蒋俏蕾 陈宗海｜银发冲浪族的积极老龄化：互联网使用提升老年人主观幸福感的作用机制研究

摘要：在人口老龄化和互联网普及的双重背景下，互联网使用对老年人主观幸福感的影响及其作用机制成为具有理论和现实意义的重要议题。中国综合社会调查（CGSS2017）中60岁及以上老年人的实际情况表明，使用互联网的老年人明显拥有更高的主观幸福感，但互联网使用频率与老年人的主观幸福感并非简单的线性作用关系，身心健康和社会支持在二者之间起到了显著的中介效应，且身心健康的中介效应明显高于社会支持的中介效应。互联网使用有助于老年人保持较好的身心健康水平，更好地获取来自家庭、朋友、邻里的社会支持，从而提高老年人的主观幸福感，助推积极老龄化。

我国面临着迅速发展的人口老龄化趋势，近期公布的第七次全国人口普查主要数据显示，60岁及以上人口占比18.7%（约2.64亿），与2010年相比，上升了5.44个百分点，人口老龄化程度进一步加深。随着数字媒体技术的发展与普及，老年群体陆续触网，互联网（含移动网络）逐渐成为老年人在日常生活中获取资讯、娱乐消遣的重要工具。第48次《中国互联网络发展状况统计报告》显示，截至2021年6月，60岁及以上的网民群体占比提升至12.2%，我国有超过1.23亿银发冲浪族活跃在线上，且他们在网上投入的时间已不输年轻人。互联网在老年人的晚年生活中扮演着愈发重要的角色：新闻推送、信息检索让老年人获得消息的途径变得更加多元快捷，短视频、小游戏有助于缓解老年人内心的孤独感。

为了让老年人在信息化发展中有更多获得感、幸福感、安全感，国务院办公厅印发《关于切实解决老年人运用智能技术困难的实施方案》，要求推进互联网应用适老化改造，开展老年人智能技术教育，帮助老年人更好地适应并融入智慧社会。如何通过互联网促进老年人数字融入，提升主观幸福感，进而促进积极老龄化，已成为重要且迫切的现实议题。

在此背景之下，虽然“老年传播”相关研究呈井喷式增长，但这些研究仍缺乏对媒介赋能与赋权视角、理论框架的探讨，缺乏基于代表性样本的量化实证研究。本研究基于中国综合社会调查（CGSS2017）的代表性样本数据，以60岁及以上的老年人为研究对象，聚焦互联网使用对老年人主观幸福感的影响，并探讨身心健康和社会支持在二者关系中的作用机制。

世纪之交，世界卫生组织发起“积极老龄化全球行动”，逐步衍生出“积极老龄化（active ageing）”理念，将老龄化过程看作为一个正向的、富有生机的过程，强调老年群体健康生活和贡献社会的重要意义。“健康、参与、保障”是“积极老龄化”的三大核心支柱。其中，“健康”是指老年人的身体、心理和精神等多方面保持积极的状态，以提高老年人的生活质量，减少疾病的痛苦和损耗；“参与”是指老年人根据自己的兴趣、能力、爱好，以家务劳动、志愿服务活动等多种方式融入家庭生活、社区服务、社会发展，创造社会价值；“保障”是指家庭和社区通过各种途径照料、保护、关心老年人，努力为老年人提供所需要的支持，维护老年人的尊严和权利。[2]

人口老龄化和数字化社会是并行的两大趋势，老年人的数字融入逐渐成为全球普遍关注的热点议题。第二届世界老龄大会将“积极老龄化”作为21世纪解决老龄问题的政策框架，强调老年人应该学习新技术，特别是信息技术；欧盟也将“信息技术使用”纳入积极老龄化指数中。既有研究表明，互联网使用有助于老年人缓解孤独感、降低抑郁感、提高生活满意度、促进社会参与。[3]可见，数字融入能够推动老年人享受数字权益，通过使用互联网老年人可以改善健康、参与社会、获取保障，进而提升生活质量。因此，加快老年人数字融入成为数字化社会推进积极老龄化的全新需求和重要体现。

