使用互聯網有助于提高農村老人幸福感嗎？
——基于CFPS追蹤調查數據的分析

李 靜，郭燁凌

1.云南大學政府管理學院，云南 昆明 650000；2.河海大學公共管理學院，江蘇 南京 211106

一、研究假設

黨的二十大報告指出，人的全面發展、全體人民共同富裕取得更為明顯的實質性進展是我國當前發展的總體目標之一。實現共同富裕的過程既要逐漸消除城鄉間對立與差別，也要關注共同富裕在人類全生命周期的實現。隨著老齡化和信息化趨勢的發展，利用信息技術提升農村老人幸福感逐漸成為推進共同富裕過程中的重要議題，引起了諸多學者的關注。已有大量研究指明了互聯網在提升老人身心健康水平［1］、擴寬社交網絡［2］、促進體育鍛煉［3］、推動社會適應與社會參與［4］等方面的作用。然而當前研究多數使用多元回歸模型進行分析，存在內生性問題，且影響機制研究較為分散，其中針對農村老人使用互聯網情況的更少。農村老人在經濟條件、地理環境、文化氛圍等方面均有別于城市老人，其對互聯網及幸福的感知與整個群體亦存在差異，需要給予特別關注。有鑒于此，本文基于2016 年、2018 年和2020 年三輪中國家庭追蹤調查（Chinese family panel studies，CFPS）數據，采用雙向固定效應模型探究使用互聯網對農村老人幸福感的影響及機制，以期為數字時代下完善老年保障政策提供更為全面的研究證據，助力實現全體人民共同富裕。

農村老人能夠通過與互聯網的接觸與使用實現主動賦權，減輕自身的無權感，增進幸福感［5］。結合其他學者研究，互聯網使用主要從個體、人際關系和社會參與三方面減輕老人無權感，增進幸福感。在個體層面，互聯網不僅為老人提供了休閑、學習、體育鍛煉等日?；顒拥男聢鲇?，而且能夠提高老人身心健康水平，使老人有能力有條件改善生活環境；在人際關系層面，互聯網使用能擴寬社會網絡、創造遠程交流可能，幫助農村老人改善薄弱的家庭關系網絡；在社會參與層面，互聯網使用直接給予老人社會參與的表達渠道，有助于培養老人的表達意識，使農村老人群體的社會參與訴求得到滿足。

綜上，本文提出以下假設：H1：互聯網使用與農村老人幸福感呈正相關。H2：身心健康水平在互聯網使用與農村老人幸福感之間起中介作用；H2a：互聯網使用與農村老人身心健康水平呈正相關；H2b：身心健康水平與幸福感呈正相關。H3：日?；顒釉诨ヂ摼W使用與農村老人幸福感之間起中介作用；H3a：互聯網使用對農村老人日?；顒佑酗@著影響；H3b：日?；顒优c幸福感有相關關系。H4：代際支持在互聯網使用與農村老人幸福感之間起中介作用；H4a：互聯網使用與代際支持程度呈正相關；H4b：代際支持與幸福感呈正相關。H5：社會參與度在互聯網使用與農村老人幸福感之間起中介作用；H5a：互聯網使用與農村老人社會參與度呈正相關；H5b：社會參與度與幸福感呈正相關。

二、變量解釋與模型設定

（一）數據來源與分析方法

本文數據來自2016 年、2018 年和2020 年三輪CFPS 數據。CFPS 采用計算機輔助調查技術開展訪問，樣本覆蓋25 個省份，經2010 年基線調查界定后的所有基線家庭成員及其今后的血緣/領養子女成為永久追蹤對象。經數據清洗后，保留三輪調查中所有變量均有觀測值的、60 歲及以上的農村老人樣本，共得到5 805個觀測值。

本文利用StataMP 17(64-bit)軟件對清洗后的數據進行描述性統計和回歸分析。其中，描述性統計主要用于分析各變量均值、標準誤以及不同特征老人使用互聯網的比例?；貧w分析則重點應用于使用互聯網與幸福感的相關關系檢驗和身心健康、日?；顒?、代際支持、社會參與等變量的中介效應分析。

