根据马克思主义生产力理论，劳动者、劳动对象、劳动工具是劳动生产的组成要素。其中，劳动者泛指生产的、发展的人，其能力、意识、健康等均处于持续变化中，由人力资本体现。健康人力资本是人类生存的根本，是身体机能运转和劳动率提升的前提，是情感和智力发展的保障，是推动经济增长的内在要求^[15]。文献[16]的健康需求理论认为，健康能够增加劳动者可劳动时间，创造社会生产价值。然而，健康有一定折旧率，出于对健康的需求，人们需不断进行健康投资，以适当弥补健康折旧。

基于文献[17-18]的研究，本研究明确健康资本概念，构建健康需求模型，设定个体在生命中各个时期的效用函数为

其中：H_t是时间t的健康资本存量，ϕ_t是每单位健康资本的收益，ϕ_tH_t表示时间t的健康资本收益，Z_t是时间t内除健康投资外的其他产品数量。初始健康资本存量为H₀，为外生变量；个体生命后期的H_t和寿命n均为内生变量，由个体自身决定。健康资本存量的增量为

其中：I_t是在时间t对健康的投资。δ_t表示折旧率，为外生变量，与年龄呈正相关关系。此外，I_t和Z_t由以下因素决定：

其中：M_t是健康投资，包括健康保健、文化娱乐等享受型支出，TH_t是个体用于提升健康的时间，X_t是可以购买的一般消费品数量，T_t是用于产出Z_t的时间，上述变量均为内生变量。E是除健康以外的人力资本。

此外，在健康投资方面，个体主要面临预算和时间约束问题。因此构建如下预算约束模型：

其中：P_t和Q_t分别为健康消费品和一般消费品的价格，W_t为工资率，TW_t表示工作时间，A₀是初始财富。

除预算约束外，消费者还面临时间约束问题。设定个体生命各时期的时间约束为Ω，构建如下方程：

其中：TL_t表示不良健康状况导致的时间损失，例如因健康欠佳而无法工作的时间。由此，整合方程(1)到(6)，构建个体健康需求模型。基于经济学“理性人”假设，在收入和时间约束下，个体通常会追求健康效用最大化。

文献[16]认为，相较纯粹的消费模型，纯粹的投资模型假设条件相对更少，因此选取投资模型更适合进行分析与预测。鉴于此，参照文献[16]的研究，采用健康投资模型，同时根据经济学最优求解条件，即边际收益(效用)等于边际成本，构建如下均衡条件模型：

其中：G_t表示因个体健康提升而减少的生病时间，U_ht表示健康产生的边际效用，m是货币收入的边际效用，r为货币利率，δ_t为健康折旧率。π_t-1表示健康的影子价格，由健康消费产品价格和个体工资收入等决定。健康投资的收益主要来自两个方面：其一，货币收益，即$\frac{G_t W_t}{\pi_{t-1}}$；其二，健康收益，即$\frac{G_t\left[\frac{U_{h t}}{m}(1+r)^t\right]}{\pi_{i-1}}$。此外，成本则包含利率和折旧两部分。

