数字健康素养与中老年人身体健康的关系研究：基于体育锻炼行为的中介效应

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2023年 第12期

数字健康素养与中老年人身体健康的关系研究：基于体育锻炼行为的中介效应

李卓1 王延涛2 李晓通1 罗雅楠3*

1. 清华大学；

2. 司法部预防犯罪研究所；

3. 北京大学

摘 要基于2021年中国综合社会调查数据，运用多元线性回归和中介效应模型对数字健康素养与中老年人身体健康状况之间的关系及作用机制进行研究。研究发现，数字健康素养与中老年人身体健康之间存在正相关关系，在控制人口学特征、社会经济地位特征和饮食习惯特征后，两者的关系仍显著；这一关系具有异质性，仅在女性、60岁及以上、城市居民、初中及以下受教育水平和个人年收入不足20 000元的中老年人群中显著。数字健康素养在直接改善中老年人身体健康状况的同时，也通过促进体育锻炼改善中老年人身体健康状况。由于老年人身体健康存在累积效应，因此应从生命历程早期着手干预和提升个体数字健康素养，尤其是提升农村居民、低社会经济地位群体的数字健康素养，增进其体育锻炼行为，进而改善老年时期身体健康状况，以助力健康中国以及积极老龄化等战略目标实现。

关键词数字健康素养；身体健康状况；体育锻炼行为；异质性；中介效应

健康素养是个体能够获得、处理、理解健康相关信息，并用于维持或提升健康和日常生活质量的能力（Berkman et al.， 2010；Nutbeam et al.， 2021），是改善健康结果的重 要手段和促进健康行为的先决条件，对个体多种健康相关行为有重要影响（Berkman et al.，2011）。《健康中国行动（2019—2030年）》指出，“把提升健康素养作为增进全民健康的前提……提高全民健康素养水平，是提高全民健康水平最根本最经济最有效的措施之一”。随着互联网技术发展和数字化时代的到来，健康信息和健康管理的数字化程度越来越高。数字技术与医疗、健康深度融合，成为医疗与健康领域创新性变革之一（Wang， 2017）。由此，健康素养也被赋予新的内涵，数字健康素养概念应运而生。Norman等（2006）提出数字健康素养的概念并将其定义为从电子资料中寻求、发现、理解和评估健康信息，用于解决健康问题的能力。

医疗健康服务数字化转型是中老年人需要面对的技术革新，有助于提高个体获取医疗健康服务和健康知识的可及性，改善医疗健康服务质量（Olu et al.， 2019），能够有效减轻收入不平等造成的医疗健康服务获取机会差异的影响，实现健康公平（Yu et al.， 2022）。数字健康素养是中老年人能否享受医疗健康服务数字化红利的关键。一方面，提升数字健康素养有助于改善中老年人身体健康状况，数字健康素养越高的个体自评健康和心理健康水平越高，罹患慢性疾病的风险越低（Ghazi et al.， 2023）；另一方面，数字健康素养可能会进一步扩大健康鸿沟，互联网对优势群体更有利，阶层等社会结构性差异会延伸到数字空间，形成叠加优势，引起新的健康不平等（Ross et al.， 2006）。

老年人的健康状况是整个生命历程中生活方式和机能不断老化累积的结果（郑媛 等，2015），老年时期面临的许多健康问题可以通过早期健康行为预防或延缓发生（王富百慧，2017）。中年时期是从青年向老年过渡的关键阶段，个体在45岁后会出现新陈代谢放缓、身体机能下降等现象，开始逐步走向老年阶段（祁静 等，2018；温勇 等，2014）。在中年期进行体育锻炼，不仅可以有效增强心血管功能，减少肌肉蛋白质流失，还可以提高老年期的认知功能，降低认知障碍的风险（白蓉 等，2011）。而且相比于老年人，中年人的认知能力、身体状况相对较好，通过干预提升其数字健康素养，改善并养成良好运动习惯和健康生活方式相对容易，且收效更大；如果从老年期开始加强体育锻炼，不仅难以达到预期效果，而且容易引发伤害性事故。在进入老年期之前阶段，通过运动干预和健康积累，让体质在进入老年期前达到较高峰值，尽可能延缓衰老速率，保证在良好的体质状态下进入老年期，有助于保持老年期的体质优势（张建国 等，2012）。

因此，本研究以45岁及以上的中老年人为研究对象，通过数据分析回答以下3个问题：数字健康素养与中老年人身体健康之间的关系是什么？这一关系是否因个体特征不同而异？是否存在城乡、阶层等结构性差异？在此基础上进一步分析数字健康素养对中老年人身体健康影响的机制。

