媒体使用、环境幸福效能感与居民身心健康

摘要：在改善环境质量、提升居民幸福感，保障人民健康水平的背景下，本文利用CGSS 2021年数据将环境幸福效能感分为环境自我认同、环境效能感、垃圾分类意愿和幸福感，通过有序Logit模型、OLS回归模型、二元Logit模型、中介效应和调节效应等分别研究媒体使用、环境幸福效能感对居民身心健康的影响及其机制作用。研究结果表明，媒体使用、环境效能感和幸福感对居民身体健康具有正向影响，媒体使用和幸福感对居民心理健康具有正向影响，环境自我认同和垃圾分类意愿对居民身心健康均无显著性影响：媒体使用和环境幸福效能感在个人经济、家庭经济、性别和婚姻状况上具有异质性：环境效能感和幸福感在媒体使用对居民身体健康的影响具有中介作用，并且环境效能感对居民身体健康具有调节作用。通过研究揭示了环境因素和幸福感在提升健康水平中的重要作用，旨在通过优化环境和增进个人福祉，提升公众的健康水平，为构建更加健康的社会环境贡献力量。

关键词：媒体；环境；幸福；健康

中图分类号：C811：C915 文献标识码：A

文章编号：1674-537X（2024）08.0080-10

一、引言

“以人民为中心”的价值观和治国理政新理念体现在始终将人民健康放在突出重要的位置。健康连着千家万户的幸福，在满足人民日益增长对美好生活的向往与追求，持续促进幸福感不断提升的背景下，通过幸福感提升健康水平具有重要意义。当前，数字化浪潮席卷全球，以互联网、社交媒体、新闻应用、视频平台等新兴媒体为代表的信息技术成为现代社会不可或缺的一部分。在此背景下，智能媒体如何赋能健康传播实践应运而生。同时扎实推动绿色发展，促进人与自然和谐共生，使得人民群众不断获得幸福感。而环境问题成为制约幸福感从而进一步影响健康的关键因素。特别是，拥有环境保护使命感、改善环境行动力和成为环境保护的践行者成为媒体赋能下提升居民身心健康的重要内容。那么媒体使用是如何成为改善居民身心健康状况的有力工具？如果居民身心健康情况因媒体使用而得到改善，媒体使用是否能够通过对提升居民幸福感、主动参与垃圾分类、增强环境自我认同和环境效能感来提升居民的健康水平？

在现有的研究中，已有大量的学者对新兴媒体互联网使用与健康之间的关系进行研究，而基于传统媒体和新兴媒体相结合探索其对居民身心健康的研究相对较少。在互联网使用中，大多数在于研究农村居民和老年人口身体健康和心理健康两个方面，并且通过研究发现互联网的使用显著提升了居民的健康水平。此外，还有研究表明孤独感、社会参与、社交频率、学习频率、休闲频率、代际支持，等是互联网使用对身心健康影响的重要机制。这些研究中大都是集中于生理、心理和社会功能等方面进行分析。而传统媒体和新兴媒体相结合对身心健康的研究中，有学者从社交媒体的定义和心理健康的概念化角度出发，探索二者之间的中介变量和调节变量，并且提出了媒体使用对于身体健康具有显著性正向影响。还有学者，提出了从压力到对策到结果的方法分析社交媒体使用对于心理健康的影响。在机制作用中，从体育锻炼方面提出锻炼越多媒体使用下的健康水平状况越好。

从现有的研究结果来看，首先，大多数学者从新兴媒体互联网使用角度进行研究其对身心健康的影响，忽略了对于老年人的“数字鸿沟”问题：其次，无论是探索互联网使用还是传统媒体和新兴媒体相结合下对于居民身心健康的影响，少有从环境视角出发探索其影响及机制；第三，现有的研究中少有探索幸福感对居民身心健康的影响及机制，并且没有将媒体使用、环境、幸福感和居民身心健康放在同一个维度进行分析。因此，本文将使用2021年CGSS数据，结合传统媒体和新兴媒体，探索媒体使用如何通过环境幸福效能感视角下的环境自我认同、环境效能感、垃圾分类意愿、幸福感对居民身心健康产生的影响，旨在于理解环保意识与个体福祉之间如何提升公众身心健康水平、推动社会可持续发展。