图 1描绘了健康需求的比较静态分析。根据均衡条件，健康收益曲线和成本曲线的交点表示个体对健康的最优需求H_t^*。根据供需关系理论，若健康投资的成本上升，个体对健康的需求则会下降。通常而言，折旧率δ_t是影响个体健康的关键。随着时间的推移，折旧率由δ_t上升到δ_t^*，个体的健康需求从H_t^*减少到H_t^*a。福利经济学理论认为，数字经济能够促进帕累托最优配置，推动消费模式的革新^[19]。具体而言，作为数字经济的新业态，电子商务依托于互联网、大数据、云计算等数字技术，能够提升农村居民收入^[9]，增加信贷获得概率。一方面，电子商务能够改善城乡市场分割局面，扩宽交易市场边界，增强农户市场可及性，有助于农户农产品销售至本地市场以外的地域，从而提高农村居民的经营收入。另一方面，电子商务衍生了物流运输、快递仓储等服务业发展，拓展了农村居民创业就业渠道，为其参与非农就业提供了契机，减少了收入的不确定性。电子商务能够帮助农村居民拓宽就业渠道、提升收入水平和预算约束，反映了农村居民的单位时间价格(工资率)和健康时间收益(工资)上升，此时，健康收益曲线右移(图 1)，健康需求从H_t^*a增加到H_t^*b。供求理论认为，需求是指人们有能力且愿意消费的欲望。在数字经济蓬勃发展的背景下，电子商务进村政策有助于低健康水平个体农村居民接触外部市场，增加可供其选择的产品种类，推动农村本地市场没有的商品下乡，满足农村个体需求，削弱信息不对称对其消费差距的不利影响。因此，随着健康需求扩大，低健康水平的个体健康支出增加，例如营养膳食、保健产品、文化娱乐等支出增加，进而促进健康人力资本提升，缓解健康不平等问题。鉴于此，本研究提出研究假说：

H₁：电子商务进村政策能够缓解农村居民健康不平等问题。

根据流动性约束理论，制约居民消费水平提升的因素主要来自家庭收入和借贷约束。具体而言，家庭收入水平导致的广义流动性约束，亦或禀赋不足导致的借贷约束^[14]，都会导致家庭降低消费支出，偏离自身消费的最优路径。通过引入电商平台，电子商务进村政策为农村居民缩小信息差距，搭建对接外部市场的桥梁，帮助其将农产品销往外部市场，从而提升农产品销售收入。伴随电子商务进村政策推而广之，物流基础设施发展迅速，为农村居民参与非农就业提供了机会，例如快递运输、仓储管理等，拓宽了农村居民的收入渠道，缓解了流动性约束问题。此外，通过评估用户的风险承担力，与电子商务相辅相成的数字金融能够为农村居民提供信用借贷和分期支付服务，减轻了其信贷约束。同时，电子商务平台有效聚合了商品和服务，精准匹配买卖双方的需求，增强了商品信息的透明度，帮助农村居民提升了市场信息的可得性，有效缓解了供需不平等问题，降低了信息搜索成本，激发了消费意愿，促进了消费结构升级。进一步地，电子商务进村政策能够提升农村居民收入水平，缓解信贷约束问题，增强信息可得性，从而增加健康保健、文化娱乐等发展和享受型消费支出。健康与保健消费能够改善低健康水平农村居民的营养获取结构，增强人体抵抗力，降低疾病发病率和死亡率^[20]，进而缓解健康不平等问题。鉴于此，提出研究假说：

H₂：电子商务进村政策能通过促进消费结构升级，改善农村居民健康不平等问题。

数字经济时代，电子商务等数字信息技术加快嵌入农业农村发展，深刻影响了农村居民的生产与生活方式。相较传统生产要素，农村居民需要具备相当水平的数字素养，才能将数字要素充分运用至生产与生活中，进而享受数字经济的健康效应。而数字素养体现了农村居民的数字技术应用水平。当前，随着互联网在农村地区的逐步普及，农村家庭互联网接入率稳步提升。与此同时，农村地区一级数字鸿沟得到消弭。然而，在数字技术使用方面，普遍存在二级数字鸿沟，表现为农村居民使用数字技术的能力差异^[21]。电子商务进村政策实施后，农村电商平台、移动支付、智能物流等得到推广，为农村居民参与线上购物、支付和物流跟踪等提供了便利，同时促使其逐渐熟悉和接受现代数字技术^[22]。此外，电子商务进村政策鼓励电商企业、培训机构等在农村地区开展数字技能培训，帮助农村居民获取与电商相关的知识、提升营销技巧与网店运营等能力。因此，电子商务进村政策有助于加强提升农村居民数字技术的使用能力，提升数字素养。进一步地，数字素养较高的农村居民，能够通过数字技术获取健康信息，例如疾病预防、健康生活等知识，提升健康素养，形成健康生活习惯，从而缓解健康不平等问题。鉴于此，提出研究假说：

