一、 研究假设

党的二十大报告指出，人的全面发展、全体人民共同富裕取得更为明显的实质性进展是我国当前发展的总体目标之一。实现共同富裕的过程既要逐渐消除城乡间对立与差别，也要关注共同富裕在人类全生命周期的实现。随着老龄化和信息化趋势的发展，利用信息技术提升农村老人幸福感逐渐成为推进共同富裕过程中的重要议题，引起了诸多学者的关注。已有大量研究指明了互联网在提升老人身心健康水平^[1]、扩宽社交网络^[2]、促进体育锻炼^[3]、推动社会适应与社会参与^[4] 等方面的作用。然而当前研究多数使用多元回归模型进行分析，存在内生性问题，且影响机制研究较为分散，其中针对农村老人使用互联网情况的更少。农村老人在经济条件、地理环境、文化氛围等方面均有别于城市老人，其对互联网及幸福的感知与整个群体亦存在差异，需要给予特别关注。有鉴于此，本文基于 2016 年、2018 年和 2020 年三轮中国家庭追踪调查（Chinese family panel studies，CFPS）数据，采用双向固定效应模型探究使用互联网对农村老人幸福感的影响及机制，以期为数字时代下完善老年保障政策提供更为全面的研究证据，助力实现全体人民共同富裕。

农村老人能够通过与互联网的接触与使用实现主动赋权，减轻自身的无权感，增进幸福感^[5]。结合其他学者研究，互联网使用主要从个体、人际关系和社会参与三方面减轻老人无权感，增进幸福感。在个体层面，互联网不仅为老人提供了休闲、学习、体育锻炼等日常活动的新场域，而且能够提高老人身心健康水平，使老人有能力有条件改善生活环境；在人际关系层面，互联网使用能扩宽社会网络、创造远程交流可能，帮助农村老人改善薄弱的家庭关系网络；在社会参与层面，互联网使用直接给予老人社会参与的表达渠道，有助于培养老人的表达意识，使农村老人群体的社会参与诉求得到满足。

综上，本文提出以下假设：H1：互联网使用与农村老人幸福感呈正相关。H2：身心健康水平在互联网使用与农村老人幸福感之间起中介作用；H2a：互联网使用与农村老人身心健康水平呈正相关；H2b：身心健康水平与幸福感呈正相关。H3：日常活动在互联网使用与农村老人幸福感之间起中介作用； H3a：互联网使用对农村老人日常活动有显著影响；H3b：日常活动与幸福感有相关关系。H4：代际支持在互联网使用与农村老人幸福感之间起中介作用；H4a：互联网使用与代际支持程度呈正相关； H4b：代际支持与幸福感呈正相关。H5：社会参与度在互联网使用与农村老人幸福感之间起中介作用；H5a：互联网使用与农村老人社会参与度呈正相关；H5b：社会参与度与幸福感呈正相关。

二、 变量解释与模型设定

（一） 数据来源与分析方法

本文数据来自 2016 年、2018 年和 2020 年三轮 CFPS数据。CFPS采用计算机辅助调查技术开展访问，样本覆盖25个省份，经2010年基线调查界定后的所有基线家庭成员及其今后的血缘/领养子女成为永久追踪对象。经数据清洗后，保留三轮调查中所有变量均有观测值的、60岁及以上的农村老人样本，共得到5 805个观测值。

本文利用StataMP 17（64⁃bit）软件对清洗后的数据进行描述性统计和回归分析。其中，描述性统计主要用于分析各变量均值、标准误以及不同特征老人使用互联网的比例。回归分析则重点应用于使用互联网与幸福感的相关关系检验和身心健康、日常活动、代际支持、社会参与等变量的中介效应分析。

（二） 变量设置

1 . 自变量、因变量与控制变量

本文关键的解释变量为是否使用移动设备上网。CFPS问卷调查老人互联网使用行为的相关问题包括，是否使用移动设备上网和是否使用电脑上网。初步统计后发现，老人对是否使用电脑上网这一问题的回答均为否，无法形成对照，故选用“是否使用移动设备上网”这一问题作为自变量。被解释变量则选用“有多幸福（分）”这一问题来测度。其中，因2018年、2020年两轮调查中的老人生活满意度均与其自评幸福感显著正相关（P<0.001），故以 2016 年调查中的生活满意度替代严重缺失的自评幸福感得分。控制变量的选择侧重于控制影响主观幸福感的无关变量，涵盖个人特征、家庭特征和社会特征，包括年龄、性别、受教育水平、宗教信仰、政治面貌、婚姻状况、个人收入、社会评价、是否参与养老保险、是否参与医疗保险等变量。

