朋辈亦可亲： 数字鸿沟中社会支持对老年人主观幸福感的影响

法 国 哲 学 家 西 蒙 · 德 · 波 娃 （Simone de Beauvoir）在《论老年》（1979/2020：293）中写道：“在所有当代的现象中，最没有争议、最确定也是最容易提前预见的，而且说不定后果最严重的，就是人口老龄化。”截至2022年6月，中国60岁及以上人口达2.67亿人，占总人口的18.9%，中国正式迈入“老龄社会”。与此同时，老年群体多次成为增幅最大的网民群体（CNNIC，2022）。在老龄化和数字化并行、挑战与机遇并存的境况下，如何推动积极老龄化，提升老年人的生活质量和幸福感，已上升为国家层面的重要议题（人民网，2022）。

然而，当新媒体技术采纳和使用逐渐成为老年人日常生活的重要维度，一个不容忽视的事实是，老年人在技术接入、使用和数字素养层面依然面临挑战，甚至身陷数字鸿沟，经常处于亟需社会支持的境况（贺建平，黄肖肖，2020a）。社会支持指人们从社会网络中得到的他人给予的精神及物质援助（High & Solomon，2011），它既能为个体的主观幸福感提供直接增益，也能缓冲个体对压力事件的消极认知，进而影响其身心健康（丁百仁，王毅杰，2020），同时对弥合老年数字鸿沟具有重要意义（黄晨熹，2020）。

在传播学界，虽然对传统媒体使用和主观幸福感之间关系的讨论颇多（王辉，金兼斌，2019），但新媒体使用过程中的老年人群主观幸福感研究还有待推进（周裕琼，2015）。具体到老年数字鸿沟语境，相关研究多聚焦数字反哺，探究年轻世代对年长世代的技术教辅（Correa，2014），关注老年人获得的信息支持和工具性支持，却较为忽视其他类型的社会支持，比如情感支持。此外，数字反哺仅强调家庭内部自下而上的教辅行为，家庭外部社会关系以及同辈的支持行为则处于研究的边缘地带；但现代老年人拥有多样化的社交圈层，他们从不同社交圈层获得的社会支持及其对主观幸福感的作用机制也许不尽相同（张大伟，谢兴政，2022）。

为弥补现存研究的空白，本研究立足实证调研，从社会支持的理论视角出发，结合数字鸿沟的三个维度，考察老年人在数字接入沟、使用沟、素养沟的弥合过程中，从伴侣等同辈亲属、子女等晚辈亲属、朋友及社区获得的信息支持、情感支持和工具性支持频率；同时，基于社会支持的“缓冲器”模型（buffering effect model of social support，Cohen & Wills，1985），本研究还将探索老年人从不同社会圈层获得的社会支持频率对其主观幸福感的直接作用路径和以感知效能为中介的间接作用路径，为健康老龄化提供理论指导。

（一）数字鸿沟与数字反哺

中国老龄化进程和数字化浪潮的交织汇聚，使老年人群的“触网”成为可能。不过，与玩转新媒体的年轻人不同，老年人群作为数字弱势群体，不但在接入新媒体技术的过程中尚存波折，也缺乏运用新媒体技术的技能和素养，由此引发了有关老年数字鸿沟的广泛讨论（刘海明，马晓晴，2021；周裕琼，丁海琼，2020）。

数字鸿沟指不同社会群体或地区间信息传播技术接入、使用和素养水平的差距（韦路，张明新，2006），可被划分为接入沟、使用沟和素养沟；接入沟强调数字技术的可及性，使用沟侧重人们在技术使用上的差异，素养沟则体现在人们对数字信息的选择、理解、整合和批判的综合能力上（周裕琼，林枫，2018）。以往受到较多关注的数字鸿沟研究，如城乡居民之间、残疾人与健全人之间、老年人群与年轻人群之间的数字鸿沟（即老年数字鸿沟），大多根据居住地区、健康状况、年龄等人口统计学要素而对不同社会群体进行比较，考察相应数字鸿沟的概念界定、产生机制、后续影响和弥合措施（闫慧，张钰浩，韩蕾倩，2021）。

