互聯網使用是否提高了居民的幸福感
——基于家庭微觀數據的驗證

周廣肅 孫浦陽

互聯網使用是否提高了居民的幸福感
——基于家庭微觀數據的驗證

周廣肅 孫浦陽*

本文基于中國家庭追蹤調查數據(CFPS)，首次從居民角度檢驗了互聯網使用對幸福感的影響及機制，并且驗證了互聯網使用效果的個體差異性。在收入一定的前提下，互聯網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生整體性影響，間接降低居民對于物質收入的主觀看重程度。結果表明互聯網的使用可以促進居民幸福的概率提升2.1個百分點，但降低了收入對于幸福感的正向作用。我們同時利用條件混合過程估計方法和工具變量克服了內生性問題，所得結論依然穩健。進一步的研究驗證了居民個體差異性對于互聯網作用的影響，發現互聯網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、較少社會網絡群體以及大中城市居民中。

互聯網；幸福感；物質收入

一、引 言

目前互聯網的普及和應用在中國獲得了長足發展，網民人數增長迅速，根據中國互聯網絡信息中心(CNNIC)2015年發布的《第36次全國互聯網發展統計報告》顯示，截至2015年12月，中國的互聯網普及率為50.3%,，網民總數已達6.88億人，意味著中國已有半數居民能夠使用互聯網，成為當之無愧的互聯網第一大國。互聯網的普及和應用，對居民的生活方式和福利水平產生了深刻影響，而互聯網發展的最終目標也是提高人們的福利水平①習近平主席在2015年舉行的第二屆世界互聯網大會上就曾提出，互聯網發展的目標就是“要讓互聯網發展成果惠及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。互聯網目前對于人們的物質生活和精神生活產生了多方面的影響，在這些影響的作用下，探究互聯網發展的目標能否達成，即互聯網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重要的研究問題。主觀福利的含義本身較為廣泛，而在經濟學的研究中，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網使用對于中國居民幸福感的影響。

根據需求層次理論(馬斯洛，1943)①美國心理學家馬斯洛1943年在《人類激勵理論》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、尊重需求和自我實現需求，亦可以簡化總結為物質需求和精神需求兩個層次。，居民通過互聯網滿足的需求可以概括為物質需求和精神需求兩個層次。互聯網使用對居民幸福感的最終影響，不僅取決于互聯網使用對居民物質需求和精神需求滿足程度的作用，而且依賴于不同居民個體對于這兩類需求的主觀評價標準(Easterlin，2001；Stutzer，2004；Clark & Senik，2011；Knight &Gunatilaka，2012；Senik，2014)。基于這一理論，我們提出了互聯網影響居民幸福感的三種渠道，并以其作為計量分析的理論基礎：一是互聯網的使用通過對居民物質需求滿足程度施加影響，二是互聯網的使用通過對居民精神需求滿足程度施加影響，三是互聯網的使用對于居民如何主觀評價物質和精神需求產生影響。因此，本文將主要驗證三個假說：第一，互聯網的使用將會顯著提高居民幸福感；第二，互聯網的使用將會顯著降低物質收入對居民幸福感正向作用；第三，互聯網作用的機制在于降低了人們對物質收入的看重程度。更進一步，中國的網民群體數量眾多，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網的初始動機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，研究互聯網使用究竟對中國數量眾多以及不同層次的網民的幸福感產生何種影響，不僅具有理論意義，而且具有重要的現實意義。

本文首次基于中國家庭追蹤調查數據(CFPS)，從居民角度檢驗了互聯網使用對居民幸福感的影響及機制，并且驗證了這種邊際效果的個體差異性特點。本文的研究與以往研究相比，主要從以下幾個方面有所突破和創新：首先，本文首次利用中國具有全國代表性的微觀個體數據，綜合探討互聯網使用對于居民幸福感的影響；其次，本文將互聯網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生總體性影響，間接降低了居民對于物質收入的主觀看重程度，并對相關機制加以驗證；再次，利用條件混合過程估計方法、工具變量方法以及多種穩健性檢驗，嘗試克服互聯網使用本身存在的內生性問題；最后，首次探討了互聯網使用對于中國不同層次網民群體的差異性影響。

