互聯(lián)網(wǎng)使用是否提高了居民的幸福感
——基于家庭微觀數(shù)據(jù)的驗(yàn)證

周廣肅 孫浦陽

互聯(lián)網(wǎng)使用是否提高了居民的幸福感
——基于家庭微觀數(shù)據(jù)的驗(yàn)證

周廣肅 孫浦陽*

本文基于中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(CFPS)，首次從居民角度檢驗(yàn)了互聯(lián)網(wǎng)使用對幸福感的影響及機(jī)制，并且驗(yàn)證了互聯(lián)網(wǎng)使用效果的個(gè)體差異性。在收入一定的前提下，互聯(lián)網(wǎng)對居民幸福感的影響主要是總體效果和間接效果：直接對居民的幸福感產(chǎn)生整體性影響，間接降低居民對于物質(zhì)收入的主觀看重程度。結(jié)果表明互聯(lián)網(wǎng)的使用可以促進(jìn)居民幸福的概率提升2.1個(gè)百分點(diǎn)，但降低了收入對于幸福感的正向作用。我們同時(shí)利用條件混合過程估計(jì)方法和工具變量克服了內(nèi)生性問題，所得結(jié)論依然穩(wěn)健。進(jìn)一步的研究驗(yàn)證了居民個(gè)體差異性對于互聯(lián)網(wǎng)作用的影響，發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)使用對幸福感的顯著效果主要存在于中等收入階層、中等教育階層、較少社會網(wǎng)絡(luò)群體以及大中城市居民中。

互聯(lián)網(wǎng)；幸福感；物質(zhì)收入

一、引 言

目前互聯(lián)網(wǎng)的普及和應(yīng)用在中國獲得了長足發(fā)展，網(wǎng)民人數(shù)增長迅速，根據(jù)中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)信息中心(CNNIC)2015年發(fā)布的《第36次全國互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展統(tǒng)計(jì)報(bào)告》顯示，截至2015年12月，中國的互聯(lián)網(wǎng)普及率為50.3%,，網(wǎng)民總數(shù)已達(dá)6.88億人，意味著中國已有半數(shù)居民能夠使用互聯(lián)網(wǎng)，成為當(dāng)之無愧的互聯(lián)網(wǎng)第一大國?；ヂ?lián)網(wǎng)的普及和應(yīng)用，對居民的生活方式和福利水平產(chǎn)生了深刻影響，而互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的最終目標(biāo)也是提高人們的福利水平①習(xí)近平主席在2015年舉行的第二屆世界互聯(lián)網(wǎng)大會上就曾提出，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的目標(biāo)就是“要讓互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展成果惠及13億多中國人民，更好造福各國人民”。，這一福利水平既指客觀福利又包括主觀福利?；ヂ?lián)網(wǎng)目前對于人們的物質(zhì)生活和精神生活產(chǎn)生了多方面的影響，在這些影響的作用下，探究互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的目標(biāo)能否達(dá)成，即互聯(lián)網(wǎng)的使用是否最終能夠影響中國居民的主觀福利水平就成為一項(xiàng)重要的研究問題。主觀福利的含義本身較為廣泛，而在經(jīng)濟(jì)學(xué)的研究中，通常利用主觀幸福感或生活滿意度這些較為具體的指標(biāo)來度量人們的主觀福利水平(Di Tella et al.，2003)，因而本文將要著重探討互聯(lián)網(wǎng)使用對于中國居民幸福感的影響。

根據(jù)需求層次理論(馬斯洛，1943)①美國心理學(xué)家馬斯洛1943年在《人類激勵(lì)理論》論文中將人類需求從低到高按層次分為五種，包涵生理需求、安全需求、社交需求、尊重需求和自我實(shí)現(xiàn)需求，亦可以簡化總結(jié)為物質(zhì)需求和精神需求兩個(gè)層次。，居民通過互聯(lián)網(wǎng)滿足的需求可以概括為物質(zhì)需求和精神需求兩個(gè)層次?；ヂ?lián)網(wǎng)使用對居民幸福感的最終影響，不僅取決于互聯(lián)網(wǎng)使用對居民物質(zhì)需求和精神需求滿足程度的作用，而且依賴于不同居民個(gè)體對于這兩類需求的主觀評價(jià)標(biāo)準(zhǔn)(Easterlin，2001；Stutzer，2004；Clark & Senik，2011；Knight &Gunatilaka，2012；Senik，2014)?；谶@一理論，我們提出了互聯(lián)網(wǎng)影響居民幸福感的三種渠道，并以其作為計(jì)量分析的理論基礎(chǔ)：一是互聯(lián)網(wǎng)的使用通過對居民物質(zhì)需求滿足程度施加影響，二是互聯(lián)網(wǎng)的使用通過對居民精神需求滿足程度施加影響，三是互聯(lián)網(wǎng)的使用對于居民如何主觀評價(jià)物質(zhì)和精神需求產(chǎn)生影響。因此，本文將主要驗(yàn)證三個(gè)假說：第一，互聯(lián)網(wǎng)的使用將會顯著提高居民幸福感；第二，互聯(lián)網(wǎng)的使用將會顯著降低物質(zhì)收入對居民幸福感正向作用；第三，互聯(lián)網(wǎng)作用的機(jī)制在于降低了人們對物質(zhì)收入的看重程度。更進(jìn)一步，中國的網(wǎng)民群體數(shù)量眾多，在許多客觀特征，如收入、教育、社會資本等方面，存在巨大差異(Li & Kirkup，2007；易行健等，2015)，這就使得不同群體在使用互聯(lián)網(wǎng)的初始動機(jī)和利用方式上存在很大的不同，其幸福感也會由此受到不同影響。所以，研究互聯(lián)網(wǎng)使用究竟對中國數(shù)量眾多以及不同層次的網(wǎng)民的幸福感產(chǎn)生何種影響，不僅具有理論意義，而且具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