（二）變量設置

1.自變量、因變量與控制變量

本文關鍵的解釋變量為是否使用移動設備上網。CFPS 問卷調查老人互聯網使用行為的相關問題包括，是否使用移動設備上網和是否使用電腦上網。初步統計后發現，老人對是否使用電腦上網這一問題的回答均為否，無法形成對照，故選用“是否使用移動設備上網”這一問題作為自變量。被解釋變量則選用“有多幸福（分）”這一問題來測度。其中，因2018 年、2020 年兩輪調查中的老人生活滿意度均與其自評幸福感顯著正相關（P〈0.001），故以2016 年調查中的生活滿意度替代嚴重缺失的自評幸福感得分?？刂谱兞康倪x擇側重于控制影響主觀幸福感的無關變量，涵蓋個人特征、家庭特征和社會特征，包括年齡、性別、受教育水平、宗教信仰、政治面貌、婚姻狀況、個人收入、社會評價、是否參與養老保險、是否參與醫療保險等變量。

2.中介變量

基于上述假設，結合CFPS 問卷設計，本文將從以下幾方面探究影響老人幸福感的機制。一是身心狀況，身體健康情況采用老人身體健康自評得分（1～5 分）衡量，得分越高，健康水平越高。心理健康方面，CFPS使用的流調中心抑郁量表（CES-D）8與傳統CES-D20具有較高的一致性，適合中國居民［6］，因此，本文采用CES-D8，包括情緒低落、悲傷難過、睡眠不好等8道題目（2道反向題目），在對發生頻率分別賦值的基礎上進行加總，分值越高，表明心理健康狀態越差。二是日?；顒?，側重休閑娛樂、學習、體育鍛煉三方面，分別采用看電視電影頻率、是否讀書和鍛煉身體頻率衡量。三是代際支持，選用過去半年為老人料理家務或照顧其飲食起居頻率、月提供經濟幫助數額和過去半年與子女關系如何來分別評價代際照料支持、代際經濟支持和代際情感支持，并將三者得分之和作為代際支持程度衡量指標。四是社會參與，重點考察政治了解和政治表達兩類政治參與行為，即采用是否通過網絡了解政治和是否通過網站發表政治言論兩個問題分別進行測度，再將回答相應賦分加總以得到社會參與度水平。各變量的賦值情況見表1。

（三）模型設定

本文采用固定效應模型進行估計，模型設定如下：

式（1）中，Happinessi，t是樣本i在t時刻的幸福感自評得分。Internati，t是一個虛擬變量，表明個體i在t時刻是否使用互聯網，如果是，則為1。Xi，t為影響幸福感的其他控制變量。λi是個體固定效應，ηt是時間固定效應，εi，t是誤差項。

為避免遺漏相關變量帶來的內生性威脅，本文采用雙向固定效應模型控制個體固定效應和時間固定效應。同時，引入基期幸福感Happiness16與時間趨勢t的交乘項、縣虛擬變量County 與時間趨勢t的交乘項來控制隨時間變化的遺漏變量，消除可能隨時間變化的內生性因素以及縣級經濟發展水平變化對幸福感的影響，使估計結果更精確。

在分析互聯網對老年人幸福感的影響機制時，本文借鑒Cutler 等（2010）［7］的方法，將式（1）中被解釋變量替換成身心狀況、日?；顒?、代際支持和社會參與。其模型設定如下：

Mechanismi，t是假設中提到的中介變量，包括反映身心狀況、日?；顒?、代際支持和社會參與的變量。其他變量的定義與式（1）中相同，各變量的描述性統計見表1。

三、實證估計

（一）描述性統計

首先，農村老人使用互聯網的概率較低。使用互聯網的農村老人僅有5.6%（表1）。其次，不同特征農村老人的互聯網使用行為存在差異。隨著年齡增長，使用互聯網的老人占比逐漸降低。從低齡、中齡到高齡，使用互聯網的農村老人占比依次為6.66%、4.33%和4.24%（表2）。再次，其他特征同樣影響著老人使用互聯網，無論在哪一年齡段，在婚（有配偶）或同居較無配偶、離婚或喪偶，無宗教信仰較有宗教信仰，共產黨員較非共產黨員，其使用互聯網的比例均更高；除高齡老人，隨受教育水平的提高，農村老人使用互聯網的比例呈遞增趨勢；不同年齡段老人使用互聯網的比例整體上呈現隨收入水平提高而升高的趨勢（表2）。