2 . 中介变量

基于上述假设，结合CFPS问卷设计，本文将从以下几方面探究影响老人幸福感的机制。一是身心状况，身体健康情况采用老人身体健康自评得分 （1~5分）衡量，得分越高，健康水平越高。心理健康方面，CFPS使用的流调中心抑郁量表（CES⁃D）8与传统CES⁃D20具有较高的一致性，适合中国居民^[6]，因此，本文采用CES⁃D8，包括情绪低落、悲伤难过、睡眠不好等8道题目（2道反向题目），在对发生频率分别赋值的基础上进行加总，分值越高，表明心理健康状态越差。二是日常活动，侧重休闲娱乐、学习、体育锻炼三方面，分别采用看电视电影频率、是否读书和锻炼身体频率衡量。三是代际支持，选用过去半年为老人料理家务或照顾其饮食起居频率、月提供经济帮助数额和过去半年与子女关系如何来分别评价代际照料支持、代际经济支持和代际情感支持，并将三者得分之和作为代际支持程度衡量指标。四是社会参与，重点考察政治了解和政治表达两类政治参与行为，即采用是否通过网络了解政治和是否通过网站发表政治言论两个问题分别进行测度，再将回答相应赋分加总以得到社会参与度水平。各变量的赋值情况见表1。

（三） 模型设定

本文采用固定效应模型进行估计，模型设定如下：

式（1）中，Happiness_i，t是样本 i 在 t 时刻的幸福感自评得分。Internat_i，t是一个虚拟变量，表明个体i 在t 时刻是否使用互联网，如果是，则为1。X_i，t为影响幸福感的其他控制变量。λ_i是个体固定效应，η_t 是时间固定效应，ε_i，t是误差项。

为避免遗漏相关变量带来的内生性威胁，本文采用双向固定效应模型控制个体固定效应和时间固定效应。同时，引入基期幸福感Happiness₁₆与时间趋势t 的交乘项、县虚拟变量County与时间趋势t的交乘项来控制随时间变化的遗漏变量，消除可能随时间变化的内生性因素以及县级经济发展水平变化对幸福感的影响，使估计结果更精确。

在分析互联网对老年人幸福感的影响机制时，本文借鉴Cutler等（2010）^[7] 的方法，将式（1）中被解释变量替换成身心状况、日常活动、代际支持和社会参与。其模型设定如下：

Mechanism_i，t是假设中提到的中介变量，包括反映身心状况、日常活动、代际支持和社会参与的变量。其他变量的定义与式（1）中相同，各变量的描述性统计见表1。

三、 实证估计

（一） 描述性统计

首先，农村老人使用互联网的概率较低。使用互联网的农村老人仅有5.6%（表1）。其次，不同特征农村老人的互联网使用行为存在差异。随着年龄增长，使用互联网的老人占比逐渐降低。从低龄、中龄到高龄，使用互联网的农村老人占比依次为6.66%、4.33%和4.24%（表2）。再次，其他特征同样影响着老人使用互联网，无论在哪一年龄段，在婚（有配偶）或同居较无配偶、离婚或丧偶，无宗教信仰较有宗教信仰，共产党员较非共产党员，其使用互联网的比例均更高；除高龄老人，随受教育水平的提高，农村老人使用互联网的比例呈递增趋势；不同年龄段老人使用互联网的比例整体上呈现随收入水平提高而升高的趋势（表2）。