本文首次基于中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(CFPS)，從居民角度檢驗(yàn)了互聯(lián)網(wǎng)使用對居民幸福感的影響及機(jī)制，并且驗(yàn)證了這種邊際效果的個(gè)體差異性特點(diǎn)。本文的研究與以往研究相比，主要從以下幾個(gè)方面有所突破和創(chuàng)新：首先，本文首次利用中國具有全國代表性的微觀個(gè)體數(shù)據(jù)，綜合探討互聯(lián)網(wǎng)使用對于居民幸福感的影響；其次，本文將互聯(lián)網(wǎng)使用對于居民幸福感的影響效果分為總體效果和間接效果：直接對居民的幸福感產(chǎn)生總體性影響，間接降低了居民對于物質(zhì)收入的主觀看重程度，并對相關(guān)機(jī)制加以驗(yàn)證；再次，利用條件混合過程估計(jì)方法、工具變量方法以及多種穩(wěn)健性檢驗(yàn)，嘗試克服互聯(lián)網(wǎng)使用本身存在的內(nèi)生性問題；最后，首次探討了互聯(lián)網(wǎng)使用對于中國不同層次網(wǎng)民群體的差異性影響。

二、文獻(xiàn)綜述

目前，隨著互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)逐漸成為新的經(jīng)濟(jì)增長點(diǎn)并越來越多地滲透到個(gè)人及家庭生活的方方面面，不少研究者已經(jīng)開始研究互聯(lián)網(wǎng)對于經(jīng)濟(jì)增長和居民生活的影響(Choi & Yi，2009)。在宏觀層面，互聯(lián)網(wǎng)能夠消除市場摩擦(Brynjolfsson & Smith，2000)，推動傳統(tǒng)企業(yè)改造(李海艦等，2014)，促進(jìn)商業(yè)模式創(chuàng)新(羅珉和李亮宇，2015；馮華和陳亞琦，2016)，促進(jìn)國際貿(mào)易(施炳展，2016)和金融發(fā)展(Cronin，1998)，等等。在微觀層面，互聯(lián)網(wǎng)則能夠改變家庭或個(gè)人的消費(fèi)決策(Song & Zahedi，2005)、就業(yè)方式(Feldman & Klaas，2002)、時(shí)間安排(Tokunaga & Rains，2010)等等。

關(guān)于互聯(lián)網(wǎng)對于人們幸福感的研究，最早始于心理學(xué)和社會學(xué)的相關(guān)文獻(xiàn)，但是仍未形成一致的結(jié)論。如Kraut 等(1998)研究了互聯(lián)網(wǎng)使用對于人們社會交往和心理福利的影響，結(jié)果表明互聯(lián)網(wǎng)的使用減少了個(gè)人與家庭成員的交流，縮小了個(gè)人的社會交際圈，進(jìn)而增加了情緒的低落感和孤獨(dú)感。Huang(2010)利用薈萃分析(Meta-Analysis)方法并利用已有的40項(xiàng)研究發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)的使用對主觀福利具有損害作用，這些主觀福利指標(biāo)包括失落感、孤獨(dú)感、自尊和生活滿意度。然而，有些研究則支持相反結(jié)論。如Gross 等(2002)發(fā)現(xiàn)，上網(wǎng)時(shí)間并不對青少年的主觀福利產(chǎn)生影響，而對于即時(shí)信息的封閉性卻提高了情緒的低落感和孤獨(dú)感。Shapira等(2007)采用實(shí)驗(yàn)干預(yù)方法發(fā)現(xiàn)，學(xué)習(xí)使用互聯(lián)網(wǎng)可以通過促進(jìn)老年人的人際交往、認(rèn)知功能、控制能力和獨(dú)立能力，從而提高了老年人群體的幸福感，降低了情緒的低落感和孤獨(dú)感。Ward(2016)發(fā)現(xiàn)，在自閉癥患者中使用網(wǎng)絡(luò)社交媒體的比例較高，而且使用網(wǎng)絡(luò)社交媒體之后，他們將會擁有更高的幸福感和滿意度。

但是目前，經(jīng)濟(jì)學(xué)相關(guān)文獻(xiàn)中直接研究互聯(lián)網(wǎng)如何影響居民幸福感的文章并不多見，已有研究通常是從絕對和相對收入水平影響幸福感的視角入手，來引入互聯(lián)網(wǎng)使用對于幸福感的影響。大量文獻(xiàn)研究表明，除了絕對收入水平之外，相對收入水平對于一個(gè)人的幸福感起到更為重要的決定作用(Ferrer-i-Carbonell，2005；Ball & Chernova，2008)。然而，使用互聯(lián)網(wǎng)或電視等信息傳播技術(shù)，會增加人們的物質(zhì)欲求或收入比較，從而最終對其幸福感產(chǎn)生影響。Bruni和Stanca(2006)利用世界價(jià)值觀調(diào)查(World Values Survey)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，看電視的頻率會降低收入對自身生活和金融狀況滿意度的提高作用，主要原因在于看電視顯著提高了人們的物質(zhì)需求預(yù)期。Frey 等(2007)發(fā)現(xiàn)，長時(shí)間看電視會增加人們的物質(zhì)欲求，并且長時(shí)間看電視所帶來的時(shí)間機(jī)會成本會使人們變得焦慮，從而會顯著降低居民的生活滿意度。Clark和Senik(2010)發(fā)現(xiàn)，歐洲四分之三的居民認(rèn)為收入之間的比較非常重要，并且收入比較會降低人們的主觀福利，而使用互聯(lián)網(wǎng)或看電視會加重人們收入的比較程度。Hyll和Schneider(2013)利用東西德國的分割形成的自然實(shí)驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)電視消費(fèi)抬高了主觀物質(zhì)需求。Lohmann(2015)使用歐洲數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)抬高了人們主觀認(rèn)為需要滿足基本生活所需要的收入數(shù)額，從而降低了收入對生活滿意度的作用。

