当前，我国应对人口老龄化的任务异常艰巨。党中央和国务院已将其提升至国家战略高度，先后出台了一系列旨在积极应对人口老龄化的政策，其中的《中共中央 国务院关于加强新时代老龄工作的意见》中明确将“提升老年文化体育服务质量”作为重要工作之一[1]，强调了体育活动在促进老年人健康和社会参与方面的不可或缺性。与此同时，随着数字技术的迅猛发展，互联网、云计算、人工智能等前沿科技在生产领域的渗透日益广泛，深刻改变着社会的每一个角落及人们的社会生活方式，“数字DNA”已成为现代社会不可或缺的一部分，悄然塑造着人们的思维习惯与行为模式。在此背景下，数字素养的重要性愈发凸显，其不仅是个体在数字时代获取信息、提高生活技能的关键能力，更是推动“数字体育建设工程”实施的重要动力源泉。
中国互联网络信息中心（CNNIC）发布的第54次统计数据显示[2]，截至2024年6月，我国网民规模已逼近11亿大关，尤为显著的是，在上半年新增的742万网民中，60岁及以上老年人占比为20.8%。从年龄结构分析，50~59岁和60岁及以上的网民分别占据了19%和14.3%的比例，这表明互联网正在被中老年人群所接受，并引领他们步入“数字化生存”的新时代。如果不能有效提升中老年群体的数字素养，可能会加剧其对数字化的排斥感，进而激化因数字鸿沟产生的社会矛盾。尽管已有研究性文献广泛探讨了数字健康素养[3]、互联网使用[4]、数字化生活方式[5]、智能穿戴设备[6]等多元应用场景对居民体育锻炼行为的交互作用，但对数字素养如何影响中老年人体育锻炼参与的作用机制与具体效应的研究仍处于起步阶段。相较于已有研究成果，本文的边际贡献在于：1）使用中国家庭追踪调查（CFPS）的2020年数据，从数字化操作素养、数字化职业素养、数字化社交素养、数字化信息素养4个维度，综合评估了中老年人群的数字素养水平，并探究数字素养与体育锻炼参与之间的逻辑机理；2）在探讨中老年人的数字素养影响其体育锻炼参与的总效应时，通过了内生性与稳健性检验，还进一步从地区、性别、年龄及教育水平4个方面的差异分析了中老年人的数字素养对其体育锻炼参与影响的异质性关联，这有助于更深入地理解数字素养如何影响不同特征的中老年人参与体育锻炼，可为制定差异化干预策略提供有益参考；3）本研究以家庭收入水平和主观幸福感水平为切入点，探讨了数字素养影响中老年人体育锻炼参与的作用机制，不仅丰富了数字化生活在体育锻炼领域产生影响的微观效应理论，也为相关实证研究提供了新的视角和依据。这一研究在老龄化与数字化叠加的社会背景下，为探究中老年人体育锻炼参与的影响因素及效应提供了重要补充。
1 文献综述与研究假设
1.1 数字素养相关研究
苏岚岚等国内学者基于对农户的实地调查，从数字化通用能力、数字化社交能力、数字化创意能力、数字化安全意识4个维度构建了针对农民群体的数字素养水平评估体系[9]。李睿等学者则利用中国家庭金融调查的数据，从基本素养、支付素养、借贷素养、安全素养4个层面，对居民数字素养进行了全面测评[10]。尽管当前学界在数字素养的测评方法上尚未形成统一认识，但总体认为数字素养是个体在快速变化的数字时代顺利融入并发展的基础能力。综上所述，本研究认为，从中老年人而言，数字素养是指他们在数字化生活环境中能熟练运用数字化工具，恰当地获取、整合、交流、管理及创造数字资源，形成有关数字能力的综合素养，即数字化操作素养、数字化职业素养、数字化社交素养和数字化信息素养，是中老年人在数字时代不可或缺的重要素质。
1.2 数字素养对体育锻炼参与的直接影响
在信息化向智能化时代迈进的关键时期，提升数字素养水平既可以助力居民迅速获取多元化的资源与优势，又能极大地促进其深度融入数字化生活，共享数字经济发展的累累硕果[9]。众多研究表明，数字化生活方式的兴起显著增强了居民的健身动力与参与度[11]。具体而言，智能穿戴设备[6]、运动健身类应用程序[12]及网络媒体的广泛运用[4]均能有效激发人们的健身意愿，进一步延长其健身时长，增加其健身频率。值得注意的是，相较于未接触或使用数字技术的居民，那些活跃于互联网与社交媒体平台的个体具有更高的体育活动参与度[13-14]。这一现象在老年人群中尤为明显，老年人对互联网的使用能显著促进其体育锻炼行为[15-17]。鉴于此，本研究提出假设H1：中老年人的数字素养的提升对其参与体育锻炼具有显著的正向影响。