H₃：电子商务进村政策能通过提升农村居民数字素养，缓解健康不平等问题。

数据来源于中国家庭追踪调查(China Family Panel Survey，CFPS)数据库。CFPS数据库由北京大学中国社会调查中心组织实施、维护、运营，采用多阶段、等概率方式抽样，以2010年抽样调查为基期，随后每两年追踪调查一次，规模为16 000户家庭，调查对象除包含样本家庭中的全部成员外，还包括家庭、社区两个方面。考虑到电子商务进村政策自2014年开始实施，并且商务部每年都会公布电子商务进村政策示范名单，因此本研究选择2014年、2016年、2018年、2020年4期数据作为主要样本，将电子商务进村政策示范名单、CFPS数据进行精准匹配，并删除存在异常值、缺失值的样本后，共获得28 187个样本。

农村居民选取健康不平等状况为被解释变量。基于已有文献[23]，将农村居民自我健康评价纳入至研究中，以刻画农村居民的健康状况。参照已有研究，本研究根据农村居民自我健康评价，测算得到Kakwani指数来测度农村居民健康不平等状况。

选取电子商务进村政策为关键解释变量。根据商务部每年公布的电子商务进村政策综合示范名单，将农村居民样本所在地域是否进入该名单进行刻画。需要强调的是，CFPS项目组每一轮的调查时间通常早于电商进村政策评选结果公示时间，因此该政策效应产生具有一定滞后性，故根据样本农村居民所在地在上一年是否进入示范名单，来确定该地电子商务发展是否获得政府支持，以确保识别电商进村政策的有效性。鉴于此，若样本农村居民所在地进入示范名单，则赋值为1，即设定为处理组，否则为控制组，赋值为0。

为控制个体、家庭层面的有关特征，参考已有研究^{[2, 24-25]}，选取农村居民性别、年龄、婚姻状况、受教育程度、家庭收入、互联网使用情况、医疗服务可及性、住房条件、医疗保险等个人和家庭特征为控制变量。此外，在地区层面控制变量中，选取乡村人口规模、农林牧渔业总产值为控制变量。

机制变量分别为消费结构升级、数字素养。借鉴文献[26]的研究，根据CFPS数据，选取家庭人均医疗保健、文化娱乐支出占比(即人均医疗保健与文化娱乐支出/人均总支出)来测度消费结构升级。参照文献[27]的研究，选取使用互联网学习的频率、使用互联网进行商业活动的频率、使用互联网社交的频率来测度数字素养，并采用等权平均法将其进行降维处理。

变量描述性统计见表 1。

为探究电子商务进村政策对农村居民健康不平等的影响，基于个体维度，构建如下多时点双重差分模型：

其中：RD(y，y_i)表示农村居民i健康不平等的Kakwani指数；treat_i表示农村居民i所在地是否入选电子商务进村政策示范名单的虚拟变量，treat_i=1表示其所在地属于示范区域，treat_i=0表示农村居民i所在地不属于示范区域；post_t表示时间虚拟变量，农村居民所在地进入电商进村政策试点地之前，post_t=0，所在地进入电商进村政策试点地之后，post_t=1；CV_i表示控制变量，包括农村居民i的个人及家庭经济特征；P_k表示地域经济及地理特征。此外，为缓解非时变的家庭特征和地区经济对农村居民健康不平等的影响，本研究控制了农村居民家庭固定效应d_f和时间固定效应d_t。α、β、η为待估系数，c为常数项，ε_i为随机扰动项。

考虑到变量间可能存在多重共线性，在基准回归前，进行了多重共线性检验。根据检验结果，最大方差膨胀因子为1.79，平均方差膨胀因子为1.38，远小于10，表明不存在多重共线性问题。进一步地，采用Stata软件对上述基准模型进行回归。

