1. 问题提出
在全球数字化浪潮下，互联网逐渐成为大众获取信息、互动沟通及参与社会事务的关键载体。根据中国互联网络信息中心(CNNIC)发布的数据显示，在2022年，我国互联网普及率存在明显的城乡差异。在老年群体中，有45%的老年人未接触过互联网，多数人面临操作界面复杂、适老化功能缺失以及对新技术缺乏信任等问题。在此基础上，老年群体使用互联网的城乡差异同样显著，农村地区的数字文化服务使用率仅为城市的一半，这不仅反映出基础设施建设的差距，也体现出老年群体数字素养的城乡差别。
幸福感作为衡量老年人生活质量的核心指标。幸福感的提升对于积极应对人口老龄化、老年群体社会转型、减少城乡差异等问题意义重大。因此，提升老年人幸福感成为应对老龄化挑战的重要目标之一。
在此情况下，现有研究已证实互联网使用和社会参与均与老年人主观幸福感存在很大的关联，但其互相作用的机制探讨仍存在深化空间。
2. 文献综述
(一) 研究现状
1) 互联网使用与老年人主观幸福感的关联
互联网使用频率是指个体在一定时间周期内接触和使用互联网的频繁程度及持续时间，是衡量数字技术采纳和数字融入程度的一项重要的指标(温勇等，2025) [1]。从社会支持理论视角出发，互联网为老年人搭建了突破时空限制的社交桥梁。线下生活中，老年人常因行动不便、社交圈子狭窄等问题，面临情感支持不足、归属感缺失的困境。而互联网凭借其便捷性，让老年人能够跨越地理距离，与家人、朋友保持密切联系，还能通过兴趣社群等平台结识志同道合的伙伴，极大地拓展了社交网络。这种社交网络的拓展，有效的弥补了线下活动的局限，为老年人带来了更多的情感慰藉和社会支持，进而对其生活满意度(杜鹏等，2020)和心理健康水平产生积极影响[2]，最终提升主观幸福感，这一结论也得到了现有研究的普遍认可(谢劲，2025) [3]。
2) 社会参与与老年人主观幸福感的关联
社会参与作为老年人社会健康的核心指标，与生理健康、心理健康共同构成了衡量老年人健康状态的完整体系(张馨月等，2025) [4]。从社会资本理论来看，社会参与是老年人积累社会资本的重要途径。老年人通过参与社区志愿服务、文化娱乐活动、老年大学学习等各类社会活动，能够与他人建立更广泛的社会联系，增强社会互动，进而积累社会资本。而社会资本的积累又能为老年人带来多方面的益处，例如在遇到困难时更容易获得他人的帮助，在社交互动中获得情感支持和自我价值的认可，这些都有助于提升老年人的心理健康水平，进而对其主观幸福感产生重要的积极影响(周冬等，2025) [5]。
(二) 研究评述
现有研究在互联网使用、社会参与和老年人幸福感等方面取得了一定的成果，为后续研究提供了有益的参考，但仍存在一些不足之处：
在研究内容上，虽然现有部分研究关注到了互联网使用、社会参与和老年人幸福感三者之间存在一定的关系，但对于三者之间具体的作用机制探讨还不够深入。在研究对象上，现有研究对老年人的群体划分还不够细致，没有充分考虑到不同年龄、收入、教育程度等因素对于老年人在互联网使用、社会参与和幸福感方面的差异和影响，导致现有研究结论的普适性受到一定程度的影响。
(三) 社会参与在互联网使用与老年人幸福感间的中介机制
从社会资本理论来看，社会资本的积累与个体社会参与程度紧密相关，且社会资本对提升个体幸福感具有显著作用。互联网使用为老年人社会参与创造了更多可能性。在信息获取方面，互联网打破了传统信息传播的局限，老年人能够便捷地获取各类社会活动信息，降低了信息获取的成本和难度。而在参与渠道方面，互联网不仅提供了线上参与途径，还能为线下参与提供便利。老年人借助互联网参与各类社会活动，能够增强与他人的互动，拓展社会网络，积累社会资本，进而获得情感支持、提升自我认同感和归属感，最终实现幸福感的提升[6]。
3. 研究设计
(一) 数据来源
本文数据来源于中国综合社会调查(Chinese General Social Survey, CGSS) 2023年的数据，聚焦于研究主题，对数据进行了如下筛选与处理：1) 鉴于研究聚焦于老年人群体，剔除年龄在60岁以下的样本；2) 剔除关键变量存在明显异常值或缺失值的样本，以确保数据分析的准确性和可靠性；3) 对部分连续变量进行必要的预处理。原始数据样本总量为11,326个，经过上述严格筛选与处理后，最终得到符合研究要求的老年人样本量为3012。