积极老龄化的核心意涵指向对老年人主观幸福感的关注。学界关于主观幸福感（subjective well-being）的界定尚未形成一致的看法，不过埃德·迪纳（Ed Diener）对主观幸福感的定义被普遍认可，即主观幸福感是个体对其生活状态的认知和情感评估。[4]认知方面通常指个体对生活满意度的判断，情感方面则指个体的情绪、情感和感觉，通过积极经历和消极经历的频率和强度来衡量。因此，主观幸福感由生活满意度（life satisfaction）、积极经历（positive experiences）、消极经历（negative experiences）三部分组成。主观幸福感是个人对其综合生活的主观评价，因此通过主观幸福感理解老年人的生活质量至关重要。

自20世纪50年代以来，主观幸福感的影响因素一直是研究的重点，以求从多学科视角探究获得幸福的终极奥义。就老年人而言，性别、年龄、教育程度等人口学因素可能对其主观幸福感产生影响。[5]一般而言，老年人的主观幸福感水平随年龄增长呈下降趋势，女性老年人的主观幸福感低于男性，学历高的老年人，主观幸福感水平更高。此外，婚姻状况也是影响主观幸福感的因素之一，与配偶居住的老年人更幸福，丧偶的老年人主观幸福感更低。经济因素作为影响老年人主观幸福感的最直接因素被广泛研究，较高的社会经济地位和相对富裕的收入可以提高老年人的主观幸福感。在文献回顾的基础上，结合调查问卷中的相关变量，本研究将性别、年龄、教育程度、婚姻状况、家庭经济状况纳入作为控制变量。

媒介接触对主观幸福感的影响机制是媒介效果和媒介心理领域的经典议题，但学界对二者的关系尚未形成统一的定论。有研究认为，媒介接触对主观幸福感的影响将发挥越来越重要的作用，可以正向预测个体的主观幸福感水平。[6]然而，媒介接触也可能削弱主观幸福感。一项元分析显示，大量使用互联网与幸福感下降之间存在关联，但整体效果很小。[7]还有研究表明媒介接触与主观幸福感并不显著关联，例如刘毅发现，大学生的微信使用强度与主观幸福感无关。[8]

随着数字技术的飞速发展，关注以互联网为代表的新媒体使用与主观幸福感关系的研究逐渐拓展至青少年、城市新移民、农村居民、大学生等群体中，但对老年群体的研究仍很有限。现有来自多个国家的研究发现，互联网使用与老年人的主观幸福感存在积极联系，互联网使用可能会使老年人保持密切的代际关系，从而提高他们的主观幸福感。[9]在移动互联网使用方面，老年人使用智能手机与幸福感呈正相关，使用微信的信息功能同样有助于提升主观幸福感。[10]

尽管现有研究发现了互联网使用在影响老年人主观幸福感方面发挥了正向作用，但是仍然存在一定的不足和空白：首先，大多数研究基于方便样本进行分析，并将55岁及以上的城市中老年人作为研究对象，缺乏基于全国代表性样本的量化实证研究；其次，大多数研究停留在探索老年人主观幸福感的影响因素上，缺乏对互联网使用与老年人主观幸福感之间作用机制和途径的进一步考察。为了填补研究空白，本文以全国60岁及以上老年人为代表性样本，探讨互联网使用与老年人主观幸福感的关系及其作用机制，并提出以下假设：

Ｈ１：相对于不使用互联网的老年人，使用互联网的老年人表现出更高的主观幸福感。

作为积极老龄化的核心意涵，健康指的是身心健康的多维度概念。对老年人而言，健康主要由自测健康（self-rated health）、身体健康（physical health）和心理健康（mental health）组成。已有研究表明，中国、西班牙、瑞典的老年人互联网用户比非用户有更好的自测健康。[11]在身体健康方面，互联网使用对老年人的身体健康也有显著的改善作用。互联网使用可以促进信息获取与利用，特别是对于医疗健康问题，比如患有高血压和心脏病的老年人可以通过互联网浏览并获取预防和保健知识，从而显著降低发病率。[12]对于心理健康，老年人频繁地使用互联网，发生心理健康问题的机率会大大降低。[13]总而言之，互联网使用对老年人健康状况的影响是多方面的。通过使用互联网，老年人可以获得有用信息和健康知识，扩大社会交往，与亲朋好友保持密切的联系，减少孤独感，最终提升身心健康水平。

另一方面，身心健康对个人主观幸福感的积极影响也得到实证研究的支持。有研究通过评估健康生活方式对中国高龄老人（85-105岁）主观幸福感的影响，发现健康的生活方式激发了中国高龄老人的积极情绪，并提升了主观幸福感水平。[14]此外，体育锻炼作为提升身心健康水平的重要途径，被证实与老年人的主观幸福感呈正相关。[15]参加体育锻炼可以预防抑郁症状，保持自尊，进而增加老年人的情感支持、归属感和主观幸福感。