基于對已有文獻(xiàn)的回顧和總結(jié)，我們發(fā)現(xiàn)還沒有關(guān)于互聯(lián)網(wǎng)使用情況如何影響中國居民幸福感水平的相關(guān)文獻(xiàn)，本文將利用中國家庭追蹤調(diào)查的微觀數(shù)據(jù)對這一問題進(jìn)行研究，并且將探究相關(guān)影響機(jī)制，從而對已有文獻(xiàn)做出補(bǔ)充和發(fā)展。

三、數(shù)據(jù)與實(shí)證方法

（一）數(shù)據(jù)與關(guān)鍵變量

本文所使用的數(shù)據(jù)主要來源于中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)，該數(shù)據(jù)由北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心搜集和發(fā)布，是兩年一期的跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，2010年和2012年開展了兩期全國調(diào)查。由于本文研究的是互聯(lián)網(wǎng)使用情況對個(gè)人主觀幸福感的影響，而互聯(lián)網(wǎng)使用相關(guān)問題只存在于CFPS2010年的成人問卷中，所以我們僅使用CFPS2010年全國調(diào)查樣本作為本文的數(shù)據(jù)來源。CFPS2010年的調(diào)查樣本覆蓋了全國25個(gè)省162個(gè)縣635個(gè)村莊(社區(qū))的33,484個(gè)成人①CFPS沒有覆蓋西藏、青海、新疆、寧夏、內(nèi)蒙古、海南、香港、澳門和臺灣。，具有全國代表性。

本文對個(gè)人主觀福利的衡量主要使用主觀幸福感，這也是已有研究常用的衡量方式之一(Diener，2000；Di Tella et al.，2003)，來自于問題“您覺得自己有多幸福？”，共分為1～5五個(gè)等級，其中1表示非常不幸，而5表示非常幸福。

本文的關(guān)鍵解釋變量主要為互聯(lián)網(wǎng)的使用情況，分為兩個(gè)層次：第一層次變量為表示是否上網(wǎng)②“上網(wǎng)”指通過電話線、局域網(wǎng)、無線網(wǎng)等接入互聯(lián)網(wǎng)的行為。的二值虛擬變量，其中1表示上網(wǎng)，0表示不上網(wǎng)，CFPS2010顯示全體樣本上網(wǎng)的比例為18.7%,；第二層次的變量為表示上網(wǎng)時(shí)間的變量，具體為最近非假期的一個(gè)月內(nèi)平均每天上網(wǎng)的時(shí)間(分鐘)，在回歸中這一變量取相應(yīng)對數(shù)值。同時(shí)，我們利用手機(jī)上網(wǎng)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，也包括是否使用手機(jī)上網(wǎng)的二值虛擬變量以及手機(jī)上網(wǎng)的頻率變量。

本文所使用的控制變量主要包括對幸福感形成重要影響的物質(zhì)資本、人力資本、社會資本以及相關(guān)人口學(xué)變量，這是文獻(xiàn)研究幸福感決定因素時(shí)常用的控制變量(羅楚亮，2006；陳釗等，2012；Lohmann，2015)，具體有家庭人均收入對數(shù)值、相對收入水平、性別、年齡及其平方、教育水平、婚姻狀況、健康狀況、黨員身份、少數(shù)民族、就業(yè)狀況、家庭人口及構(gòu)成以及居住和戶口狀況等，所有變量的描述性統(tǒng)計(jì)見表1。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

續(xù)表1

（二）實(shí)證方法

由于CFPS對于幸福感的衡量采用1～5五個(gè)類別的打分，所以本文主要使用Ordered Probit方法研究互聯(lián)網(wǎng)對居民主觀幸福感的影響，這也是有關(guān)幸福感定量分析文獻(xiàn)中通常采用的方法(Ferrer-i-Carbonell & Frijters，2004；Lohmann，2015；等)。具體模型如下：

其中r1＜r2＜…＜r4，為待估參數(shù)，被稱為截?cái)帱c(diǎn)。當(dāng)擾動項(xiàng)分布符合正態(tài)分布時(shí)，模型則為Ordered Probit模型。選擇的關(guān)鍵在于潛變量yij*，潛變量的方程如公式(1)和公式(2)。其中，方程(1)用來分析互聯(lián)網(wǎng)使用的整體性影響，方程(2)用來分析互聯(lián)網(wǎng)使用產(chǎn)生的間接性影響。

其中，下標(biāo)i表示第i個(gè)省份，下標(biāo)j表示第j個(gè)人，Internetij表示個(gè)人是否使用互聯(lián)網(wǎng)或者使用互聯(lián)網(wǎng)頻率的變量，Logincomeij表示家庭人均收入的對數(shù)值，Xij表示個(gè)人或家庭層面的控制變量，δi表示省份虛擬變量，檢驗(yàn)時(shí)使用城市層面聚類標(biāo)準(zhǔn)誤。

互聯(lián)網(wǎng)使用變量可能存在潛在的內(nèi)生性問題。首先，作為個(gè)人自愿做出的上網(wǎng)決定，可能與主觀幸福感一起，均是由某些遺漏變量來決定或影響的；其次，主觀幸福程度可能象征了一種生活的態(tài)度或心態(tài)，從而也可能反過來影響個(gè)人的上網(wǎng)行為，產(chǎn)生反向因果問題。由于Ordered Probit模型難以直接使用工具變量估計(jì)，為了克服這種潛在的內(nèi)生性問題，我們分別采用如下兩種方法。一是采用條件混合過程估計(jì)方法(CMP)，同時(shí)估計(jì)兩個(gè)方程：第一個(gè)方程為互聯(lián)網(wǎng)使用的決定因素方程，這里額外加入的變量為2009年城市層面的人均上網(wǎng)戶數(shù)，第二個(gè)方程為幸福感決定因素方程；二是使用線性兩階段最小二乘方法(2,SLS)，將幸福感1～5類打分當(dāng)做基數(shù)變量并使用工具變量進(jìn)行兩階段最小二乘回歸，所使用的工具變量為2009年城市層面的人均上網(wǎng)戶數(shù)，相關(guān)數(shù)據(jù)來源于《城市統(tǒng)計(jì)年鑒》。