(二) 变量选取
1) 被解释变量：主观幸福感。本研究采用单项目自陈量表对主观幸福感进行测量。我们对选项进行1~5分的赋值处理，得分越高，代表老年人感知到的主观幸福水平越高。
2) 核心解释变量：互联网使用频率。通过直接询问受访老年群体来了解其互联网使用频率。为了更清晰、更准确地估计老年人对互联网的“使用行为”本身的因果效应，而非“使用能力”或“使用意愿”的选择效应，本研究删除了从不使用互联网的这组数据。在后续分析中，我们将对选项进行1~4分的赋值处理。得分越高，代表该老年样本使用互联网的频率越高。
3) 中介变量：社会参与度。社会参与度是衡量老年群体融入社会、保持社会联系和活跃度的重要指标，对老年人的主观幸福感和生活质量具有显著影响。本研究采用多维度指标综合测量老年人的社会参与度，具体通过询问受访者在以下组织或活动中的参与情况来构建社会参与度指标：社区组织、社会公益组织(如志愿者组织/非营利组织)、群众运动(因环保、维权等事件形成的组织)/消费者权益组织、宗教组织、校友会、娱乐休闲团体(业余爱好和体育俱乐部，)、工会及类似的劳动者组织、职业协会/专业学会及行业协会，对于每个组织或活动，受访者需选择其参与程度：1 = 不是成员；2 = 是成员，但基本不参与；3 = 是成员，并且积极参与。通过对结果加权求均值，得到社会参与度。
4) 控制变量：健康状况、年龄、性别、社会公正感、收入、婚姻状况、户口。变量的解释及赋值见表1。
Table 1. Variable definitions and measurement
表1. 变量设计与赋值
变量类型 |
变量名称 |
变量的赋值 |
被解释变量 |
主观幸福感 |
非常不幸福 = 1；比较不幸福 = 2；说不上幸福不幸福 = 3；比较幸福 = 4；非常幸福 = 5 |
核心解释变量 |
互联网使用频率 |
很少 = 1；有时 = 2；经常 = 3；非常频繁 = 4 |
中介变量 |
社会参与度 |
熵值法处理得到社会参与度指标 |
|
社会公正感 |
完全不公平 = 1；比较不公平 = 2；说不上公平但也不能说不公平 = 3；
比较公平 = 4；完全公平 = 5 |
控制变量 |
性别 |
女性 = 0；男性 = 1 |
年龄 |
年龄 = 2023 − 出生年份 |
户籍 |
农业户口 = 0；非农业户口 = 1 |
受教育程度 |
没有受过任何教育 = 0；小学 = 1；初中/中专/技校 = 2；
职业高中/普通高中 = 3；大学专科 = 4；大学本科 = 5；研究生及以上 = 6 |
健康状况 |
很不健康 = 1；比较不健康 = 2；一般 = 3；比较健康 = 4；很健康 = 5 |
婚姻状况 |
丧偶/离婚/未婚 = 0；同居/初婚/再婚有配偶/分居未离婚 = 1 |
收入 |
CGSS数据库2023年调查收入 |
4. 实证研究
(一) 描述性统计
从3090个观测值来看，主观感觉“非常不幸福”“比较不幸福”“说不上幸福不幸福”的居民分别占1.8%、5.3%、15.1%，主观感觉“比较幸福”“非常幸福”的居民分别占53.9%、23.9%。总体上来看，80%以上的居民感觉“比较幸福”“非常幸福”，主观幸福感的均值为3.927，反映中国居民的主观幸福水平比较高。
根据1434个观测值，互联网使用频率“很少”“有时”“经常”“非常频繁”的居民分别占8.2%、8.1%、17.8%、65.9%。总体均值为3.43，表明整体上被调查居民的互联网使用频率处于中等偏上水平。随着互联网使用频率的增加(从1到4)，主观幸福感的均值分别为3.67、3.883、3.9、3.978，也呈现出上升趋势。这表明，在一定程度上，互联网使用与主观幸福感之间可能存在正相关关系。
根据2353个观测值，社会参与度的均值为0.042，显示出被调查居民在社会组织或活动中的整体参与度较低，不同居民之间仍存在一定差异。
(二) 基准回归结果
