1. 引言
20世纪90年代以来，互联网技术在中国迅速发展，特别是在“互联网+”战略的逐步推动下，互联网正普及全国，也正逐渐改变居民的传统生活方式和认知观念。按照2022年中国互联网络信息中心(CNNIC)发布的第49次《中国互联网络发展状况统计报告》中显示，到2021年12月为止，我国上网人数达10.32亿，互联网普及率达73.0%。这意味着互联网和5G在经济重点领域的创新不断加快并在惠民方面取得新进展。互联网也已渗透到我国各领域，对居民的衣食住行产生巨大影响。而幸福感是人们对自身生活满意度的一种认知评价和情感体验，必然会受到大众传媒的影响，居民的媒体使用行为也越来越成为影响居民主观幸福感不可忽视的因素之一。
社会网络对生活幸福感的影响也同样引起了社会学的关注，并取得诸多研究成果。国内外学者通过对世界观调查数据的分析发现，主观幸福感较高的人经常拜访亲戚、邻居和朋友。例如德国学者的研究验证了经常参加文化活动、拜访朋友、亲戚或邻居的人，经常获得更高的生活幸福感 [1]；学者通过对加拿大社会调查的研究也同样证实了，生活幸福感与探访朋友的频繁程度之间存在显著正相关 [2]；国内学者马万超发现社交网络会显著提升居民的幸福感，例如朋友聚会、亲戚聚会等 [3]。
在以往对影响幸福感因素的研究中，学者往往局限于媒体使用或者社会资本这一单因素对幸福感的影响，较少关注到媒体使用和社会网络对幸福感的综合影响。事实上，媒体使用也会影响社会网络，因此，媒体使用和社会网络是如何影响人们的幸福感，成了本研究的关键问题。基于此，本文利用2018年中国综合社会调查(CGSS2018)的数据，对媒体使用、社会网络与居民主观幸福感的关系进行研究，同时考察了媒体使用与社会网络的关系。一来是探讨在现有数据的基础上能否证明媒体使用和社会网络对主观幸福感具有较好的解释力，即媒体使用和社会网络能否影响居民主观幸福感；二来是分析媒体使用和社会网络对于居民主观幸福感是否在现实生活中存在异质性，即媒体使用和社会网络对居民主观幸福感的影响是否存在年龄差异。以此更有针对性地为提高居民主观幸福感建言献策，更进一步丰富居民幸福感的研究。
2. 文献回顾与理论假设
2.1. 媒体使用与居民主观幸福感
当今时代，媒体日益成为我们了解世界的渠道，给我们的认知、情感都带来了巨大的影响，以此影响我们的幸福感。格伯纳的“涵化理论”表示，媒体是现代社会中发展起来的一种“象征形式”，它会给人们对现实世界的认识和理解带来深远的影响，并且这种影响具有长期性、潜移默化的特点，它悄无声息的影响着人们对现实的理解 [4]。因此，接触和使用媒体能够直接影响人们的认知和价值观。
国内关于媒体使用对居民幸福感影响的研究也有一定的研究成果。早期学者姚君喜通过将幸福感和媒介联系起来分析得出结论，即媒介对于居民幸福感的认知评价有显著的建构和影响作用 [5]。韦路在研究媒介与主观幸福感关系的过程中，主要从主、客观两方面来分析，分析结果显示主观上媒介内容可以充实人们对生活的印象，改变人们的想法，以此影响大众的幸福感；客观上媒介使用能直接有效地提升大众的主观幸福感 [6]。葛雷雷，陈昱睿将媒体使用分为传统政务媒体的使用和新兴政务媒体的使用，分别验证其对居民幸福感的关系，结果表明两者之间呈正相关关系 [7]。然而，有学者在研究220名中国大学生网络交流的过程中，得出了网络社交互动的偏好与主观幸福感有显著的负向影响的结论，这表明媒体使用会导致幸福感下降 [8]。当今在互联网信息时代，网络信息纷乱繁杂，给我国居民的生活带来了巨大影响。因此，基于以上研究，提出研究假设：
假设1：媒体使用对居民主观幸福感有负向影响。
2.2. 社会网络与居民主观幸福感