四、互聯(lián)網(wǎng)使用對居民幸福感的影響

（一）是否使用互聯(lián)網(wǎng)對居民幸福感的影響

表2匯報(bào)了是否使用互聯(lián)網(wǎng)對居民主觀幸福感影響的Ordered Probit模型的回歸結(jié)果。表2中顯示的為各個(gè)變量對于選擇最幸福(幸福感＝5)的平均邊際效應(yīng)及其相應(yīng)的聚類標(biāo)準(zhǔn)誤。表2的1～2列僅僅研究是否上網(wǎng)對居民幸福感的總體影響效果，第1列只控制絕對收入、相對收入以及省級層面虛擬變量，第2列在第1列的基礎(chǔ)上加入個(gè)人和家庭層面的其他控制變量。從1～2列的結(jié)果可以看出，不論控制變量如何選擇，上網(wǎng)均顯著提高了中國居民的幸福感。以第2列結(jié)果為例，上網(wǎng)居民與不上網(wǎng)居民相比，認(rèn)為自己最幸福的比例高2.1個(gè)百分點(diǎn)。這一結(jié)果說明互聯(lián)網(wǎng)使用從整體上提高了中國居民的幸福感，即使控制了客觀物質(zhì)收入，互聯(lián)網(wǎng)使用仍然可以通過促進(jìn)居民物質(zhì)需求和精神需求的滿足程度來提高其幸福感。

互聯(lián)網(wǎng)對于主觀幸福感的作用除了通過滿足物質(zhì)需求和精神需求從而直接對幸福感產(chǎn)生總體影響外，還能通過改變對客觀物質(zhì)條件的主觀評價(jià)來影響客觀物質(zhì)條件對于幸福感的邊際作用。為了驗(yàn)證這一假說，我們借助方程(2)，在表2的第3～4列進(jìn)一步加入了互聯(lián)網(wǎng)使用與家庭人均收入對數(shù)值的交叉項(xiàng)來驗(yàn)證這一效果，3～4列的模型設(shè)定與1～2列一致。第3～4列的結(jié)果顯示，這一交叉項(xiàng)顯著為負(fù)，說明雖然互聯(lián)網(wǎng)的使用總體上提高了居民幸福感，但是在很大程度上降低了收入對于幸福感的促進(jìn)作用。以第4列為例，非上網(wǎng)居民收入每提高10%,，最幸福的比例提高0.39個(gè)百分點(diǎn)，而這一比例對上網(wǎng)居民來說僅有0.13個(gè)百分點(diǎn)，這一對比證明了互聯(lián)網(wǎng)使用確實(shí)改變了物質(zhì)收入對于居民幸福感的邊際作用。

表2 是否使用互聯(lián)網(wǎng)對居民幸福感的Ordered Probit估計(jì)結(jié)果

就控制變量的回歸結(jié)果而言，我們可以發(fā)現(xiàn)無論是絕對收入水平還是相對收入水平，均對幸福感有顯著的促進(jìn)作用。人力資本水平較高的個(gè)人，其幸福感更高。這主要體現(xiàn)在受教育水平和健康水平均能促進(jìn)幸福感的提升，尤其是健康水平對于幸福感的提升具有較大的正向效果。就業(yè)狀況和政治地位也能顯著影響幸福感，有工作的群體幸福感普遍較高，黨員的幸福感要高于非黨員的幸福感。幸福的家庭生活往往能夠提高幸福程度，表2的回歸結(jié)果也表明，有配偶對于一個(gè)人的幸福感的提升具有十分重要的作用，而且家庭規(guī)模比較大的個(gè)體也有較高的幸福水平。非農(nóng)戶口的城市居民幸福程度高于農(nóng)業(yè)戶口居民，這一結(jié)果表明，城鄉(xiāng)分割以及戶籍制度仍然是造成不幸福的重要來源之一。年齡與幸福感之間存在明顯的先降后升的U型關(guān)系，這一關(guān)系的最低點(diǎn)大概為45歲左右，男性和子女比例較多的個(gè)人幸福感較低，造成這些結(jié)果的原因可能主要來源于中年、男性、子女較多的中國居民普遍要承受較大的家庭和事業(yè)壓力，從而幸福程度較低。關(guān)于這些控制變量的回歸結(jié)果與已有研究基本一致(羅楚亮，2006；陳釗等，2012；劉軍強(qiáng)等，2012)。

（二）互聯(lián)網(wǎng)使用強(qiáng)度對居民幸福感的影響

上文分析了是否使用互聯(lián)網(wǎng)對居民幸福感的影響，然而互聯(lián)網(wǎng)使用強(qiáng)度在網(wǎng)民內(nèi)部存在巨大差異，強(qiáng)度過高可能會適得其反(Sherer，1997)?；ヂ?lián)網(wǎng)對于幸福感的影響效果是否隨其使用強(qiáng)度的提高而發(fā)生變化，需要進(jìn)行進(jìn)一步驗(yàn)證。為此，我們將關(guān)鍵解釋變量替換為上網(wǎng)時(shí)間(分鐘)的對數(shù)值，并利用與表2相同的模型設(shè)定進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果顯示在表3中。表3 的第1～2列顯示上網(wǎng)時(shí)間的增多顯著提高了幸福感，以第2列為例，上網(wǎng)時(shí)間如果增加一倍，認(rèn)為自己最幸福的比例提高0.4個(gè)百分點(diǎn)。第3～4列的結(jié)果顯示上網(wǎng)時(shí)間對數(shù)值與收入對數(shù)值的交叉項(xiàng)穩(wěn)定為負(fù)，表明上網(wǎng)時(shí)間雖然會總體上提高主觀幸福感，但是降低了物質(zhì)收入對于幸福感的正向作用，這與表2得到的結(jié)論完全一致。