由表2可知，模型1~3均使用OLS回归进行参数估计，将核心自变量和中介变量同时放入模型，检验中介变量对因变量的效应。模型1的估计结果显示，互联网使用频率对主观幸福感存在显著正向影响，该模型验证了互联网使用与主观幸福感之间存在显著的正向关联。模型2将社会参与度作为被解释变量，互联网使用频率对其存在显著正向影响，表明互联网使用能够提升居民的社会参与水平。模型3同时纳入互联网使用频率和社会参与度变量，两者均能通过显著性检验。与模型1相比，互联网使用频率的系数有所降低但仍保持显著，表明社会参与度在互联网使用影响主观幸福感的过程中发挥部分中介作用。中介效应分析显示，社会参与度的中介效应占总效应的比例约为28.3%，直接效应占比约为71.7%，说明互联网使用既通过提升社会参与度对主观幸福感产生间接影响，同时也存在显著的直接效应。
模型1~3估计结果表明，无论是基础回归模型还是纳入中介变量的模型，互联网使用频率均能通过显著性检验，且系数方向为正，表明互联网使用频率对居民主观幸福感存在显著正向影响。社会参与度变量在相应模型中也均能通过显著性检验。
模型4作为稳健性检验，通过控制变量，来检验核心解释变量的系数是否在改变模型设定后依然保持显著和稳定。由表2可以看出，互联网使用频率和社会参与度仍然保持显著正向影响，进一步验证了前述结论的稳健性。
Table 2. Estimated results of the model
表2. 模型的估计结果
|
模型(1) |
模型(2) |
模型(3) |
模型(4) |
主观幸福感 |
社会参与度 |
主观幸福感 |
主观幸福感 |
互联网使用频率 |
0.097*** |
0.006* |
0.094*** |
0.0800** |
(0.027) |
(0.004) |
(0.029) |
(2.60) |
社会参与度 |
|
|
0.585*** |
0.687*** |
|
|
(0.155) |
(3.89) |
年龄 |
0.013*** |
−0.001 |
0.014*** |
0.0128*** |
(0.003) |
(0.001) |
(0.003) |
(3.59) |
性别 |
0.041 |
−0.017** |
0.056 |
0.0664 |
(0.046) |
(0.007) |
(0.047) |
(1.29) |
户口 |
0.092 |
0.014 |
0.083 |
0.0363 |
(0.057) |
(0.009) |
(0.058) |
(0.58) |
收入 |
−0.001 |
0.0231*** |
−0.012 |
0.0180 |
(0.024) |
(0.004) |
(0.024) |
(0.66) |
婚姻状况 |
0.059 |
0.010 |
0.043 |
0.0773 |
(0.053) |
(0.009) |
(0.054) |
(1.32) |
社会公平感 |
0.267*** |
0.003 |
0.264*** |
|
(0.025) |
(0.003) |
(0.025) |
|
健康状况 |
0.125*** |
0.003 |
0.125*** |
|
(0.024) |
(0.004) |
(0.024) |
|
常数项 |
1.359*** |
−0.158*** |
1.426*** |
2.479*** |
(0.336) |
(0.047) |
(0.344) |
(7.17) |
观测数量 |
1092 |
1061 |
1060 |
1064 |
注：*表示p < 0.05，**表示p < 0.01，***表示p < 0.001。括号内的数字为t值。
(三) 异质性分析
通过对城乡分组进行异质性分析，来揭示互联网使用对老年人幸福感的影响是否存在结构性差异。模型5~10估计结果表明，互联网使用频率对城乡居民主观幸福感均存在显著影响，但其作用机制存在明显的群体异质性。
由表3可以看出，在城镇样本(模型5~7)中，模型5~6的估计结果显示，互联网使用频率对主观幸福感、社会参与度均存在显著正向影响。模型7同时纳入互联网使用频率和社会参与度变量，两者均能通过显著性检验，且互联网使用频率的系数仍然显著，表明社会参与度在互联网使用影响城镇老年人主观幸福感的过程中发挥部分中介作用。
在农村样本(模型8~10)中，模型8的估计结果显示，互联网使用频率对主观幸福感同样存在显著正向影响。然而，模型9将社会参与度作为被解释变量时，互联网使用频率对其影响未能通过显著性检验。模型10同时纳入互联网使用频率和社会参与度变量，互联网使用频率仍然保持显著正向影响，而社会参与度也通过显著性检验，但由于模型9中互联网使用频率对社会参与度的影响不显著，表明社会参与度在农村样本中未发挥中介作用。