1.3 数字素养对中老年人体育锻炼参与的间接影响
通过对相关文献的系统梳理与分析，数字素养可能通过2个机制促进中老年人的体育锻炼参与。
一是家庭收入机制。中国社会科学院信息化研究中心在《乡村振兴战略背景下中国乡村数字素养调查分析报告》中提出，数字素养与个体的收入水平存在着正向关联，即数字素养的提升往往伴随着收入水平的提高[18]。在日益数字化的生活环境中，个体数字素养的提升能有效降低信息获取的成本，促进人力、物力及社会资本的高效配置，进而可以增强个体的数字经济意识，为家庭收入的增加开辟新路径[19-21]。从社会生态学的多维度视角审视，个体的锻炼行为受年龄、教育、收入、社会地位等多重因素的交织影响，其中的家庭经济状况是关键支撑因素，与锻炼行为紧密相关[22]。特别是在农村地区，家庭收入水平的高低对老年人体育锻炼的参与度具有显著影响[23]。据此，本研究提出假设H2：数字素养水平的提升有助于增加家庭收入，进而促进中老年人的体育锻炼参与。
二是主观幸福感机制。在信息爆炸的当代社会，有效的数字化信息处理能力有助于个体减轻过度焦虑，而数字平台所构建的人际关系网络可以为个体提供情感支持。众多研究已明确证实，数字技术的广泛应用能显著提升居民的主观幸福感[24-25]。使用互联网不仅可以减少社会疏离感，还可以在无形中强化社会阶层认同，对居民的幸福感产生积极影响[26-27]。数字素养作为衡量个体在数字时代驾驭数字化工具能力的综合指标，正逐渐成为增强居民生活质量感知的关键因素[28]。数字素养高的个体会运用数字技术获取信息、交流互动，从而有利于获得更高层次的主观幸福感。马超等研究者发现，个体持续性的主观幸福感可以深化大脑的正反馈机制，进而催生出对锻炼活动的深度依恋[29]。对于中老年群体，幸福感水平的高低更是直接关乎其参与体育锻炼的感受与体验[30]。据此，本研究提出假设H3：数字素养的提升通过增强主观幸福感，进而促进中老年人参与体育锻炼。
2 数据来源与研究设计
2.1 数据来源
本研究的数据来自中国家庭追踪调查（CFPS）的微观数据，该数据库跟踪采集涵盖中国25个省（自治区、直辖市）的个人、家庭、社区3个层次的数据，可以反映中国社会、经济、人口、教育、健康的变化等情况，为探究数字素养对中老年人体育锻炼参与的影响提供了有力数据支撑。目前，2022年为该数据库的最新公开数据年份，但在数字素养维度上体现不足，2020年的数据却更全面，为了更好地测评数字素养，确保研究结论的有效性，本研究选取2020年的数据进行实证分析。根据研究对象和测量变量，将家庭代码、个人问卷和家庭问卷数据进行匹配，剔除年龄为45周岁以下和相关变量存在缺失值的样本，最终得到2 155个有效样本。
2.2 变量选取
2.2.1 被解释变量
2.2.2 核心解释变量
表1 数字素养测度指标体系 |
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使用TOPSIS熵值法进行加权计算，测评个体的数字素养水平，得分越高表明数字素养水平越高。具体步骤如下。
第一步，对各维度指标进行标准化处理（见公式〔1〕），xij表示第i个评价对象的j指标的初始数据，其中：i=1、2…m，j=1、2…n。本研究的各项测评指标均为正向指标，所以省略负向指标计算公式。
$x_{i j}^{\prime}=\frac{x_{i j}-\min \left(x_{1 j}, \cdots, x_{m j}\right)}{\max \left(x_{1 j}, \cdots, x_{m j}\right)-\min \left(x_{1 j}, \cdots, x_{m j}\right)}$