目前，学界既有探讨互联网使用与身心健康关系的研究，也有探讨身心健康与主观幸福感关系的研究，但缺少将身心健康视为中介变量的整合视角。本文在现有较为零散的论述基础上，系统梳理了互联网使用、身心健康、主观幸福感三者的关联，希望明确身心健康在互联网使用与老年人主观幸福感之间的作用机制，因此提出如下假设：

Ｈ2：身心健康在老年人互联网使用与主观幸福感的关系之间起中介作用。

Ｈ2a：老年人的互联网使用频率与其身心健康水平呈正相关。

Ｈ2b：老年人的身心健康水平与其主观幸福感呈正相关。

参与和保障是积极老龄化的另外两大意涵，与“社会支持”具有高度的关联性。20世纪70年代初，社会支持（social support）作为一个学术概念和专业术语被正式提出，并广泛用于形容“由家庭成员、朋友、邻居以及其他人提供的各种形式的援助和协助”。[16]从功能上讲，社会支持包含物质帮助、行为援助、亲密互动、指导、反馈、积极的社会互动六种形式，是个体从社会关系网络中所获得的精神和物质上的支持和帮助。从主体上来看，社会支持可以分为正式社会支持和非正式社会支持，前者是由政府、社区、企业等正式组织和制度为个人提供的保障和服务，后者主要指基于地缘和血缘形成的社会关系网络，包括家庭成员、朋友、亲戚、邻里的物质帮助、情感支持、信息支持等。基于数据的可得性和研究目的，本文中的“社会支持”主要指“非正式社会支持”，即老年人在日常生活中潜在的、可动员的、具有社会互动功能的关系资源，包括亲戚支持、朋友支持和邻里支持三类[17]，具体测量方式在下文中详细阐述。

关于互联网使用与社会支持的关系存在一个悖论。一种观点认为，互联网为社交开辟了一个新的社会空间，允许人们巩固既有的社会关系并发展全新的社会关系。与基于面对面互动的传统友谊一样，这些关系可以提供社会支持、社会认同和归属感。[18]然而，也有学者对此提出异议，认为互联网使用可能会削弱社会联系和社会支持，因为互联网使用减少了面对面的交流和沟通，增加了人与人之间的隔阂感，不利于情感表达和现实关系的维护。[19]

社会支持作为主观幸福感的重要预测变量，学界对于二者关系的探讨已逐渐成为热点议题。一项元分析显示，社会支持与主观幸福感存在中等程度的显著正相关。[20]对老年人而言，社会支持对其主观幸福感的促进作用被多项研究证实，尽管作用路径存在一定的差别。基于文献梳理，本文试图进一步厘清社会支持在互联网使用与主观幸福感之间的作用机制，并提出如下假设：

Ｈ3：社会支持在老年人互联网使用与主观幸福感的关系之间起中介作用。

Ｈ3a：老年人互联网使用与社会支持呈正相关。

Ｈ3b：老年人的社会支持与主观幸福感呈正相关。

本文数据来源于中国综合社会调查的最新数据(Chinese General Social Survey, CGSS2017)。该调查采用多阶分层概率抽样设计，通过入户调查的方式共完成有效样本12582份，样本具有代表性。根据《老年人权益保护法》第二条之规定，老年人是指六十周岁以上的公民。因此，本研究选取年龄大于、等于60周岁的调查对象（n=1451），并将相关问题回答“不知道”或“拒绝回答”的个体视为无效值，予以剔除，最终得到有效样本量1139个。其中，男性534人（46.9％），女性605人（53.1％）；60岁～69岁的老年人690人（60.6％），70岁～79岁的老年人321人（28.2％），80岁及以上的老年人128人（11.2％），平均年龄为68.9岁。在教育程度上，248人（21.8％）没有接受任何教育，354人（31.1％）接受过小学及以下（含私塾、扫盲班）教育，283人（24.8％）初中毕业，164人（14.4％）高中毕业，60人（5.3％）接受过大学专科教育，30人（2.6％）接受过大学本科及以上（含研究生）教育。婚姻状况方面，299位（26.3％）老年人无配偶陪伴，840位（73.7％）老年人有配偶陪伴。123位（10.8％）老年人的家庭经济状况远低于平均水平，429位（37.7％）老年人的家庭经济状况低于平均水平，494位（43.4％）老年人的家庭经济状况处于平均水平，87位（7.6％）老年人的家庭经济状况高于平均水平，有6位（0.5％）老年人的家庭经济状况远高于平均水平。