二、研究假设

（一）媒体使用

媒体使用是指受众对各类媒体平台的使用习惯，涵盖使用频次、个人偏好、内容接纳度以及对媒体的期望等方面。媒体类型大致可以分为传统媒体与新兴媒体。传统媒体是指在互联网兴起之前广泛存在的媒体形式，它们具备稳定的时空传播特性，内容的制作与传播往往依赖于专业的团队或机构，典型代表包括报纸、杂志、广播及电视等，这些媒体形式在信息传递上拥有深厚的历史积淀和广泛的社会影响力。新兴媒体则是随着科技进步特别是数字化技术的发展而兴起的媒体形态，其核心特征在于利用先进的信息技术实现信息的快速传播与交互。新媒体以互联网和移动手机媒体为主要载体，强调内容的即时性、互动性和个性化定制，为用户提供了更加便捷、多样的信息获取与分享渠道。通过文献发现，对于媒体使用在为老年人提供娱乐的基础上可以对身心健康产生正向影响，社交媒体使用时间情况对于居民健康水平具有显著性差异。因此，本文提出假设条件如下：

H1：媒体使用对居民身心健康均具有正向影响。

（二）环境幸福效能感

本文的环境幸福效能感主要包括环境自我认同、环境效能感、垃圾分类意愿和幸福感四个方面。

1．环境效能感

“自我效能感”在班杜拉的社会学习理论中首次提出，随后有学者研究发现其与环境治理行为之间存在一定的联系，进而在环境治理背景下提出了环境效能感，主要表示在环境治理中的能力评估、难度的认知、对解决环境问题的策略选择。媒体作为信息的主要传播渠道，通过报道环境问题、环保政策等内容，向居民传递环境治理的重要性和紧迫性，有助于增强公众的环境意识，提升参与环境治理的能力和信心，进一步采取积极的环境保护行为，从而带来成就感和满足感，增强心理健康。此外，当公众积极参与环境治理并取得成效时，环境质量得到提升，减少污染物对人体健康的危害。但当居民面对大量负面环境信息时，即使他们具有较高的环境治理效能感，也可能因为信息过载而感到焦虑和压力，长期的心理焦虑压力对身体健康产生负面影响。因此，本文提出假设条件如下：

H2：环境效能感对居民身心健康均具有正向影响。

H3：环境效能感在媒体使用与居民身心健康之间产生中介效应。

H4：环境效能感在媒体使用与居民身心健康之间产生调节效应。

2．环境自我认同

环境自我认同是指个体将自己视为“环保主义者”或“环境友好型人”。在社交媒体上，当居民展示自己参与环保活动的照片、分享环保心得和成果，引发公众之间的社会比较，进而影响其环境自我认同，这种积极的心理状态有助于提升其心理健康水平。另一方面，当居民选择环保、健康的生活方式，有助于维护其身体健康。因此，本文提出假设条件如下：

H5：环境自我认同对居民身心健康均具有正向影响。

H6：环境自我认同在媒体使用与居民身心健康之间产生中介效应。

3．垃圾分类意愿

垃圾分类意愿是指个体对于参与垃圾分类活动的主观倾向和积极态度。在媒体的宣传和教育作用有助于激发公众的垃圾分类意愿，促使他们更加积极地参与垃圾分类活动。并且垃圾分类要求个体按照规定分类投放垃圾，这种行为的坚持有助于培养个体的自律性和责任感。自律性和责任感的增强有助于更好地应对生活中的挑战和压力，从而保持身心健康。因此，本文提出假设条件如下：

H7：垃圾分类意愿对居民身心健康均具有正向影响。

H8：垃圾分类意愿在媒体使用与居民身心健康之间产生中介效应。

4．幸福感

幸福感是指人类基于自身的满足感与安全感而主观产生的一系列欣喜与愉悦的情绪。媒体有助于人们了解世界、拓宽视野，增加对生活的满足感和幸福感。同时媒体中的娱乐内容如电影、音乐、游戏等，提供了放松和愉悦的方式，有助于缓解压力，提升幸福感，拥有较高幸福感的人更倾向于以积极、乐观的态度面对生活，从而提升健康水平。因此，本文提出假设条件如下：