表 2报告了电子商务进村政策对农村居民健康不平等的影响的估计系数。由表 2结果得出，在控制了双向固定效应和加入控制变量后，电子商务进村政策对农村居民健康不平等的负向影响有统计学意义，表明电子商务进村政策能够抑制农村居民健康不平等。从影响效应来看，电子商务进村政策对农村居民健康不平等的抑制作用效应为1.2%。研究假说H₁得到初步验证。

采用双重差分法评估政策效应的基本前提是满足平行趋势检验。参照已有研究^[28]，本研究采用事件研究法，考察电子商务进村政策实施前对照组和处理组的农村居民健康不平等是否具有平行趋势。以政策实施前一期作为基期，图 2报告了农村居民健康不平等在95%置信区间下的平行趋势检验结果。不难发现，政策实施前，政策实施相对时间的差异无统计学意义，且系数大小呈上下波动情况，表明政策实施前，对照组和处理组的差异无统计学意义，满足了平行趋势检验。政策实施后，实施相对时间的系数大小呈下降趋势，说明处理组的农村居民健康不平等状况明显优于对照组，即电子商务进村政策对农村居民健康不平等问题具有缓解效应。

本研究控制了影响农村居民健康不平等的控制变量，同时控制了家庭和时间固定效应，然而仍然存在遗漏个人、家庭、地域层面的变量等内生性问题。因此，本研究采用农村居民所在地域与杭州市的最小距离(km)(来自高德地图APP)作为工具变量。从相关性来看，作为阿里巴巴集团总部所在地，杭州是全国电商的发展中心，存在“中心—周边”的辐射效应。同时，农村电商发展依赖数字设施等条件，因此农村居民所在地域与杭州距离越小，其数字经济发展程度越高，因此工具变量与本研究的内生变量存在相关性。从外生性来看，农村居民所在地域与杭州的距离是一个自然地理变量，与农村居民健康不平等并无直接关系，因此满足外生性。

表 3汇报了纳入工具变量的两阶段最小二乘法的估计结果。由表 3结果不难发现，解决内生性问题后，电子商务进村政策对农村居民健康不平等的负向影响有统计学意义，再次支持了前文的理论分析，印证了基准回归结果的稳健性。

考虑到电子商务进村政策可能并非严格的准自然实验，对照组与控制组的分组可能存在非随机问题，进而产生样本选择偏误导致的内生性问题。因此，采用截面和逐期PSM-DID估计进行进一步的稳健性检验。表 4汇报了截面和逐期PSM-DID估计结果。由表 4结果，通过PSM匹配后，电子商务进村政策对农村居民健康不平等的系数均为正且显著，表明该政策有助于缩小农村居民健康差距，与上文结果较为一致，再次验证了基准回归结果的稳健性。

参照文献[29]的研究，采用安慰剂检验来证明电子商务进村政策能够缩小农村居民健康差距并非偶然。具体结果见图 3。由图 3可知，电子商务进村政策对农村居民健康不平等的500次回归系数均接近于0，且基准回归中电子商务进村政策的系数为0.03，远离随机试验结果的范围，表明基准回归结果并非随机发生，验证了回归结果的稳健性。

为得到更为准确的估计结果，还需控制同时期的其他政策对农村居民健康不平等的影响，包括国家电子商务示范城市政策、电子商务百佳县试点政策、宽带中国政策等。具体结果见表 5。由表 5结果不难发现，在控制了上述变量后，电子商务进村政策对农村居民健康不平等依然具有缓解效应，表明回归结果较为稳健。