（二） 使用互联网的影响

采用多期双重差分（DID）模型估计互联网使用对农村老人幸福感影响的结果显示，互联网使用显著提高了农村老人的主观幸福感评分（表3）。具体而言，未加入控制变量时，互联网使用与老人幸福感评分并不显著相关，在逐步加入控制变量和交乘项后，互联网使用与老人幸福感评分显著相关，R² 值由 0.001增加到0.234，表明确有控制变量和随时间变化的外生变量影响了农村老人的主观幸福感，在其被控制后模型拟合结果更能反映实际情况。在5%的显著性水平下，互联网使用能够使农村老人主观幸福感评分增加0.278分。此外，表3的（2）至（4）列的回归结果表明，在分别去掉控制变量和交乘项后，虽然自变量系数和R² 均有所下降，但互联网使用与农村老人幸福感仍显著正相关，表明结果具有一定稳健性。

使用DID进行估计的一个非常必要的前提条件是实验组和对照组在受到“处理”前满足平行趋势。为此，本文进行了平行趋势检验（图1）。可以看到，在前期，互联网使用对老人幸福感的影响系数并不显著异于0，说明对照组（未加入控制变量） 和实验组在幸福感趋势方面并不存在显著差异。并且，随时间流逝，老人自评幸福感低的概率逐渐增加。使用互联网后，农村老人当期自评幸福感高的概率显著增加。

（1）列未加入控制变量；（2）列加入控制变量；（3）列仅引入县虚拟变量与时间交乘项、基期幸福感与时间交乘项；（4）列同时引入控制变量、县虚拟变量与时间交乘项以及基期幸福感与时间交乘项。***、**和*分别表示在 1%、5%和 10%的显著性水平下显著。数值为回归系数，括号内是在个人层面聚类的标准误。由于篇幅限制，时间固定效应和个体固定效应未汇报。

四、 使用互联网对老人幸福感的影响机制分析

（一） 使用互联网对农村老人的影响

本文主要从健康状况、日常活动、代际支持和社会参与四方面采用双向固定效应模型来评估老人使用互联网后的状况。从表4可见，在10%的显著性水平，互联网的使用显著提升了农村老人身体健康自评水平，这与其他学者的相关研究一致^[1]。老人利用手机从视频平台、公众号等媒体中获取保健知识、养生知识等改善身体健康情况的信息与知识，并加以运用，从而帮助其提高身体素质。

在10%的显著性水平，使用互联网并不能降低农村老人的抑郁症状（表4）。这一结果与前人相关研究有所出入。当前关于使用互联网提高老人心理健康水平的解释主要有两种：一是使用互联网提高了老人与子女联系的频率，更便于老人提出被照料的需求，帮助其获取代际支持，从而缓解孤独感和无助感^[8]。二是老人通过互联网增强对社会的认知和信任，进而降低其抑郁症状^[9]。而农村老人正是在上述两种解释上体现出不同之处。对此，本文采用双向固定效应模型对上述相关变量间关系进行估计，结果进一步印证了农村老人的群体特性。其一，受文化水平有限、学习能力退化等因素影响，多数使用手机的农村老人仅仅掌握接听网络电话等技能，无法熟练掌握通信软件中的文字输入、视频通话等复杂使用技巧，从而难以主动使用手机与子女联系，无法显著提升其与子女联系的频率（系数为0.008，P=0.263）；其二，部分老人使用手机提升了代际联系频率，使过去需要当面沟通的事项借助网络实现远程处置，降低了老人与子女见面频率（系数为-0.004，P=0.340），使老人对孤独的感知更为具象化；其三，受客观条件限制，农村老人获取照料支持不仅仅意味着老人主动向子女提出被照料的需求，还意味着子女时间成本和经济成本的付出，因此互联网使用对提升老人获取代际照料支持的影响并不显著；其四，老人在网络中获取信息的频率与其对民生问题的感知相关，越频繁获取信息越容易认为民生问题严重^[10]，可见频繁使用互联网会使老人社会信任度下降 （系数为-0.066，P=0.008）。

如表4所示，使用互联网对农村老人的日常活动影响有限。具体而言，互联网使用显著降低了老人看电视电影的频率。老人或因主观上对传统媒介的坚持，或因客观上复杂操作要求对其学习能力和实操能力的巨大挑战，并不会选择使用手机看电视电影，这就使得互联网使用时间对老人休闲娱乐时间存在一定的挤出效应。互联网使用并未显著提升老人锻炼身体频率和阅读频率。一方面，老人因身体功能退化被迫退出农业劳动，不适感与空虚感突增，多选择以感官刺激为基础的低俗活动来填补闲暇时光^[10]，难以主动形成阅读和锻炼身体的习惯。另一方面，主动进行电子书阅读和线上运动技能学习对老人信息检索、信息运用、软件使用等方面的技能和能力提出了较高要求，多数老人受认知水平、身体状况等因素所限无法自主完成，从而无法发挥互联网在改善老人生活方面的潜力。