表3 互聯(lián)網(wǎng)使用時(shí)間對居民幸福感的Ordered Probit估計(jì)結(jié)果

（三）內(nèi)生性問題的處理

為了解決關(guān)鍵變量潛在的內(nèi)生性問題，本文采用了兩種方式進(jìn)行處理：一是采用條件混合過程估計(jì)方法，二是使用線性兩階段最小二乘方法①由于Ordered Probit模型難以直接使用工具變量方法進(jìn)行回歸，在這里我們把幸福感的1～5類別當(dāng)作基數(shù)變量，利用線性模型的兩階段最小二乘法進(jìn)行回歸，所使用的工具變量均為2009年城市層面人均互聯(lián)網(wǎng)使用戶數(shù)，所得到結(jié)論與CMP方法一致，所以這里省略具體結(jié)果。。表4為使用條件混合過程估計(jì)方法得到的結(jié)果，該方法的基本原理為同時(shí)估計(jì)互聯(lián)網(wǎng)使用方程和幸福感決定方程。幸福感方程設(shè)定采用方程(1)設(shè)定的形式不變，而互聯(lián)網(wǎng)使用方程則在方程(1)的基礎(chǔ)上加入一個(gè)解釋變量，即2009年城市層面人均互聯(lián)網(wǎng)使用戶數(shù)，這主要是因?yàn)橐粋€(gè)地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)設(shè)施普及和利用程度對個(gè)人的上網(wǎng)決策具有重要影響。表4為使用是否上網(wǎng)這一變量得到的回歸結(jié)果，通過與表2相比可以發(fā)現(xiàn)，使用CMP方法之后，互聯(lián)網(wǎng)使用對幸福感的正向作用有所提升，但是互聯(lián)網(wǎng)使用依然顯著降低了收入對于主觀幸福感的正向作用。如果使用上網(wǎng)時(shí)間，得到的結(jié)果與表4一致，這里不再匯報(bào)。

表4 互聯(lián)網(wǎng)使用對居民幸福感的CMP估計(jì)結(jié)果

（四）利用手機(jī)上網(wǎng)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)

隨著手機(jī)網(wǎng)絡(luò)的發(fā)展與普及，對互聯(lián)網(wǎng)的使用不再限于通過電腦媒介接入互聯(lián)網(wǎng)，利用手機(jī)上網(wǎng)逐漸成為互聯(lián)網(wǎng)使用的更為便捷的方式。因此，我們利用是否使用手機(jī)上網(wǎng)以及手機(jī)上網(wǎng)頻率作為上網(wǎng)的另一種衡量方式，進(jìn)行相應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果如表5所示。表5為是否利用手機(jī)上網(wǎng)對于幸福感的影響。其第4列顯示利用手機(jī)上網(wǎng)可以顯著提高幸福程度，但是降低了收入對于幸福感的提高作用，非手機(jī)上網(wǎng)居民收入每提高一個(gè)百分點(diǎn)，最幸福的比例提高3.8個(gè)百分點(diǎn)，而這一比例對手機(jī)上網(wǎng)居民來說僅有0.3個(gè)百分點(diǎn)。如果分析使用手機(jī)上網(wǎng)頻率對幸福程度的影響，可以得到一致結(jié)論，這里不再匯報(bào)。

表5 手機(jī)上網(wǎng)對居民幸福感的Ordered Probit估計(jì)結(jié)果

五、進(jìn)一步討論

（一）不同群體的效果差異性討論

1.分收入階層

我們根據(jù)家庭人均收入水平將樣本分為由低到高的四組①考慮到各個(gè)地區(qū)的平均收入水平存在較大差異，我們在各個(gè)縣(區(qū))內(nèi)部，分別將收入分為由低到高四組，可理解為地區(qū)內(nèi)部相對收入水平的概念。，分組回歸結(jié)果見表6。表6的結(jié)果顯示，互聯(lián)網(wǎng)使用對于幸福感的影響僅存在于中等收入階層(收入處于25%,～75%,分位之間的群體)，且這種作用對于25%,～50%,分位組的作用更強(qiáng)一些。對低收入階層和高收入階層來說，互聯(lián)網(wǎng)使用對于幸福感的正向作用以及互聯(lián)網(wǎng)使用降低收入對幸福感的作用效果均不存在。關(guān)于互聯(lián)網(wǎng)使用時(shí)間隨收入水平分組的效果，與表6的結(jié)論完全一致，這里為了節(jié)省篇幅并未匯報(bào)，后文其他分組結(jié)果也是類似。但是，我們認(rèn)為造成低收入和高收入這兩個(gè)群體效果不存在的原因并不一樣。Martin和Robinson(2007)曾發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)在美國高低收入群體中的普及速度差異巨大，對于低收入群體來說，互聯(lián)網(wǎng)普及程度進(jìn)步緩慢。對于CFPS的低收入群體來說，互聯(lián)網(wǎng)在這一群體的使用率僅為11.8%,，遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于18.7%,的平均水平，這可能是造成互聯(lián)網(wǎng)對這一群體幸福感影響不顯著的主要原因。與此同時(shí)，低收入群體由于其收入水平較低，收入仍然是決定其幸福感的主要因素。對于高收入群體來說，互聯(lián)網(wǎng)使用所體現(xiàn)的滿足精神需求以及改變對物質(zhì)需求的評價(jià)標(biāo)準(zhǔn)的作用并不明顯，所以互聯(lián)網(wǎng)的使用對這一群體幸福感的影響也不顯著。

表6 分收入階層的估計(jì)結(jié)果

2.分教育水平

表7匯報(bào)了根據(jù)受教育水平分組回歸的結(jié)果。我們將所有樣本分為小學(xué)及以下、中學(xué)(初中和高中)、大專及以上三組，結(jié)果如表7中的第1～3列所示。表7為是否使用互聯(lián)網(wǎng)的回歸結(jié)果，回歸結(jié)果顯示，互聯(lián)網(wǎng)的利用對幸福感的作用效果僅存在于中等教育水平組，而對低教育組和高教育組的影響均不顯著。對于低教育組來說，這部分群體人力資本水平過低，從而難以接觸或者使用互聯(lián)網(wǎng)，CFPS顯示該群體互聯(lián)網(wǎng)的使用比例僅有3.4%,，即使能夠接觸互聯(lián)網(wǎng)，該群體也容易產(chǎn)生不正確或不健康的互聯(lián)網(wǎng)利用方式(Matanda，2004)，所以互聯(lián)網(wǎng)對該群體的幸福感的影響過于微弱。

