互聯(lián)網(wǎng)使用如何影響家庭關系
——基于CFPS 數(shù)據(jù)的實證分析

□栗洪偉

一、引言

家庭是社會的細胞，家庭關系和諧是社會和諧的基礎。然而，改革開放以來，隨著西方文化和思想融入中國家庭，以傳統(tǒng)倫理主義為準則的家庭關系遭受沖擊，中國家庭關系正經(jīng)歷變遷與重構。以夫妻關系為例，中國離婚率已連續(xù)16 年上漲，1985 年粗離婚率為0.44‰，2020 年平均離結率為39.33%。隨之而來的是，家庭結構正在重塑，家庭關系正在復雜化。習近平總書記強調(diào)，家庭和睦則社會安定，家庭幸福則社會祥和，千家萬戶都好，國家才能好，民族才能好。因此，在中國家庭關系的變遷期和重構期，深入研究家庭關系的影響因素具有重要意義。

在中國家庭關系變遷的同時，互聯(lián)網(wǎng)使用深度融入居民生活。根據(jù)《中國互聯(lián)網(wǎng)絡發(fā)展狀況統(tǒng)計報告》公布的數(shù)據(jù)，截至2020 年12 月，中國網(wǎng)民規(guī)模為9.89 億人，互聯(lián)網(wǎng)普及率為70.4%。居民使用互聯(lián)網(wǎng)花費的金錢和時間持續(xù)增加，網(wǎng)上零售額達11.76 萬億元，人均每周上網(wǎng)時間為26.2 小時。根據(jù)溝通行動理論，溝通是協(xié)調(diào)人際關系的關鍵?；ヂ?lián)網(wǎng)使用拓寬了人際間溝通渠道，可以提高家庭成員之間的溝通效率和溝通頻率，有助于增強家庭成員之間的親密關系。根據(jù)資源限制理論，人的物質(zhì)資源、時間資源和心理資源是有限的。居民使用互聯(lián)網(wǎng)花費的金錢、時間和精力越多，對家庭成員付出的時間和感情就會越少。因此，互聯(lián)網(wǎng)使用也可能降低家庭成員之間的親密關系。那么，互聯(lián)網(wǎng)使用究竟會如何影響家庭關系？

為實證檢驗互聯(lián)網(wǎng)使用對家庭關系的影響，本文利用中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（CFPS），使用多元有序Probit 模型研究了互聯(lián)網(wǎng)使用對個體與配偶關系、與父親關系以及與母親關系的影響，并進行了異質(zhì)性分析。本文可能的創(chuàng)新點有兩個方面：一是在互聯(lián)網(wǎng)快速普及和家庭關系重構的雙重背景下，實證研究了互聯(lián)網(wǎng)使用對家庭關系的影響，有助于準確把握中國家庭關系變遷的邏輯脈絡；二是實證研究了異質(zhì)性互聯(lián)網(wǎng)使用對家庭關系的影響，可以為居民利用互聯(lián)網(wǎng)構建和諧家庭提供經(jīng)驗借鑒。

二、文獻綜述

與本文相關的文獻主要有三個方面：一是關于家庭關系的理論研究；二是關于家庭關系影響因素的研究；三是關于互聯(lián)網(wǎng)使用對家庭關系影響的研究。

家庭關系的理論研究。家庭關系屬于社會關系的一種，是指家庭成員之間的親近關系，主要包括代際關系、夫妻關系、同胞關系、婆媳關系等，與之相關的理論研究主要可分為家庭倫理主義和家庭理性主義。家庭倫理主義認為，中國家庭作為道德共同體，家庭成員之間主要以利他主義和倫理法則進行互動交流，如父慈子孝、長幼有序、夫婦之道等。與家庭倫理主義不同，家庭理性主義認為，家庭成員是具有完全理性且重視自身利益和家庭利益最大化的個體，家庭共有財產(chǎn)是約束家庭成員行為的關鍵。共同之處是，家庭倫理主義和家庭理性主義均強調(diào)家庭成員之間“反饋模式”的重要性，即家庭成員之間付出與回報的關系，如代際間撫育贍養(yǎng)關系等。進一步而言，家庭成員之間付出包括資本付出、時間付出和情感付出等，家庭成員之間回報包括資本支持、情感支持（如尊重）、贍養(yǎng)支持等。