H9：幸福感对居民身心健康均具有正向影响。

H10：幸福感在媒体使用与居民身心健康之间产生中介效应。

三、数据与变量选取

（一）数据来源

本文数据来源于2021年中国综合社会调查（CGSS），中国综合社会调查是中国第一个全国性、综合性、连续性的大型社会调查项目。根据研究内容，选取问卷中的居民身体健康、心理健康、媒体使用情况、幸福感、垃圾分类、环境自我认同和环境效能感等数据进行研究，并从个人层面和社会层面选取控制变量进行分析，在筛选相关变量数据后剔除缺失数据和无效数据共获得1 838条有效数据。

（二）变量选取

1．因变量

本文的因变量为居民的身体健康和心理健康，身体健康变量选取问卷中的A15“您觉得您目前的身体健康状况是”，选项从“很不健康”到“很健康”分别赋值1-5。心理健康变量选取问卷中的A17“在过去的四周中，您感到心情抑郁或沮丧的频繁程度是”，选项从“总是”到“从不”分别赋值1-5。得分越高表示身心健康状况越好。

2．自变量

本文的自变量为媒体使用和环境幸福效能感。媒体使用变量选用问卷中的“过去一年，您对以下媒体的使用情况是”从A28 -1到A28-6这六个题目。其中“从不”赋值为1，“很少”赋值为2，“有时”赋值为3，“经常”赋值为4，“非常频繁”赋值为5，最后对六个题目加总取平均值得到媒体使用变量。环境幸福效能感分为环境自我认同、环境效能感、垃圾分类意愿和幸福感四个变量。环境自我认同使用问卷中“我们想了解一下您对人类社会与环境关系的一般看法，请问您对下列说法的同意程度如何”选取H12 -7、H12 -9、H12 - 11、H12-13四个题目，从完全不同意到完全同意分别赋值1-5，进行加总取平均。环境效能感使用问卷中的“您在多大程度上同意以下说法？”选取P12-1、P12-3、P12 -4、P12-5、P12-6五个题目，从完全不同意到完全同意分别赋值1-5，进行加总取平均。垃圾分类意愿使用问卷中的“为了解决垃圾处理的各种难题，您在多大程度上愿意做出以下努力？”选取H14-I、P14-3、P14-4、P14-5、P14-6五个题目，从非常不愿意到非常愿意分别赋值1-5，进行加总取平均。幸福感选取问卷中的A36“总的来说，您觉得您的生活是否幸福？”从非常不幸福到非常幸福分别赋值1-5分。

3．控制变量

本文从个人层面和社会层面分别选取指标。在个人层面，考虑性别、个人经济和婚姻状况。在社会层面，选取社会信任、社会公平和社会保障进行分析。

根据上述理论分析以及媒体使用、环境自我认同、环境效能感、垃圾分类意愿、幸福感和身心健康的变量设计，其变量间的关系如图1所示，变量选取及描述统计结果如表1所示。

身体健康的平均值为3.60，表明样本中大部分人的身体健康状况处于“一般”到“比较健康”之间，略偏向于“比较健康”，标准差为1.066，说明个体间的身体健康状况存在一定的差异。心理健康的平均值为3.97，表明样本中大部分人的心理健康状况良好，偏向于“有时”出现积极情绪或心理状态的一端。媒体使用的平均值为2.38，表示样本中大多数人使用媒体的频率在“很少”到“有时”之间，偏向于“有时”，这反映了媒体在现代生活中的普及程度，但并未达到非常频繁的程度。环境自我认同的平均值为3.83，表明样本中大部分人对环境有较高的自我认同感。环境效能感的平均值为2.97，相对较低，说明虽然个体对环境有一定的认同感，但在实际采取行动改善环境方面的效能感并不高。垃圾分类意愿的平均值为3.78，表明大多数人有较高的垃圾分类意愿。幸福感的平均值为3.98，说明样本中大多数人的幸福感水平较高，接近“比较幸福”的状态。性别分布较为均衡，男性略多于女性（均值1.52）。经济地位的平均值为3.69，表明样本中的经济地位分布较为广泛，涵盖了从低层到高层的各个层次。婚姻状况的平均值为1.70，表明大多数人是已婚状态。社会信任和社会公平的均值分别为3.68和3.46，均处于中等偏上水平，但标准差较大，说明个体间的差异较大。社会保障的均值较低（1.52），表明社会保障水平在样本中普遍不高。