1 文献回顾

1.1　数字健康素养对身体健康影响的主要观点

目前，关于数字健康素养与身体健康状态之间的关系存在不同观点：一种观点认为，数字健康素养与身体健康状态之间存在正相关关系：普及健康科学知识，提升健康素养，有助于提高个体自我健康管理能力，养成健康的生活方式（Xie et al.， 2022）；缺乏健康素养会导致健康行为选择减少、健康状况变差、自我管理减弱和住院率提高（周生旺 等，2020）；健康素养较差的人身体活动少，饮食习惯更不健康（Friis et al.， 2016）。另一种观点认为，数字健康素养与身体健康状况无关：尽管数字健康素养能够增加患者糖尿病等慢性病的相关知识，但没有证据表明二者之间的相关关系及作用机制（Al Sayah et al.， 2013）。此外，还有研究发现，数字健康素养与身体健康状况之间存在负相关关系（Rice et al.， 2013）。个体从互联网上获取不准确甚至错误的信息或建议时，容易做出错误的健康决策，导致不良健康后果（Schulz et al.， 2011）。不能准确识别、评估和判断互联网健康信息质量，是数字健康素养低的表现，本质上仍属于数字健康素养与健康状况之间是正相关关系的观点范畴。

此外，由于性别、年龄等个体差异和城乡、阶层等结构制约，数字健康素养对不同中老年人健康状态的影响存在差异：1）性别。社会资源和文化程度的性别差异导致男性比女性更多使用互联网（Warschauer， 2003）；受固有性别观念影响，现实的性别不平等可能在网络空间实现再生产（庄家炽 等，2016）。2）年龄。老年群体与其他群体在信息技术应用上存在巨大差距，常被排斥在数字社会之外，沦为“数字难民”（陆杰华 等，2021）。3）城乡区域。一方面互联网资源城乡分布差异较大，农村地区互联网普及率较低（中国互联网络信息中心，2023）；另一方面农村地区老年人数字健康素养处于中低水平（Zhang， 2023），身体健康和互联网使用行为与城市老年人差异突出，城市老年人身心健康显著优于农村老年人，而且更多使用互联网健康促进功能（冉晓醒 等，2022）。4）阶层。与优势阶层相比，弱势阶层通常存在信息技术接入和使用技能的巨大差距（Bittlingmayer et al.， 2020），健康状况差、年龄大、收入和受教育水平低的人群面临数字融入的巨大障碍（张家平 等，2021）。因此，个人特征和社会结构的差异导致不同群体之间拥有的数字资源不同，利用数字技术改善身体健康的能力也不同。

1.2　数字健康素养对身体健康影响的机制研究

数字健康素养水平较高的个体，健康行为比例较高（孙亚慧 等，2015），采取健康行为方式更主动，更可能参加运动锻炼，且运动锻炼频率更高（孙晓宇 等，2017）。数字化生活方式丰富了个体学习的渠道和内容，不仅可以推广和普及科学健身知识、理念，满足大众科学化、多样化的体育健身及健身交流需求（冯俊翔 等，2021），还能够增强老年人科学锻炼的能力，如制定体能训练计划（Booth et al.， 2008）、增强锻炼意识（Tomita et al.， 2008）、优化锻炼方法（Geraghty et al.， 2018）等，促进体育锻炼行为并改善锻炼效果；数字技术赋能健身参与，促进了参与者之间的交流，形成个性化、多元化、碎片化的运动体验，通过网络进行共享传播，借助网络体育参与创建不同类型的体育社团，引导居民体育参与（郇昌店 等，2022）；“互联网＋”改善了个体的体育情感体验，通过传播体育知识和信息，提高了对体育价值认识，促进体育锻炼意识，改变体育行为习惯（邹月辉 等，2016）。

科学适度的体育锻炼能够提高老年人的身心健康水平（Solberg et al.， 2013）。世界卫生组织建议，65岁以上老年人每周至少应进行150 min中等强度体育锻炼，并在2010年提出了老年人体育锻炼有益健康的全球性指导建议，阐明了体育锻炼与预防慢性非传染性疾病之间的关联性（王富百慧 等，2019）。老年人经常进行体育锻炼可以加强心肌力量，改善呼吸、神经系统功能，提高机体对外界的适应能力（高亮 等，2015）。因此，鉴于数字健康素养与体育锻炼行为，以及体育锻炼与健康之间的关联，本研究认为，体育锻炼行为是数字健康素养与身体健康状况之间的促进性中介因素。