表7 分教育水平的估計(jì)結(jié)果

3.分社會資本水平

表8匯報(bào)了根據(jù)社會資本水平分組的結(jié)果。本文衡量社會資本的代理變量主要有三個(gè)：去年春節(jié)到訪的親戚數(shù)量，去年春節(jié)到訪的朋友數(shù)量，去年送出去的禮物份數(shù)。我們根據(jù)每一個(gè)變量的均值，將樣本分為兩兩對應(yīng)的三組。通過結(jié)果對比說明，互聯(lián)網(wǎng)對于居民幸福感的影響主要存在于社會資本較少的群體中。社會資本主要指“能夠通過協(xié)調(diào)的行動來提高經(jīng)濟(jì)效率的社會網(wǎng)絡(luò)、信任和規(guī)范”(Putnam et al.，1993)，而Shah 等(2001)曾發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)在信息流通方面的作用有利于增加個(gè)體的社會資本，這種互聯(lián)網(wǎng)的作用與傳統(tǒng)社會資本的替代性較強(qiáng)，因此對于社會資本較少的群體，互聯(lián)網(wǎng)對精神需求的滿足以及信息流通方面的影響效果更強(qiáng)，并最終作用于其幸福感。

表8 分社會資本的估計(jì)結(jié)果

4.分城市規(guī)模

表9匯報(bào)了根據(jù)城市規(guī)模分組的回歸結(jié)果。城市規(guī)模越大，傳統(tǒng)的信息溝通方式以及商業(yè)交易模式成本越高，而互聯(lián)網(wǎng)使用所帶來的成本降低程度也越大，其產(chǎn)生的規(guī)模效應(yīng)越大。因此，在表9中我們按照居民所在城市的人口數(shù)量，分為由低到高的四組?；貧w結(jié)果表明，互聯(lián)網(wǎng)的利用對于幸福感的影響顯著存在于后三組樣本中，而對于城市人口規(guī)模處于0～25%,的小城市樣本并不顯著。這在側(cè)面驗(yàn)證了，城市規(guī)模如果較小，互聯(lián)網(wǎng)的規(guī)模效應(yīng)難以得到充分發(fā)揮，從而使得該地的互聯(lián)網(wǎng)利用程度較低，數(shù)據(jù)顯示對于規(guī)模最小的城市，互聯(lián)網(wǎng)使用比例僅有15.4%,，這使得互聯(lián)網(wǎng)對于小城市居民的幸福感難以產(chǎn)生顯著影響效果。

表9 分城市規(guī)模的估計(jì)結(jié)果

（二）影響機(jī)制的討論

如果在物質(zhì)需求的基礎(chǔ)上引入精神需求，則幸福感函數(shù)可以采取如下一般形式來體現(xiàn)：

其中，物質(zhì)需求的滿足受收入的預(yù)算約束影響，而精神需求的滿足則不受收入預(yù)算約束影響。因此，互聯(lián)網(wǎng)會通過三種渠道影響個(gè)人的幸福感水平：一是互聯(lián)網(wǎng)通過對居民物質(zhì)需求滿足的程度施加影響(方程中material goods的最終消費(fèi)數(shù)量)，二是互聯(lián)網(wǎng)通過對居民精神需求的滿足程度施加影響(方程中material goods的最終消費(fèi)數(shù)量)，三是互聯(lián)網(wǎng)對于居民如何主觀評價(jià)物質(zhì)和精神需求產(chǎn)生影響(方程中α和β的相對大小)。本文的回歸結(jié)果已經(jīng)顯示，互聯(lián)網(wǎng)的利用確實(shí)可以從整體上提高幸福感，而且降低了客觀收入水平對幸福感的正向作用。由于在收入一定的情況下，客觀收入對主觀幸福感的作用大小主要取決于個(gè)體幸福感函數(shù)中對收入的看重程度(方程中α的相對大小)，所以我們需要驗(yàn)證互聯(lián)網(wǎng)的使用是否對個(gè)體看重收入的程度產(chǎn)生了影響。對收入的主觀看重程度采用如下方式衡量：看重程度＝自評經(jīng)濟(jì)地位/實(shí)際經(jīng)濟(jì)地位

自評經(jīng)濟(jì)地位來自問卷中的問題“您的個(gè)人收入在本地屬于?”，打分分為1～5五個(gè)層級，1表示很低，而5表示很高。實(shí)際地位來自于客觀收入計(jì)算，我們利用家庭人均收入計(jì)算每個(gè)人在縣層面實(shí)際收入地位，由低到高分為10個(gè)層級。對收入的主觀看重程度為這兩個(gè)指標(biāo)的比值，這一數(shù)值越大，說明對收入越不看重。

表10匯報(bào)了是否上網(wǎng)與上網(wǎng)時(shí)間對于這種收入主觀看重程度的回歸結(jié)果，其中Panel A為使用OLS回歸得到的結(jié)果，而Panel B為使用工具變量方法得到的回歸結(jié)果。表10的結(jié)果表明，無論是Panel A的OLS結(jié)果，還是Panel B的IV結(jié)果，都說明上網(wǎng)顯著降低了個(gè)人福利函數(shù)中對收入的看重程度。因此，正是通過這種機(jī)制，互聯(lián)網(wǎng)的利用雖然整體上提高了居民的主觀幸福感，但是通過改變對客觀收入的看重程度而最終降低了收入對于幸福感的正向作用。

