互聯網使用、體育鍛煉對農村居民幸福感的影響
——基于CFPS2018數據的實證研究

吳贊贊 龔 璇 李 祥 鄒佳敏

江西農業大學經濟管理學院，江西 南昌 330045

0 引言

《中國統計年鑒》數據顯示，2021 年我國城鎮居民人均可支配收入為4.741 1 萬元，農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《全球幸福指數報告》顯示，中國幸福指數為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，物質條件的改善并未促進居民幸福感的提升，經濟發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下急需破解的難題，尤其是針對農村居民這一龐大群體。

隨著數字經濟時代的來臨，互聯網已與農村居民的生產和生活深度融合。因此，互聯網的普及會不可避免地影響農村居民幸福感。當前，較多學者深入研究了互聯網對居民幸福感的影響，且取得了一定的成果。多數學者認為，互聯網使用可以通過拓展社會網絡、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］提升農村居民幸福感。此外，也有極少數學者認為，互聯網帶來的網絡詐騙、暴力等會對居民的情緒產生不利影響［3］。但是，現有研究多把社會資本、工作就業、信息獲取、消費方式等作為中介變量探究互聯網使用對農村居民幸福感的影響［4-5］，少有學者把體育鍛煉作為中介變量探究互聯網使用對農村居民幸福感的影響。鑒于此，筆者選用2018 年中國家庭追蹤調查（China Family Panel Studies，CFPS）數據，探討互聯網使用對農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 互聯網與農村居民幸福感

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5 類。而互聯網的普及為滿足這些需要提供了重要保障。當前，互聯網早已與傳統農業、農村、農民生活深度融合。雖然有學者提出使用互聯網會降低居民幸福感（如致使公眾注重收入比較，物質欲望增強；沉迷虛擬網絡世界，不注重社交，孤獨感增強［7］；色情、暴力等不良網站對居民的身心健康帶來不良影響，甚至誘發心理疾?。?］），但總的來看，生活上，農村居民利用互聯網進行購物、社交及休閑娛樂，從而帶來更多幸福感［6］；生產上，農村居民利用互聯網學習，可促進其非農就業、創業及農業機械化生產，從而提升收入和獲得感。基于以上分析，筆者提出以下假說。

H1：互聯網使用可以使農村居民擁有更高的幸福感。

1.2 體育鍛煉與主觀幸福感

有學者指出，經常參與體育鍛煉的人，其主觀幸福感更強［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面情緒，而且能從生理上增強其自我健康感知，進而提升居民幸福感?；谝陨戏治?，筆者提出以下假說。

H2：體育鍛煉可以顯著提升農村居民幸福感。

1.3 互聯網與體育鍛煉

互聯網使用除了對農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村居民的幸福感。2020 年國務院頒布的《關于加強全民健身場地設施建設的意見》強調，要推進“互聯網+健身”，借助網絡技術提升居民鍛煉的積極性。目前，網絡技術早已與體育鍛煉相融合，居民可以通過互聯網突破時間和地域的限制，及時獲取相關的體育鍛煉信息和服務，從而促進身心健康發展。此外，在大數據背景下，互聯網可以精準地為居民推送體育信息和適用的運動設備?；谝陨戏治觯P者提出以下假說。

H3：互聯網使用促使居民加強體育鍛煉，從而提升其幸福感。

2 研究設計

2.1 數據來源

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

2.2 模型構建

2.2.1 多元有序Logit模型

農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）進行研究可能會存在相應的誤差。為此，筆者借鑒查雅雯等［10］的研究，構建Ologit模型［見式（1）］探究互聯網使用對農村居民幸福感的影響。

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

2.2.2 中介效應模型

為深入探究互聯網使用是否會通過體育鍛煉間接影響農村居民幸福感，筆者根據溫忠麟等［11］的中介效應模型進行研究分析。模型設定為

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

2.3 變量選取

2.3.1 因變量

因變量為農村居民幸福感。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村居民幸福感不夠客觀，但是只要誤差沒有規律性，回歸結果就不會出現偏差。通過調查得出，農村居民幸福感分值為7.210，可見農村居民整體幸福水平較高。

2.3.2 核心自變量

核心自變量為互聯網使用。為更好地衡量此變量，選取問卷中“您是否使用電腦上網？”這個問題來表征。若回答“是”則視為“使用互聯網”，并賦值為1；若回答“否”，則視為“不使用互聯網”，并賦值為0。調查樣本中，使用互聯網的農村居民占比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，已被大眾所認可。調查樣本中，農村居民平均一周鍛煉2 次，可見農村居民積極參與體育鍛煉。

