智能傳播環境下互聯網使用對鄉村居民幸福感的影響

昝廷全，閆關正，劉哲，周恒基

（1.中國傳媒大學經濟與管理學院，北京 100024；2.安徽農業大學經濟與管理學院，合肥 230036；3.北京城市學院，北京100083）

1 引言

進入新時代以來，人民對美好生活的向往就是我們的奮斗目標。在鄉村振興戰略背景下，大力扶持鄉村產業發展，全面深化農村改革，促進鄉村各項事業全面發展，改善供水、供電、信息等基礎設施，加快實現農業農村現代化。此時就需要許多指標來衡量鄉村振興的進度和程度，居民幸福感就是其一。研究鄉村居民幸福感能從最根本上把握鄉村居民的實時感受，有利于鄉村振興戰略的實施。

互聯網的最大功能之一就是填平了城鄉之間的信息鴻溝，隨著數據2.0時代的到來，互聯網的使用逐步普及，基于互聯網的創新變革正在中國各地農村悄然興起?！吨泄仓醒雵鴦赵宏P于全面推進鄉村振興加快農業農村現代化的意見》明確提出要實施數字鄉村建設發展工程，建立農業農村大數據體系，發展智慧農業，推進新一代信息技術與農業生產經營深度融合，加強數字化智能化建設，包括鄉村公共服務、社會治理等方面?；ヂ摼W、特別是移動互聯網和智能互聯網正在改變鄉村振興的根本邏輯。

隨著科技的不斷進步，智能傳播環境下的互聯網使用已經成為人們生活中不可或缺的一部分。智能傳播是傳播學和人工智能的結合體[1]，智能傳播的發展大體被分為三個階段[2]：從2013年起，智能傳播進入發展初期，該時期智能傳播研究的主題集中于大數據和數據新聞，并且很少涉及人工智能相關的問題；2016年之后，智能傳播研究進入到成長期，學者開始逐漸關注人工智能這一領域，并研究人工智能對傳媒業的影響；智能媒體在2018年蓬勃發展，學術界對其進行的研究不斷高速增長，追求深化的研究思路和方法。一些學者發表學術論文集中于算法以及媒體融合這些研究熱點，這使得觀察者獲取了全新的研究視角。發展的本質是為了服務人類，故智能媒體時代中衍生的技術對人們生活產生的影響開始成為學界討論的熱點。

2 文獻回顧

通信技術和互聯網的建設對農村地區的發展能產生一定的作用。查雅雯等[3]認為提升移動網絡覆蓋深度可以提高移動互聯網在農村地區的可得性，為數字鄉村整體進程提供技術保障。黃凱迪等[4]認為互聯網使用能夠通過促進勞動力轉移、豐富農戶家庭社會資本進而降低家庭貧困脆弱性，互聯網普及率的提高有助于改善農民資源稟賦水平，增加農村有效勞動力供給，促進農戶家庭持續增收。楊紅[5]認為大力推進農村地區的互聯網普及有利于實現網絡扶貧，互聯網可以突破時空的限制，加快信息的傳播，有利于就業供給與就業需求的匹配，且互聯網在對農戶非農經營收入增加方面有很大的潛力。

中國特色社會主義進入新時代，我國社會主要矛盾已經轉化為人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發展之間的矛盾，人們開始追求幸福感，其中個人因素對其幸福感的影響較為顯著。黃嘉文[6]認為個人教育水平對城市的居民幸福感起正向影響，且這種影響非常顯著，具有中專、高中和大學以上學歷的個體幸福感最高。李濤等[7]發現，自有住房產權類型對居民幸福感的影響存在明顯區別，居民的幸福感與大產權住房的數量息息相關。胡曉鵬等[8]的研究發現養老保險能顯著提升自評幸福感，子女數量和養老保險對農民幸福水平有正向作用。

