)網(wǎng)社交功能的凸顯和社交化產(chǎn)品的日益增多，人們?cè)诰W(wǎng)絡(luò)進(jìn)行社會(huì)交往的成本越來越低?；ヂ?lián)網(wǎng)社交互動(dòng)的匿名性消弭了城市居民的現(xiàn)實(shí)身份區(qū)隔，一定程度上提升了城市居民的主觀階層感知，同時(shí)，網(wǎng)絡(luò)社交對(duì)現(xiàn)實(shí)社會(huì)交往的促進(jìn)作用有助于提高城市居民的主觀階層感知，而高主觀階層感知的人自評(píng)健康狀況往往更好。

本文創(chuàng)新之處在于：在研究方法上，通過選取工具變量消解了回歸模型的內(nèi)生性問題，使得模型估計(jì)結(jié)果更為科學(xué)；內(nèi)容方面，鑒于互聯(lián)網(wǎng)已經(jīng)滲入社會(huì)各個(gè)領(lǐng)域，對(duì)人們的健康也產(chǎn)生了多元化影響，分析互聯(lián)網(wǎng)使用與城市居民健康之間的關(guān)系及具體的作用路徑，有助于最大化發(fā)揮互聯(lián)網(wǎng)對(duì)城市居民的健康激勵(lì)效應(yīng)。

然而，本文也存在一些不足：由于受制于數(shù)據(jù)測(cè)量變量的可獲取性，對(duì)于互聯(lián)網(wǎng)的測(cè)量沒有對(duì)具體使用類型加以細(xì)分，僅以一個(gè)籠統(tǒng)的互聯(lián)網(wǎng)使用作為代理指標(biāo)，因此難以測(cè)度不同互聯(lián)網(wǎng)使用類型給城市居民健康狀況帶來影響的差異性。未來可以考慮進(jìn)一步細(xì)化互聯(lián)網(wǎng)使用類型開展相關(guān)研究。