2 研究对象与方法

2.1　数据来源

使用2021年中国综合社会调查（Chinese General Social Survey，CGSS）数据（中国人民大学中国调查与数据中心，2021）。CGSS由中国人民大学中国调查与数据中心设计实施，采用PPS概率抽样设计，覆盖全国主要省、自治区和直辖市。CGSS2021在全国范围内共完成有效样本8 148份，本研究主要使用国际社会调查项目（International Social Survey Programme，ISSP）健康模块的调查数据。该模块随机抽取1/3调查对象（2 690人）回答。根据研究需要，剔除年龄45周岁以下及核心变量存在缺失值的样本，最终有效样本为1 707人（表1）。

表1 描述性统计结果Table 1 Results of Deive Statistics

注：表中数据分布情况为未加权的实际调查样本数据。

2.2　变量测量

2.2.1　因变量

因变量为中老年人的身体健康状况。本研究参照Tanaka等（2012）的研究方法将其操作化为自评健康得分。该变量由问卷中“总的来说，您认为您的健康状况如何”这一问题测量。其中，最低分1为“非常差”，最高分5为“非常好”，得分越高表示身体健康状况越好。

2.2.2　核心自变量

核心自变量为数字健康素养。本研究利用熵值法确定测量数字健康素养指标的权重（表2），并计算数字健康素养得分。数字健康素养得分取值范围是［0，1］，得分越高表示数字健康素养水平越高。

表2 基于熵值法计算的数字健康素养测量指标权重Table 2 The Weights of Digital Health Literacy Indicators Calculated Based on Entropy Method

2.2.3　中介变量

中介变量为体育锻炼行为。本研究将其操作化为中老年人的体育锻炼频率，在问卷中由“您是否经常进行至少20 min能让您出汗或呼吸加快的身体锻炼”这一问题测量。其中，最低分1为“从不”，最高分5为“每天”，得分越高表示体育锻炼频率越高。

2.2.4　控制变量

为消除混淆因素对中老年人身体健康状况的影响，参照陆杰华等（2021）、Liu等（2022）的研究方法，将调查对象的人口学特征、社会经济地位特征和饮食习惯等作为控制变量。其中，人口学特征包括性别、年龄、户籍和婚姻状况；社会经济地位特征包括受教育程度、个人年收入和职业状态；饮食习惯包括吸烟饮酒情况和蔬菜食用情况。上述变量均以虚拟变量形式纳入分析。

2.3　统计分析方法

使用Stata 15.1 SE软件对数据进行分析。采用熵值法确定数字健康素养指标权重，计算数字健康素养得分；采用描述性统计分析计算样本特征分布；采用独立样本 t检验、方差分析对变量间关系进行初步分析；采用逐步嵌套的OLS回归模型分析数字健康素养与中老年人身体健康状况的关系，并通过变换因变量测量方式和统计模型进行稳健性检验；采用分样本回归分析数字健康素养与身体健康状况关系的异质性；采用三步法、KHB方法分析体育锻炼在数字健康素养与身体健康状况关系中的中介效应及占比。

3 结果

3.1　不同特征中老年人身体健康状况与数字健康素养

总体上看，中老年人身体健康状况处于中等偏低的水平（ M=2.689， SD=1.172）。独立样本 t检验和方差分析结果表明（表3），不同性别、年龄、受教育程度、个人年收入、职业状态、饮食习惯的中老年人身体健康状况存在显著差异。其中，男性、45～60岁、受教育程度高中及以上、年收入20 000元及以上、在职、有吸烟饮酒习惯 ①和经常食用蔬菜的中老年人身体健康状况更好，自评健康得分更高。

①吸烟饮酒的中老年人自评健康得分比不吸烟饮酒的中老年人更高，一方面是由样本的内生性导致的，身体健康状况差的中老年人，因为身体状况不佳而戒掉不健康行为，而吸烟饮酒的中老年人自觉身体健康状况尚可，继续选择吸烟饮酒；另一方面由于数字健康素养转化为健康行为需要一定的自制力和社会支持等（傅华，2017），且生活方式转变较为缓慢，即使一部分人认为吸烟饮酒不利于身体健康，但仍然缺乏克服这种不健康行为的毅力。由于该变量不是本研究的核心关注变量，仅作为控制变量使用，两者之间的关系，不做进一步探究，下同。

表3 不同特征中老年人身体健康状况与数字健康素养Table 3 Physical Health Status and Digital Health Literacy of Middle-Aged and Elderly Adults with Different Characteristics ( n=1 707 )