综上所述，互联网使用对城乡老年人主观幸福感呈现显著正相关，但其作用机制存在明显差异：在城镇样本中，互联网使用既与主观幸福感直接正相关，也通过与社会参与度正相关而与之产生间接关联；而在农村样本中，互联网使用仅直接提升主观幸福感，未通过社会参与度产生间接影响。这一发现揭示了互联网使用频率对城乡老年人主观幸福感影响机制的异质性特征。
Table 3. Analysis of heterogeneous effects
表3. 异质性分析
|
模型(5) |
模型(6) |
模型(7) |
模型(8) |
模型(9) |
模型(10) |
主观幸福感 |
社会参与度 |
主观幸福感 |
主观幸福感 |
社会参与度 |
主观幸福感 |
互联网使用频率 |
0.117* |
0.0190** |
0.112* |
0.0739* |
−0.00513 |
0.0741* |
(2.51) |
(3.18) |
(2.19) |
(2.17) |
(−1.08) |
(2.07) |
社会参与度 |
|
|
0.517** |
|
|
0.503* |
|
|
(2.60) |
|
|
(1.97) |
常数项 |
1.444*** |
−0.0324 |
1.413** |
1.071** |
0.00743 |
1.077** |
(3.37) |
(−0.38) |
(3.19) |
(2.69) |
(0.17) |
(2.66) |
控制变量 |
控制 |
控制 |
控制 |
控制 |
控制 |
控制 |
观测数量 |
553 |
531 |
531 |
533 |
524 |
523 |
5. 研究结论与政策启示
(一) 研究结论
本研究基于3012份老年人样本数据，通过构建中介效应模型、稳健性检验和异质性分析，系统考察了互联网使用频率对老年人主观幸福感的影响及其内在机制，得出以下主要结论：第一，互联网使用频率对老年人主观幸福感具有显著正向促进作用。第二，社会参与在互联网使用影响老年人幸福感的过程中扮演了关键的中介角色。第三，上述影响机制存在显著的群体与地域异质性。
(二) 政策启示
基于上述研究结论，本文提出如下政策建议：第一，构建差异化、精准化的老年数字融入推进策略。政策制定与执行应严格区分“存量用户”(已使用互联网的老年人)与“增量用户”(尚未使用互联网的老年人)的需求，对存量用户，重在“提质增效”与“风险防控”，通过提升数字素养、丰富应用场景、加强网络安全教育，深化其使用体验并保障权益；对增量用户，重在“降低门槛”与“激发兴趣”，通过提供更简易的智能终端、面对面的辅导服务和贴合其生活需求的入门级应用，帮助其跨越初始使用障碍。第二，完善以社会参与为核心的技术接入与保障机制。将智能设备操作、网络风险防范与防诈骗知识教育纳入社区常规服务内容，提升老年人安全、有效地利用互联网进行社会互动与公共事务参与的能力。同时，构建涵盖意识、技能与制度的系统性网络风险防护体系，加强对老年人的网络安全教育，保障老年人安全、自主地使用数字技术，切实保障其个人信息与财产权益不受侵害。第三，推行代际协同、城乡互促的支撑模式，并充分考虑城乡异质性。积极实施“代际技术协助”工程，鼓励青年群体通过志愿服务等形式，协助老年人掌握基础数字技能。对城乡实行提升老年人幸福感的差异化政策：对于城镇地区，应着力构建线上社群与线下社区活动的联动机制，鼓励老年人通过互联网参与社会治理、文化娱乐与社区建设，充分发挥社会参与在提升幸福感中的中介作用。对于农村地区，鉴于本研究发现互联网使用主要通过直接效应提升其幸福感，应针对农村老年人的具体网络使用行为进行深入调研，以识别对提升其幸福感具有显著直接促进效应的具体应用类型与服务形态，为开展优先推广提供实证依据。同时大力夯实网络基础设施与终端普及，最大化互联网使用的直接福祉效益。同时，推动城乡社区服务场景智能化改造，促进线上互动与线下生活的有机结合，构建全方位、包容型的老年人数字社会支持体系。
基金项目
江苏省大学生创新创业训练计划项目，项目编号：S202511117134。