老年数字鸿沟细化了数字鸿沟的上述三个维度，聚焦老年人群与其他年龄段人群在数字媒体采纳比率、使用程度以及借助数字媒体获取知识水平等方面的差异（周裕琼，2018）。老年数字鸿沟还可被理解为传统代沟在数字时代的延伸，由此也被称为数字代沟（周裕琼，丁海琼，2020）。先前研究指出，数字鸿沟普遍存在于中观的社会层面和微观的家庭层面（刘翠霞，2021；潘曙雅，邱月玲，2021；朱秀凌，2015）。具体而言，在接入沟上，老年人的数字设备和社交媒体采纳率远低于其晚辈；在使用沟上，老年人的新媒体使用时长、使用功能、好友数量均显著少于晚辈；老年人也更易被虚假信息迷惑，数字素养明显低于晚辈（林枫，周裕琼，李博，2017）。可见，相比于其他类型的数字鸿沟，老年数字鸿沟研究更关注个体的生命阶段特征和关系网络，着重比对老年人与其晚辈的新媒体实践。

除了识别不同世代在新媒体环境的不同表现，老年数字鸿沟研究的终极目标更在于弥合前述沟壑和提升老年人福祉（周裕琼，林枫，2018）。基于家庭关系与代际互动的丰富意涵，周晓虹（2011）指出，现代化进程催生了反向代际传承模式，原先的被教化者（即晚辈）凭借对新技术和新观念的掌握，转而援助和教育起长辈；周裕琼（2015）将这一文化反哺模式引入数字鸿沟研究，率先提出“数字反哺”概念及其三大维度，即数字接入反哺、数字技能反哺、数字素养反哺，用以强调年轻世代对年长世代在数字媒体技能、知识、流行文化和价值观上的教辅行为。此后的数字反哺研究多关注家庭场域中不同代际的教辅互动，以及这些互动对老人生活质量和社会发展的积极意义。与之相应地，虽有研究从政策设计角度出发，提及老年人群依托于同伴和社区的数字媒体实践（孙静，2021），但这些讨论尚未探究不同社交圈层（如同辈亲属、朋友、社区）在老年数字鸿沟弥合过程中发挥的作用。老年人群与其他社交圈层的互助互动确实存在，却似乎成为代际间数字反哺的注脚。

本文认为，即便老年人群逐渐脱离社会劳动，社交关系网络的重心转向家庭，但他们依然能够自主参与社会交往，与朋友和邻里形成较为紧密的交际圈子。因而，本文以老年数字鸿沟为背景，考察老年人群从不同社交圈层中获得社会支持的类型和频率之异同，以及这些社会支持对老年人主观幸福感的作用路径。

（二）老年人的社会支持

社会支持作为个体在社会互动中获得的他人援助，根据功能差异被划分为不同类型，如信息支持、情感支持、工具性支持、社会网络支持、满足自尊支持等（Cutrona & Suhr，1992；Xu & Burleson，2001），并且以前三类最为普遍（Ke，Liu & Li，2010）。信息支持主要指个体获得的他人建议、意见、指导等有用信息；情感支持指个体获得的同情、理解和关心，是一种情感上的安慰和依靠；工具性支持指个体从他人处获得的实物和劳力援助，比如金钱和物资。社会支持研究表明，各类社会交往主体可以协同合作，形成社会支持网络（邢采等，2017）。例如，Putnam（2000：22） 根据社会资本特性区分出黏连社会资本和桥接社会资本，分别强调基于亲友等强关系和基于松散的弱关系来获取社会资源（Vitak & llison，2013）；受此启发，一些研究考察了个体如何从强弱关系中获得社会支持（潘文静，刘迪一，2021），具体来说，伴侣、子女、亲朋好友以及更为疏远的社会成员均能为人们提供社会支持（陶裕春，申昱，2014）。针对老年人群的层级补偿模式（hierarchical compensatory model）也指出，家庭（特别是配偶和子女）照料是老年人社会支持的首要来源，朋友和邻里其次，社会化照料居于最末（Cantor & Little，1985）。