根据社会学的经典观点通过人际交网建立和维护的社会网络，在某种程度上，作为一种互动和情感传递的手段，个体从中获得的认同、归属、信任等主观感知，能够有效激发积极心理情绪 [9]；另一方面，作为制度、权力运行的基础，人们可以通过社会网络获得经济资源、互惠互利等支持，有助于获得生活满足感 [10]。因此，无论从情感归属还是物质支持角度来看，社会网络对主观幸福感具有显著的正向作用。
提升主观生活幸福感至关重要的因素是社会交往中构建的物质支持和情感归属 [11]，社会网络通过隐藏在其中的网络资源间接性地发挥社会支持的作用。交往范围越广的人，并且其交往对象拥有越高的社会地位，他就能拥有越丰富的社会资本，同时拥有强大的动员力量。通过以上资源，他在现实生活中能够解决更多的问题，久而久之，主观幸福感也会慢慢提升。李平，朱国军在中国经济转型期的背景下，从社会网络变迁的视角以研究不同社会网络对居民幸福感的影响，研究结果发现提升居民幸福感的显著因素是传统社会资本和现代社会资本，特别是工作社会网络是影响居民幸福感的重要原因 [12]。李黎明，杨梦瑶，李晓光通过研究社会网络对中国城镇居民主观幸福感的影响，结果表明个体的社会网络对主观幸福感存在正向影响，而这种社会网络主要是指非正式社会网络 [13]。杨秀勇在研究社会资本对居民主观幸福感的影响的过程中发现，社会网络、邻里互动和朋友交往对居民主观幸福感具有显著的正向影响 [14]。因此，基于上述研究，提出研究假设：
假设2：社会网络对居民主观幸福感有正向影响。
2.3. 个体特征与居民主观幸福感
学界对影响幸福感因素的研究颇多，但大部分学者主要围绕人口统计学变量和社会经济变量对主观幸福感的影响做具体的探讨。徐映梅，夏伦在研究影响居民主观幸福感因素的过程中过构建了一个综合框架，分析结果显示人口学、经济、家庭、工作因素对主观幸福感的影响较强 [15]。刘同山，孔祥智研究了家庭经济等级、社会阶层对居民幸福感有着较强的正向作用，而家庭人均收入与幸福感呈显著的倒U型关系 [16]。陈婉婷，张秀梅研究了性别、年龄、婚姻、信仰、健康状况、社会地位自评、家庭收入等因素对居民的主观幸福感具有显著影响 [17]。黄嘉文通过研究表明教育程度与城市居民幸福感之间呈现显著的正相关关系 [18]。张体委通过研究发现居民收入水平和地区富裕程度对主观幸福感有显著的正向影响，收入水平越高居民幸福感越强 [19]。
本文的个体特征包括性别、年龄、户口类型、婚姻状况、受教育程度、收入、健康状况、社会经济地位这些变量。因此，基于以上研究，提出研究假设：
假设3：个体特征对居民主观幸福感有正向影响。
2.4. 媒体使用与社会网络
媒体使用与社会网络之间存在联系，即替代关系或强化关系 [20] [21]。持替代关系观点的研究认为媒体使用替代了其他日常活动的时间，比如面对面的社交。媒体使用导致人们与“真正的”社会关系相分离 [22]。而持强化关系观点的研究则认为媒体使用有利于加强和扩展现有的社会互动和交往。克劳特等学者在研究互联网使用的过程中发现，尽管互联网使用与家庭交流以及社交网络之间存在负相关关系但并不显著，但青年群体频繁使用媒体却能够增加家庭沟通和社会支持 [23]。美国的一项研究也证实了人们使用媒体与现有的社会网络之间有显著的正向影响 [24]。朋友之间开玩笑、聊八卦是网上交往的动力，这些互动内容能够进一步增进朋友之间的关系，以此维持和强化既有交往 [24]。然而，在国内，学者通过对在互联网上交往互动的研究，证明了虚拟网络和现实网络之间的转化和联系 [25]，互联网拓展了青年群体社交的渠道，通过互联网这一媒介，人们的关系由陌生变为熟悉，由此证实了互联网能够影响社会人际关系 [26]。因此，基于以上研究，提出研究假设：
假设4：媒体使用对社会网络有正向影响。