隨著信息時代的不斷發展，通信技術與居民幸福感的關系逐漸成為學界討論的話題。冷晨昕等[9]認為互聯網技能通過改善農村居民的休閑滿意度提升其幸福感。雷曉康等[10]認為互聯網活動可以幫助老年人更好地融入社會，以人際互動為基本訴求的互聯網活動更有利于拉近和他人的距離，對老年人社會融合感知的影響更直接，影響強度也更大。許海平等[11]認為互聯網使用能有效降低農村居民的疏離感和有效提高農村居民的幸福感。甘小立等[12]認為互聯網使用對農村居民幸福感影響的作用機制在于其信息獲取功能，而且互聯網信息獲取的重要性對農村居民幸福感的影響要顯著高于電視、報紙、期刊、廣播等傳統媒介。李艷燕[13]認為互聯網使用對城鄉居民各文化消費細分類型均有顯著提升作用，但差異性較大；鄉村居民文化消費中體育保健支出、文化娛樂支出的拉動作用明顯，城鎮居民文化消費中旅游支出、教育培訓支出的拉動效果顯著。這一定程度表明互聯網使用能夠有效促進城鄉文化消費結構優化。

相比于已有文獻，本文在研究互聯網使用頻率對鄉村居民幸福感的作用時，加入了更為全面的控制變量體系，減少了混雜因素的干擾，加強了研究結果的外部有效性。本文結合理論分析，探討其中蘊含的內在關系，為鄉村的發展與鄉村居民的幸福生活提供一個數據參考。

3 研究設計

3.1 數據來源

本實驗數據來自于CGSS2017（2017年中國社會綜合調查數據），包含了受訪者的互聯網使用頻率、個人情況、家庭情況、教育水平以及一些有期望等級的問卷答案等信息，比較適合做實證分析，且與本文主題高度契合。

3.2 變量選取

在數據處理上，本文是對農村居民群體進行研究，故將非農村居民群體的個案刪除，只保留農村居民個案。最后經過數據清洗等一系列步驟，保留有效個案數4539個。

3.2.1 被解釋變量

本文選取居民幸福感作為研究的被解釋變量。依據CGSS2017對居民幸福感的五個分級，將被解釋變量定義為1、2、3、4、5共五個等級，分別對應：非常不幸福、比較不幸福、說不上幸福不幸福、比較幸福、非常幸福。

3.2.2 核心解釋變量

互聯網使用頻率是本文的核心解釋變量，依據CGSS2017 對居民互聯使用情況的五個分級，將互聯網使用頻率定義為1、2、3、4、5 共五個等級，分別對應從不、很少、有時、經常、非常頻繁。

3.2.3 控制變量

·教育程度。教育程度的高低往往也能反映一個人生活質量，最終能作用于個人幸福感的高低。將教育程度分為1、2、3、4 共四個等級，分別對應（初中、小學及以下）、（高中、中專、技校）、大學、研究生及以上。

·健康狀況。個人健康狀況能直觀反應個人幸福感，因為其與個人生活息息相關。依據CGSS2017 對個人健康狀況的五個分級，將健康狀況定義為1、2、3、4、5共五個等級，分別對應：很不健康、比較不健康、一般、比較健康、很健康。

除此之外，還包括年齡、個人年收入、性別、個人婚姻狀況、房產擁有情況、宗教信仰情況、保險參保情況、地區等變量，對受訪人進行全方位的變量描述，以讓結果更具可靠性。

3.3 研究模型

本研究首先對變量進行描述性統計，并參考蔡蔚萍[14]的計量方法運用OLS（Ordinary Least Squares）模型和有序logistic回歸模型對變量進行分析，探究互聯網使用頻率等一系列變量對鄉村居民幸福感的影響。具體模型如下：

其中Happinessi代表第i個居民幸福感；interneti代表第i個居民互聯網使用頻率；Xi為控制變量，代表第i個居民的其他個人指標，如：受教育水平、婚姻狀況、宗教信仰、身體健康情況、參保情況、地區、民族、性別等變量；?為擾動項。