对比数字鸿沟研究和社会支持研究，可以发现，在数字鸿沟和数字反哺研究中，其他群体对老年人的教辅行为主要体现在数字接入、技能和素养等方面，涵盖面向老年人的器物传递、技术传递、价值观传递等（安利利，王兆鑫，2020）；与之相比，社会支持的类型更为多样。因此，在本文中，其他群体对老年人的教辅行为不完全等同于社会支持，主要指老年人在弥合数字鸿沟情境下获得的信息支持和工具性支持。总体而言，现有老年数字鸿沟研究偏重信息支持和工具性支持（如老年人获得的设备、软件等技术接入），相对忽略情感支持这一同样重要的社会支持。

另外，数字反哺研究具有单向性，仅聚焦家庭内部自下而上的代际支持，较少研究老年人从家庭其他成员以及家庭外部社会关系处获得的支持。而社会支持涵盖更为多样的交往关系和互动主体，具体而言，在弥合数字鸿沟过程中，老年人获得的社会支持既可能来自家中晚辈，是自下而上的，也可能来自同龄亲友，是同辈之间的。大量研究证实，这些家庭内部支持与老年人的心理健康和幸福感密切相关（Francis，Kadylak，Makki，Rikard & Cotten，2018）。同时，在交流日趋外化的现代社会，家庭外部的社会支持系统不可或缺。例如，朋友能够给予老年人情感支持，社区则发挥社会支持平台的作用，均有助于改善老年人的心理状况（李长文，2022）。鉴于上述研究，有理由推测，在老年人采纳和使用新媒体技术的过程中，除了数字反哺研究最常讨论的晚辈亲属之外，他们还可能从配偶等同辈亲属、朋友和社区处获得社会支持。

因此，本研究结合以上理论视角，基于社会支持类型和社交圈层的差异，首先考察老年人在数字鸿沟弥合过程中获得的社会支持频率，然后探讨社会支持频率对老年人主观幸福感的影响。由于相关研究较为缺乏，本文提出以下研究问题：

RQ1：在弥合数字鸿沟（接入沟、使用沟、素养沟）的过程中，老年人从各社交圈层（同辈亲属、晚辈亲属、朋友、社区）中获得的社会支持（信息支持、情感支持、工具性支持）频率有何异同？

（三）社会支持的作用机制

主观幸福感指个体对其生活质量的整体评价，包括正向情绪的出现、负向情绪的消失和对自身生活的满意程度（Diener，2000）。对于老年人来说，主观幸福感是衡量其心理健康水平和个人生活质量的重要指标，主观幸福感缺失会阻碍他们的社会融入（贺建平，黄肖肖，2020b），不利于健康老龄化。在影响老年人主观幸福感的众多因素中，社会支持具有不可替代的意义。社会支持的主效应模型认为，社会支持能为个体的生活评价和心理感知直接提供增益。既往研究亦表明，社会支持频率是老年人幸福感的关键影响因素（Czaja，Moxley & Rogers，2021）。当以智能手机为代表的数字媒体技术深度渗透进人们的日常生活，老年人群的采纳和使用却往往不会一帆风顺，也不是一劳永逸的（贺建平，黄肖肖，2020b），本文认为，在这一过程中，足够的社会支持能够直接提升老年人的主观幸福感。

在众多交往对象中，配偶、兄弟、姐妹等同辈亲属是老年人群的核心照料者和陪伴者（孙薇薇，石丹妮，2020；张义祯，2010）。来自配偶的社会支持能够满足老人的生活照料需求和亲密关系需求，进而减轻他们的抑郁症状、提升幸福感（方黎明，2016；Gariepy，Honkaniemi & Quesnel-Vallee，2016）。此外，来自兄弟姐妹的社会支持对农村老年妇女的主观幸福感也具有重要影响（张义祯，2010）。据此，提出以下假设：

H1a：在数字鸿沟的弥合过程中，老年人从同辈亲属处获得社会支持的频率与其主观幸福感成正相关。

同属于家庭成员，子女和孙辈也是老年人社会支持的重要来源。子女提供的经济支持、工具性支持和情感支持均可提高老人的生活质量和幸福感，而与孙辈同住的老年人群也可能拥有更高水平的生活满意度（Mao & Han，2018；Wu，2021）。同时，受孝道文化的影响，晚辈提供社会支持还被视为一种孝顺行为，来自晚辈的各类支持也就被视为长者养育后代的回报，能够提升老年人的满足感和幸福感（唐金泉，2016）。据此，提出假设：