基于前人研究，形成理论假设模型，如图1所示，其中包括4种假设关系有待检验。
3. 数据来源与模型设定
3.1. 数据来源
本文数据均来源于2018年中国综合社会调查(CGSS)数据，CGSS是一个系统、全面数据库，主要涵盖了社会、家庭、个人等多个层次的数据。在CGSS2018年的数据库中，共有12,787个样本，由于本文研究需要，对样本进行处理，删除变量中的缺失值，获得最终样本量为10,750。
3.2. 变量选取
依据前文理论研究假设，本文主要探讨媒体使用、社会网络、个体特征对居民主观幸福感的影响。本文选取了CGSS2018问卷中的相关变量，并对一部分变量重新取值，以增强数据的规范性，相关变量及变量取值说明如表1所示，变量的描述性统计如表2所示。
Table 1. Variable and value description
表1. 变量及取值说明
注：数据来源为2018年中国综合社会调查(CGSS2018)。
3.2.1. 因变量：居民主观幸福感
本文研究的因变量为居民主观幸福感。因此，选取CGSS2018年问卷中的问题“总的来说，您觉得您的生活是否幸福？”。问卷选项分别为“1 = 非常不幸福、2 = 比较不幸福、3 = 说不上来幸福不幸福、4 = 比较幸福、5 = 非常幸福”，分别赋值1~5。结果显示：选项比例分别为1.3%、6.3%、13.8%、60.9%、17.7%。
3.2.2. 自变量：媒体使用、社会网络
本文研究的自变量是媒体使用、社会网络和个体特征。因此，分别选取CGSS2018年问卷中的问题“过去一年，您对互联网的使用情况是？”选项分别为“1 = 非常频繁，2 = 经常，3 = 有时，4 = 很少，5 = 从不”。结果显示：选项比例分别为29.9%、23.6%、9.4%、7.1%、29.9%。选取问卷中的“在过去一年中，您是否经常在您的空闲时间进行社交/串门？”这一问题，选项分别为“1 = 非常频繁，2 = 经常，3 = 有时，4 = 很少，5 = 从不”。结果显示：选项比例分别为4.46%、19.8%、31.1%、33.8%、10.8%。
3.2.3. 控制变量：个体特征
个体特征相当于本文研究的控制变量。本文参考以往学者的研究经验，选取问卷中的性别、年龄、婚姻状况、户口类型、受教育程度、收入水平、健康状况和社会经济地位这8个变量作为本文的控制变量。
通过数据统计得出：女性占比为53.3%，男性占比为46.7%，年龄取值范围为18至69周岁。在婚姻状况中，87.4%的居民已婚。户口类型方面，67.7%的居民是农业户口。在受教育程度上，居民多为小学及以下学历，占比高达31.4%。在收入水平中，居民个人年收入低于4万元的比例为70.3%。在健康状况中，40.4%的居民认为其身体比较健康。在社会经济地位中，38.7%的居民认为自身处于社会中层，也有35.87%的居民认为自身处于社会中下层。
3.3. 模型设定
为了对影响居民主观幸福感的因素进行实证分析，本文在借鉴其他学者的经典研究框架的基础上，结合上述变量设计，构建了较为简洁的居民主观幸福感影响因素分析模型，将媒体使用和社会网络作为两个主要参数变量，构建的基本模型如下所示：
(1)
(2)
(3)
其中，Happiness是指居民主观幸福感，Media是指媒体使用，Social Network是指社会网络，Controls是指性别、年龄、婚姻状况、户口类型、受教育程度、健康状况、收入水平和社会经济地位这一系列的控制变量，α是指常数项，β、γ、δ是指变量系数，ε是指误差项。其中，(1)式用来检验控制变量对居民主观幸福感的影响，(2)式是在(1)式的基础上加入媒体使用变量以检验媒体使用对居民主观幸福感的影响，(3)式是在(2)式的基础上加入社会网络变量以检验媒体使用、社会网络共同对居民幸福感的影响。