4 實證分析

4.1 變量描述性統計

如表1所示，對主要變量進行描述性統計，進行初步觀測。實驗對象居民幸福感均值為3.78，處于比較幸福的范圍。而實驗對象居民互聯網使用頻率整體偏低，推測原因可能為鄉村地區互聯網的普及水平相比較低。實驗對象居民男女比例基本維持在1:1，排除了一些潛在影響。實驗對象居民整體受教育水平偏低，推測原因可能為鄉村的教育資源較缺乏。實驗對象居民的整體健康狀況在一般水平，且較多群體未擁有房產。實驗對象居民大都參加醫療和養老保險，且位于中部地區的實驗對象居民較多。

表1 變量描述性統計

4.2 互聯網使用與鄉村居民幸福感的回歸分析

通過OLS 模型和有序logistic 模型對互聯網使用和居民幸福感進行回歸分析。平行性檢驗結果為不顯著，說明該樣本集適合做有序logistic回歸?；貧w分析結果如表2所示。

表2 互聯網使用與居民幸福感logistic回歸結果

分析表2中的回歸結果，其中OLS模型與有序lo‐gistic 回歸模型系數相反，是因為本文在有序logistic回歸模型中，設定分類變量回歸時，都是選擇與該分類變量中的最高等級進行比較（如：以互聯網使用頻率≤4 的群體為基準，與互聯網使用頻率=5 的群體做對比，其他變量同理）。模型1中對互聯網使用頻率進行單獨回歸，得出較強的相關性。模型2 在模型1 上加了若干控制變量后進行OLS 回歸。對比兩類方法所有變量的輸出結果，有序logistic 回歸中回歸效果較好。

①在互聯網使用方面，回歸效果大都顯著。系數為-0.645，所以在鄉村居民中，與互聯網使用非常頻繁的人群對比，其余三個頻率等級的人群幸福感都要更低。且從不使用互聯網的人群的幸福感是使用互聯網非常頻繁的人群幸福感的0.52倍。

②在民族方面，回歸的結果并不顯著。說明在鄉村居民中，居民幸福感和民族是否為漢族沒有顯著關系，故不予考慮。

③在個人健康方面，回歸結果是顯著的。系數為-1.848，所以在鄉村居民中，與很健康的狀況相比，其余四個健康等級的人群的幸福感都要更低。且很不健康人群的幸福感僅僅是很健康人群幸福感的0.16倍。

④在婚姻方面，回歸效果顯著。系數為-0.076，說明在鄉村居民中，相較于有法定配偶的人群，沒有法定配偶的人群幸福感要略低。且沒有法定配偶的人群的幸福感是有法定配偶人群幸福感的0.93倍。

⑤在性別方面，回歸的結果是顯著的。系數為-0.324，說明在鄉村居民中，女性比男性整體更為幸福。且男性的幸福指數整體是女性幸福指數的0.72倍。

⑥在教育程度方面，回歸結果大都顯著。系數為-18.045，所以在鄉村居民中，與教育程度較高的人群相比，教育程度較低的人群的幸福感要更低。且教育程度為初中、小學及以下人群的幸福感是教育程度為研究生以上的人群幸福感的1.46E-08倍。

⑦在房產擁有情況方面，回歸效果顯著。系數為0.235，說明在鄉村居民中，與沒有房產的人群相比，有房產的人群幸福感要更高。且有房產的人群幸福感是沒有房產人群幸福感的1.26倍。

⑧在宗教信仰方面，回歸效果不顯著。說明在鄉村居民中，是否有信仰宗教與居民幸福感無顯著關系，不予考慮。

⑨在參加保險方面，養老保險和醫療保險方面回歸效果都顯著。首先在養老保險方面，系數為0.138，所以在鄉村居民中，參加養老保險的群體幸福感要比不參保的群體幸福感更高，且參加養老保險的群體的幸福感是不參保群體幸福感的1.15 倍；其次在醫療保險方面，系數為0.135，所以在鄉村居民中，參加醫療保險的群體幸福感要比不參保的群體幸福感更高，且參加醫療保險的群體的幸福感是不參保群體幸福感的1.14倍。