H1b：在数字鸿沟的弥合过程中，老年人从晚辈亲属处获得社会支持的频率与其主观幸福感成正相关。

朋友支持亦是老年人社会支持的重要维度。就提升老年人的生活质量而言，老年人从朋友身上获得的情感支持和从子女身上获得的实物支持同样具有显著效果（韦璞，2010）。Li、Ji和Chen（2014）发现，朋友支持能够增强老年人在生活中的积极情绪。Werner-Seidler等学者（2017）则认为，家庭关系对儿童和青少年更为重要，而友谊网络更能保护老年人免遭抑郁、增进幸福感。因此，提出假设：

H1c：在数字鸿沟的弥合过程中，老年人从朋友处获得社会支持的频率与其主观幸福感成正相关。

中国老年人偏好居家养老和社区养老（中国政府网，2022），因此，社区是老年人赖以生活的重要环境和基本社会单元。通过享受社区便民服务和参与相关活动，老年人能够从中获得一定的社会支持，进而扩大交往范围、提升生活能力和生活质量（王康康，李旻，2023）。已有研究还发现，老年人参加社区或村委会组织活动的频率越高，其心理健康水平越高（孙薇薇，石丹妮，2020）。因此，提出假设：

H1d：在数字鸿沟的弥合过程中，老年人从社区获得社会支持的频率与其主观幸福感成正相关。

社会支持的“缓冲器”模型则呈现了社会支持对个体心理的另一条影响路径。该模型认为社会支持可以帮助人们缓冲压力事件对身心状况造成的消极影响，进而提升个体的身心健康水平（Cohen & Wills，1985）。具体来说，社会支持虽不会改变压力事件本身，但能调节人们对于压力事件和自身状况的判断，由此提供保护。因此，社会支持除了直接影响老年人的主观幸福感，还能通过个体认知间接影响主观幸福感。作为一类评估认知，感知效能主要指个体对于所推荐的威胁应对措施是否有效的主观判断（反应效能）以及个体对自身能否实践推荐措施的信念（自我效能）（Witte，1992），与主观幸福感的关系密切（Zambianchi & Ricci Bitti，2014）。研究发现，在社会支持的缓冲过程中，感知效能的中介效应是一个重要机制（Cutrona & Troutman，1986）。

老年人作为数字移民，常常缺乏使用数字技术的动力和成就感，其感知效能也大打折扣（田丰，郭冉，张书琬，2022：132）。而有效的社会支持或可提高老年人融入数字社会的感知效能，进而增强其主观幸福感。即便“缓冲器”模型尚未应用于国内的老年数字鸿沟研究中，但其在相关领域的适用性已得到证实。针对新手母亲和癌症患者的研究发现，社会支持能够提高个体的感知效能，从而减缓抑郁症状、增强韧性（Cutrona & Troutman，1986；Yin et al.，2022）。因此，本文基于社会支持的“缓冲器”模型，结合前述四种社会支持来源，试图探索社会支持通过感知效能作用于老年人主观幸福感的路径，提出以下假设。本文的理论假设和研究模型如图1所示。

H2a：在数字鸿沟的弥合过程中，老年人感知效能在其从同辈亲属处获得社会支持的频率与主观幸福感之间发挥显著的中介效应。

H2b：在数字鸿沟的弥合过程中，老年人感知效能在其从晚辈亲属处获得社会支持的频率与主观幸福感之间发挥显著的中介效应。

H2c：在数字鸿沟的弥合过程中，老年人感知效能在其从朋友处获得社会支持的频率与主观幸福感之间发挥显著的中介效应。

H2d：在数字鸿沟的弥合过程中，老年人感知效能在其从社区获得社会支持的频率与主观幸福感之间发挥显著的中介效应。

（一）研究对象与数据收集

本研究采用问卷调查法。调查于2022年5-6月开展，以60岁及以上的智能手机用户为调查对象，通过两所国内综合性大学的学生邀请其家中符合条件的老人，以自填或晚辈代填的方式完成问卷。为保证问卷数据的可靠性，本研究剔除了未通过注意力检查和填写用时不足5分钟的问卷，最终收集有效问卷389份。女性占比61.2%（n=238），男性占比38.8%（n=151)；60~69岁的低龄老人占比48.8%，70~79岁的中龄老人占比44.5%，80岁及以上的高龄老人占比6.7%，平均年龄为69.73岁。受访者的人口特征具体如表1所示。

