吳贊贊 龔 璇 李 祥 鄒佳敏

江西農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江西 南昌 330045

0 引言

《中國統(tǒng)計年鑒》數(shù)據(jù)顯示，2021 年我國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入為4.741 1 萬元，農(nóng)村居民人均可支配收入為1.893 0 萬元，分別是2001 年的6.9 倍和7.9 倍。但是，2022 年《全球幸福指數(shù)報告》顯示，中國幸福指數(shù)為5.585（滿分10分），排名72位，并且近年來一直位于中等水平。由此可見，物質(zhì)條件的改善并未促進(jìn)居民幸福感的提升，經(jīng)濟(jì)發(fā)展和收入水平并不是居民幸福感的決定性因素。由此，探究居民幸福感的其他影響因素，切實提升居民幸福感成為當(dāng)下急需破解的難題，尤其是針對農(nóng)村居民這一龐大群體。

隨著數(shù)字經(jīng)濟(jì)時代的來臨，互聯(lián)網(wǎng)已與農(nóng)村居民的生產(chǎn)和生活深度融合。因此，互聯(lián)網(wǎng)的普及會不可避免地影響農(nóng)村居民幸福感。當(dāng)前，較多學(xué)者深入研究了互聯(lián)網(wǎng)對居民幸福感的影響，且取得了一定的成果。多數(shù)學(xué)者認(rèn)為，互聯(lián)網(wǎng)使用可以通過拓展社會網(wǎng)絡(luò)、拓寬消費和信息渠道、提升社會信任、提高工作能力等方式［1-2］提升農(nóng)村居民幸福感。此外，也有極少數(shù)學(xué)者認(rèn)為，互聯(lián)網(wǎng)帶來的網(wǎng)絡(luò)詐騙、暴力等會對居民的情緒產(chǎn)生不利影響［3］。但是，現(xiàn)有研究多把社會資本、工作就業(yè)、信息獲取、消費方式等作為中介變量探究互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)村居民幸福感的影響［4-5］，少有學(xué)者把體育鍛煉作為中介變量探究互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)村居民幸福感的影響。鑒于此，筆者選用2018 年中國家庭追蹤調(diào)查（China Family Panel Studies，CFPS）數(shù)據(jù)，探討互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)村居民幸福感的影響，并研究體育鍛煉的中介作用。

1 理論與研究假說

1.1 互聯(lián)網(wǎng)與農(nóng)村居民幸福感

馬斯洛理論把需要分成生理需要、安全需要、社交需要、尊重和自我實現(xiàn)5 類。而互聯(lián)網(wǎng)的普及為滿足這些需要提供了重要保障。當(dāng)前，互聯(lián)網(wǎng)早已與傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)、農(nóng)村、農(nóng)民生活深度融合。雖然有學(xué)者提出使用互聯(lián)網(wǎng)會降低居民幸福感（如致使公眾注重收入比較，物質(zhì)欲望增強(qiáng)；沉迷虛擬網(wǎng)絡(luò)世界，不注重社交，孤獨感增強(qiáng)［7］；色情、暴力等不良網(wǎng)站對居民的身心健康帶來不良影響，甚至誘發(fā)心理疾?。?］），但總的來看，生活上，農(nóng)村居民利用互聯(lián)網(wǎng)進(jìn)行購物、社交及休閑娛樂，從而帶來更多幸福感［6］；生產(chǎn)上，農(nóng)村居民利用互聯(lián)網(wǎng)學(xué)習(xí)，可促進(jìn)其非農(nóng)就業(yè)、創(chuàng)業(yè)及農(nóng)業(yè)機(jī)械化生產(chǎn)，從而提升收入和獲得感?；谝陨戏治?，筆者提出以下假說。

H1：互聯(lián)網(wǎng)使用可以使農(nóng)村居民擁有更高的幸福感。

1.2 體育鍛煉與主觀幸福感

有學(xué)者指出，經(jīng)常參與體育鍛煉的人，其主觀幸福感更強(qiáng)［9］。體育鍛煉作為一種健康的生活方式，不僅可以從心理上減少人們的負(fù)面情緒，而且能從生理上增強(qiáng)其自我健康感知，進(jìn)而提升居民幸福感?；谝陨戏治?，筆者提出以下假說。