4. 实证分析
4.1. 媒体使用、社会网络对居民主观幸福感影响的模型分析
在回归分析之前，本文计算了因变量和自变量的方差膨胀因子(VIF)平均值为1，远小于10，这说明本文各变量之间不存在显著的多重共线性，也不存在模型过度拟合的情况。
根据研究需要，本文采用有序Logistic回归分析方法(Ordinal Logistic Models)，在控制个人特征变量的情况下，分析媒体使用、社会网络对居民主观幸福感产生的影响。因此，采用Stata16.0分析工具对数据进行处理，综合考察分析各变量对居民主观幸福感的影响程度，具体结果见表3。
模型1是控制变量个体特征对因变量居民主观幸福感的影响回归模型。由模型1可知，性别、年龄、受教育年限、婚姻状况、收入水平、健康状况和社会经济地位对居民主观幸福感均有显著影响。性别方面，男性的主观幸福感明显比女性的主观幸福感低，这可能是因为中国男性在家庭和事业中承受了很多压力，进而降低了自身的幸福感。年龄对居民主观幸福感的影响呈现先下降，后上升的趋势。在受教育年限方面，受教育年限对居民主观幸福感有显著的正向影响。在婚姻状况方面，与未婚的居民相比，已婚的居民主观幸福感程度更高。在收入水平方面，收入水平对居民主观幸福感的提升作用显著，即收入水平每提升一个层次，居民主观幸福感增加5%。在健康状况方面，健康显著正向影响居民主观幸福感，健康状况每增加一个单位，居民主观幸福感提升16%。在社会经济地位方面，社会经济地位对居民主观幸福感有显著的正向影响，即社会经济地位每提升一个层次，居民主观幸福感增加22.1%。由此，假设3得到了部分证明。
Table 3. The orderly regression results of media use and social network on residents’ subjective well-being
表3. 媒体使用、社会网络对居民主观幸福感的有序回归结果
注：*表示p < 0.1，**表示p < 0.05，***表示p < 0.01；系数下方括号内的值为标准误。
模型2是在模型1的基础上加入自变量媒体使用的回归模型。由模型2可知，媒体使用对居民主观幸福感有显著影响，但两者呈负相关关系，即媒体使用每增加一个单位，居民的主观幸福感会降低2.1%。这一结果与已有研究结果相一致。已有部分研究成果以青少年群体为例，研究青少年媒体使用对其产生负面影响，比如：沉溺于网络社交从而造成现实中的社交困难，很难融入某一群体而造成的“社恐”；不关心家庭关系并且不听家长的管教；容易相信不良与违法信息甚至引发更严重的社会问题等等，都会导致其幸福感下降。互联网的使用缩减了个人与家庭成员的交流，缩小了个人的交往圈，使得个人情绪的低落感和孤独感有所增加 [27]。本文认为媒体使用会降低居民主观幸福感的原因有可能是居民使用互联网越频繁，其所阅览的媒介内容对社会真实的重塑建构会扭曲人们对现实的认知，最终导致幸福感降低。由此，假设1得到了证明。
模型3是在模型2的基础上加入自变量社会网络的回归模型。由模型3可知，社会网络对居民主观幸福感具有显著的正向影响，即社会网络每增加一个单位，居民主观幸福感提高3.2%。在社会网络规模的扩大的同时，朋友比例也会有所上升，非正式社会互动频率也会有所增加，人们的主观幸福感也有所提升。社会网络能够通过情感陪伴、正面赞扬的方式在提高居民幸福感和生活满意度发挥作用。但也有一些学者的研究与本文的结果相反，他们认为社会网络可能会消耗一些社会资源和时间，引起个人消极的情绪，进而降低心理层面的幸福感 [28]。社会网络对生活幸福感的影响呈倒“U”型，即社会网络对生活幸福感的影响会随着社会网络的扩大而降低。不论社会网络对居民主观幸福感是产生正向影响还是负向影响，总而言之，社会网络会对居民主观幸福感产生影响。由此，假设2得到了证明。