第二步，计算第j项指标的第i个评价对象的数值比重$p_{i j}$：
$p_{i j}=\frac{x_{i j}}{\sum_{i=1}^{m} x_{i j}}$
第三步，计算第j项指标的熵值ej：
$e_{j}=-k \sum_{i=1}^{m} p_{i j} \ln \left(p_{i j}\right) \text {, 其中 } k=\frac{1}{\ln (m)}$
第四步，计算差异系数：
$d_{j}=1-e_{j}$
第五步，计算各项指标权重：
$w_{j}=\frac{d_{j}}{\sum_{j=1}^{n} d_{j}}$
第六步，通过各指标权重计算综合得分：
$Z_{i}=\sum_{j=1}^{n} w_{j} x^{\prime}{ }_{x j}$
2.2.3 中介变量
本研究中的中介变量为家庭收入和主观幸福感，分别根据CFPS2020问卷中的“过去12个月总收入”和“您觉得自己有多幸福?”2个题项进行测评，其中的家庭收入水平取自然对数，主观幸福感分值为0~10分，表示从“非常不幸福”到“非常幸福”，分值越高表示幸福感程度越高。
2.2.4 控制变量
为了增加研究结果的精准性，本研究从个体特征、家庭特征和区域层面对模型进行控制。个体特征变量主要包括：年龄（被访者实际年龄的自然对数）；性别（男性=1，女性=0）；婚姻状况（有配偶=1，无配偶=0）；受教育水平（文盲/半文盲=0，小学=1，初中=2，高中〔高中/中专/技校/职高〕=3，大学及以上〔大专、大学本科、硕士、博士 〕=4）；政治面貌（是否为党员；是=1，否=0）。家庭特征变量主要包括：医疗支出（被访者家庭医疗支出的自然对数）；社会保障（是否领取养老金；是=1，否=0）。区域层面变量主要包括：城乡（城镇=1，乡村=0）；公共设施（所居住的村/小区周边教育、医疗、交通等公共设施整体情况如何，很好=1，较好=2，一般=3，较差=4，很差=5）。各变量具体统计结果见表2。
表2 变量说明与描述性统计结果 |
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2.3 模型构建
为了检验研究假设H1，使用OLS回归分析评估数字素养对中老年人体育锻炼参与的影响，具体的数学模型如下。
$S_{i}=a_{0}+a_{1} D_{i}+a_{2} C_{i}+\varepsilon$
第一步，检验数字素养能否促进中老年人体育锻炼参与，运用公式（7）运算。
第二步，检验数字素养能否促进家庭收入和主观幸福感，运用公式（8）运算，公式如下，
$M_{i}=\beta_{0}+\beta_{1} D_{i}+\beta_{2} C_{i}+\varphi$
第三步，检验家庭收入和主观幸福感的中介效应是否存在，运用公式（9）运算，公式如下，
$S_{i}=\gamma_{0}+\gamma_{1} D_{i}+\gamma_{2} M_{i}+\gamma_{3} C_{i}+\mu$
在公式（7）、公式（8）、公式（9）中，S表示被解释变量，D表示核心解释变量，C表示控制变量，M表示中介变量，a0、β0、γ0表示常数项，a1、a2、β1、β2、γ1、γ2、γ3均表示估计系数，ε、φ、μ表示随机误差项。在中介效应检验时，家庭收入和主观幸福感分别进行分析，在中介效应检验时：如果a1显著，继续进行检验；如果β1、γ2中有一个显著，则可通过Sobel检验进一步确认是否存在中介效应以及估计具体效应值；如果回归系数a1、β1、γ2都显著，且γ1也显著，则表明存在部分中介效应，如果γ1不显著，则说明存在完全中介效应。
3 实证结果与分析
3.1 基准回归分析