（二）研究变量的操作化与测量

1.主观幸福感

本研究的因变量为老年人的主观幸福感。此概念的测量改编自贺建平和黄肖肖（2020b）对老年人智能手机使用与幸福感关系的研究，包含3个题项：（1）学会使用智能手机让我感到自信；（2）我对能够通过智能手机了解新事物而感到满意；（3）学会使用智能手机改善了我的生活状态。以上问题采用李克特五级量表进行测量，1=非常不同意，5=非常同意，得分越高表示主观幸福感越强（M=3.93，SD=0.58）。

2.弥合老年数字鸿沟过程中的社会支持

自变量为老年人在采纳和使用智能手机的过程中，从同辈亲属、晚辈亲属、朋友以及社区获得社会支持的频率。根据不同类型社会支持的常用划分和数字鸿沟理论，本文改编了既有社会支持量表（Xu & Burleson，2001）。鉴于本文调查对象均为智能手机用户，接入沟弥合过程中的测量主要针对虚拟应用程序而非移动设备，信息支持的具体题项是“同辈亲属/晚辈亲属/朋友/社区会告诉我如何下载手机应用程序”；情感支持由“当我不太会下载手机应用程序时，同辈亲属/晚辈亲属/朋友/社区会表示理解”和“同辈亲属/晚辈亲属/朋友/社区会鼓励我尝试下载各种手机应用程序”测量；工具性支持由“同辈亲属/晚辈亲属/朋友/社区会替我在手机上下载应用程序”测量。弥合使用沟过程中的信息支持由“同辈亲属/晚辈亲属/朋友/社区会告诉我如何使用手机的各种功能”测量；情感支持由“当我不太会使用某些手机功能时，同辈亲属/晚辈亲属/朋友/社区会表示理解”和“同辈亲属/晚辈亲属/朋友/社区会鼓励我使用手机的各种功能”测量；工具性支持由“当我不太会使用某些手机功能时，同辈亲属/晚辈亲属/朋友/社区会直接替我操作”测量。弥合素养沟过程中的信息支持由“同辈亲属/晚辈亲属/朋友/社区会告诉我区分网络消息真假的标准（比如说法前后矛盾）”测量；情感支持由“当我不太能区分网络消息真假时，同辈亲属/晚辈亲属/朋友/社区会表示理解”和“同辈亲属/晚辈亲属/朋友/社区会鼓励我去区分网络消息的真假”测量；工具性支持由“同辈亲属/晚辈亲属/朋友/社区会直接向我指出哪条网络消息是假的”测量。问卷采用李克特五级量表，1=从不，5=总是，得分越高表示获得的社会支持频率越高，获得的各类型社会支持频率均值和标准差如表2所示。

3.感知效能

中介变量为老年人使用智能手机的感知效能。此概念的测量改编自周裕琼与丁海琼（2020）的数字反哺研究，包含5个题项：（1）我老了，没精力去尝试智能手机的新功能；（2）智能手机的一些新功能，我想学也学不会；（3）智能手机的一些新功能，我学会了也没啥用；（4）我现在的生活就很好，不需要使用智能手机的新功能；（5）反正有人会帮我弄好，我不会使用智能手机也没关系。以上问题采用李克特五级量表进行测量，1=非常不同意，5=非常同意。本量表为5道反向计分的题目，重新赋值后，受访者在这些题目上得分越高，则表示其对手机使用的感知效能越高（M=2.86，SD=0.88）。