家庭關系影響因素的研究。影響家庭關系的因素包括諸多方面，主要可歸納為家庭外因素和家庭內(nèi)因素。在家庭外因素方面，隨著改革開放和中西文化融合，平均主義和個人主義沖突加劇，削弱中國家庭傳統(tǒng)倫理主義觀念，會影響家庭關系，甚至造成家庭關系破裂。中國城鎮(zhèn)化快速推進，增加了農(nóng)民家庭的空間距離，但增強了農(nóng)民家庭的凝聚力。隨著農(nóng)民市民化，父母進城會幫助子女在城市發(fā)展，實現(xiàn)家庭利益最大化，但會加劇家庭緊張關系，故代際之間適時分離有助于維持家庭親密關系。全面兩孩政策帶來家庭結構變化，引致夫妻關系更加平等、代際關系依賴性減弱、同胞關系親密度偏低等。工作壓力會通過情緒傳遞給家庭，對家庭關系產(chǎn)生影響。在家庭內(nèi)因素方面，家庭話語權和物質(zhì)資本配置是家庭關系的核心。此外，家庭成員之間的有效溝通可以緩解家庭隔閡，是維護家庭關系的關鍵因素。

互聯(lián)網(wǎng)使用對家庭關系影響的研究。學術界關于互聯(lián)網(wǎng)使用對家庭關系影響的研究相對較少，且主要集中在代際關系方面。青少年使用互聯(lián)網(wǎng)會加劇其與父母的沖突，而互聯(lián)網(wǎng)學習和互聯(lián)網(wǎng)技能會增強其與父母的親密度。隨著中國家庭結構變遷，老年人受限于社交隔離產(chǎn)生孤獨感，而互聯(lián)網(wǎng)使用有助于加強老年人與家庭成員溝通聯(lián)系，緩解其孤獨感，強化代際支持，提升其幸福感。同時，互聯(lián)網(wǎng)使用可以補償老年人家庭功能缺失，使其可以正常履行家庭功能，維持其與家庭成員的親密關系。

既有研究為本文的研究提供了經(jīng)驗借鑒，但也存在不足之處：一是互聯(lián)網(wǎng)深度融入居民家庭生活，但是少有學者關注互聯(lián)網(wǎng)使用如何影響家庭關系；二是互聯(lián)網(wǎng)使用的方式多種多樣，但是少有學者關注異質(zhì)性互聯(lián)網(wǎng)使用如何影響家庭關系?；谏鲜龇治?，本文利用中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（CFPS），研究互聯(lián)網(wǎng)使用對個體與配偶關系、與父親關系以及與母親關系的影響，并根據(jù)互聯(lián)網(wǎng)使用方式進行異質(zhì)性分析，從而對已有研究作出補充和完善。

三、理論分析

根據(jù)資源限制理論，人的物質(zhì)資源、時間資源和心理資源是有限的。但是，在互聯(lián)網(wǎng)發(fā)達的今天，人們使用互聯(lián)網(wǎng)投入的物質(zhì)資源、時間資源和心理資源越來越多。根據(jù)溝通行動理論，溝通是協(xié)調(diào)人際關系的關鍵，而人際關系的溝通需要占用一定的物質(zhì)資源、時間資源和心理資源，對于家庭人際關系而言也是如此。與此同時，使用互聯(lián)網(wǎng)也為家庭人際關系溝通提供了便利條件。因此，使用互聯(lián)網(wǎng)難免會對家庭人際關系產(chǎn)生影響。鑒于家庭關系的核心主要包括配偶關系、父親關系和母親關系，本文研究的重點主要圍繞互聯(lián)網(wǎng)使用與配偶關系、互聯(lián)網(wǎng)使用與父親關系、互聯(lián)網(wǎng)使用與母親關系三個方面。

（一）互聯(lián)網(wǎng)使用與配偶關系

配偶關系是家庭關系的核心，而有效的溝通是配偶關系和諧的關鍵。在傳統(tǒng)條件下，由于信息不對稱，即是夫妻雙方也難以完全了解和掌握對方所有信息，如喜好狀況、交友狀況、收入狀況等，進而可能會導致夫妻關系的惡化。但是，在互聯(lián)網(wǎng)條件下，互聯(lián)網(wǎng)的使用使溝通和了解更加順暢，可以有效地緩解信息不對稱，使個體可以更好了解對方的喜好狀況、交友狀況和收入狀況等，有助于增強配偶雙方信息透明度，進而增強雙方的親近關系。因此，互聯(lián)網(wǎng)使用有助于增加個體與配偶的親近關系。但是，夫妻雙方是家庭的核心，共同承擔著家庭收入、家務勞動和子女教育等家庭事務，需要配偶雙方共同付出才能維護家庭關系和諧。但是通常而言，個體為家庭貢獻的越多，就越能拉近對方與自身的親近關系。因此，對家庭有貢獻的互聯(lián)網(wǎng)使用行為可能有利于促進配偶關系和諧，如互聯(lián)網(wǎng)購物等；對家庭沒有貢獻的互聯(lián)網(wǎng)使用行為可能不利于促進配偶關系和諧，如互聯(lián)網(wǎng)社交、互聯(lián)網(wǎng)娛樂等。