本研究使用OLS模型分析数字素养与中老年人体育锻炼参与之间的关系（见表3），OLS回归分析要求各变量之间不存在高度线性相关关系，否则系数估计值会产生偏差，表3中的模型④回归分析后进行多重共线性检验，结果显示VIF 均值为1.16，小于10，说明模型不存在多重共线性问题。表3中的模型②~④依次添加个体特征、家庭特征、区域层面的控制变量，回归分析结果显示，数字素养与中老年人体育锻炼参与之间存在显著正相关关系，以模型④作为基准，数字素养对中老年人体育锻炼参与的回归系数为0.430，且通过1%水平的显著性检验。模型②~④依次添加个体特征、家庭特征和区域层面的控制变量后，模型拟合优度呈现出逐步优化趋势，整体解释力进一步提高，表明数字素养对中老年人体育锻炼参与有显著正向影响。可能的解释是：从心理层面来说，中老年人掌握数字工具能增强其技术自信，进而在某种程度上促进其转化为对健康管理的主动控制感。从认知层面来说，中老年人通过互联网平台接受科学的健身指导，可以避免因错误动作导致骨骼或肌肉损伤，在一定程度上可以刺激大脑神经活动，减缓记忆力和处理速度的衰退，使老年人更易理解并执行多步骤锻炼计划。综上所述，假设H1得到验证。
表3 数字素养对中老年人体育锻炼参与的回归分析结果 |
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注：括号内数值为标准误；①、②、③分别表示在1%、5%和10%的水平显著。下表同。 |
3.2 稳健性检验
在基准回归分析时已评估数字素养对老年人体育锻炼参与的影响效应，为了解决研究结果中可能存在选择性偏差等问题，使用以下方法对基准模型进行稳健性检验，结果见表4。1）更换解释变量。不同测评方法可能会对研究结果产生不同影响，为了增强研究结果的可信度，使用主成分分析法（PCA）对数字素养重新进行测评。经检验，p=0.000，KMO=0.761，说明适合进行主成分分析。模型⑤是更换解释变量后的分析结果，数字素养影响体育锻炼参与的回归系数为0.066，且通过1%水平的显著性检验。2）更换被解释变量。在基准回归分析时，体育锻炼参与是由锻炼频率生成的虚拟变量，借鉴李伟平等[34]研究者的测评方法，将锻炼时间和频率相结合进行重新测评。模型⑥是更换被解释变量后的分析结果，数字素养影响体育锻炼参与回归系数为0.743，且通过1%水平的显著性检验。3）改变估计方法。模型⑦和模型⑧分别表示更换为Logit模型和Probit模型后的回归分析结果，2种方法的回归系数均显著为正，且通过1%水平的显著性检验。稳健性检验结果表明，无论是替换解释变量和被解释变量，还是更换估计方法，核心解释变量的回归系数均显著为正，说明数字素养水平的提升有助于促进中老年人参与体育锻炼。
表4 稳健性检验结果 |
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3.3 内生性问题处理
尽管在基准模型中控制了对中老年人体育参与可能产生混淆效应的变量，但并不能完全排除数字素养与体育锻炼参与之间存在反向因果关系，这可能会导致效应估计出现偏差。由此，本研究采用工具变量法解决可能存在的内生性问题。借鉴潘磊[6]的做法，将受访者是否进行网上购物作为工具变量（是=1，否=0），采用IV-2sls进行回归分析，检验结果见表5。表5的第一阶段检验结果显示，参与网上购物能促进个体的数字素养水平提升，且F统计量大于Stock- Yogo 在10%水平的临界值，表明通过了弱工具变量检验。可识别检验使用的Kleibergen-Paap rk LM统计量在1%水平拒绝原假设，满足了工具变量的可识别性。表5的第二阶段检验结果显示，在考虑内生性问题之后，数字素养对中老年人的体育锻炼参与的回归系数显著为正，且通过1%水平的统计检验，说明数字素养对中老年人体育锻炼参与有显著正向影响。
表5 工具变量法估计结果 |