H2：體育鍛煉可以顯著提升農(nóng)村居民幸福感。

1.3 互聯(lián)網(wǎng)與體育鍛煉

互聯(lián)網(wǎng)使用除了對農(nóng)村居民幸福感有顯著的直接影響外，還可能通過體育鍛煉間接影響農(nóng)村居民的幸福感。2020 年國務(wù)院頒布的《關(guān)于加強(qiáng)全民健身場地設(shè)施建設(shè)的意見》強(qiáng)調(diào)，要推進(jìn)“互聯(lián)網(wǎng)+健身”，借助網(wǎng)絡(luò)技術(shù)提升居民鍛煉的積極性。目前，網(wǎng)絡(luò)技術(shù)早已與體育鍛煉相融合，居民可以通過互聯(lián)網(wǎng)突破時間和地域的限制，及時獲取相關(guān)的體育鍛煉信息和服務(wù)，從而促進(jìn)身心健康發(fā)展。此外，在大數(shù)據(jù)背景下，互聯(lián)網(wǎng)可以精準(zhǔn)地為居民推送體育信息和適用的運動設(shè)備。基于以上分析，筆者提出以下假說。

H3：互聯(lián)網(wǎng)使用促使居民加強(qiáng)體育鍛煉，從而提升其幸福感。

2 研究設(shè)計

2.1 數(shù)據(jù)來源

該研究的數(shù)據(jù)來源于CFPS2018。CFPS 由北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心實施，覆蓋25個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市），樣本容量達(dá)到16 000戶，旨在通過個體、家庭等層面反映我國經(jīng)濟(jì)、社會等方面的變遷。調(diào)查問卷總共分為5個部分：家庭成員問卷、家庭經(jīng)濟(jì)問卷、個人自答問卷、兒童家長代答問卷、個人代答問卷。根據(jù)該研究的需要，篩選問卷中涉及個人、家庭方面的數(shù)據(jù)，剔除不相關(guān)和缺失值數(shù)據(jù)，最終保留農(nóng)村居民樣本8 207份。

2.2 模型構(gòu)建

2.2.1 多元有序Logit模型

農(nóng)村居民幸福感是一個多元有序變量，采用普通最小二乘法（Ordinary Least Squares，OLS）進(jìn)行研究可能會存在相應(yīng)的誤差。為此，筆者借鑒查雅雯等［10］的研究，構(gòu)建Ologit模型［見式（1）］探究互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)村居民幸福感的影響。

式（1）中：Happinessi表示農(nóng)村居民幸福感，Interneti表示農(nóng)村居民是否使用互聯(lián)網(wǎng)，Xi表示農(nóng)村居民的個人及家庭特征變量α0，α1、γ1表示待估系數(shù)，εi表示隨機(jī)擾動項。

2.2.2 中介效應(yīng)模型

為深入探究互聯(lián)網(wǎng)使用是否會通過體育鍛煉間接影響農(nóng)村居民幸福感，筆者根據(jù)溫忠麟等［11］的中介效應(yīng)模型進(jìn)行研究分析。模型設(shè)定為

式（2）至式（4）中：Yi為農(nóng)村居民幸福感，X為互聯(lián)網(wǎng)使用情況，M為體育鍛煉情況，β為控制變量，λi為截距，εi為隨機(jī)擾動項，gi、a、b、c、c'均為待估系數(shù)。

2.3 變量選取

2.3.1 因變量

因變量為農(nóng)村居民幸福感。為更好地衡量此變量，選取問卷中“您覺得自己有多幸福？”這個主觀問題，將答案選項設(shè)置為0～10 分，0 分代表幸福感最低，10 分代表幸福感最高。雖然用主觀感受去表征農(nóng)村居民幸福感不夠客觀，但是只要誤差沒有規(guī)律性，回歸結(jié)果就不會出現(xiàn)偏差。通過調(diào)查得出，農(nóng)村居民幸福感分值為7.210，可見農(nóng)村居民整體幸福水平較高。

2.3.2 核心自變量

核心自變量為互聯(lián)網(wǎng)使用。為更好地衡量此變量，選取問卷中“您是否使用電腦上網(wǎng)？”這個問題來表征。若回答“是”則視為“使用互聯(lián)網(wǎng)”，并賦值為1；若回答“否”，則視為“不使用互聯(lián)網(wǎng)”，并賦值為0。調(diào)查樣本中，使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)村居民占比12%，整體比例偏低。

2.3.3 中介變量

中介變量為體育鍛煉。為更好地衡量此變量，選取問卷中“過去一周您鍛煉了幾次？”來表征。體育鍛煉作為一種健康的生活方式，已被大眾所認(rèn)可。調(diào)查樣本中，農(nóng)村居民平均一周鍛煉2 次，可見農(nóng)村居民積極參與體育鍛煉。