1.因变量

本研究的因变量是主观幸福感。在CGSS2017问卷中，存在4处测量主观幸福感的题项，其中3处（“A36总的来说，您觉得您的生活是否幸福？”“D41请给您目前的幸福感评分”“D42在幸福感评分中您认为几分以上是幸福的”）属于单项目测量，1处（D40您对以下观点的同意程度如何？）采用中国城市居民主观幸福感量表进行测量（从“１＝非常不同意”到“６＝非常同意”）。本研究将此量表中的相反表述转换后，进行了信度检验。结果显示，Cronbach’s=0.845，说明量表的内部一致性良好。因此，本文选用中国城市居民主观幸福感量表测得的数据进行分析。

2.自变量

本文的自变量为互联网使用，以“使用频率”来衡量。调查问卷以“A28过去一年，您对互联网（包括手机上网）的使用情况”对被访者进行定序测量（从“1=从不”到“5=非常频繁”）。描述性统计显示，老年人的互联网使用频率较低（M=171，SD=133），且有74.1％（ｎ=844）的老年人表示从未使用过互联网。

3.中介变量

身心健康和社会支持是本研究的中介变量。CGSS2017问卷从自测健康、身体健康、心理健康三个方面评估被访者的身心健康，分别对应“A15您目前的身体健康状况”（从“1=很不健康”到“5=很健康”）、“A16在过去的四周中，由于健康问题影响到您的工作或其他日常活动的频繁程度”（从“1=总是”到“5=从不”）、“A17在过去的四周中，您感到心情抑郁或沮丧的频繁程度”（从“1=总是”到“5=从不”）。Cronbach’s=0.773，说明量表的信度较高。社会支持的测量聚焦非正式社会支持，从亲戚支持、朋友支持、邻里支持三个维度衡量，包括“A31在过去一年中，您是否经常在您的空闲时间社交／串门？”“A30(6)过去一年，您是否经常在空闲时间与亲戚聚会？”“A30(7)过去一年，您是否经常在空闲时间与朋友聚会？”“A31a您与邻居进行社交娱乐活动的频繁程度”“A31b您与其他朋友进行社交娱乐活动的频繁程度”。其中，A31用来测量社会支持的总体情况，A30(6)、A31a分别反映亲戚支持、邻里支持，A30(7)和A31b反映来自朋友支持。需要说明的是，A31a和A31b使用李克特７分量表测量，而A31、A30(6)、A30(7)使用李克特５分量表测量，经过比对，本研究重新编码将A31a、A31b中“一个月几次”和“大约一个月1次”归为“一月数次或更少”，将“一年几次”和“一年1次或更少”归为“一年数次或更少”。除此之外，在原始数据中，A31的分值与频率正向对应（分值越高，代表频率越高），而其他四个问题的分值与频率反向对应（分值越高，代表频率越低）。对此，本文对数据进行了重新编码，并进行了信度检验（Cronbach’s=0.722）。

4.控制变量

根据文献综述，性别、年龄、教育程度、婚姻状况、家庭经济状况均可能对老年人的主观幸福感产生影响，因此本文将这些因素作为控制变量，具体处理情况如表1所示。

本文使用SPSS 25.0软件进行皮尔逊相关分析和分层回归分析，采用偏差校对非参数百分位Bootstrap法进行模型建构和中介效应检验。具体而言，使用Andrew F. Hayes编制的Process插件验证双重中介模型，选择模型4，从原始样本中有放回地抽取5000个样本估计中介效应的95％置信区间，如果置信区间不包含０，表明中介效应存在，反之，中介效应不存在。