表10 互聯(lián)網(wǎng)使用對收入看重程度的估計(jì)結(jié)果

六、結(jié)論與政策建議

中國已經(jīng)成為世界上互聯(lián)網(wǎng)使用人數(shù)最多的國家，與互聯(lián)網(wǎng)概念相關(guān)的經(jīng)濟(jì)模式也已經(jīng)深深地影響到經(jīng)濟(jì)發(fā)展的各個(gè)方面。互聯(lián)網(wǎng)的利用和普及也必將會對中國眾多的網(wǎng)民群體的福利水平產(chǎn)生至關(guān)重要的影響，但是這一問題在學(xué)術(shù)領(lǐng)域還缺乏足夠的重視和嚴(yán)謹(jǐn)?shù)难芯?。本文首次使用中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)2010年的微觀數(shù)據(jù)，在個(gè)人層面對互聯(lián)網(wǎng)使用如何影響居民的幸福感進(jìn)行了研究。研究結(jié)果表明，使用互聯(lián)網(wǎng)(互聯(lián)網(wǎng)的使用時(shí)間)可以顯著提高居民的主觀幸福感，而且顯著降低了收入對于主觀幸福感的促進(jìn)作用?；ヂ?lián)網(wǎng)對居民主觀幸福感的這一作用主要存在于中等收入階層、中等教育階層、較少社會網(wǎng)絡(luò)群體以及大中城市居民中。機(jī)制的探討則表明，互聯(lián)網(wǎng)不僅直接對居民的物質(zhì)需求和精神需求產(chǎn)生影響，而且會改變二者的相對評價(jià)標(biāo)準(zhǔn)，從而降低了居民對于物質(zhì)收入的主觀看重程度。

本文的研究結(jié)論表明，互聯(lián)網(wǎng)使用可以對居民的幸福感產(chǎn)生顯著的正向影響。目前，中國雖然使用互聯(lián)網(wǎng)的人數(shù)眾多，但是發(fā)展仍較為落后，互聯(lián)網(wǎng)使用的普及率僅有48.8%，與歐美等發(fā)達(dá)國家還有較大差距。因此，通過改善互聯(lián)網(wǎng)設(shè)施、普及互聯(lián)網(wǎng)教育等方式進(jìn)一步提高互聯(lián)網(wǎng)的普及率，仍然顯得較為重要。與此同時(shí)，中國互聯(lián)網(wǎng)網(wǎng)民群體的差異性較大，其幸福感所受影響并不一致，尤其是機(jī)制的分析表明互聯(lián)網(wǎng)降低了居民對于物質(zhì)收入的主觀看重程度，這可能導(dǎo)致潛在收入差距的進(jìn)一步擴(kuò)大。所以，在普及互聯(lián)網(wǎng)使用的過程中，同時(shí)需要注意引導(dǎo)健康的網(wǎng)絡(luò)利用方式和傳播正確的價(jià)值觀，盡量避免互聯(lián)網(wǎng)產(chǎn)生的負(fù)面影響。

［1］陳 釗，徐 彤，劉曉峰.戶籍身份、示范效應(yīng)與居民幸福感：來自上海和深圳社區(qū)的證據(jù)[J].世界經(jīng)濟(jì)，2012(4)：79-101．

［2］馮 華，陳亞琦.平臺商業(yè)模式創(chuàng)新研究——基于互聯(lián)網(wǎng)環(huán)境下的時(shí)空契合分析[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2016(3)：99-113．

［3］何立新，潘春陽.破解中國的“Easterlin悖論”：收入差距、機(jī)會不均與居民幸福感[J].管理世界，2011(8)：11-22．

［4］李海艦，田躍新，李文杰.互聯(lián)網(wǎng)思維與傳統(tǒng)企業(yè)再造[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2014(10)：135-146．

［5］劉軍強(qiáng)，熊謀林，蘇 陽.經(jīng)濟(jì)增長時(shí)期的國民幸福感——基于CGSS數(shù)據(jù)的追蹤研究[J].中國社會科學(xué)，2012(12)：82-102．

［6］羅楚亮.城鄉(xiāng)分割、就業(yè)狀況與主觀幸福感差異[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)，2006(2)：818-840．

［7］羅 珉，李亮宇.互聯(lián)網(wǎng)時(shí)代的商業(yè)模式創(chuàng)新：價(jià)值創(chuàng)造視角[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2015(1)：95-107．

［8］施炳展.互聯(lián)網(wǎng)與國際貿(mào)易——基于雙邊雙向網(wǎng)址鏈接數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)分析[J].經(jīng)濟(jì)研究，2016(5)：172-187．

［9］易行健，張家為，張凌霜，楊碧云.家庭收入與人口結(jié)構(gòu)特征對居民互聯(lián)網(wǎng)購買行為的影響——來自中國城鎮(zhèn)家庭的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].消費(fèi)經(jīng)濟(jì)，2015(3)：3-12．

［10］Ball R.，Chernova K.Absolute Income，Relative Income，and Happiness [J].Social Indicators Research，2008，88(3)：497-529.

［11］Bruni L.，Stanca L.Income Aspirations，Television and Happiness：Evidence from the World Values Survey [J].Kyklos，2006，59(2)：209-25.

［12］Brynjolfsson E.，Smith M.D.Frictionless Commerce? A Comparison of Internet and Conventional Retailers [J].Management Science，2000，46(4)：563-85.

［13］Choi C.，Yi M.H.The Effect of the Internet on Economic Growth：Evidence from Cross-country Panel Data [J].Economics Letters，2009，105(1)：39-41.

［14］Clark A.，Senik C.Who Compares to Whom? The Anatomy of Income Comparisons in Europe[J].Economic Journal，2010，120(544)：573-94.

［15］Clark E.，Senik C.Is Happiness Different from Flourishing? Cross-Country Evidence from the ESS [J].Revue D'économie Politique，2011，121(1)：17-34.

［16］Cronin M.J.Banking and Finance on the Internet [M].New York：John Wiley & Sons，1998.

［17］Diener E.Subjective Well-being：The Science of Happiness and a Proposal for a National Index[J].American Psychologist，2000，55(1)：34.