二、文獻綜述

目前，隨著互聯網經濟逐漸成為新的經濟增長點并越來越多地滲透到個人及家庭生活的方方面面，不少研究者已經開始研究互聯網對于經濟增長和居民生活的影響(Choi & Yi，2009)。在宏觀層面，互聯網能夠消除市場摩擦(Brynjolfsson & Smith，2000)，推動傳統企業改造(李海艦等，2014)，促進商業模式創新(羅珉和李亮宇，2015；馮華和陳亞琦，2016)，促進國際貿易(施炳展，2016)和金融發展(Cronin，1998)，等等。在微觀層面，互聯網則能夠改變家庭或個人的消費決策(Song & Zahedi，2005)、就業方式(Feldman & Klaas，2002)、時間安排(Tokunaga & Rains，2010)等等。

關于互聯網對于人們幸福感的研究，最早始于心理學和社會學的相關文獻，但是仍未形成一致的結論。如Kraut 等(1998)研究了互聯網使用對于人們社會交往和心理福利的影響，結果表明互聯網的使用減少了個人與家庭成員的交流，縮小了個人的社會交際圈，進而增加了情緒的低落感和孤獨感。Huang(2010)利用薈萃分析(Meta-Analysis)方法并利用已有的40項研究發現，互聯網的使用對主觀福利具有損害作用，這些主觀福利指標包括失落感、孤獨感、自尊和生活滿意度。然而，有些研究則支持相反結論。如Gross 等(2002)發現，上網時間并不對青少年的主觀福利產生影響，而對于即時信息的封閉性卻提高了情緒的低落感和孤獨感。Shapira等(2007)采用實驗干預方法發現，學習使用互聯網可以通過促進老年人的人際交往、認知功能、控制能力和獨立能力，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感。Ward(2016)發現，在自閉癥患者中使用網絡社交媒體的比例較高，而且使用網絡社交媒體之后，他們將會擁有更高的幸福感和滿意度。

但是目前，經濟學相關文獻中直接研究互聯網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，來引入互聯網使用對于幸福感的影響。大量文獻研究表明，除了絕對收入水平之外，相對收入水平對于一個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，使用互聯網或電視等信息傳播技術，會增加人們的物質欲求或收入比較，從而最終對其幸福感產生影響。Bruni和Stanca(2006)利用世界價值觀調查(World Values Survey)數據發現，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需求預期。Frey 等(2007)發現，長時間看電視會增加人們的物質欲求，并且長時間看電視所帶來的時間機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)發現，歐洲四分之三的居民認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，而使用互聯網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驗，發現電視消費抬高了主觀物質需求。Lohmann(2015)使用歐洲數據發現，互聯網抬高了人們主觀認為需要滿足基本生活所需要的收入數額，從而降低了收入對生活滿意度的作用。

基于對已有文獻的回顧和總結，我們發現還沒有關于互聯網使用情況如何影響中國居民幸福感水平的相關文獻，本文將利用中國家庭追蹤調查的微觀數據對這一問題進行研究，并且將探究相關影響機制，從而對已有文獻做出補充和發展。

三、數據與實證方法

（一）數據與關鍵變量

本文所使用的數據主要來源于中國家庭追蹤調查(CFPS)，該數據由北京大學中國社會科學調查中心搜集和發布，是兩年一期的跟蹤調查數據，2010年和2012年開展了兩期全國調查。由于本文研究的是互聯網使用情況對個人主觀幸福感的影響，而互聯網使用相關問題只存在于CFPS2010年的成人問卷中，所以我們僅使用CFPS2010年全國調查樣本作為本文的數據來源。CFPS2010年的調查樣本覆蓋了全國25個省162個縣635個村莊(社區)的33,484個成人①CFPS沒有覆蓋西藏、青海、新疆、寧夏、內蒙古、海南、香港、澳門和臺灣。，具有全國代表性。

本文對個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1～5五個等級，其中1表示非常不幸，而5表示非常幸福。

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

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資本、人力資本、社會資本以及相關人口學變量，這是文獻研究幸福感決定因素時常用的控制變量(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、少數民族、就業狀況、家庭人口及構成以及居住和戶口狀況等，所有變量的描述性統計見表1。

表1 變量的描述性統計

續表1

（二）實證方法

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

其中r1＜r2＜…＜r4，為待估參數，被稱為截斷點。當擾動項分布符合正態分布時，模型則為Ordered Probit模型。選擇的關鍵在于潛變量yij*，潛變量的方程如公式(1)和公式(2)。其中，方程(1)用來分析互聯網使用的整體性影響，方程(2)用來分析互聯網使用產生的間接性影響。