而在代际支持方面，结果表明互联网主要通过提高代际情感支持的获得频率来显著提升代际支持度。互联网为老人和子女搭建起更快捷的沟通渠道，尽管多数老人因能力所限无法主动使用智能设备与子女联系，但子女可以经常使用手机通话与老人取得联系，因而老人能更频繁感受到子女，特别是无法经常见面的子女的关心与问候，其对子女的关系有更为乐观和积极的感知。

在 1%的显著性水平，老人使用手机上网显著提高了社会参与程度。采用双向固定效应模型对其相关变量估计后发现，使用互联网后，老人通过网络了解政治的概率显著提高了47.9%（表4）。

***、**和*分别表示在 1%、5%和 10%的显著性水平下显著。括号内是在个人层面聚类的标准误。由于篇幅限制，时间固定效应和个体固定效应未汇报。

（二） 中介变量与因变量之间的关系

表5 报告了各中介变量与主观幸福感的回归结果。（2）至（5）列结果显示，当分别加入中介变量后，使用互联网对幸福感的正向影响依然显著，在一定程度上证明了结果的稳健性。而当引入全部中介变量后发现，身体健康和代际支持的中介效应仍然显著，而互联网使用对幸福感的影响不再显著，说明互联网使用主要通过改善农村老人身体健康状况和提升代际支持获取频率来影响其幸福感。

（1）列没有控制任何中介变量，（2）至（5）列是在（1）列基础上分别加入身体健康、看电视电影、代际支持、社会参与等中介变量，（6）列则加入了所有中介变量。***、**和*分别表示在 1%、5%和 10%的显著性水平下显著。括号内是在个人层面聚类的标准误。

首先，身体健康水平能显著影响农村老人幸福感指数。其他学者研究同样表明，使用互联网能够显著提升老人对身体健康水平的主观评价，从而提升其幸福感指数。身体健康状况较差、常年依赖药物的农村老年人，其主观幸福感较身体健康的老人更低^[11]。

其次，看电视频率与老人幸福感水平并不呈现显著相关关系。当前电视仍然是农村老人观看电视剧、电影的主要娱乐媒介，但观看电视并不能给老人带来良好的体验。老人对电视人物的偏爱与其准社会交往显著相关，然则当前电视语言体系中的老人形象特别是农村老人形象常被刻板化和边缘化，缺少真实性和多样性，老人收看电视时难以与荧幕中的老人形象产生共鸣，虽花较多时间观看电视，但并不能享受到缓解压力的益处^[12]，从而无法提升幸福感。

再次，代际支持的获取对老人主观幸福感的提升有显著正向影响。代际支持度每提升1个单位，老人主观幸福感分数提升0.122分。其他研究同样表明，“多子”不一定“多福”，农村老人的主观幸福感更大程度上是受代际支持的影响^[13]，而互联网使用能够帮助老人获取更多的代际情感支持，从而提高老人主观幸福感。

最后，老人社会参与度与其主观幸福感并无显著的正向相关关系。尽管农村老人这一弱势群体能利用互联网获取政治信息、发表政治言论，然而其社会参与度的提高无法显著提升其幸福感。当老人在网络中获取信息时，因受各种主客观因素影响，对民生问题的感知较为消极，且越频繁获取信息越容易认为民生问题严重^[10]，从而影响其对生活环境的幸福感知。虽然老人能通过网络发表言论和看法，但网络中所发表的观点容易石沉大海，未能感受到被人尊重和重视，无法满足其再社会化的需求。

五、 结论与建议

本文利用 2016 年、2018 年和 2020 年三轮 CF⁃ PS 调查数据，采用多期 DID 模型验证了使用互联网对农村老人幸福感的影响，并进一步从身心状况、日常活动、代际支持和社会参与等四方面分析了使用互联网影响农村老人幸福感的机制。结果表明，使用互联网显著增加农村老人的主观幸福感知。具体而言，使用互联网能显著提高老人身体健康自评分数、代际支持度，从而提高其幸福感水平。