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注：弱IV检验使用Cragg- Donald Wald F统计量，括号内数值为Stock- Yogo在10%水平的临界值;可识别检验使用Kleibergen-Paap rk LM统计量，括号内为对应统计量的p值。 |
3.4 异质性分析
表6 不同地区的年龄异质性分析结果 |
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注：中年指的是45~59岁；老年指的是60岁及以上。 |
表7 不同性别和受教育水平的异质性分析结果 |
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注：小学及以下指的是文盲/半文盲和小学；中学指的是初中和高中。 |
从不同地区分析，数字素养对提升中老年人体育锻炼参与度的作用在东部地区、中部地区和西部地区均有所体现，但东部地区的效应更为显著。可归因于东部地区由于经济发达、产业结构较为合理[35]。其中，数字技术广泛应用、人才资源充足及数字经济产业链成熟，均为该地区通过数字技术影响中老年人体育锻炼提供了有利条件。相较西部地区，数字素养对中部地区中老年人体育锻炼的促进作用更为显著。而西部地区从整体而言，其数字基础设施建设相较于东部地区和中部地区仍存在一定的滞后性。不同地区经济发展不平衡导致东西部及中西部之间在数字接入方面存在明显的差距。
从年龄角度来分析，数字素养在促进中老年人参与体育锻炼方面发挥着积极作用，但对中年人产生的影响更为显著。这可能与老年人上网设备的普及率相对较低有关[36]。相较之下，中年人由于工作、学习、社交等多方面的需求，在生活中使用网络数字设备更为频繁，数字化信息的理解、筛选和应用能力强于老年人，更容易通过数字平台获取体育锻炼相关的信息和资源，从而更有利于通过提升数字素养影响体育锻炼参与度。
从性别角度来分析，数字素养对促进不同性别的中老年人参与体育锻炼均有积极影响，但对男性的影响更为显著。中老年男性对体育锻炼的认知和态度可能更加积极，也更加注重身体健康管理，当中老年男性通过数字平台获取到体育锻炼信息时更有可能将其转化为实际行动，而中老年女性的健身意识及其转化为实际行动的能力相对较弱。
从受教育水平来分析，数字素养对中学、小学及以下学历的中老年人参与体育锻炼的影响在1%水平显著，对中学学历的中老年人的影响效应更大，而对大学及以上学历的中老年人的影响只在5%水平显著，且影响效应最小。原因可能是，中等学历是培育数字素养的学历门槛[36]。小学及以下学历的中老年人的受教育水平相对较低，可能在理解和应用数字化资源方面存在一定的局限，而大学及以上学历的中老年人通常具有较高的数字素养水平，他们可能面临更多的职业压力，这些因素会影响中老年人参与体育锻炼的积极性和时间分配。此外，在经济较发达的地区，个体所能接受到的教育水平更高和技能发展得更好，对数字技术的应用能力更高、适应性更强[37]。这进一步解释了数字素养对不同学历中老年人参与体育锻炼产生影响的差异。
3.5 机制检验
3.5.1 家庭收入的中介效应
从表8的家庭收入中介效应检验结果可知：在模型14的计算结果中，a1为0.430，且在1%水平显著；在模型15和模型16 的计算结果中， β1和 γ2分别为0.494和0.047，均通过了1%水平的显著性检验，且 的效应值小于 。以上说明家庭收入在数字素养影响中老年人体育锻炼参与时存在部分中介效应。 为了研究结果的稳健性，替换核心解释变量再次进行检验，模型15与模型14得出的基本结论一致。原因可能是，数字素养较高的中老年人能更有效地运用数字技术平台，涉足投资、理财等领域，进而可以提高家庭收入水平。同时，他们还能通过在线比价和合理使用理财工具减少不必要的支出，从而间接增加可支配收入，这部分中老年人更倾向于投资健康，如选择付费的健身场所（如健身房、游泳池）、购买智能穿戴装备（如运动手环）及健康监测服务，以此增强锻炼的便捷性和持续性。因此，数字素养可以通过提高家庭收入水平间接影响中老年人参与体育锻炼，假设H2得到验证。