（二）互聯(lián)網(wǎng)使用與父親關系

子女與父親的關系也是家庭關系的重要組成部分。在中國，受傳統(tǒng)觀念的影響，父親對子女的感情總是深沉無言的，即父親對子女關愛較多，但溝通相對較少，甚至在很多時候信息是通過母親代為轉達。使用互聯(lián)網(wǎng)對家庭關系的影響主要是促進了家庭成員之間的溝通，鑒于中國式父子關系的現(xiàn)實，使用互聯(lián)網(wǎng)對個體與父親關系的影響較為模糊。但是，中國父母存在“望子成龍，望女成鳳”心態(tài)，特別是父親渴望子女成功的心態(tài)尤為強烈，總是樂于見到子女在生活中表現(xiàn)出積極行為，但反感子女在生活中表現(xiàn)出消極行為。對于子女使用互聯(lián)網(wǎng)的行為也是如此，特別是在當前，互聯(lián)網(wǎng)提供的服務良莠不齊，不同的互聯(lián)網(wǎng)使用行為也會產(chǎn)生不同的社會效果。因此，子女使用互聯(lián)網(wǎng)從事學習、工作等行為會增強個體與父親之間的親近關系，反而，使用互聯(lián)網(wǎng)從事娛樂、交友等行為會降低個體與父親的近親關系。

（三）互聯(lián)網(wǎng)使用與母親關系

與父親不同，母親陪伴子女的時間較多，子女更傾向于與母親溝通交流，因此，子女與母親的關系總是溝通順暢的，是子女與父母關系溝通的支點?；ヂ?lián)網(wǎng)使用拓寬了信息溝通渠道，為個體與母親之間的溝通交流提供了便利條件，特別是在當前，中國子女與父母總是分開居住，使用互聯(lián)網(wǎng)可以有效地提高子女與母親之間的溝通頻率和溝通效率，因此，互聯(lián)網(wǎng)使用有助于增強個體與母親的親近關系。此外，與父親相同的是，母親也存在“望子成龍，望女成鳳”心態(tài)，也樂于見到子女在生活中表現(xiàn)出積極行為；與父親不同的是，母親往往更加溺愛和包容子女，對于子女在生活中表現(xiàn)出消極行為，往往持包容態(tài)度和理解態(tài)度。因此，子女使用互聯(lián)網(wǎng)從事學習、工作等行為會增強個體與母親之間的親近關系，使用互聯(lián)網(wǎng)從事娛樂、交友等行為對個體與母親關系的影響較為模糊。互聯(lián)網(wǎng)使用與家庭關系的分析框架如圖1 所示。

圖 互聯(lián)網(wǎng)使用與家庭關系的分析框架圖

四、數(shù)據(jù)來源與模型構建

（一）數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來自中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（CFPS）。該數(shù)據(jù)由北京大學中國社會科學調(diào)查中心（ISSS）發(fā)布，是國內(nèi)具有代表性的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)之一。本文研究的對象是互聯(lián)網(wǎng)使用對家庭關系的影響，由于2018 年CFPS 數(shù)據(jù)對個體互聯(lián)網(wǎng)使用情況和家庭關系情況的調(diào)查最為全面，本文僅利用2018 年CFPS 數(shù)據(jù)。

（二）變量選擇

1.被解釋變量：家庭關系。家庭關系主要反映家庭成員之間的親密關系?，F(xiàn)代家庭關系主要包括與配偶關系、與父親關系、與母親關系以及與子女關系和婆媳關系等。鑒于數(shù)據(jù)可得性，本文僅關注互聯(lián)網(wǎng)使用與配偶關系、與父親關系和與母親關系的影響。與配偶關系利用“與配偶關系親密”衡量，根據(jù)“很不親密、不大親密、一般、親密、很親密”分別賦值1～5，為多元有序變量，其值越大說明個體與配偶關系就越親密。與父親關系利用“與父親關系如何”衡量，根據(jù)“很不親近、不大親近、一般、親近、很親近”分別賦值1～5，為多元有序變量，其值越大說明個體與父親關系就越親密。與母親關系的處理方法和與父親關系處理方法一致。