参考文献[30]的研究，进一步检验消费结构升级、数字素养在电子商务进村政策影响农村居民健康不平等中的作用机制。表 6汇报了作用机制检验结果。在纳入控制变量后，同时纳入时间和家庭固定效应，由表 6(1)可知，电子商务进村政策对农村居民消费结构升级的正向影响有统计学意义，表明电子商务进村政策能够促进农村居民消费结构升级，改善其健康不平等状况，研究假说H₂得到验证。由表 6(2)可知，电子商务进村政策对农村居民数字素养的正向影响有统计学意义，说明电子商务进村政策有助于农村居民提升数字素养，缓解健康不平等状况，研究假说H₃得到验证。

推进农村医疗公共服务均等化是乡村振兴的重点和难点，能够提升农村居民的健康资本和幸福感。然而当前农村地区医疗公共服务水平与城市地区差距较大，且亟待提升。具体而言，高水平医疗机构大多位于距离农村较远的地级市或省会城市，同时于农村居民而言，存在较高的成本壁垒，包括医疗成本、交通成本、食宿成本等。然而，村镇医疗机构具有成本低、距离近等特点，广泛获得农村居民青睐。鉴于此，根据问卷中的“您若找医生看病，一般去哪儿？”来测度医疗服务可及性，将样本分为村级医疗机构、乡镇医疗机构、专科医院、综合医院，探究可能存在的异质性，结果见表 7。由表 7可知，电子商务进村政策对选择村级与乡镇医疗机构、专科医院就医的农村居民的健康不平等的负向影响有统计学意义，表明在电子商务发展背景下，村级与乡镇医疗机构、专科医院有助于缓解农村居民健康不平等问题，可能的原因是，凭借距离近、成本低等优势，村级和乡镇医疗机构是农村居民获取健康服务的首选，并满足其健康服务需求。

中国幅员辽阔，各地资源禀赋不同，社会发展存在较大差异。因此，有必要探究电子商务进村政策对不同区域农村居民健康不平等的影响差异。具体而言，将农村居民所在区域划分为东部组与西部组，进一步地，将西部组划分为西北组与西南组，以深入考察其中可能存在的异质性，结果见表 8。

由表 8可知，电子商务进村政策对东部、西部组以及西南组农村居民健康不平等的负向影响有统计学意义，而对西北组农村居民健康不平等的影响无统计学意义。

本研究基于CFPS 4期面板数据，构建农村居民健康不平等Kakwani指数，将电子商务进村政策视为一个准自然实验，采用多时点双重差分模型，实证检验该政策对农村居民健康不平等的影响及其作用机制。研究发现：1) 电子商务进村政策能够缩小农村居民的健康差距，经过一系列稳健性检验后，结论依然成立；2) 电子商务进村政策能够通过推动消费结构升级、提升数字素养，从而改善农村居民健康不平等问题；3) 异质性分析发现，于选择村镇医疗机构以及专科医院、位于西部地区的农村居民而言，电子商务进村政策更能够缓解其健康不平等问题。

基于上述结论，提出如下对策建议：第一，不断完善农村地区网络基础设施，加强基层物流运输能力，降低电子商务服务门槛，使电子商务健康服务立足于民、惠及于民；有关部门和平台应加强监控，借助短视频、线上客服等形式，优化电商平台健康服务功能，例如医疗问诊、心理疏导等，并加强健康生活的宣传力度，帮助农村居民培养健康、科学的生活方式。第二，全面提升农村居民数字素养以及信息甄别能力，重点关注农村老年群体，引导其通过电商平台参与健康管理，确保农村居民共享数字经济的健康福利；加强电商平台交友的诚信体系建设，以短视频、图片、文字等形式弘扬社会主义核心价值观，并加大对网络诈骗、虚假交友的打击力度，帮助农村居民积累社会资本；加强信息供给、缓解信贷约束，优化农村地区营商环境，鼓励农村居民投身于数字创业队伍中来。第三，持续深化电商健康服务功能，着重西部等落后地区(尤其西北地区)的电商发展，不断缩小东、西部农村居民健康差距；提升村镇级医疗机构问诊能力，加强对村镇药品供给的监督，提高农村地区医疗服务水平。