四、媒体使用、环境幸福效能感对居民身心健康影响分析

（一）有序Logit结果分析

本文中以居民身体健康和心理健康为因变量，由于该变量为有顺序的定类变量，并且通过平行线检验（p=0．000＜0.05），故选用有序Logit模型进行分析，其结果如表2所示。其中模型1到模型4为居民身体健康作为因变量，模型1为媒体使用对居民身体健康的影响分析，模型2为媒体使用、环境幸福效能感对居民身体健康的影响分析，模型3和模型4分别为加入个人层面和社会层面控制变量后的影响分析。模型5到模型8为居民心理健康作为因变量的结果，模型5为媒体使用对居民心理健康的影响分析，模型6为媒体使用、环境幸福效能感对居民心理健康的影响分析，模型7和模型8为分别加入个人层面和社会层面控制变量的分析。

从表2中可以看出，在居民身体健康分析中，无论是否添加个人层面和社会层面的控制变量，媒体使用均呈正向显著影响，这表明媒体使用提升了居民身体健康水平。环境效能感呈正向显著影响，而环境自我认同和垃圾分类意愿的影响不显著。幸福感正向显著影响，表明幸福感对居民身体健康有影响。在逐步添加个人层面和社会层面的控制因素后，R2值也在逐渐增加，在个人层面，性别的影响不显著，而个人经济和婚姻状况呈负向显著影响。在社会层面，社会信任、社会公平和社会保障均不显著，表明社会信任、社会公平和社会保障对身体健康均没有直接影响。

在居民心理健康分析中，无论是否添加控制变量，媒体使用都显示出正向且显著的影响，这表明媒体使用与居民心理健康之间存在正相关关系，即媒体使用的增加可能伴随着心理健康状况的改善。而环境自我认同、环境效能感和垃圾分类意愿的影响并不显著，幸福感都呈现出显著的正向影响，表明幸福感越高，心理健康状况越好。在添加控制变量后，性别显示出负向且显著的影响。个人经济状况也呈现出负向且显著的影响，婚姻状况、社会信任、社会公平和社会保障的影响并不显著。因此，假设H1、H2中的环境效能感对居民身体健康具有正向影响和H9得证，H5、H7和H2中的环境效能感对居民心理健康具有正向影响假设不成立。

（二）稳健性检验

本文使用替换自变量、引入回归模型和二元Logit模型进行稳健性检验。在替换自变量中，将媒体使用变量替换为问卷中的“过去一年中，对互联网（包括手机上网）的使用情况”进行分析，其结果如表3所示。在二元Logit模型中，将身体健康和心理健康变量进行了二分类处理，分别分为“健康”和“不健康”两组，其结果如表4所示。模型1和模型2为居民身体健康作为因变量，模型3和模型4为居民心理健康作为因变量。

表3的稳健性检验结果表明，在替换自变量后，在居民身体健康分析中，互联网使用、环境效能感和幸福感仍然有显著影响。在居民心理健康分析中，互联网使用和幸福感有显著影响，与有序Logit模型一致，所得结论基本可靠。

通过研究结果可以发现，在引入OLS回归模型和二元Logit模型的结果与有序Logit模型一致，验证了结论的稳健性。总之，发现先前基于有序Logit模型得出的结论在多种统计模型下均保持一致，验证了原结论的可靠性。

（三）异质性检验

本文主要验证媒体使用和环境幸福效能感在个人经济、家庭经济、性别和婚姻状况上具有异质性。按家庭经济分为低水平和高水平检验媒体使用、环境幸福效能感对居民身心健康的异质性影响，其结果如表5所示。按个人经济进行分组为高层和低层检验其异质性影响，其结果如表6所示。按性别分组进行异质性检验的结果如表7所示。按婚姻状况分为已婚和未婚的异质性检验结果如表8所示。