2.核心解釋變量：互聯(lián)網(wǎng)使用。互聯(lián)網(wǎng)使用主要是指個體通過手機或電腦等設備獲取互聯(lián)網(wǎng)服務的情況?；鶞驶貧w分析時利用“是否電腦上網(wǎng)”衡量，根據(jù)“是、否”分別賦值1、0。穩(wěn)健性檢驗時利用“是否移動上網(wǎng)”衡量，根據(jù)“是、否”分別賦值1、0。此外，互聯(lián)網(wǎng)使用的目的和用途多種多樣，根據(jù)研究需要，本文從互聯(lián)網(wǎng)學習、互聯(lián)網(wǎng)工作、互聯(lián)網(wǎng)社交、互聯(lián)網(wǎng)娛樂和互聯(lián)網(wǎng)購物五個視角進行異質(zhì)性分析?；ヂ?lián)網(wǎng)學習根據(jù)“使用互聯(lián)網(wǎng)學習的頻率”衡量，依據(jù)“幾乎每天、一周3～4 次、一周1～2 次，一月2～3 次、一月1 次、幾個月一次、從不”分別賦值1～7，然后取其負值，其值越大說明個體使用互聯(lián)網(wǎng)學習頻率就越高?；ヂ?lián)網(wǎng)工作、互聯(lián)網(wǎng)社交和互聯(lián)網(wǎng)娛樂的處理方法與互聯(lián)網(wǎng)學習一致?；ヂ?lián)網(wǎng)購物利用“網(wǎng)上購物花費+1”的對數(shù)值衡量。

3.控制變量。家庭成員之間的關系主要受個體因素、家庭因素和對方因素影響，因此，本文控制變量包括三個層面。（1）個體層面變量包括：性別，男性賦值為1，女性賦值為0；年齡，利用個體年齡的對數(shù)衡量；年齡的平方，利用個體年齡對數(shù)的平方衡量；學歷，利用個體受教育年限衡量；政治面貌，中共黨員賦值為1，其他賦值為0；健康狀況，根據(jù)非常健康～不健康分別賦值1～5；民族，少數(shù)民族賦值為1，否則賦值為0；戶籍，農(nóng)業(yè)戶籍賦值為0，非農(nóng)業(yè)戶籍賦值為1；工作狀態(tài)，在業(yè)賦值為1，其他賦值為0；婚姻狀態(tài)虛擬變量，未婚賦值為1，在婚有配偶賦值為2，同居賦值為3，離婚賦值為4，喪偶賦值為5。（2）家庭層面控制變量包括：家庭人均純收入，利用家庭人均純收入的對數(shù)衡量；家庭規(guī)模，利用家庭人口數(shù)量衡量。（3）與配偶關系相關因素包括：配偶經(jīng)濟狀況，根據(jù)“您對對方在經(jīng)濟上為家庭作出的貢獻有多滿意”分別賦值1～5；配偶家庭付出，根據(jù)“您對對方在家務上為家庭做出的貢獻有多滿意”分別賦值1～5。（4）與父親關系相關因素包括：父親經(jīng)濟狀況，根據(jù)“父親是否提供經(jīng)濟幫助”衡量，是賦值為1，否賦值為0；父親家庭付出，根據(jù)“父親是否幫你料理家務”衡量，是賦值為1，否賦值為0。（5）與母親關系相關因素包括：母親經(jīng)濟狀況，根據(jù)“母親是否提供經(jīng)濟幫助”衡量，是賦值為1，否賦值為0；母親家庭付出，根據(jù)“母親是否幫你料理家務”衡量，是賦值為1，否賦值為0。

（三）模型構建

本文的被解釋變量均為多元有序變量，常用的估計方法包括多元有序Probit 模型（ordered probit）和多元有序Logit 模型（ordered logit）。模型基本形式為：

（1）式中，表示個體與配偶關系、與父親關系或與母親關系，internet為個體互聯(lián)網(wǎng)使用情況，X表示控制變量集合，ε表示隨機擾動項，α表示對應變量回歸系數(shù)。在（2）和（3）式中，C為待故參數(shù)，其他變量含義不變。通過對上式進行最大似然估計，即為多元有序Probit 模型。若擾動項服從邏輯分布，則可通過多元有序Logit 模型進行估計。為保持回歸結果的穩(wěn)健性，本文利用多元有序Probit 模型進行基準回歸分析，利用多元有序Logit 模型進行穩(wěn)健性檢驗?；貧w系數(shù)值α是本文關注的重點，若α顯著為正，則說明互聯(lián)網(wǎng)使用會增強家庭關系親近度；若α顯著為負，則說明互聯(lián)網(wǎng)使用會降低家庭關系親近度。