2.3.4 控制變量

根據已有研究，農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 基準回歸

在基準回歸之前，筆者先借助SPSS 26 軟件對各變量進行共線性問題診斷。診斷結果顯示，變量最大方差膨脹系數（Variance Inflation Factor，VIF）為1.549，且遠小于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 軟件對所有變量進行回歸，結果如表2所示。

表2 回歸結果

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

體育鍛煉系數為正，且在1%的水平上顯著影響農村居民幸福感，表明農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。這可能是因為經常進行體育鍛煉的人會擁有穩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、家庭規模對農村居民幸福感并無顯著影響。性別在1%的水平上負向影響農村居民幸福感，說明與男性相比，女性的幸福感指數更高，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村居民幸福感，說明學歷越高的人越幸福。這可能是因為高學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村居民幸福感，說明擁有強健的體魄及組建溫馨家庭的農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，社會網絡越廣闊，其幸福感效應越明顯。

3.2 中介效應檢驗分析

由上述分析可知，互聯網使用與體育鍛煉都有利于農村居民幸福感的提升，因此進一步檢驗農村居民使用互聯網是否會通過體育鍛煉提高其幸福感指數，結果如表3 所示。由表3 的模型（2）可知，互聯網使用正向顯著影響農村居民幸福感；由模型（3）可知，互聯網使用正向顯著影響農村居民體育鍛煉；由模型（4）可知，體育鍛煉在互聯網使用對農村居民幸福感影響中起到部分中介作用。

表3 中介效應分析

為使檢驗結果更加穩健，運用Bootstrap 檢驗方法進一步驗證，重復抽樣1 000 次，結果如表3 所示。由表3 可知，間接效應的置信區間為（0.008，0.034），該區間不包含0，表明體育鍛煉在互聯使用對農村居民幸福感影響中具有中介作用。假說H3成立。

3.3 內生性檢驗分析

雖然上述分析得出互聯網使用會提升農村居民幸福感，但是在此過程中可能存在互為因果的內生性問題。為了檢驗是否具有內生性，筆者進行了豪斯曼檢驗。如果P值為0，則表明模型完全不顯著，拒絕原假設，排除互聯網使用為外生變量的可能性。筆者借鑒趙一凡［14］的研究，把“互聯網作為信息渠道的重要性”作為農村居民使用互聯網的工具變量。一般來說，“互聯網作為信息渠道的重要程度”會對農村居民互聯網的使用造成影響，但不會直接影響農村居民幸福感。在進行內生性檢驗之前，筆者使用弱工具變量檢驗確定工具變量是否足夠強。結果顯示，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）進行內生檢驗可能會失效，為使結果更加穩健，運用擴展回歸模型（Extended Regression Models，ERM）進行驗證，回歸結果如表4 所示。在2SLS 回歸檢驗中，互聯網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網使用，說明工具變量與互聯網使用具有相關性；第二階段中，在糾正內生性問題后，互聯網使用對農村居民幸福感的提升具有促進作用。這說明回歸結果具有良好的穩健性。在ERM 方法的回歸中，結果與之相同，說明內生性問題檢驗結果穩健。

表4 內生性檢驗

3.4 穩健性檢驗

為檢驗上述基準回歸結果是否穩定可靠，筆者借鑒冷晨昕等［15］的研究，利用Oprobit 模型和OLS 模型進行穩健性檢驗，結果如表5所示。

表5 穩健性檢驗

由表5 可知，無論是Oprobit模型還是OLS 模型的結果，都顯示出互聯網使用、體育鍛煉都可以提升農村居民幸福感。各變量的顯著程度、系數符號與前文回歸結果并無較大差異，通過穩健性檢驗。

3.5 異質性分析

筆者從性別和受教育程度2 個方面來考量互聯網使用對農村居民幸福感影響的異質性。由表1可知，農村居民受教育程度的均值為2.417，說明農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及以下和初中及以上兩個方面?；貧w結果如表6所示。

表6 異質性分析

從表6 可知，在性別方面，互聯網使用對農村女性居民幸福感的提升具有顯著的促進作用，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絡進行購物、社交等，可能導致互聯網使用對女性的幸福效應更為強烈。從受教育程度來看，互聯網使用對學歷為小學及以下的居民幸福感的影響更為顯著，但對學歷為初中及以上居民幸福感的影響不顯著。這可能是因為，學歷為初中及以上的居民平時在日常工作與生活中經常接觸互聯網，所以其幸福感提升效應并不顯著。

4 結論

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