表２呈现了互联网使用、身心健康、社会支持、人口统计学变量，以及主观幸福感的均值、标准差及相关关系。结果显示，互联网使用、身心健康、社会支持与主观幸福感显著正向相关，相关系数介于0.123－0.470之间（p＜0.001），互联网使用与老年人的身心健康（r＝0.274，p＜0.001）、社会支持（r＝0.075，p＜0.005）也存在显著正相关。在人口统计学变量中，年龄（r＝-0.187，p＜0.001）、教育程度（r＝0.475，p＜0.001）、婚姻状况（r＝0.127，p＜0.001）、家庭经济状况（r＝0.120，p＜0.001）与老年人互联网使用显著相关，性别（r＝-0.117，p＜0.001）、教育程度（r＝0.311，p＜0.001）、家庭经济状况（r＝0.253，p＜0.001）与老年人的身心健康状况显著相关，老年人家庭经济状况（r＝0.137，p＜0.001）与社会支持显著正相关，而性别（r＝-0.072，p＜0.005）、年龄（r＝0.076，p＜0.005）、教育程度（r＝0.257，p＜0.001）、家庭经济状况（r＝0.355，p＜0.001）与老年人的主观幸福感显著相关。

为了验证H1，本研究首先对“A28.过去一年，您对互联网（包括手机上网）的使用情况”进行了重新编码，将“1=从不”转换为“0=不使用互联网”，将“2=很少”“3=有时”“4=经常”以及“5=非常频繁”转换为“1=使用互联网”。随后，采用ANOVA方差分析检验互联网使用与老年人主观幸福感的关系。方差齐性检验显示，ｐ＝0.258＞0.05，说明两个组内总体方差为齐性，可以使用单因素方差法。从整体来看，不使用互联网的老年人的主观幸福感水平（Mean=86.01，SD=11.269）显著低于使用互联网老年人的主观幸福感水平（Mean=90.32，SD=11.610，p＜0.001），假设１成立。

为了进一步探讨各预测变量对老年人主观幸福感的影响，本研究进行了分层回归分析。首先，性别、年龄、教育程度、婚姻状况、家庭经济状况共同解释了老年人主观幸福感的16.5％，教育程度（β=0.193，ｐ＜0.001）更高、家庭经济状况（β＝0.312，ｐ＜0.001）更好的老年人拥有更高水平的主观幸福感。互联网使用频率作为第二个因素进入方程，解释了总方差的0.4％，互联网使用频率（β＝0.083，ｐ＜0.001）成为老年人主观幸福感显著的影响因素，这说明老年人互联网使用频率越高，主观幸福感越强烈。第三，当身心健康、社会支持进入方程时，身心健康（β=0.375，ｐ＜0.001）、社会支持（β＝0.050，ｐ＜0.05）均对老年人的主观幸福感产生了显著的正向影响，并解释了总方差的12.3％，这意味着老年人的身心状况越健康，获得社会支持越多，其主观幸福感水平越高。分层回归解释了总方差的29.2％，结果见表３。

值得注意的是，当身心健康、社会支持进入方程之后，互联网使用频率（β＝0.016，ｐ>0.05）对老年人主观幸福感的影响由显著变为不显著。一方面，这说明互联网使用频率对老年人主观幸福感的影响不是简单的线性关系，其作用机制需要进一步挖掘和明晰；另一方面，假设中提出的身心健康、社会支持很有可能在互联网使用频率与老年人主观幸福感的关系之间发挥中介效应，需要进行验证。

根据回归结果和研究假设，本研究进行了中介效应检验，以明晰互联网使用影响老年人主观幸福感的作用机制。如图１显示，互联网使用频率对老年人身心健康（β＝0.351，ｐ＜0.001）和社会支持（β＝0.275，ｐ＜0.01）呈显著的正相关，即互联网使用对老年人改善身心健康，获取社会支持具有促进作用，Ｈ2a、Ｈ3a成立。与分层回归的结果一致，身心健康（β＝1.768，ｐ＜0.01）、社会支持（β＝0.219，ｐ＜0.01）均对老年人的主观幸福感产生了显著的正向影响，因此Ｈ2b、Ｈ3b成立。

对中介效应检验的结果进行深度分析后发现，在控制性别、年龄、教育程度、婚姻状况、家庭经济状况五个变量之后，互联网使用对主观幸福感影响的总效应［Effect＝0.838，ｐ＜0.01，95％CI（0.276，1.400）］达到显著水平，其中直接效应［Effect＝0.157，ｐ＞0.05，95％CI（－０３５９，０６７３）］不显著，间接效应［Effect＝0.681，95％CI（0.447，0.925）］达到显著水平。总间接效应由两条间接效应构成：间接效应1为互联网使用→身心健康→主观幸福感，间接效应的Bootstrap95％置信区间不包含０值［Effect＝0.621，95％CI（0.396，0.854）］，表明身心健康在互联网使用频率与老年人主观幸福感之间起着显著的中介效应，即Ｈ2成立。间接效应２为互联网使用→社会支持→主观幸福感，间接效应的Bootstrap95％置信区间不包含０值［Effect＝0.060，95％CI（0.009，0.133）］，表明社会支持同样在互联网使用频率与老年人主观幸福感之间发挥着显著的中介效应，即Ｈ３成立。