（四）描述性統(tǒng)計分析

主要變量的描述性統(tǒng)計如表1 所示。在家庭關系方面，個體與配偶關系、與父親關系以及與母親關系的均值都大于4，說明整體而言，中國居民家庭成員關系相對較好。個體與母親關系的均值為4.355，大于其與配偶關系、與父親關系的均值，說明與配偶和父親相比，中國居民與母親關系相對較好。個體與配偶關系的標準差為1.005，大于其與父親關系、與母親關系的標準差，說明與父親和母親相比，中國居民與配偶關系的穩(wěn)定性相對較差。在互聯(lián)網(wǎng)使用方面，移動上網(wǎng)的均值為0.519，說明中國居民通過移動設備獲取互聯(lián)網(wǎng)服務的現(xiàn)象較為普遍?；ヂ?lián)網(wǎng)學習和互聯(lián)網(wǎng)工作均值的絕對值都超過4，說明中國居民通過互聯(lián)網(wǎng)學習和工作的現(xiàn)象較為普遍。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

五、實證結果分析

本部分實證檢驗互聯(lián)網(wǎng)使用對配偶關系、父親關系和母親關系的整體影響，主要包括基準回歸結果分析、內(nèi)生性問題討論和穩(wěn)健性檢驗三部分。

（一）基準回歸結果分析

1.互聯(lián)網(wǎng)使用對個體與配偶關系的影響。表2 模型一反映了互聯(lián)網(wǎng)使用對個體與配偶關系的影響。由表2 模型一可知，互聯(lián)網(wǎng)的回歸系數(shù)為正，且通過了1%的顯著性水平檢驗。這說明整體而言，互聯(lián)網(wǎng)使用有助于增強個體與配偶的親近關系?？赡艿慕忉屖牵盒畔⒉粚ΨQ是夫妻關系惡化的重要原因，而互聯(lián)網(wǎng)地使用拓寬了個體與配偶之間的信息交流渠道和信息獲取渠道，可以緩解夫妻之間的信息不對稱，能夠增加夫妻之間的互信程度，進而有助于增強個體與配偶的親近關系。

2.互聯(lián)網(wǎng)使用對個體與父親關系的影響。表2 模型二反映了互聯(lián)網(wǎng)使用對個體與父親關系的影響。由表2 模型而可知，互聯(lián)網(wǎng)使用的回歸系數(shù)為正，但沒有通過顯著性水平檢驗。這說明整體而言，互聯(lián)網(wǎng)使用對個體與父親關系的影響不顯著。

3.互聯(lián)網(wǎng)使用對個體與母親關系的影響。表2 模型三反映了互聯(lián)網(wǎng)使用對個體與母親關系的影響。由表2 模型三可知，互聯(lián)網(wǎng)使用的回歸系數(shù)為正，且通過了1%的顯著性水平檢驗。這說明整體而言，互聯(lián)網(wǎng)使用有助于增強個體與母親的親近關系?？赡艿慕忉屖牵夯ヂ?lián)網(wǎng)使用拓寬了個體與母親之間的信息溝通渠道，有助于加強個體與母親之間的溝通與聯(lián)系，從而有助于增強個體與母親之間的親近關系。

表2 基準回歸

由表2 模型二和模型三可知，互聯(lián)網(wǎng)使用對個體與父親關系的影響不顯著，但是有助于增強個體與母親之間的親近關系?？赡艿慕忉屖牵号c父親相比，母親撫育子女的付出相對較多，子女更傾向于與母親溝通交流，而溝通交流是感情升華的重要方式?；ヂ?lián)網(wǎng)使用拓寬了信息溝通渠道，有助于加強個體與母親之間的溝通交流，故互聯(lián)網(wǎng)使用有助于增強個體與母親的親近關系。

在控制變量方面，家庭人均純收入對個體與配偶的影響顯著為正，但對個體與父母關系的影響不顯著。這說明充足的物質(zhì)基礎有助于增強夫妻之間的親近關系，但個體與父母之間的關系受物質(zhì)基礎影響相對較小。其他控制變量不是本文關注的重點，其回歸結果不再深入分析。