4.2. 媒体使用对社会网络影响的模型分析
为了回答媒体使用是否会促进社会网络这一问题，本文采用Logistic回归模型进行分析，结果见表4。
Table 4. Regression model of the influence of media use on social network
表4. 媒体使用对社会网络影响的回归模型
注：*表示p < 0.1，**表示p < 0.05，***表示p < 0.01。
由表4所示，媒体使用对社会网络有显著的正向影响，媒体使用每增加一个单位，社会网络提高3.6%。这就证实了部分学者提及的媒体使用能够促进人们的社会交往。黄荣贵等学者将互联网对社会资本的影响总结成两种观点，一种是“时间置换效应”观点，表示互联网的使用会牺牲个人时间，从而减少了人们面对面交流的时间，即媒体使用与社会网络之间呈负相关关系；另一种是“社会补偿效应”观点，表示网络的匿名性有助于建立人际关系，互联网成为新的人际交往方式，较之于面对面交流，网上互动具有优越性，即媒体使用与社会网络之间呈正相关关系 [29]，本文的研究结果正是这一观点。由此，假设4得到了证明。
4.3. 媒体使用、社会网络对居民主观幸福感影响的年龄差异分析
上述内容分析了媒体使用、社会网络对居民主观幸福感的影响，但并未区分不同年龄段群体的幸福感效应。事实上，由于居民年龄的差异，使得其在媒体使用频率和社交频率方面会有很大的差异，从而进一步对其幸福感影响产生差异。因此，为了得到更为细化和更有意义的结论，本文进一步分年龄段分析媒体使用、社会网络对居民主观幸福感影响的差异性。以联合国教科文组织的定义为依据，本文将18~45岁定义为青年，45以上定义为中老年。回归结果如表5所示。
回归结果显示，在控制其他变量的条件下，在性别差异方面，青年女性的居民主观幸福感最明显，中老年女性居民次之；在受教育年限差异方面，青年居民主观幸福感最显著，对中老年居民主观幸福感无显著影响；在户口类型差异方面，青年和中老年居民的主观幸福感都无显著影响；在婚姻状况差异方面，青年居民主观幸福感要高于中老年居民主观幸福感，且都体现在已婚居民身上；收入水平差异方面，青年和中老年居民主观幸福感都没有显著影响；在健康状况差异方面，青年居民主观幸福感最明显；在社会经济地位差异方面，中老年居民主观幸福感最明显。媒体使用对居民主观幸福感的影响呈负相关，但媒体使用对中老年居民主观幸福感的负面影响要低于青年居民的负面影响，这表明随着年龄的增长，媒体使用对居民主观幸福感的影响越来越显著。然而，社会网络对青年居民主观幸福感的影响最显著，对中老人主观幸福感的影响次之，这表明社会网络对居民主观幸福感的影响会随着年龄的增加而降低。
Table 5. Regression model of the influence of media use and social network on residents’ subjective well-being in different age groups
表5. 不同年龄段媒体使用、社会网络对居民主观幸福感影响的回归模型
注：*表示p < 0.1，**表示p < 0.05，***表示p < 0.01。
总体而言，媒体使用、社会网络以及个体特征对居民主观幸福感影响具有显著的年龄差异。性别对青年女性居民主观幸福感的影响最大，受教育程度、婚姻状况、健康状况则对青年居民主观幸福的影响最显著，社会经济地位则对中老年居民主观幸福感的影响最明显，而媒体使用对中老年居民主观幸福感的影响较大，社会网络则对青年居民的影响最明显。