最后，对两条间接效应的差异进行比较后发现，间接效应1与间接效应2差异的Bootstrap95％置信区间不包含０值[95％CI(0.329，0.800)]，说明间接效应1与间接效应2的差异显著，并且身心健康产生的间接效应高于社会支持产生的间接效应，即身心健康在互联网使用与老年人主观幸福感之间起到的中介效应（74.1％）远远大于社会支持的中介效应（7.2％）。

随着中国迈入老龄化社会，如何积极应对人口老龄化，以互联网使用为代表的数字融入能够为老年人生活带来怎样的改变，如何在互联网时代让老年人度过幸福的晚年生活等研究议题，具有重要的理论与现实意义。在老龄化与数字化共振成为当前社会显著特征的背景下，积极老龄化理念提供了一种可行的路径。

本研究结果表明，是否使用互联网的老年人在主观幸福感上存在显著差异。使用互联网的银发冲浪族其主观幸福感水平明显高于不使用互联网的老年人。可见，网络时代数字融入日益成为积极老龄化的重要组成部分，互联网、智能手机等新的信息传播技术对老年人主观幸福感产生了积极影响。因此，应当鼓励老年人接触和使用互联网，同时推动互联网功能和服务更加适应老年人的需求，帮助老年人解决在网络使用方面遭遇的困难，以促进老年人的数字融入来助推积极老龄化。

分析结果也显示出老年人的教育程度、家庭经济状况与其互联网使用和主观幸福感的显著关联。教育程度更高、家庭经济状况更好的老年人，其互联网使用频率和主观幸福感水平也相应更高。因此，在网络日益普及的当下我们更需要关注知识水平低、经济条件差的老年人，为他们提供易于使用和成本低廉的设备与服务，给予他们更多的关照和帮扶，帮助他们跨越“数字鸿沟”。在此基础上，本研究构建并验证了老年人互联网使用与主观幸福感的影响因素模型，从而揭开了通过数字融入助推积极老龄化的复杂作用机制。单纯提升互联网使用频率并不能直接提高老年人的主观幸福感，而是需要经由身心健康、社会支持的复杂机制才能有效提高老年人的主观幸福感。

随着年龄的增长，老年人需要面对身体衰老以及相伴而生的健康问题，据人民网报道，我国超过18亿老年人患有慢性疾病，患有一种及以上慢性疾病的老年人比例高达75％。为了提升老年人的主观幸福感，保障其身心健康就显得尤为重要。本研究发现身心健康在互联网使用与老年人主观幸福感之间发挥着中介效应，且这一效应占总效应的比重超过七成，即互联网使用有助于提升老年人的身心健康水平，而身心健康对其主观幸福感的影响尤大。一方面，本研究证实了互联网使用对老年人身心健康具有显著的促进作用，因为通过互联网老年人可以更加便捷地获取有关医疗健康的信息、购买药物以及进行多种与健康相关的线上咨询与活动，甚至进一步影响其饮食习惯和健身锻炼等生活方式。正如Rains发现，使用互联网获取健康信息的老年人比那些只在线下寻求健康信息的老年人的健康水平要好得多。另一方面，本研究发现身心健康是影响老年人主观幸福感的重要因素。积极锻炼的老年人具有更高水平的身体功能，而老年人的身体机能越好、身体活动水平越高，心理状态就会越好，主观幸福感也会随之提升。

健康是积极老龄化的重要一环，如何让老年人融入数字化社会，帮助其提升身心健康和生活质量成为积极应对老龄化的关键所在。当前，我国正在大力推行“智慧健康养老”，利用互联网、大数据、智能设备等数字技术和产品推动健康养老服务智慧化升级，提升健康养老服务质量效率水平。除了政府政策的支持，还要通过社区培训、公益活动、家庭反哺等方式提高老年人获取健康信息、辨别虚假信息的技能，进一步提升老年人的用网能力，充分发挥互联网对老年群体的赋能作用，增强其网络素养和健康素养。一项在线实验研究表明，健康焦虑高、健康素养低的用户更容易相信和分享社交媒体上的健康谣言，这也凸显了帮助老年人缓解健康焦虑、识别健康谣言、增强网络素养的重要意义。网络素养和健康素养的提升，可以在推动老年人寻求健康信息和判别感知风险中发挥重要作用，从而促进老年人保持身心健康，提升主观幸福感。