（二）內(nèi)生性問題

本文可能存在的內(nèi)生性問題主要包括兩個方面：一是遺漏變量問題。為緩解遺漏變量問題，本文選取盡可能多的控制變量（共18 個），但仍難以完全克服遺漏變量問題。二是反向因果關系。關系親近的家庭成員會通過各種方式加強聯(lián)系溝通，因此關系親近的家庭成員也更傾向于使用互聯(lián)網(wǎng)加強溝通。為克服內(nèi)生性問題，借鑒李旭洋等（2019）、孫根緊等（2020）的研究方法，利用個體對互聯(lián)網(wǎng)的重視程度作為互聯(lián)網(wǎng)使用的工具變量。一方面，個體越重視互聯(lián)網(wǎng)，就越傾向于使用互聯(lián)網(wǎng)，滿足工具變量的相關性要求。另一方面，如果個體對互聯(lián)網(wǎng)的重視程度會影響家庭關系，也是通過互聯(lián)網(wǎng)使用影響的，滿足工具變量的外生性要求。本部分將利用二階段最小二乘法進行回歸分析，其余處理方式與基準回歸模型一致，回歸結果如表3 所示。

由表3 模型一可知，互聯(lián)網(wǎng)使用對個體與配偶關系的回歸系數(shù)為正，且通過1%的顯著性水平檢驗，與基準回歸結果一致。由表3 模型二可知，互聯(lián)網(wǎng)使用對個體與父親關系的回歸系數(shù)為正，但沒有通過顯著性水平檢驗，與基準回歸結果一致。由表3 模型三可知，互聯(lián)網(wǎng)使用對個體與母親關系的回歸系數(shù)為正，且通過了1%的顯著性水平檢驗，與基準回歸結果一致。綜上所述，在克服內(nèi)生性問題后，互聯(lián)網(wǎng)使用依然有助于增強個體與配偶和母親的親近關系，但對個體與父親關系的影響不顯著。

表3 工具變量回歸

（三）穩(wěn)健性檢驗

本部分將從兩個方面進行穩(wěn)健性檢驗：一是更換回歸模型，利用ologit 模型進行回歸分析；二是更換互聯(lián)網(wǎng)使用的衡量方法，重構核心解釋變量。

1.更換回歸模型。被解釋變量為多元有序變量的回歸模型主要包括oprobit 模型和ologit 模型，在基準回歸分析時主要采用oprobit 模型，本部分利用ologit 模型進行穩(wěn)健性檢驗，其余處理方式與基準回歸模型一致，回歸結果如表4 所示。由表4 可知，互聯(lián)網(wǎng)使用對個體與配偶關系的影響顯著為正，對個體與父親關系的影響不顯著，對個體與母親關系的影響顯著為正，均與基準回歸結果一致。這說明實證結果較為穩(wěn)健。

表4 穩(wěn)健性檢驗——ologit 模型回歸

2.更換核心解釋變量?；鶞驶貧w分析利用電腦上網(wǎng)衡量互聯(lián)網(wǎng)使用，本部分更換核心解釋變量，利用移動上網(wǎng)衡量個體互聯(lián)網(wǎng)使用情況，其余處理方式與基準回歸模型一致，回歸結果如表5 所示。由表5 可知，互聯(lián)網(wǎng)使用對個體與配偶關系的影響顯著為正，對個體與父親關系的影響不顯著，對個體與母親關系的影響顯著為正，均與基準回歸結果一致。這說明實證結果較為穩(wěn)健。

表5 穩(wěn)健性檢驗——更換核心解釋變量

六、異質(zhì)性分析

隨著技術發(fā)展，互聯(lián)網(wǎng)深度融入居民社會生活，居民可以通過互聯(lián)網(wǎng)進行學習、工作、娛樂和購物等活動。由于互聯(lián)網(wǎng)使用的目的和功能存在差異，不同類型的互聯(lián)網(wǎng)使用對家庭關系的影響可能存在差異。根據(jù)研究需要，本部分將從互聯(lián)網(wǎng)學習、互聯(lián)網(wǎng)工作、互聯(lián)網(wǎng)社交、互聯(lián)網(wǎng)娛樂和互聯(lián)網(wǎng)購物五個視角研究其對家庭關系的異質(zhì)性影響。