其中，下標i表示第i個省份，下標j表示第j個人，Internetij表示個人是否使用互聯網或者使用互聯網頻率的變量，Logincomeij表示家庭人均收入的對數值，Xij表示個人或家庭層面的控制變量，δi表示省份虛擬變量，檢驗時使用城市層面聚類標準誤。

互聯網使用變量可能存在潛在的內生性問題。首先，作為個人自愿做出的上網決定，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度或心態，從而也可能反過來影響個人的上網行為，產生反向因果問題。由于Ordered Probit模型難以直接使用工具變量估計，為了克服這種潛在的內生性問題，我們分別采用如下兩種方法。一是采用條件混合過程估計方法(CMP)，同時估計兩個方程：第一個方程為互聯網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戶數，第二個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類打分當做基數變量并使用工具變量進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戶數，相關數據來源于《城市統計年鑒》。

四、互聯網使用對居民幸福感的影響

（一）是否使用互聯網對居民幸福感的影響

表2匯報了是否使用互聯網對居民主觀幸福感影響的Ordered Probit模型的回歸結果。表2中顯示的為各個變量對于選擇最幸福(幸福感＝5)的平均邊際效應及其相應的聚類標準誤。表2的1～2列僅僅研究是否上網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列的基礎上加入個人和家庭層面的其他控制變量。從1～2列的結果可以看出，不論控制變量如何選擇，上網均顯著提高了中國居民的幸福感。以第2列結果為例，上網居民與不上網居民相比，認為自己最幸福的比例高2.1個百分點。這一結果說明互聯網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收入，互聯網使用仍然可以通過促進居民物質需求和精神需求的滿足程度來提高其幸福感。

互聯網對于主觀幸福感的作用除了通過滿足物質需求和精神需求從而直接對幸福感產生總體影響外，還能通過改變對客觀物質條件的主觀評價來影響客觀物質條件對于幸福感的邊際作用。為了驗證這一假說，我們借助方程(2)，在表2的第3～4列進一步加入了互聯網使用與家庭人均收入對數值的交叉項來驗證這一效果，3～4列的模型設定與1～2列一致。第3～4列的結果顯示，這一交叉項顯著為負，說明雖然互聯網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作用。以第4列為例，非上網居民收入每提高10%,，最幸福的比例提高0.39個百分點，而這一比例對上網居民來說僅有0.13個百分點，這一對比證明了互聯網使用確實改變了物質收入對于居民幸福感的邊際作用。

表2 是否使用互聯網對居民幸福感的Ordered Probit估計結果

就控制變量的回歸結果而言，我們可以發現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作用。人力資本水平較高的個人，其幸福感更高。這主要體現在受教育水平和健康水平均能促進幸福感的提升，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的回歸結果也表明，有配偶對于一個人的幸福感的提升具有十分重要的作用，而且家庭規模比較大的個體也有較高的幸福水平。非農戶口的城市居民幸福程度高于農業戶口居民，這一結果表明，城鄉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型關系，這一關系的最低點大概為45歲左右，男性和子女比例較多的個人幸福感較低，造成這些結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壓力，從而幸福程度較低。關于這些控制變量的回歸結果與已有研究基本一致(羅楚亮，2006；陳釗等，2012；劉軍強等，2012)。

（二）互聯網使用強度對居民幸福感的影響

上文分析了是否使用互聯網對居民幸福感的影響，然而互聯網使用強度在網民內部存在巨大差異，強度過高可能會適得其反(Sherer，1997)。互聯網對于幸福感的影響效果是否隨其使用強度的提高而發生變化，需要進行進一步驗證。為此，我們將關鍵解釋變量替換為上網時間(分鐘)的對數值，并利用與表2相同的模型設定進行估計，結果顯示在表3中。表3 的第1～2列顯示上網時間的增多顯著提高了幸福感，以第2列為例，上網時間如果增加一倍，認為自己最幸福的比例提高0.4個百分點。第3～4列的結果顯示上網時間對數值與收入對數值的交叉項穩定為負，表明上網時間雖然會總體上提高主觀幸福感，但是降低了物質收入對于幸福感的正向作用，這與表2得到的結論完全一致。