2.3.4 控制變量

根據(jù)已有研究，農(nóng)村居民幸福感還受到其他因素的影響。筆者借鑒陳鑫［12］、許海平［13］等人的研究，設(shè)置個人特征和家庭特征兩個控制變量。其中，個人特征包括性別、年齡、受教育程度、健康狀況、婚姻狀況、工作狀況、宗教信仰，家庭特征包括家庭規(guī)模、人情支出。

具體變量的定義和賦值如表1所示。

3 實證分析

3.1 基準(zhǔn)回歸

在基準(zhǔn)回歸之前，筆者先借助SPSS 26 軟件對各變量進(jìn)行共線性問題診斷。診斷結(jié)果顯示，變量最大方差膨脹系數(shù)（Variance Inflation Factor，VIF）為1.549，且遠(yuǎn)小于10，證明各變量之間的多重共線性問題不明顯。然后，利用Stata 17 軟件對所有變量進(jìn)行回歸，結(jié)果如表2所示。

表2 回歸結(jié)果

由表2 可知，互聯(lián)網(wǎng)使用在10%的水平上顯著正向影響農(nóng)村居民幸福感，說明農(nóng)村居民使用互聯(lián)網(wǎng)會帶來較高的幸福感效應(yīng)。第一，農(nóng)村居民可以利用互聯(lián)網(wǎng)開展休閑娛樂活動，以放松身心；第二，農(nóng)村居民可以在網(wǎng)絡(luò)上交友互動，以拓寬自己的社會網(wǎng)絡(luò)；第三，農(nóng)村居民還可以通過網(wǎng)絡(luò)獲取相關(guān)信息，使生活工作更加便利。假說H1得到驗證。

體育鍛煉系數(shù)為正，且在1%的水平上顯著影響農(nóng)村居民幸福感，表明農(nóng)村居民參與體育鍛煉有助于其幸福感的提升，假說H2得以驗證。這可能是因為經(jīng)常進(jìn)行體育鍛煉的人會擁有穩(wěn)定的情緒和健康的體魄，從而擁有更高的幸福感。

在個人特征與家庭特征中，宗教信仰、家庭規(guī)模對農(nóng)村居民幸福感并無顯著影響。性別在1%的水平上負(fù)向影響農(nóng)村居民幸福感，說明與男性相比，女性的幸福感指數(shù)更高，原因可能是男性通常是一家之主，承受著整個家庭的生活壓力。年齡在1%的水平上正向影響農(nóng)村居民幸福感，說明年齡越大其越幸福。這可能是因為隨著年齡的增長，居民積攢了一定的財富，且享受著兒女繞膝的生活。受教育程度在5%的水平上正向影響農(nóng)村居民幸福感，說明學(xué)歷越高的人越幸福。這可能是因為高學(xué)歷會使人找到體面的工作并獲得較高的收入。健康狀況和婚姻狀況都在1%的水平上正向影響農(nóng)村居民幸福感，說明擁有強(qiáng)健的體魄及組建溫馨家庭的農(nóng)村居民其幸福感越高。人情支出在5%的顯著水平上正向影響農(nóng)村居民幸福感。這可能是因為人情禮支出越多，說明社會資本越豐富，社會網(wǎng)絡(luò)越廣闊，其幸福感效應(yīng)越明顯。

3.2 中介效應(yīng)檢驗分析

由上述分析可知，互聯(lián)網(wǎng)使用與體育鍛煉都有利于農(nóng)村居民幸福感的提升，因此進(jìn)一步檢驗農(nóng)村居民使用互聯(lián)網(wǎng)是否會通過體育鍛煉提高其幸福感指數(shù)，結(jié)果如表3 所示。由表3 的模型（2）可知，互聯(lián)網(wǎng)使用正向顯著影響農(nóng)村居民幸福感；由模型（3）可知，互聯(lián)網(wǎng)使用正向顯著影響農(nóng)村居民體育鍛煉；由模型（4）可知，體育鍛煉在互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)村居民幸福感影響中起到部分中介作用。

表3 中介效應(yīng)分析

為使檢驗結(jié)果更加穩(wěn)健，運用Bootstrap 檢驗方法進(jìn)一步驗證，重復(fù)抽樣1 000 次，結(jié)果如表3 所示。由表3 可知，間接效應(yīng)的置信區(qū)間為（0.008，0.034），該區(qū)間不包含0，表明體育鍛煉在互聯(lián)使用對農(nóng)村居民幸福感影響中具有中介作用。假說H3成立。