（一）異質(zhì)性互聯(lián)網(wǎng)使用與配偶關系

本部分實證檢驗異質(zhì)性互聯(lián)網(wǎng)使用對個體與配偶關系的影響，其余處理方法與基準回歸模型一致，回歸結果如表6 所示。

由表6 模型一和模型二可知，互聯(lián)網(wǎng)學習和互聯(lián)網(wǎng)工作的回歸系數(shù)為正，但沒有通過顯著性水平檢驗。這說明互聯(lián)網(wǎng)學習和互聯(lián)網(wǎng)工作對個體與配偶關系的影響不顯著?？赡艿慕忉屖牵弘S著男女平等觀念普及，夫妻共同承擔家庭經(jīng)濟負擔的現(xiàn)象較為普遍，而互聯(lián)網(wǎng)學習和工作僅是普通的學習方式和掙錢方式，不足以顯著影響個體與配偶的關系。

由表6 模型三和模型四可知，互聯(lián)網(wǎng)社交和互聯(lián)網(wǎng)娛樂的回歸系數(shù)為負，且均通過了5%的顯著性水平檢驗。這說明互聯(lián)網(wǎng)社交和互聯(lián)網(wǎng)娛樂會降低個體與配偶的親近關系?？赡艿慕忉屖牵夯ヂ?lián)網(wǎng)社交和娛樂既存在時間成本，又存在物質(zhì)成本，可能會擠壓個體對家庭和配偶的時間付出和物質(zhì)付出等，容易危及夫妻關系，甚至會造成夫妻感情破裂，故互聯(lián)網(wǎng)社交和互聯(lián)網(wǎng)娛樂會降低個體與配偶的親近關系。

表6 異質(zhì)性互聯(lián)網(wǎng)使用與配偶關系

由表6 模型五可知，互聯(lián)網(wǎng)購物的回歸系數(shù)為正，且通過了1%的顯著性水平檢驗。這說明互聯(lián)網(wǎng)購物會增強個體與配偶的親近關系?？赡艿慕忉屖牵阂环矫?，互聯(lián)網(wǎng)購物產(chǎn)生的消費信息有助于提高家庭經(jīng)濟支出透明度，可以緩解夫妻之間的信息不對稱，有助于增加夫妻感情；另一方面，夫妻感情升華需要物質(zhì)激勵，而互聯(lián)網(wǎng)購物拓寬了夫妻之間的物質(zhì)激勵渠道，有助于夫妻感情升華。

（二）異質(zhì)性互聯(lián)網(wǎng)使用與父親關系

本部分實證檢驗異質(zhì)性互聯(lián)網(wǎng)使用對個體與父親關系的影響，其余處理方式與基準回歸模型一致，回歸結果如表7 所示。

表7 異質(zhì)性互聯(lián)網(wǎng)使用與父親關系

由表7 模型一和模型二可知，互聯(lián)網(wǎng)學習和互聯(lián)網(wǎng)工作的回歸系數(shù)均為正，且均通過了10%的顯著性水平檢驗。說明互聯(lián)網(wǎng)學習和工作均能增強個體與父親的親近關系?？赡艿慕忉屖牵褐袊改复嬖凇巴映升?，望女成鳳”心態(tài)，而互聯(lián)網(wǎng)學習和工作均屬于積極行為，有助于加深個體與父親之間的感情。

由表7 模型三、模型四和模型五可知，互聯(lián)網(wǎng)社交、互聯(lián)網(wǎng)娛樂和互聯(lián)網(wǎng)購物的回歸系數(shù)均為負，且均通過了10%的顯著性水平檢驗。這說明互聯(lián)網(wǎng)社交、互聯(lián)網(wǎng)娛樂和互聯(lián)網(wǎng)購物會降低個體與父親的近親關系。可能的解釋是：父親更希望于子女有所作為，而互聯(lián)網(wǎng)社交、互聯(lián)網(wǎng)娛樂和互聯(lián)網(wǎng)購物既存在時間成本，又存在物質(zhì)成本，屬于父親眼中的“不務正業(yè)”，可能會危及個體與父親的關系。

（三）異質(zhì)性互聯(lián)網(wǎng)使用與母親關系

本部分實證檢驗異質(zhì)性互聯(lián)網(wǎng)使用對個體與母親關系的影響，其余處理方式與基準回歸模型一致，回歸結果如表8 所示。

表8 異質(zhì)性互聯(lián)網(wǎng)使用與母親關系

由表8 模型一和模型二可知，互聯(lián)網(wǎng)學習和互聯(lián)網(wǎng)工作的回歸系數(shù)均為正，且均通過了1%的顯著性水平檢驗。這說明互聯(lián)網(wǎng)學習和工作均能增強個體與母親的親近關系。該回歸結果與父親關系一致。