注：* P＜0.05，** P＜0.01，*** P＜0.001，下同。

中老年人数字健康素养水平相对较低（ M=0.202， SD=0.195）。独立样本 t检验和方差分析表明，不同年龄、户籍、婚姻状况、受教育程度、年收入、职业状态、饮食习惯的中老年人数字健康素养存在显著差异。其中，男性、45～＜60岁、非农业户口、受教育程度高中及以上、年收入20 000元及以上、在职、有吸烟饮酒习惯的中老年人数字健康素养较高。

3.2　数字健康素养与中老年人身体健康状况的关系研究

本研究以中老年人的身体健康状况为因变量，以数字健康素养为自变量，构建逐步嵌套的OLS回归模型，分析数字健康素养与中老年人身体健康状况的关系。全模型各自变量的方差膨胀因子估计值均值为1.28（表4），说明模型不存在多重共线性问题。多元线性回归分析结果显示，数字健康素养与中老年人身体健康状况之间存在正相关关系，即数字健康素养越高的中老年人自评健康得分也越高：在控制其他变量的条件下，数字健康素养平均每提高1个单位，中老年人自评健康得分平均提高0.382分（ P＜0.05）。与模型1比较，依此调整人口学特征、社会经济地位特征和饮食习惯特征后，在模型2、模型3、模型4中，数字健康素养与身体健康状况的关系强度被削减，显著性水平降低，模型整体的解释能力提高。

表4 中老年人身体健康状况影响因素的多元线性回归分析Table 4 Multiple Linear Regression Analysis of the Influencing Factors of Physical Health Status in the Middle-Aged and Elderly Adults

为检验数字健康素养与身体健康状况之间关系的稳健性，通过替换因变量的测量方式，用“是否长期生病、有慢性病或者残疾？1=是，0=否”“在过去的4周中，是否有过身体疼痛的情况？1=是，0=否”等客观测量方式替换自评健康得分，使用logistic模型代替OLS模型，发现数字健康素养与中老年人是否长期生病及是否有疼痛经历之间存在显著负相关关系。在控制其他变量的前提下，中老年人数字健康素养每提高1个单位，长期生病、罹患慢性病或残疾的发生风险平均降低60.60%，疼痛发生风险平均降低62.53%（ P＜0.01）。提示，数字健康素养与身体健康状况之间的关系具有较好的稳健性（篇幅限制，logistic回归结果不再具表呈现）。

3.3　数字健康素养与中老年人身体健康状况关系的异质性分析

在全样本分析的基础上，按照性别、年龄、户籍、受教育水平和个人年收入分组进行分样本回归发现，控制其他变量的条件下，中老年人数字健康素养与身体健康状况之间的关系，在女性、60岁及以上、非农业户口、初中及以下和个人年收入20 000元以下的群体中差异达到了显著性水平（表5）。提示，数字健康素养对女性、60岁及以上、非农业户口、初中及以下和个人年收入20 000元以下的中老年人身体健康的影响更突出。除非农业户口外，女性、60岁及以上、初中及以下和个人年收入20 000元以下的中老年人数字健康素养和身体健康状况均相对较低。

表5 数字健康素养与中老年人身体健康状况关系的异质性分析Table 5 Heterogeneity Analysis of the Correlation between Digital Health Literacy and the Physical Health Status in Middle-Aged and Elderly Adults

3.4　数字健康素养与中老年人身体健康状况关系的机制分析

根据以往研究，数字健康素养可以直接影响身体健康状况，也可以通过体育锻炼等健康促进行为间接对与个体健康相关的生活质量产生积极影响（Li et al.， 2021）。采用三步法分析中介效应（表6），体育锻炼在数字健康素养与身体健康状况的关系中起部分中介作用。通过KHB方法对中介效应进行分解，数字健康素养与中老年人身体健康状况之间的直接效应为0.34，体育锻炼的中介效应系数为0.04，中介效应在总效应中占10.54%。

表6 体育锻炼在中老年人数字健康素养与身体健康状关系间的中介效应分析Table 6 Mediating Effect Analysis of Physical Exercise Behavior on the Correlation between Digital Health Literacy and Physical Health Status in Middle-Aged and Elderly Adults

4 结论与建议

数字技术赋能医疗健康服务，为提高中老年人主动健康能力和健康素养，改善身体健康状况创造了机遇。本研究基于CGSS2021数据，分析了中老年人数字健康素养与身体健康状况之间的关系及作用机制，丰富了对数字健康素养与健康结果之间关系及作用机制的认识。