从表5中可以看出，在居民身体健康分析中，无论家庭经济是低水平还是高水平，媒体使用均对身体健康产生正面影响，且经济高水平组中的影响更为显著，这表明媒体使用是身体健康的积极因素，且其影响随着家庭经济水平的提高而增强。环境自我认同在高水平和低水平家庭经济组中对身体健康无显著影响。在低水平家庭经济水平下，环境效能感对身体健康有显著正面影响，而在高水平组中则不显著，这表明在低经济条件下，环境效能感是促进健康的重要因素。垃圾分类意愿在两个家庭经济水平组中与身体健康的关联均不显著。在经济低水平的家庭中，幸福感对身体健康具有显著影响，而高水平经济没有显著影响，根据心理学的适应水平现象，在高水平经济家庭中，由于生活水平较高，家庭成员更容易产生“幸福阈值”上升的现象，即需要更高的幸福感才能感受到对身体健康的积极影响。

在居民心理健康分析中，媒体使用在两个家庭经济水平组中对心理健康均有正面影响，且高水平组的影响更大，环境自我认同、环境效能感和垃圾分类意愿对心理健康的影响均不显著，在经济低水平的家庭中，幸福感对心理健康具有显著影响，而高水平经济没有显著影响。

从结果中可以看出，媒体使用对低层经济家庭的居民身体健康影响更为显著，在更低经济水平的家庭中，媒体使用对居民身体健康的正面作用更为突出。而在上层经济媒体使用对居民心理健康没有显著性，根据马斯洛的需求层次理论，上层经济家庭可能更多地关注自我实现、尊重等高层次的心理需求，而媒体使用可能更多地满足他们的娱乐、信息获取等低层次需求。幸福感在两个经济层次中均对身体健康有显著正面影响。环境自我认同和垃圾分类意愿与身心健康没有显著影响，环境效能感在身体健康方面对低层经济家庭有显著正面影响，而在心理健康方面的影响则不显著。

媒体使用和幸福感在男性和女性中均对居民身体健康和心理健康有显著的正向影响，但媒体使用对男性的身体健康影响更大。环境自我认同、环境效能感和垃圾分类意愿在男性和女性中对身体健康和心理健康的影响均不显著。

未婚和已婚两组中，媒体使用对居民身体健康均有显著的正向影响，在环境自我认同上并未表现出显著影响。对于环境效能感，未婚者和已婚者均表现出正向影响（0．149*和0．104*，p＜0.05），但未婚者的系数稍大，表明未婚者对环境变化持有更强的自我效能感。无论是未婚者还是已婚者，垃圾分类意愿对各自因变量的影响均不显著。未婚者和已婚者在幸福感上均表现出显著的正向影响（0．291**0o．243料，p＜0.05）。在居民心理健康方面，未婚者中媒体使用的影响不显著，而已婚者中则表现出显著的正向影响，表明已婚者中媒体使用对居民心理健康有积极影响。环境自我认同、环境效能感和垃圾分类意愿对于已婚或者未婚的心理健康均不显著，而已婚者幸福感对心理健康的影响大于未婚者的心理健康。

（四）中介效应分析

本文进行环境自我认同、环境效能感、垃圾分类意愿和幸福感在媒体使用对居民身心健康的中介效应分析，通过研究可以发现，环境效能感和幸福感对于居民身体健康具有中介机制作用，而对于居民心理健康没有中介机制作用，其结果如表9所示。

研究结果表明，环境自我认同对居民身体健康的直接效应不显著，环境效能感对居民身体健康有显著的正向影响，效应量为6.449%，表明环境效能感是媒体使用影响居民身体健康的一个重要中介路径。垃圾分类意愿对身体健康的直接效应不显著，幸福感对身体健康具有显著性正向影响，效应量为11.246%，幸福感在媒体使用促进身体健康的过程中扮演了重要角色。具体来说，媒体使用不仅直接对身体健康有积极影响，还通过提升个体的幸福感这一中介变量，间接地促进了身体健康。因此，H3和H10中对居民身体健康具有中介效应假设得证，H6和H8假设均不成立。