表2 不同年齡段農村老人使用互聯網的比例（%）

（二）使用互聯網的影響

采用多期雙重差分（DID）模型估計互聯網使用對農村老人幸福感影響的結果顯示，互聯網使用顯著提高了農村老人的主觀幸福感評分（表3）。具體而言，未加入控制變量時，互聯網使用與老人幸福感評分并不顯著相關，在逐步加入控制變量和交乘項后，互聯網使用與老人幸福感評分顯著相關，R2值由0.001增加到0.234，表明確有控制變量和隨時間變化的外生變量影響了農村老人的主觀幸福感，在其被控制后模型擬合結果更能反映實際情況。在5%的顯著性水平下，互聯網使用能夠使農村老人主觀幸福感評分增加0.278 分。此外，表3 的（2）至（4）列的回歸結果表明，在分別去掉控制變量和交乘項后，雖然自變量系數和R2均有所下降，但互聯網使用與農村老人幸福感仍顯著正相關，表明結果具有一定穩健性。

表3 使用互聯網對農村老人主觀幸福感的影響（多期DID 模型）

使用DID進行估計的一個非常必要的前提條件是實驗組和對照組在受到“處理”前滿足平行趨勢。為此，本文進行了平行趨勢檢驗（圖1）?？梢钥吹?，在前期，互聯網使用對老人幸福感的影響系數并不顯著異于0，說明對照組（未加入控制變量）和實驗組在幸福感趨勢方面并不存在顯著差異。并且，隨時間流逝，老人自評幸福感低的概率逐漸增加。使用互聯網后，農村老人當期自評幸福感高的概率顯著增加。

圖1 平行趨勢檢驗

四、使用互聯網對老人幸福感的影響機制分析

（一）使用互聯網對農村老人的影響

本文主要從健康狀況、日?；顒?、代際支持和社會參與四方面采用雙向固定效應模型來評估老人使用互聯網后的狀況。從表4 可見，在10%的顯著性水平，互聯網的使用顯著提升了農村老人身體健康自評水平，這與其他學者的相關研究一致［1］。老人利用手機從視頻平臺、公眾號等媒體中獲取保健知識、養生知識等改善身體健康情況的信息與知識，并加以運用，從而幫助其提高身體素質。

表4 使用互聯網對農村老人的影響

在10%的顯著性水平，使用互聯網并不能降低農村老人的抑郁癥狀（表4）。這一結果與前人相關研究有所出入。當前關于使用互聯網提高老人心理健康水平的解釋主要有兩種：一是使用互聯網提高了老人與子女聯系的頻率，更便于老人提出被照料的需求，幫助其獲取代際支持，從而緩解孤獨感和無助感［8］。二是老人通過互聯網增強對社會的認知和信任，進而降低其抑郁癥狀［9］。而農村老人正是在上述兩種解釋上體現出不同之處。對此，本文采用雙向固定效應模型對上述相關變量間關系進行估計，結果進一步印證了農村老人的群體特性。其一，受文化水平有限、學習能力退化等因素影響，多數使用手機的農村老人僅僅掌握接聽網絡電話等技能，無法熟練掌握通信軟件中的文字輸入、視頻通話等復雜使用技巧，從而難以主動使用手機與子女聯系，無法顯著提升其與子女聯系的頻率（系數為0.008，P=0.263）；其二，部分老人使用手機提升了代際聯系頻率，使過去需要當面溝通的事項借助網絡實現遠程處置，降低了老人與子女見面頻率（系數為-0.004，P=0.340），使老人對孤獨的感知更為具象化；其三，受客觀條件限制，農村老人獲取照料支持不僅僅意味著老人主動向子女提出被照料的需求，還意味著子女時間成本和經濟成本的付出，因此互聯網使用對提升老人獲取代際照料支持的影響并不顯著；其四，老人在網絡中獲取信息的頻率與其對民生問題的感知相關，越頻繁獲取信息越容易認為民生問題嚴重［10］，可見頻繁使用互聯網會使老人社會信任度下降（系數為-0.066，P=0.008）。