由表8 模型三、模型四和模型五可知，互聯(lián)網(wǎng)社交、互聯(lián)網(wǎng)娛樂和互聯(lián)網(wǎng)購物的回歸系數(shù)均沒有通過顯著性水平檢驗，這說明互聯(lián)網(wǎng)社交、互聯(lián)網(wǎng)娛樂和互聯(lián)網(wǎng)購物對個體與母親關系的影響不顯著，該回歸結果與父親關系的回歸結果存在差異?？赡艿慕忉屖牵河捎谥袊鴤鹘y(tǒng)家庭功能和性別存在差異，男性主外且重視事業(yè)，女性主內(nèi)且關注子女感情，因此，母親更容易理解和包容子女互聯(lián)網(wǎng)社交、娛樂和購物等行為。

七、結論與啟示

（一）結論

家庭是社會的細胞，家庭關系和諧是社會和諧的基礎。隨著互聯(lián)網(wǎng)普及，互聯(lián)網(wǎng)深度融入家庭生活，難免會影響家庭關系。本文利用中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（CFPS），使用多元有序Probit 模型研究了互聯(lián)網(wǎng)使用對個體與配偶關系、與父親關系、與母親關系的影響。主要研究結論有以下四個方面：一是整體而言，互聯(lián)網(wǎng)使用會增強個體與配偶、與母親的親近關系；二是互聯(lián)網(wǎng)社交和互聯(lián)網(wǎng)娛樂會降低個體與配偶的親近關系，互聯(lián)網(wǎng)購物會增強個體與配偶的親近關系；三是互聯(lián)網(wǎng)學習和互聯(lián)網(wǎng)工作會增強個體與父親的親近關系，互聯(lián)網(wǎng)社交、互聯(lián)網(wǎng)娛樂和互聯(lián)網(wǎng)購物會降低個體與父親的親近關系；四是互聯(lián)網(wǎng)學習和工作會增強個體與母親的親近關系。

（二）啟示

1.配偶之間應理性使用互聯(lián)網(wǎng)，并利用互聯(lián)網(wǎng)技術緩解信息不對稱，以促進夫妻關系和諧。配偶關系是家庭關系的核心，然而本文研究發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)使用會增加個體與配偶的親近關系，但互聯(lián)網(wǎng)社交和互聯(lián)網(wǎng)娛樂會降低個體與配偶的親近關系。因此，配偶之間應理性地使用互聯(lián)網(wǎng)進行社交和娛樂，自覺抵制不健康的互聯(lián)網(wǎng)使用行為，摒棄無用的互聯(lián)網(wǎng)社交和互聯(lián)網(wǎng)娛樂，為人們節(jié)約物質(zhì)資源、時間資源和心理資源，使家庭成員有時間、有精力經(jīng)營夫妻關系。此外，本文研究發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)購物會增強個體與配偶的親近關系，說明構建和諧的夫妻關系需要一定物質(zhì)基礎。因此，配偶之間應充分利用互聯(lián)網(wǎng)技術緩解信息不對稱，特別是利用互聯(lián)網(wǎng)技術增加配偶之間信息透明度，如財產(chǎn)信息、收入信息、消費信息和投資信息等，降低信息失真和信息誤傳，建立信任機制，以構建穩(wěn)定和諧的夫妻關系。

2.子女應充分利用互聯(lián)網(wǎng)加強與父母的聯(lián)系，縮短彼此間心理距離，以促進代際關系和諧。本文研究發(fā)現(xiàn)，合理的互聯(lián)網(wǎng)使用方式有助于拉近個體與父母的親近關系。當前，中國家庭平均規(guī)模逐步縮小，子女通常與父母分開居住，導致子女與父母的空間距離拉大，而互聯(lián)網(wǎng)提供的語音功能、視頻功能等為子女和父母之間的溝通提供了技術保障。因此，一方面，子女應充分利用互聯(lián)網(wǎng)技術，克服空間距離，加強與父母的溝通，增加聯(lián)系頻率和聯(lián)系時間，以縮短雙方心理距離；另一方面，子女應積極支持父母學習使用互聯(lián)網(wǎng)，幫助父母適應互聯(lián)網(wǎng)帶來的變化，使他們能夠從中找到興趣，獲得快樂，從而為縮短雙方心理距離，為促進代際關系和諧創(chuàng)造條件。