表8 家庭收入的中介效应检验结果 |
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3.5.2 主观幸福感中介效应
从表9的主观幸福感中介效应检验结果可知：在模型 21的计算结果中，数字素养对主观幸福感产生影响的估计系数（β1）为0.768，通过1%水平的显著性检验；在模型 22的计算结果中，主观幸福感对体育锻炼参与产生影响的估计系数（γ2）为0.009，在10%水平显著，并且γ1<a1。以上表明主观幸福感在数字素养影响中老年人体育锻炼参与时存在部分中介效应，并且替换核心解释变量后得出的基本结论仍然一致。 可能的原因是：一方面，中老年人通过数字技能的学习与应用能增强自信心和成就感，形成积极的心理暗示，进而可以促使其更加主动地参与健康管理；另一方面，幸福感水平较高的个体更倾向于通过规律的运动来维持自身的健康状态，形成“幸福-健康”正向循环。因此，数字素养水平提升能增强主观幸福感，进而可以影响个体参与体育锻炼，假设H3得到验证。
表9 主观幸福感的中介效应检验结果 |
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4 结论与建议
4.1 结论
本研究使用中国家庭追踪调查（CFPS）的2020年微观数据，通过TOPSIS熵值法构建了中老年人数字素养测评指标体系，分析了数字素养对中老人体育锻炼参与的影响。得出主要结论：1）数字素养与中老年人体育锻炼参与显著正相关，即数字素养水平提升能促进中老年人体育锻炼参与。通过更换解释变量、更换被解释变量、改变估计方法、进行稳健性检验及处理内生性问题后，研究结论依旧保持稳健。2）异质性分析结果表明，数字素养对中老年人参与体育锻炼具有不同程度的显著影响，具体表现为：东部地区比中西部地区更明显，中年人比老年人更明显，中老年男性比中老年女性更明显，中学学历中老年人比大学及以上学历中老年人和小学及以下学历中老年人更明显。3）机制检验结果显示，家庭收入和主观幸福感是数字素养对中老年人体育锻炼参与潜在的影响机制。
4.2 建议
1）加强居民数字素养教育，鼓励中老年人积极参与。一是开设专项培训课程。我国政府和社区应组织面向中老年人的数字素养培训课程，内容涵盖智能手机使用、互联网搜索、社交媒体应用、健康监测APP操作等。二是以线上与线下结合的方式开展课程培训。鉴于有些中老年人可能出行不便，培训课程应线上与线下相结合，既提供面对面的教学指导，也提供线上视频教程和远程协助。三是鼓励家庭代际学习。鼓励家庭成员中的低龄者与年长者共同学习，通过“数字代际反哺”的方式促进中老年人提升数字素养。
2）营造老年友好型数字生态环境，优化数字体育资源与服务。一是我国政府应通过出台相关政策，鼓励企业和社会组织开发适合中老年人的数字体育产品和服务。二是建立数字体育社区。搭建中老年人数字体育社区，提供交流、分享和互助的平台，促进中老年人之间的社交互动和共同学习。三是企业或科研机构研发和推广适老化数字体育应用。根据中老年人的特点和需求，创新易于操作、功能实用的数字体育应用服务，如健身指导、运动数据监测、健康咨询等。
3）完善数字体育基础设施，组织开展数字体育活动。一方面，加强公共场所数字体育设施建设。在公园、社区等公共场所设置智能健身器材和显示屏，方便中老年人进行锻炼，并可以实时查看运动数据。同时，扩大网络覆盖面和提高服务质量，优化网络基础设施，确保中老年人能便捷地访问互联网和使用数字体育资源。另一方面，组织开展数字体育活动。我国政府和社区应定期举办中老年人数字体育活动，如线上运动会、健康讲座等，促进中老年人之间的交流和学习。通过树立中老年人数字体育参与的榜样，激励更多人积极参与。同时，可以通过设置奖励机制增强其参与的动力，如运动积分兑换礼品等。