如表4 所示，使用互聯網對農村老人的日?；顒佑绊懹邢?。具體而言，互聯網使用顯著降低了老人看電視電影的頻率。老人或因主觀上對傳統媒介的堅持，或因客觀上復雜操作要求對其學習能力和實操能力的巨大挑戰，并不會選擇使用手機看電視電影，這就使得互聯網使用時間對老人休閑娛樂時間存在一定的擠出效應?；ヂ摼W使用并未顯著提升老人鍛煉身體頻率和閱讀頻率。一方面，老人因身體功能退化被迫退出農業勞動，不適感與空虛感突增，多選擇以感官刺激為基礎的低俗活動來填補閑暇時光［10］，難以主動形成閱讀和鍛煉身體的習慣。另一方面，主動進行電子書閱讀和線上運動技能學習對老人信息檢索、信息運用、軟件使用等方面的技能和能力提出了較高要求，多數老人受認知水平、身體狀況等因素所限無法自主完成，從而無法發揮互聯網在改善老人生活方面的潛力。

而在代際支持方面，結果表明互聯網主要通過提高代際情感支持的獲得頻率來顯著提升代際支持度?；ヂ摼W為老人和子女搭建起更快捷的溝通渠道，盡管多數老人因能力所限無法主動使用智能設備與子女聯系，但子女可以經常使用手機通話與老人取得聯系，因而老人能更頻繁感受到子女，特別是無法經常見面的子女的關心與問候，其對子女的關系有更為樂觀和積極的感知。

在1%的顯著性水平，老人使用手機上網顯著提高了社會參與程度。采用雙向固定效應模型對其相關變量估計后發現，使用互聯網后，老人通過網絡了解政治的概率顯著提高了47.9%（表4）。

（二）中介變量與因變量之間的關系

表5 報告了各中介變量與主觀幸福感的回歸結果。（2）至（5）列結果顯示，當分別加入中介變量后，使用互聯網對幸福感的正向影響依然顯著，在一定程度上證明了結果的穩健性。而當引入全部中介變量后發現，身體健康和代際支持的中介效應仍然顯著，而互聯網使用對幸福感的影響不再顯著，說明互聯網使用主要通過改善農村老人身體健康狀況和提升代際支持獲取頻率來影響其幸福感。

表5 使用互聯網影響老人幸福感的中介分析

首先，身體健康水平能顯著影響農村老人幸福感指數。其他學者研究同樣表明，使用互聯網能夠顯著提升老人對身體健康水平的主觀評價，從而提升其幸福感指數。身體健康狀況較差、常年依賴藥物的農村老年人，其主觀幸福感較身體健康的老人更低［11］。

其次，看電視頻率與老人幸福感水平并不呈現顯著相關關系。當前電視仍然是農村老人觀看電視劇、電影的主要娛樂媒介，但觀看電視并不能給老人帶來良好的體驗。老人對電視人物的偏愛與其準社會交往顯著相關，然則當前電視語言體系中的老人形象特別是農村老人形象常被刻板化和邊緣化，缺少真實性和多樣性，老人收看電視時難以與熒幕中的老人形象產生共鳴，雖花較多時間觀看電視，但并不能享受到緩解壓力的益處［12］，從而無法提升幸福感。

再次，代際支持的獲取對老人主觀幸福感的提升有顯著正向影響。代際支持度每提升1 個單位，老人主觀幸福感分數提升0.122 分。其他研究同樣表明，“多子”不一定“多?！?，農村老人的主觀幸福感更大程度上是受代際支持的影響［13］，而互聯網使用能夠幫助老人獲取更多的代際情感支持，從而提高老人主觀幸福感。

最后，老人社會參與度與其主觀幸福感并無顯著的正向相關關系。盡管農村老人這一弱勢群體能利用互聯網獲取政治信息、發表政治言論，然而其社會參與度的提高無法顯著提升其幸福感。當老人在網絡中獲取信息時，因受各種主客觀因素影響，對民生問題的感知較為消極，且越頻繁獲取信息越容易認為民生問題嚴重［10］，從而影響其對生活環境的幸福感知。雖然老人能通過網絡發表言論和看法，但網絡中所發表的觀點容易石沉大海，未能感受到被人尊重和重視，無法滿足其再社會化的需求。

五、結論與建議

本文利用2016 年、2018 年和2020 年三輪CFPS 調查數據，采用多期DID 模型驗證了使用互聯網對農村老人幸福感的影響，并進一步從身心狀況、日?；顒?、代際支持和社會參與等四方面分析了使用互聯網影響農村老人幸福感的機制。結果表明，使用互聯網顯著增加農村老人的主觀幸福感知。具體而言，使用互聯網能顯著提高老人身體健康自評分數、代際支持度，從而提高其幸福感水平。