4.4. 稳健性检验
为了检验OLogit模型的稳健性，本文将选用OProbit回归模型对相同变量进行回归，以此比较两种模型回归结果是否是一致的。OProbit回归结果如表6所示。OProbit模型与OLogit模型的回归结果均相同，表明研究结果具有较高的可靠信，即媒体使用、社会网络对居民主观幸福感具有显著的影响。
Table 6. The OProbit model of the impact of media use and social network on residents’ subjective well-being
表6. 媒体使用、社会网络对居民主观幸福感影响的OProbit模型
注：**表示p < 0.05，***表示p < 0.01。
5. 结论与启示
随着网络信息社会的发展，使用媒体技术已经成为居民生活的重要组成部分，现有的社会关系网络也在逐步扩展，这些都是提高居民生活水平和幸福感的重要一环。本文利用CGSS2018年的数据，采用有序Logit回归模型，实证分析了媒体使用、社会网络对居民主观幸福感的影响，验证了媒体使用与社会网络的关系，并进一步分析了不同年龄段居民媒体使用、社会网络对主观幸福感影响，采用有序Probit回归模型进行稳健性检验，为提升居民幸福感提供有效的政策建议。
第一，媒体使用与居民主观幸福感之间呈负相关关系；社会网络对居民主观幸福感之间呈正相关关系；在控制其他变量的情况下，性别、年龄、受教育年限、婚姻状况、收入水平、健康状况和社会经济地位对居民主观幸福感均有显著影响。第二，媒体使用对社会网络有显著的正向影响，媒体使用每增加一个单位，社会网络提高3.6%。第三，不同年龄段居民媒体使用、社会网络对主观幸福感影响模型的结果表明，女性青年居民主观幸福感的影响最大，受教育程度、婚姻状况、健康状况则对青年居民主观幸福的影响最明显，社会经济地位则对中老年居民主观幸福感的影响最明显，而媒体使用对中老年居民主观幸福感的影响较大，社会网络则对青年居民的影响最明显。第四，Order Probit模型与Order Logit模型的回归结果系数符号和显著性水平均相同，说明结果是可信的，通过稳健性检验。
根据以上结论，提出以下政策建议。首先，在享受媒介技术为生活带来的极大便利的同时，我们需要倡导适度的媒体使用的频率，将媒体对居民主观感受的负面影响降到最低，以此通过媒体使用，极大程度地增加居民主观幸福感。居民可以通过多多参与社会活动，促进亲社会行为，丰富自身的社交网络，提升其幸福感和生活满意度。其次，以互联网为媒介，人们也可以与陌生人建立熟悉的关系，形成“熟悉的陌生人”的关系。通过互联网扩展社会关系网络、提高社会关系网络层次，加强社会网络关系。最后，政府应当积极发挥互联网的信息动员效用，通过完善的信息沟通传导机制，及时倾听来自青年群体的利益表达与诉求，同时加强对互联网的监管，积极推动互联网的法律法规，通过网络安全教育，在青年中树立正确的网络文化价值观念，以提升青年主观幸福感。通过政府、社会组织以及其他的社会力量积极引导中老年居民社会参与，提高中老年居民社会参与的能力，及时了解中老年群体的社交需求，为其扩展社会网络提供一个可靠的平台。
本研究的不足之处在于：首先，本研究的媒体使用变量仅仅从媒体的使用频率这一方面对居民主观幸福感的影响进行研究，社会网络变量仅仅从社交/串门这一方面对居民主观幸福感的影响进行研究，未来关于媒介对幸福感的影响的研究，还可以扩展到媒体内容、使用媒体方式等方面，关于社会网络对幸福感影响的研究还能扩展到社会参与、社会互动等方面。其次，本研究使用的数据仅为一年，之后的研究可将整合多年的CGSS数据进行较为全面地研究，以有效反映变量之间的因果关系。
参考文献