表3 互聯網使用時間對居民幸福感的Ordered Probit估計結果

（三）內生性問題的處理

為了解決關鍵變量潛在的內生性問題，本文采用了兩種方式進行處理：一是采用條件混合過程估計方法，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行回歸，在這里我們把幸福感的1～5類別當作基數變量，利用線性模型的兩階段最小二乘法進行回歸，所使用的工具變量均為2009年城市層面人均互聯網使用戶數，所得到結論與CMP方法一致，所以這里省略具體結果。。表4為使用條件混合過程估計方法得到的結果，該方法的基本原理為同時估計互聯網使用方程和幸福感決定方程。幸福感方程設定采用方程(1)設定的形式不變，而互聯網使用方程則在方程(1)的基礎上加入一個解釋變量，即2009年城市層面人均互聯網使用戶數，這主要是因為一個地區互聯網設施普及和利用程度對個人的上網決策具有重要影響。表4為使用是否上網這一變量得到的回歸結果，通過與表2相比可以發現，使用CMP方法之后，互聯網使用對幸福感的正向作用有所提升，但是互聯網使用依然顯著降低了收入對于主觀幸福感的正向作用。如果使用上網時間，得到的結果與表4一致，這里不再匯報。

表4 互聯網使用對居民幸福感的CMP估計結果

（四）利用手機上網進行穩健性檢驗

隨著手機網絡的發展與普及，對互聯網的使用不再限于通過電腦媒介接入互聯網，利用手機上網逐漸成為互聯網使用的更為便捷的方式。因此，我們利用是否使用手機上網以及手機上網頻率作為上網的另一種衡量方式，進行相應的穩健性檢驗，結果如表5所示。表5為是否利用手機上網對于幸福感的影響。其第4列顯示利用手機上網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，非手機上網居民收入每提高一個百分點，最幸福的比例提高3.8個百分點，而這一比例對手機上網居民來說僅有0.3個百分點。如果分析使用手機上網頻率對幸福程度的影響，可以得到一致結論，這里不再匯報。

表5 手機上網對居民幸福感的Ordered Probit估計結果

五、進一步討論

（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考慮到各個地區的平均收入水平存在較大差異，我們在各個縣(區)內部，分別將收入分為由低到高四組，可理解為地區內部相對收入水平的概念。，分組回歸結果見表6。表6的結果顯示，互聯網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%,分位組的作用更強一些。對低收入階層和高收入階層來說，互聯網使用對于幸福感的正向作用以及互聯網使用降低收入對幸福感的作用效果均不存在。關于互聯網使用時間隨收入水平分組的效果，與表6的結論完全一致，這里為了節省篇幅并未匯報，后文其他分組結果也是類似。但是，我們認為造成低收入和高收入這兩個群體效果不存在的原因并不一樣。Martin和Robinson(2007)曾發現互聯網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，互聯網普及程度進步緩慢。對于CFPS的低收入群體來說，互聯網在這一群體的使用率僅為11.8%,，遠遠低于18.7%,的平均水平，這可能是造成互聯網對這一群體幸福感影響不顯著的主要原因。與此同時，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，互聯網使用所體現的滿足精神需求以及改變對物質需求的評價標準的作用并不明顯，所以互聯網的使用對這一群體幸福感的影響也不顯著。

表6 分收入階層的估計結果

2.分教育水平

表7匯報了根據受教育水平分組回歸的結果。我們將所有樣本分為小學及以下、中學(初中和高中)、大專及以上三組，結果如表7中的第1～3列所示。表7為是否使用互聯網的回歸結果，回歸結果顯示，互聯網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網，CFPS顯示該群體互聯網的使用比例僅有3.4%,，即使能夠接觸互聯網，該群體也容易產生不正確或不健康的互聯網利用方式(Matanda，2004)，所以互聯網對該群體的幸福感的影響過于微弱。

表7 分教育水平的估計結果

3.分社會資本水平

表8匯報了根據社會資本水平分組的結果。本文衡量社會資本的代理變量主要有三個：去年春節到訪的親戚數量，去年春節到訪的朋友數量，去年送出去的禮物份數。我們根據每一個變量的均值，將樣本分為兩兩對應的三組。通過結果對比說明，互聯網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“能夠通過協調的行動來提高經濟效率的社會網絡、信任和規范”(Putnam et al.，1993)，而Shah 等(2001)曾發現互聯網在信息流通方面的作用有利于增加個體的社會資本，這種互聯網的作用與傳統社會資本的替代性較強，因此對于社會資本較少的群體，互聯網對精神需求的滿足以及信息流通方面的影響效果更強，并最終作用于其幸福感。