農村老人作為老年群體中較為弱勢的群體尚未充分享受到數字紅利。其一，享受到互聯網紅利的農村老人極少。究其原因，對大多數農村老人而言，使用互聯網不僅意味著較高的學習成本和經濟負擔，還可能會因缺乏學習渠道等客觀局限而止步。其二，使用互聯網的農村老人享受到的互聯網紅利十分有限。一方面，盡管部分老人能靠自我摸索掌握互聯網簡單操作，但缺少相關知識獲取渠道，仍無法掌握掃碼支付等復雜操作，致使相比于擁有社區老年大學等多元學習途徑的城市老人，農村老人群體只能享受到極其有限的互聯網紅利；另一方面，當前互聯網環境仍存在信息良莠不齊、積極老齡化話語體系缺失等問題，互聯網的賦權機制出現漏洞，賦權功能減弱，老人即使主動賦權也難以增進自身福祉。針對以上分析，本文提出以下建議。

（一）大力推進數字鄉村建設，夯實互聯網賦權的物質基礎

數字化建設薄弱是農村互聯網使用率低的關鍵技術緣由。2019 年5 月，中共中央、國務院發布《數字鄉村發展戰略綱要》，將加快鄉村信息基礎設施建設視作數字鄉村發展戰略的第一項重點任務，要求大幅提升鄉村網絡設施水平，加快鄉村水利、電力、公路、冷鏈物流等基礎設施的數字化轉型。作為同樣面臨城鄉差距大和農村老齡化程度高兩大難題的國家之一，韓國政府十分重視農村數字化建設，通過大力投資通信基礎設施建設、搭建移動通信系統、積極開展信息化村計劃等措施，使計算機在韓國農村家庭全面普及，農村信息化水平位于世界前列［14］。他山之石，可以攻玉。我國同樣需要繼續推進農村網絡基礎設施建設，擴大農村網絡設施覆蓋面，為老人使用智能產品提供技術環境基礎；積極引導有能力的社會力量以不同方式投入農村數字化設備與服務建設，開發適老化智能設備與應用［15-16］，優化農村老人互聯網使用體驗。

（二）重視農村老人信息貧困難題，助力老人實現自我賦權

技術獲取層面，搭建適宜農村老人的信息服務補償機制，設立專項資金定向對接農村貧困老人的數字化設施與服務，加大對貧困老年人口的財政補貼與優惠力度［15］，并積極推進差異化補貼機制，根據各地經濟發展情況制定個性化的數字設備購買補貼與信息服務資費方案，降低老人使用互聯網的經濟成本。技術使用層面，要多途徑宣傳互聯網優勢，以電視劇、小品等寓教于樂的方式在農村老人常用媒體上宣傳互聯網的便利之處，或通過村集體定期組織展示活動、發揮老黨員引領作用等方式在老人群體中傳播互聯網的實用功能。鼓勵“觸網”“入網”“馭網”，引導老人轉變觀念，消解學習能力不自信導致的抵觸情緒或恐懼感，提高老人對互聯網的技術接受度。還應建立農村老人信息能力培養機制，可以參考地方經驗，通過“農村網?！钡刃问皆O立專門的行政村信息培訓站［16］，為“入網”老人提供操作技能、信息甄別等相關課程，提升老人技能水平和認知水平；建立技術困難幫助機制，組織黨員、志愿者等建立困難幫助小組，入戶點對點解答技術使用過程中的困難，打消農村老人特別是獨居、空巢老人對智能產品錯誤使用后果的擔憂。

（三）重塑互聯網文化環境，補足互聯網賦權短板

從研究結論可以看出，盡管部分老人利用互聯網進行了自我賦權的嘗試，但互聯網環境中信息質量、價值體系等方面問題限制其福祉增進，由此需進一步優化互聯網文化環境，補齊老人互聯網賦權的板塊。其一，優化網絡環境監管機制，設定信息標準規范，加大網絡內容監管巡查力度，嚴厲打擊不良違法信息，避免網絡詐騙、迷信傳言、邪教內容等信息造成財產損失甚至身心傷害；其二，以積極老齡化理念引導鄉村網絡文化向好發展，鼓勵產出以弘揚積極向上、愛老敬老價值觀等題材的網絡文化產品與服務，消除社會歧視，為老人創造更和諧溫暖的網絡環境，從而促使老人在“入網”過程中感受到更強大的情緒價值。