［18］Di Tella R.，MacCulloch R.J.，Oswald A.J.The Macroeconomics of Happiness [J].Review of Economics and Statistics，2003，85(4)：809-27.

［19］Easterlin R.A.Does Economic Growth Improve the Human Lot? Some Empirical Evidence [J].Nations and Households in Economic Growth，1974，89：89-125.

［20］Easterlin R.A.Income and Happiness：Towards a Unified Theory [J].Economic Journal，2001：465-84.

［21］Feldman D.C.，Klaas B.S.Internet Job Hunting：A Field Study of Applicant Experiences with On-line Recruiting [J].Human Resource Management，2002，41(2)：175-92.

［22］Ferrer-i-Carbonell A.Income and Well-being：An Empirical Analysis of the Comparison Income Effect [J].Journal of Public Economics，2005，89(5)：997-1019.

［23］Frey B.S.，Benesch C.，Stutzer A.Does Watching TV Make Us Happy? [J].Journal of Economic Psychology，2007，28(3)：283-313.

［24］Gross E.F.，Juvonen J.，Gable S.L.Internet Use and Well-being in Adolescence [J].Journal of Social Issues，2002，58(1)：75-90.

［25］Huang C.Internet Use and Psychological Well-being：A Meta-analysis [J].Cyberpsychology，Behavior，and Social Networking，2010，13(3)：241-49.

［26］Hyll W.，Schneider L.The Causal Effect of Watching TV on Material Aspirations：Evidence from the “Valley of the Innocent” [J].Journal of Economic Behavior & Organization，2013，86：37-51.

［27］Li N.，Kirkup G.Gender and Cultural Differences in Internet Use：A Study of China and the UK[J].Computers & Education，2007，48(2)：301-17.

［28］Lohmann S.Information Technologies and Subjective Well-being：Does the Internet Raise Material Aspirations? [J].Oxford Economic Papers，2015，67(3)：740-59.

［29］Knight J.，Gunatilaka R.Income，Aspirations and the Hedonic Treadmill in a Poor Society [J].Journal of Economic Behavior & Organization，2012，82(1)：67-81.

［30］Kraut R.，Patterson M.，Lundmark V.，Kiesler S.，Mukophadhyay T.，Scherlis W.Internet Paradox：A Social Technology That Reduces Social Involvement and Psychological Well-being?[J].American Psychologist，1998，53(9)：1017.

［31］Martin S.P.，Robinson J.P.The Income Digital Divide：Trends and Predictions for Levels ofInternet Use [J].Social Problems，2007，54(1)：1-22.

［32］Matanda M.，Jenvey V.B.，Phillips J.G.Internet Use in Adulthood：Loneliness，Computer Anxiety and Education [J].Behaviour Change，2004，21(2)：103-14.

［33］Putnam R.D.，Leonardi R.，Nanetti R.Y.Making Democracy Work：Civic Traditions in Modern Italy [M].Princeton：Princeton University Press，1994.

［34］Senik C.The French Unhappiness Puzzle：The Cultural Dimension of Happiness [J].Journal of Economic Behavior & Organization，2014，106：379-401.

［35］Sherer K.College Life On-line：Healthy and Unhealthy Internet Use [J].Journal of College Student Development，1997，38(6)：655-65.

［36］Shapira N.，Barak A.，Gal I.Promoting Older Adults' Well-being through Internet Training and Use [J].Aging and Mental Health，2007，11(5)：477-84.

［37］Song J.，Zahedi F.M.A Theoretical Approach to Web Design in E-commerce：A Belief Reinforcement Model [J].Management Science，2005，51(8)：1219-35.

［38］Stutzer A.The Role of Income Aspirations in Individual Happiness [J].Journal of Economic Behavior & Organization，2004，54(1)：89-109.

［39］Tokunaga R.S.，Rains S.A.An Evaluation of Two Characterizations of the Relationships between Problematic Internet Use，Time Spent Using the Internet，and Psychosocial Problems [J].Human Communication Research，2010，36(4)：512-45.

［40］Shah D.V.，Kwak N.，Holbert R.L.″Connecting″ and ″Disconnecting″ with Civic Life：Patterns of Internet Use and the Production of Social Capital [J].Political Communication，2001，18(2)：141-62.

［41］Ward D.M.Happiness and Life Satisfaction Predicted by Social Media Use in Adults with Autism Spectrum Disorder [D].Fielding Graduate University，2016．

JEL Classification：D84 I31 J22

The Effect of Internet Usage on Chinese Residents′Happiness：Evidence from CFPS

Zhou Guangsu and Sun Puyang
(School of Economics，Nankai University，Tianjin 300071，China)

This paper investigates the effect of internet usage on Chinese residents′ happiness，by using micro data from China Family Panel Studies(CFPS).Related mechanisms and heterogeneous effects on different groups of people are also explored.The effects of internet usage on happiness include total effect and indirect effect.The results show that internet usage can help to increase individual′s happiness by 2.1 percentage points in total，but decrease income′s positive impacts on happiness.This conclusion is consistent when we use CMP and IV estimation to conquer potential endogenous issues.Further analysis on sub-samples shows that these effects mainly exist in groups with middle-income，middle-education，less social capital，and residence in large and medium-sized cities.

Internet；Happiness；Income

10.14116/j.nkes.2017.03.002

* 周廣肅，南開大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院(郵編：300071)，E-mail：zhouguangsu@nankai.edu.cn；孫浦陽，南開大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院(郵編：300071)，E-mail：puyangsun@nankai.edu.cn。本文受中國特色社會主義經(jīng)濟(jì)建設(shè)協(xié)同創(chuàng)新中心項(xiàng)目“互聯(lián)網(wǎng)對于中國居民經(jīng)濟(jì)決策和福利影響的微觀視角分析”、天津市社科規(guī)劃項(xiàng)目(ZX20160145)和中央高校基本科研業(yè)務(wù)費(fèi)的資助。