表8 分社會資本的估計結果

4.分城市規模

表9匯報了根據城市規模分組的回歸結果。城市規模越大，傳統的信息溝通方式以及商業交易模式成本越高，而互聯網使用所帶來的成本降低程度也越大，其產生的規模效應越大。因此，在表9中我們按照居民所在城市的人口數量，分為由低到高的四組。回歸結果表明，互聯網的利用對于幸福感的影響顯著存在于后三組樣本中，而對于城市人口規模處于0～25%,的小城市樣本并不顯著。這在側面驗證了，城市規模如果較小，互聯網的規模效應難以得到充分發揮，從而使得該地的互聯網利用程度較低，數據顯示對于規模最小的城市，互聯網使用比例僅有15.4%,，這使得互聯網對于小城市居民的幸福感難以產生顯著影響效果。

表9 分城市規模的估計結果

（二）影響機制的討論

如果在物質需求的基礎上引入精神需求，則幸福感函數可以采取如下一般形式來體現：

其中，物質需求的滿足受收入的預算約束影響，而精神需求的滿足則不受收入預算約束影響。因此，互聯網會通過三種渠道影響個人的幸福感水平：一是互聯網通過對居民物質需求滿足的程度施加影響(方程中material goods的最終消費數量)，二是互聯網通過對居民精神需求的滿足程度施加影響(方程中material goods的最終消費數量)，三是互聯網對于居民如何主觀評價物質和精神需求產生影響(方程中α和β的相對大小)。本文的回歸結果已經顯示，互聯網的利用確實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體幸福感函數中對收入的看重程度(方程中α的相對大小)，所以我們需要驗證互聯網的使用是否對個體看重收入的程度產生了影響。對收入的主觀看重程度采用如下方式衡量：看重程度＝自評經濟地位/實際經濟地位

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

表10匯報了是否上網與上網時間對于這種收入主觀看重程度的回歸結果，其中Panel A為使用OLS回歸得到的結果，而Panel B為使用工具變量方法得到的回歸結果。表10的結果表明，無論是Panel A的OLS結果，還是Panel B的IV結果，都說明上網顯著降低了個人福利函數中對收入的看重程度。因此，正是通過這種機制，互聯網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 互聯網使用對收入看重程度的估計結果

六、結論與政策建議

中國已經成為世界上互聯網使用人數最多的國家，與互聯網概念相關的經濟模式也已經深深地影響到經濟發展的各個方面。互聯網的利用和普及也必將會對中國眾多的網民群體的福利水平產生至關重要的影響，但是這一問題在學術領域還缺乏足夠的重視和嚴謹的研究。本文首次使用中國家庭追蹤調查(CFPS)2010年的微觀數據，在個人層面對互聯網使用如何影響居民的幸福感進行了研究。研究結果表明，使用互聯網(互聯網的使用時間)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作用。互聯網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、較少社會網絡群體以及大中城市居民中。機制的探討則表明，互聯網不僅直接對居民的物質需求和精神需求產生影響，而且會改變二者的相對評價標準，從而降低了居民對于物質收入的主觀看重程度。

本文的研究結論表明，互聯網使用可以對居民的幸福感產生顯著的正向影響。目前，中國雖然使用互聯網的人數眾多，但是發展仍較為落后，互聯網使用的普及率僅有48.8%，與歐美等發達國家還有較大差距。因此，通過改善互聯網設施、普及互聯網教育等方式進一步提高互聯網的普及率，仍然顯得較為重要。與此同時，中國互聯網網民群體的差異性較大，其幸福感所受影響并不一致，尤其是機制的分析表明互聯網降低了居民對于物質收入的主觀看重程度，這可能導致潛在收入差距的進一步擴大。所以，在普及互聯網使用的過程中，同時需要注意引導健康的網絡利用方式和傳播正確的價值觀，盡量避免互聯網產生的負面影響。

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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，南開大學經濟學院(郵編：300071)，E-mail：zhouguangsu@nankai.edu.cn；孫浦陽，南開大學經濟學院(郵編：300071)，E-mail：puyangsun@nankai.edu.cn。本文受中國特色社會主義經濟建設協同創新中心項目“互聯網對于中國居民經濟決策和福利影響的微觀視角分析”、天津市社科規劃項目(ZX20160145)和中央高校基本科研業務費的資助。