（一）单因素方差分析

本文研究问题主要考察：在三道数字鸿沟的弥合过程中，老年人从各社交圈层获得的信息、情感和工具性社会支持频率有何异同。首先，采用配对样本T检验比较老年人在弥合三道数字鸿沟时从不同社交圈层获得的社会支持频率差异。由于共涉及18组两两比较，邦费罗尼校正（bonferroni correction）被用来控制多重比较谬误（Keppel & Wickens，2004：117-118）。p值被校正为0.05/18，即以0.003为显著性标准；因此，p值大于0.003的比较结果会被认定为差异不显著。除了老年人在弥合使用沟时从同辈亲属和社区获得的社会支持频率（p同辈-社区使用沟=0.041），以及在弥合素养沟时从同辈亲属、朋友和社区获得社会支持频率的两两比较不存在显著差异（p同辈-朋友素养沟=0.839，p同辈-社区素养沟=0.016，p朋友-社区素养沟=0.003），其余结果均为显著（ps<0.001）。总体而言，在弥合接入、使用和素质这三道数字沟的过程中，老年人最为频繁地从晚辈亲属（M接入沟=3.89，SD接入沟=0.80；M使用沟=4.02，SD使用沟=0.76；M素养沟=3.88，SD素养沟=0.85）获得社会支持，同辈亲属（M接入沟=2.77，SD接入沟=0.98；M使用沟=3.01，SD使用沟=1.01；M素养沟=2.97，SD素养沟=1.09）和朋友（M接入沟=2.70，SD接入沟=0.91；M使用沟=2.91，SD使用沟=0.94；M素养沟=2.98，SD素养沟=1.00）次之，从社区（M接入沟=2.51，SD接入沟=1.00；M使用沟=2.69，SD使用沟=0.99；M素养沟=2.83，SD素养沟=1.14）获得的社会支持最少（见图2）。

其次，本研究还考察了老年人从各社交圈层获得信息、情感和工具性支持的差别。同样采用配对样本T检验和p=0.003的显著性标准，结果显示老年人从各社交圈层获得各类支持的频率存在显著差异。除了从同辈亲属和朋友获得的信息支持（p同辈-朋友信息支持=0.603）、情感支持（p同辈-朋友情感支持=0.147）、工具性支持（p同辈-朋友工具性支持=0.034），以及从同辈亲属与社区获得的工具性支持（p同辈-社区工具性支持=0.025）、从朋友与社区获得的工具性支持（p朋友-社区工具性支持=0.569）差异不显著，其它两两比较均显著，ps<0.001。总体而言，从晚辈亲属（M信息支持=3.83，SD信息支持=0.86；M情感支持=3.94，SD情感支持=0.74；M工具性支持=4.00，SD工具性支持=0.85）获得信息支持、情感支持和工具性支持的频率都显著多于从同辈亲属（M信息支持=2.60，SD信息支持=1.08；M情感支持=3.24，SD情感支持=0.92；M工具性支持=2.60，SD工具性支持=1.12）、朋友（M信息支持=2.63，SD信息支持=1.01；M情感支持=3.17，SD情感支持=0.89；M工具性支持=2.48，SD工具性支持=1.02）和社区（M信息支持=2.44，SD信息支持=1.05；M情感支持=2.90，SD情感支持=1.01；M工具性支持=2.45，SD工具性支持=1.07）获得的同类型社会支持（见图3）。研究还发现，老年人从同辈亲属、朋友和社区获得情感支持的频率显著高于获得信息支持和工具性支持的频率，ps<0.001。另外，老年人从晚辈亲属同时获得高频率的情感支持和工具性支持，并且这两者频率显著高于其获得信息支持的频率，ps<0.001。

（二）结构方程模型

为验证本文的两个基本假设，本研究采用了结构方程模型（SEM）分析，先检验社会支持的测量模型，再评估结构模型。该部分统计分析用AMOS24.0完成。

1.测量模型的信度和效度

本研究先采用验证式因子分析（confirmatory factor analysis，CFA）评估社会支持、感知效能和主观幸福感的测量模型，测量模型采用最大似然估计法。其中，同辈亲属支持、晚辈亲属支持、朋友支持和社区支持四个潜变量各下设12个题项。为了精简模型，根据现有社会支持理论和数字鸿沟理论对题项按照内部一致性法进行打包（item parceling），即将某一维度的所有题项聚合后计算平均值（王阳，温忠麟，李伟，方杰，2022；Matsunaga，2008）。简化后每个潜变量下设三个指标，即弥合接入沟过程中获得的社会支持（PS1、YS1、FS1和CS1）、弥合使用沟过程中获得的社会支持（PS2、YS2、FS2和CS2）和弥合素养沟过程中获得的社会支持（PS3、YS3、FS3和CS3）。