老年期是人生中的重要转折期，最突出的特点是离退休导致了老年人社会角色的转变和社会参与的减少，加之子女离巢的孤独感等心理调适，如何在有限的活动接触和亲子沟通中获取社会支持，进而提高主观幸福感，成为老年人在互联网时代亟需走出的困境。本研究发现，社会支持在互联网使用与老年人主观幸福感的关系中发挥显著的中介作用。尽管与身心健康相比，社会支持的中介效应要小很多，但仍然不可忽视。与部分前人研究中“互联网使用可能会削弱社会支持”的发现不同，本研究为“老年人使用互联网可以增进社会支持”提供了实证支持。这一发现可以从社会资本（Social Capital）的视角加以解释。[24]社会资本是指“社会上个人之间的相互联系———社会关系网络和由此产生的互利互惠和互相信赖的规范”[25]，互联网通过转换（transform）、减少（diminish）、补充（supplement）三种路径影响社会资本。[26]本研究认为，老年人使用互联网获取社会支持与转换和补充密切相关，因为互联网为老年人维护并拓展社会联系提供了新的平台和渠道。通过互联网，老年人可以与地理上分散的亲朋好友保持联系，参与具有共同兴趣的线上社区，与子女儿孙保持密切的沟通，并与外部世界建立新的联系，不仅增强了老年人与外部社会网络的联系，也强化了家庭内部的交流沟通。在“积极老龄化”过程中，强调“参与”的重要性，互联网使用作为数字融入不仅能够提高老年人的身心健康、社会适应水平，还能促进社会参与。在社会参与的过程中，势必有助于老年人获取来自各方的社会支持。

另一方面，社会支持的提升又增强了老年人的主观幸福感。借助互联网，老年人建立了新型沟通渠道和亲情互动落脚点，这成为他们获得工具性支持和情感支持的重要来源。在互联网的赋权与赋能下，老年人能够更频繁地与子女接触，促进维系更好的代际关系，从而对主观幸福感产生积极影响。“保障”作为“积极老龄化”中的关键要素，其内涵远远超过社会保障范围，还包括社会救助、长期照护等多个方面，以满足老年人的物质需求和精神需求。在数字化浪潮的冲击下，年轻一代需要在数字接入、使用和素养上对年长一代进行“数字反哺”，从家庭内部出发为老年人使用互联网提供多重保障和支持，以带动老年人更好地融入数字化社会。因此，帮助老年人适应日新月异的媒介技术发展，弥合数字鸿沟，增强代际沟通，改善老年人与亲戚、朋友、邻里的社交互动与社会关系，也是提高老年人生活质量和主观幸福感的重要途径。

习近平总书记对老龄工作作出重要指示时强调，贯彻落实积极应对人口老龄化国家战略，把积极老龄观、健康老龄化理念融入经济社会发展全过程，发挥好老年人积极作用。本文从实证层面验证了互联网使用对积极老龄化的正向效用，具有突出的理论价值和现实意义。研究发现，与不使用互联网的老年人相比，使用互联网的银发冲浪族具有更高的主观幸福感，应当鼓励老年人学习数字信息技术，加强智能终端适老化设计，真正切合老年人的需求。然而，使用频率对老年人主观幸福感的影响并不呈线性关联，这表明并不是上网越频繁效果越好，需要引导老年人适度使用互联网，避免让银发冲浪族成为“网瘾老人”。最后，互联网使用作用于老年人主观幸福感的机制比较复杂，需要经由身心健康与社会支持的双重中介效应实现，以互联网使用为代表的数字融入成为积极老龄化的重要体现，网络使用提升了银发冲浪族的身心健康和社会支持水平，进而增强老年人的主观幸福感。

诚然，本研究也存在一定的局限。首先，囿于既有数据的限制，老年人的互联网使用仅测量了使用频率，无法全面呈现老年人互联网使用的多样性，例如使用时长、心理动机、内容类型等。其次，因果阐释不能仅依靠路径分析，未来研究应引入纵向设计或实验设计来进行检验；最后，还可以通过深度访谈、焦点小组等质化研究方法，进一步挖掘研究发现背后的故事，进行城乡对比，增强结果的丰富性。