农村老人作为老年群体中较为弱势的群体尚未充分享受到数字红利。其一，享受到互联网红利的农村老人极少。究其原因，对大多数农村老人而言，使用互联网不仅意味着较高的学习成本和经济负担，还可能会因缺乏学习渠道等客观局限而止步。其二，使用互联网的农村老人享受到的互联网红利十分有限。一方面，尽管部分老人能靠自我摸索掌握互联网简单操作，但缺少相关知识获取渠道，仍无法掌握扫码支付等复杂操作，致使相比于拥有社区老年大学等多元学习途径的城市老人，农村老人群体只能享受到极其有限的互联网红利；另一方面，当前互联网环境仍存在信息良莠不齐、积极老龄化话语体系缺失等问题，互联网的赋权机制出现漏洞，赋权功能减弱，老人即使主动赋权也难以增进自身福祉。针对以上分析，本文提出以下建议。

（一） 大力推进数字乡村建设，夯实互联网赋权的物质基础

数字化建设薄弱是农村互联网使用率低的关键技术缘由。2019 年 5 月，中共中央、国务院发布 《数字乡村发展战略纲要》，将加快乡村信息基础设施建设视作数字乡村发展战略的第一项重点任务，要求大幅提升乡村网络设施水平，加快乡村水利、电力、公路、冷链物流等基础设施的数字化转型。作为同样面临城乡差距大和农村老龄化程度高两大难题的国家之一，韩国政府十分重视农村数字化建设，通过大力投资通信基础设施建设、搭建移动通信系统、积极开展信息化村计划等措施，使计算机在韩国农村家庭全面普及，农村信息化水平位于世界前列^[14]。他山之石，可以攻玉。我国同样需要继续推进农村网络基础设施建设，扩大农村网络设施覆盖面，为老人使用智能产品提供技术环境基础；积极引导有能力的社会力量以不同方式投入农村数字化设备与服务建设，开发适老化智能设备与应用^[15-16]，优化农村老人互联网使用体验。

（二） 重视农村老人信息贫困难题，助力老人实现自我赋权

技术获取层面，搭建适宜农村老人的信息服务补偿机制，设立专项资金定向对接农村贫困老人的数字化设施与服务，加大对贫困老年人口的财政补贴与优惠力度^[15]，并积极推进差异化补贴机制，根据各地经济发展情况制定个性化的数字设备购买补贴与信息服务资费方案，降低老人使用互联网的经济成本。技术使用层面，要多途径宣传互联网优势，以电视剧、小品等寓教于乐的方式在农村老人常用媒体上宣传互联网的便利之处，或通过村集体定期组织展示活动、发挥老党员引领作用等方式在老人群体中传播互联网的实用功能。鼓励“触网”“入网”“驭网”，引导老人转变观念，消解学习能力不自信导致的抵触情绪或恐惧感，提高老人对互联网的技术接受度。还应建立农村老人信息能力培养机制，可以参考地方经验，通过“农村网校”等形式设立专门的行政村信息培训站^[16]，为“入网”老人提供操作技能、信息甄别等相关课程，提升老人技能水平和认知水平；建立技术困难帮助机制，组织党员、志愿者等建立困难帮助小组，入户点对点解答技术使用过程中的困难，打消农村老人特别是独居、空巢老人对智能产品错误使用后果的担忧。

（三） 重塑互联网文化环境，补足互联网赋权短板

从研究结论可以看出，尽管部分老人利用互联网进行了自我赋权的尝试，但互联网环境中信息质量、价值体系等方面问题限制其福祉增进，由此需进一步优化互联网文化环境，补齐老人互联网赋权的板块。其一，优化网络环境监管机制，设定信息标准规范，加大网络内容监管巡查力度，严厉打击不良违法信息，避免网络诈骗、迷信传言、邪教内容等信息造成财产损失甚至身心伤害；其二，以积极老龄化理念引导乡村网络文化向好发展，鼓励产出以弘扬积极向上、爱老敬老价值观等题材的网络文化产品与服务，消除社会歧视，为老人创造更和谐温暖的网络环境，从而促使老人在“入网”过程中感受到更强大的情绪价值。

参考文献