⑩在地區方面，東部和中部地區回歸效果顯著。系數分別為-0.198、-0.171，說明：首先，在鄉村居民中，相比于東部地區，非東部地區的幸福感要更低，且非東部地區居民的幸福感是東部地區居民幸福感的0.82 倍；其次，在鄉村居民中，相比于中部地區，非中部地區的幸福感要更低，且非中部地區居民的幸福感是中部地區居民幸福感的0.84倍。

5 結果分析

從上述結果顯示的含義來看，對于鄉村居民來說：

互聯網使用頻率越頻繁的群體，其幸福感等級越高，互聯網可以豐富居民的生活，尤其對鄉村居民來講，擁有互聯網能夠更高效的獲取信息，為生活帶來更多的便利。但是從描述統計的結果來看，雖然互聯網使用能促進幸福感增加，但是鄉村居民對互聯網的使用或者說互聯網在鄉村的普及情況不太樂觀，這可能是以后需要著力解決的一個問題。

男性比女性具有更低的幸福感，盡管男性在受教育水平、主觀健康感受、就業等方面優于女性，并在一定程度上導致幸福感高于女性，但是由于某些不可觀測因素（比如社會壓力）降低了男性幸福感，從而導致整體上男性幸福感低于女性[15]。

健康對于居民幸福感的正向影響顯著，且健康等級越高的群體，其幸福感等級也越高，這與我們日常的經驗也是高度吻合的，說明了健康對于提升居民幸福感的重要性。有法定配偶對居民幸福感具有正向作用，所以婚姻的產生和順暢能對個人幸福感起到很重要的正向作用。

教育程度越高的群體，其幸福感等級越高，擁有更高的學歷，能對個體本身的生活質量有改善，比如更好的就業機會、更高的薪金報酬等，但是結果顯示鄉村的教育水平普遍偏低，因此需要更加深刻地推動科教興國戰略，讓教育資源更平均地分流向鄉村，這也是促進全民生活質量提高的辦法。

擁有房產的群體幸福感高，擁有一個固定的住所能使每個人都安心奮斗。參與醫療保險和養老保險的群體幸福感高。自從跟改革開放之后，國家也促進了居民消費，居民通過消費能提升幸福感[16]，其中就包括保險的購買。

東部地區和中部地區的居民幸福感都高，因為國家的大部分資源都集中在東中部地區，地區的發展水平就越高，進而導致居民的生活質量增高，最終作用于居民幸福感的提高。與此相對比，西部地區的本土資源偏少，人才流失嚴重，導致西部地區發展相較緩慢，因此要嚴格貫徹西部大開發戰略，讓資源在全國范圍內取得平衡。

6 結論與建議

本文基于CGSS2017（2017 年中國社會綜合調查數據），研究在智能傳播的社會背景下互聯網使用頻率及其他客觀或主觀因素對鄉村居民幸福感的影響。旨在為如何促進鄉村居民更好地享受智能傳播環境所帶來的福祉等問題提供參考。當前智能技術的迅速發展給人們的生活帶來了巨大的變化，也為鄉村居民提供了更多的機會和選擇，但同時也暴露出智能技術在農村地區應用存在的多方面問題。

本文證實了互聯網的使用與建設確實能提高鄉村居民的幸福感，從國家政府層面，應該加大農村互聯網基礎設施建設的投入，確保光纖網絡的鋪設和無線網絡的覆蓋，使農村地區具備良好的網絡連接和通信能力。同時積極推動數字教育在農村地區的普及，提供在線教育資源和培訓機會，培養農村居民的數字技能，幫助他們適應信息時代的發展。此外，政府還應該加大對農村電子商務平臺的支持，提供相關的培訓和金融支持，鼓勵農民通過互聯網銷售農產品，拓寬農村居民的收入渠道，從直接效應上也能貫徹鄉村振興的偉大方針。