根据信度与聚合度标准要求，标准化因子载荷量应大于0.50，合成信度（composite reliability）的标准为0.60以上，平均方差抽取量（average varianceextracted）至少应达到0.50（Hair，Black，Babin & Anderson，2020：634）。数据显示，所有因子载荷量在0.55及以上；所有构念的克朗巴哈α系数（cronbach’s α）在0.76-0.93之间，合成信度（CR）在0.76-0.92之间，平均方差抽取量（AVE）在0.52-0.80之间，所有参数均符合标准，证明社会支持各潜变量具有较好的信度和聚合效度（见表3）；在区分效度上，各潜变量的AVE平方根数值均大于其与其它潜变量之间的相关性，证明各潜变量有较好的区分效度（见表4）。

测 量 模 型 的 整 体 拟 合 度 主 要 标 准 包 括 ：χ²/ d f 的 可 接 受 范 围 为 1 - 3 ，RMR<0.08，RMSEA<0.08，GFI>0.9，NFI>0.9，TLI>0.9，CFI>0.9（Bollen& Stine，1992）。社会支持的原始测量模型中部分拟合度数值未达标准（χ ²/df为4.86，RMR=0.06，GFI=0.90，RMSEA=0.10，NFI=0.94，TLI=0.93，CFI=0.95），需进行修正。根据模型修正指标MI，关联了模型中各社交圈层关于素养沟的社会支持变量误差，模型拟合度显著提高，χ²值为88.94，自由度为42，χ²/df为2.12，RMR=0.04，GFI=0.96，RMSEA=0.05，NFI=0.98，TLI=0.98，CFI=0.99，达到标准。感知效能的整体拟合度达标，χ²/df为1.38，RMR=0.01，GFI=0.996，RMSEA=0.03，NFI=0.995，TLI=0.995，CFI=0.999。主观幸福感为饱和模型，故不衡量其整体拟合度。

2.结构模型与假设检验

在测量模型达到拟合度标准的基础上，本研究建立了结构方程模型，检验社会支持、感知效能和主观幸福感之间的相关路径。χ² 值为202.54，自由度为147，χ²/df为1.38，在允许范围之内。RMR=0.03，GFI=0.95，RMSEA=0.03，NFI=0.96，TLI=0.99，CFI=0.99，初始模型拟合度达到了相关标准，接受该结构模型。

H1a-H1d检验数字鸿沟弥合过程中社会支持对主观幸福感的主效应。结果显示，从晚辈亲属（b=0.22，p<0.001）和朋友（b=0.19，p=0.029）获得的社会支持频率会直接影响老年人的主观幸福感。同辈亲属（b=-0.03，p=0.650）和社区支持（b=-0.10，p=0.147）的影响均不显著。所以H1a和H1d不成立，H1b和H1c成立。

H2a-H2d检验老年人感知效能在社会支持频率和主观幸福感之间的中介作用。结构方程模型结果显示，朋友支持频率显著影响老年人的感知效能（b=0.29，p<0.001），感知效能进而正向影响老年人的主观幸福感（b=0.41，p<0.001）。为进一步检验中介效应，采用Process宏置信区间进行Bootstrapping分析（Hayes，2013：105）。基于PROCESS模型4的5000次重复抽样，结果显示，感知效能在朋友支持和老年人主观幸福感之间的中介效应值为0.02，置信区间为[0.0046，0.0430]，不包括零，因此中介效应成立。而同辈亲属（b=-0.02，p=0.762）、晚辈亲属（b=-0.08，p=0.210）和社区支持（b=-0.11，p=0.120）未显著影响老年人的感知效能，故不作中介效应分析。H2a、H2b和H2d不成立，H2c成立。结构方程模型如图4所示。