（五）调节效应分析

本文进行环境自我认同、环境效能感、垃圾分类意愿和幸福感在媒体使用对居民身心健康的调节效应分析，研究发现环境效能感在媒体使用与居民身体健康之间具有调节作用，而环境效能感、环境自我认同、垃圾分类意愿和幸福感在对居民心理健康均没有调节作用，其结果如表10所示。

在模型1中，媒体使用对居民身体健康有显著的正向影响。在模型2中，环境效能感对居民身体健康有显著的正向影响，这说明环境效能感本身也是影响身体健康的重要因素。在模型3中，引入了媒体使用与环境效能感的交互项（媒体使用X环境效能感），并发现该交互项对身体健康有负向影响。这表明，环境效能感在媒体使用与居民身体健康之间的关系中起到了调节作用，具体来说，当个体的环境效能感较高时，媒体使用对居民身体健康的正向影响会被削弱。这可能是因为高环境效能感的个体可能更加倾向于通过自己的实际行动（如锻炼、健康饮食等）来改善身体健康，而不是仅仅依赖媒体提供的信息或建议。因此，尽管媒体使用本身可能对身体健康有积极影响，但高环境效能感的个体可能并不完全依赖这种影响，而是更多地依赖于自己的能力和行为。从R方的值来看，随着变量的增加（从模型1到模型3），模型的拟合度逐渐提高（从0.053提升至0.065）。这说明，在加入环境效能感及其与媒体使用的交互项后，模型对身体健康的解释能力有所增强。因此，H4中环境效能感在媒体使用与居民身体健康之间产生调节效应假设成立，与居民心理健康之间产生调节效应假设不成立。

五、结论与建议

（一）研究结论

环境、幸福感与健康问题直接关系到广大人民群众的生命安全与福祉，改善环境质量、守护人民健康作为首要任务。在现有的研究理论基础上，利用CGSS 2021年的数据通过有序Logit模型，基于环境幸福效能感研究媒体使用对居民身心健康的影响及其机制作用；其次，使用替换自变量、引入回归模型和二元Logit模型进行稳健性检验；第三，进行异质性分析：最后，分析环境幸福效能感的中介机制和调节效应。

主要研究结论如下：1．媒体使用和幸福感均对居民身体健康和心理健康具有正向影响，环境效能感对身体健康具有正向显著影响，环境自我认同和垃圾分类意愿对居民身心健康均无显著性影响：个人经济和婚姻状况对居民身体健康呈负向显著影响，社会信任、社会公平和社会保障均不显著；性别和个人经济对心理健康具有负向影响。2．选用替换自变量、引入回归模型和二元Logit模型等方法进行稳健性检验发现所得结果与有序Logit模型一致，验证了结论的稳健性。3．媒体使用和环境幸福效能感在个人经济、家庭经济、性别和婚姻状况上具有异质性。4．环境效能感和幸福感对于居民身体健康具有中介机制作用，对于心理健康没有中介机制作用。5．环境效能感在媒体使用与居民身体健康之间具有调节作用，而环境效能感、环境自我认同、垃圾分类意愿和幸福感在对心理健康均没有调节作用。

（二）建议

针对研究结论，从以下几个方面提出建议：

1．加强媒体健康传播与教育。鉴于媒体使用对身心健康的显著正面影响，应鼓励媒体平台提供更多科学、健康的信息内容，特别是关于环境保护、健康生活方式的报道和教育节目，政府和媒体机构可以建立更加紧密的合作关系，共同策划和实施健康传播项目。

2．提升环境幸福效能感。环境效能感对身体健康有显著正面影响，因此通过增强环境治理透明度，拓宽公众参与环保渠道，提升公众环保意识和能力。推广绿色生活方式，如节能减排、垃圾分类等，让公众在参与中感受环境改善带来的幸福感。

3．聚焦低收入群体与性别平等。针对低收入群体，需加强政策扶持与社会保障，改善其经济条件与生活环境，同时提供心理健康服务以缓解压力。此外，推动性别平等与经济包容性，减少性别与经济不平等，政府与企业应合作制定包容性政策，为弱势群体创造更多机会，共筑公正和谐社会。