3.3 內(nèi)生性檢驗分析

雖然上述分析得出互聯(lián)網(wǎng)使用會提升農(nóng)村居民幸福感，但是在此過程中可能存在互為因果的內(nèi)生性問題。為了檢驗是否具有內(nèi)生性，筆者進(jìn)行了豪斯曼檢驗。如果P值為0，則表明模型完全不顯著，拒絕原假設(shè)，排除互聯(lián)網(wǎng)使用為外生變量的可能性。筆者借鑒趙一凡［14］的研究，把“互聯(lián)網(wǎng)作為信息渠道的重要性”作為農(nóng)村居民使用互聯(lián)網(wǎng)的工具變量。一般來說，“互聯(lián)網(wǎng)作為信息渠道的重要程度”會對農(nóng)村居民互聯(lián)網(wǎng)的使用造成影響，但不會直接影響農(nóng)村居民幸福感。在進(jìn)行內(nèi)生性檢驗之前，筆者使用弱工具變量檢驗確定工具變量是否足夠強(qiáng)。結(jié)果顯示，P值為0.016，證明工具變量有效，同時排除了弱工具變量的可能。

由于該研究的因變量和自變量都是離散變量，使用最小二乘法（Two Stage Least Square，2SLS）進(jìn)行內(nèi)生檢驗可能會失效，為使結(jié)果更加穩(wěn)健，運用擴(kuò)展回歸模型（Extended Regression Models，ERM）進(jìn)行驗證，回歸結(jié)果如表4 所示。在2SLS 回歸檢驗中，互聯(lián)網(wǎng)作為信息渠道的重要程度在1%的顯著水平上正向影響互聯(lián)網(wǎng)使用，說明工具變量與互聯(lián)網(wǎng)使用具有相關(guān)性；第二階段中，在糾正內(nèi)生性問題后，互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)村居民幸福感的提升具有促進(jìn)作用。這說明回歸結(jié)果具有良好的穩(wěn)健性。在ERM 方法的回歸中，結(jié)果與之相同，說明內(nèi)生性問題檢驗結(jié)果穩(wěn)健。

表4 內(nèi)生性檢驗

3.4 穩(wěn)健性檢驗

為檢驗上述基準(zhǔn)回歸結(jié)果是否穩(wěn)定可靠，筆者借鑒冷晨昕等［15］的研究，利用Oprobit 模型和OLS 模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果如表5所示。

表5 穩(wěn)健性檢驗

由表5 可知，無論是Oprobit模型還是OLS 模型的結(jié)果，都顯示出互聯(lián)網(wǎng)使用、體育鍛煉都可以提升農(nóng)村居民幸福感。各變量的顯著程度、系數(shù)符號與前文回歸結(jié)果并無較大差異，通過穩(wěn)健性檢驗。

3.5 異質(zhì)性分析

筆者從性別和受教育程度2 個方面來考量互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)村居民幸福感影響的異質(zhì)性。由表1可知，農(nóng)村居民受教育程度的均值為2.417，說明農(nóng)村居民受教育程度整體偏低，因此，筆者將受教育程度分為小學(xué)及以下和初中及以上兩個方面?；貧w結(jié)果如表6所示。

表6 異質(zhì)性分析

從表6 可知，在性別方面，互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)村女性居民幸福感的提升具有顯著的促進(jìn)作用，但對男性群體的作用并不明顯。一般而言，女性更傾向于利用網(wǎng)絡(luò)進(jìn)行購物、社交等，可能導(dǎo)致互聯(lián)網(wǎng)使用對女性的幸福效應(yīng)更為強(qiáng)烈。從受教育程度來看，互聯(lián)網(wǎng)使用對學(xué)歷為小學(xué)及以下的居民幸福感的影響更為顯著，但對學(xué)歷為初中及以上居民幸福感的影響不顯著。這可能是因為，學(xué)歷為初中及以上的居民平時在日常工作與生活中經(jīng)常接觸互聯(lián)網(wǎng)，所以其幸福感提升效應(yīng)并不顯著。

4 結(jié)論

互聯(lián)網(wǎng)使用、體育鍛煉對農(nóng)村居民幸福感具有顯著的正向影響；農(nóng)村居民可以通過使用互聯(lián)網(wǎng)參與體育鍛煉進(jìn)而提升其幸福感，體育鍛煉在這個過程中發(fā)揮著中介作用，中介效應(yīng)值為9.5%；互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)村女性居民幸福感的提升具有顯著的促進(jìn)作用，但對男性群體的作用并不明顯；互聯(lián)網(wǎng)使用對學(xué)歷為小學(xué)及以下的農(nóng)村居民幸福感的影響更為顯著，但對學(xué)歷為初中及以上居民幸福感的影響不顯著。