1）我国中老年人身体健康总体上处于中等偏下水平，且数字健康素养较差。女性、60岁及以上、农业户口、受教育程度和个人收入水平较低的群体，无论身体健康状况还是数字健康素养，均处于弱势地位。农村地区、社会经济地位较低的群体，面临健康状况以及改善健康能力的双重劣势，即由于文化水平、社会资源以及生活方式的影响，其身体健康状况处于劣势地位；现实社会生活中的结构性劣势会拓展至互联网生活空间，限制其通过互联网等数字技术获取、管理和利用健康信息改善身体健康的能力，使其数字健康素养也处于劣势地位。两种劣势叠加，可能会进一步扩大城乡、不同社会经济地位的中老年人群体之间的健康鸿沟。

2）数字健康素养能够显著改善中老年人的身体健康状况。这与针对大学生等其他群体的研究结论基本一致（姜林辉 等，2022），与数字健康素养和慢性病防治效果无关的相关研究结论不一致（Al Sayah et al.， 2013；Du et al.， 2018）。主张数字健康素养对健康结果起促进作用的研究多关注整体性健康状况，而非针对特定疾病，如糖尿病、高血压等。数字健康素养作为一种综合性能力，可能更有利于整体健康结果的改善；而特定慢性病防治的专业化程度较高，需具备更专业的医疗知识才能起到更好的防治效果。此外，老年人罹患慢性病是年龄、身体机能退化以及不良生活方式经长期累积导致的结果，而数字健康素养是随着互联网以及其他数字化技术发展而产生的新兴事物，对慢性病防治的效果需要长期作用才能彰显。

3）数字健康素养对中老年人身体健康状况的影响，仅在女性、60岁及以上、非农业户口、低个人收入和低受教育程度的中老年人群中差异显著。女性往往承担了更多照顾家庭和关爱家人健康的事项，更关注健康方面的知识，对数字健康信息的接受和利用度更高；60岁及以上的老年群体通常面临更多健康问题和需求，数字健康素养可以直接帮助60岁及以上的老年群体有效应对健康问题；城市比农村拥有更好的健康服务和数字基础设施，更容易接触到数字健康信息和资源；低收入、低文化水平人群面临的健康知识和资源的限制更多。因此，数字健康素养对改善上述群体的健康具有更大潜力。提示，一是基于投入-产出效益最大化，应对上述特征的中老年群体数字健康素养提升给予更多关注和资源分配；二是应该针对不同特征的中老年群体确定不同干预重点，如针对低受教育水平和低个人收入水平群体，重点在于通过数字媒体向其传递健康信息和资源，而针对60岁及以上老年群体，重点在于提升其数字化技能，以及建设更加适老的锻炼设施等；同时，要兼顾效益产出与健康公平，城乡之间数字设施和资源分布的差异是导致数字健康素养及其健康后果城乡差异的根本原因，在倡导城市居民提升数字健康素养促进健康的同时，要加大对农村数字设施的建设投入，补齐短板，从而促进农村居民数字健康素养提升，实现健康公平。

4）体育锻炼在中老年人数字健康素养与身体健康状况的关系之间具有中介效应，部分解释了数字健康素养对中老年人身体健康状况的影响。针对其他年龄群体的研究发现，数字健康素养能够促进个体体育锻炼行为增加（罗琳 等，2021；Korkmaz et al.， 2021），进而促进身体健康状况。伴随着数字健康素养的提高，中老年人能够学习更多科学锻炼知识，了解体育锻炼的益处，激发其对体育锻炼的兴趣；也能够减少或避免体育锻炼的误区，加强体育锻炼的科学性和持续性。同时，在体育锻炼过程中结交新朋友，拓展人际交往空间和社会支持网络，也有利改善其身体健康状况。但由于个体在进入老年阶段后，身体机能衰退，体育锻炼意愿、能力及健康促进效果均有限，因此通过提升数字健康素养来改善中老年人身体健康状况，应从生命历程的早期开始，以期能够延缓衰老速度，并在进入老年期时拥有较好的身体健康状态，并通过科学适度的体育锻炼予以保持。

5 不足与展望

本研究存在一些不足之处：1）使用的数据为截面数据，基于此发现的数字健康素养对中老年人身体健康状况的促进作用更大程度上属于相关关系，而非严格的因果关系；2）对中老年人数字健康素养的测量仅基于问卷现有题目，与其他研究相比（刘思奇 等，2021），对该变量的测量尚且不够系统、全面；3）数字健康素养除了通过体育锻炼影响身体健康状况外，还可能通过生活方式、社会支持以及其他路径影响身体健康状况，但囿于数据限制，尚未进行更深入探讨，有待将来进行更全面的分析。

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转载来源：体育总局科研所书刊部

原文制作：高天艾

原文校对：马 婧

原文监制：张 雷

学会编辑：徐璠奇返回搜狐，查看更多