李琬 張國勝 楊明洪

摘要：基于中國綜合社會調(diào)查的微觀數(shù)據(jù)，采用OLogit模型考察互聯(lián)網(wǎng)使用對社會公平感的影響。研究發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)使用并未促進社會公平感，反而導致社會公平感提升一個或一個等級以上的概率下降約14.41%。這一結(jié)果在利用工具變量法、處理效應模型克服內(nèi)生性和樣本選擇偏誤后仍然穩(wěn)健。異質(zhì)性分析結(jié)果表明，互聯(lián)網(wǎng)使用對社會公平感的負面影響在男性和沒有大學學歷群體中更為明顯，而在是否從事非農(nóng)工作群體之間沒有表現(xiàn)出明顯差異。機制檢驗結(jié)果表明，互聯(lián)網(wǎng)使用通過提升相對收入不公平感和抑制階層流動感降低社會公平感。此外，閑暇互聯(lián)網(wǎng)使用偏好對社會公平感的作用效果也有所區(qū)別。因此，應從提高個體互聯(lián)網(wǎng)使用技能并借助互聯(lián)網(wǎng)技術拓寬增收渠道、用制度調(diào)節(jié)和規(guī)范資源分配以保障階層向上流動渠道暢通、鼓勵個體廣泛參與線上學習提高人力資本、加強社會輿情引導等方面努力，以實現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)使用對社會公平感的促進作用。

關鍵詞：互聯(lián)網(wǎng)使用；社會公平感；相對收入；階層流動；共同富裕

文獻標識碼：A文章編號：100228482023（04）004514

一、問題提出

在過去的二十余年里，互聯(lián)網(wǎng)的普及和應用場景的多元化使中國網(wǎng)民人數(shù)增長迅速，中國互聯(lián)網(wǎng)絡信息中心（CNNIC）發(fā)布的第51次《中國互聯(lián)網(wǎng)絡發(fā)展狀況統(tǒng)計報告》顯示，截至2022年12月，中國網(wǎng)民規(guī)模達10.67億人，互聯(lián)網(wǎng)普及率為75.6%。這意味著以信息通信技術（ICT）和數(shù)據(jù)要素為驅(qū)動力的互聯(lián)網(wǎng)正與社會生產(chǎn)生活的各方面深刻交融，對中國居民的影響范圍不斷擴大，影響程度也持續(xù)加深，極大地改變了人們的生活方式和觀念，并對公眾的社會公平意識產(chǎn)生深遠影響。長期以來，社會公平是人們不斷追求并渴望達成的目標，也是“十四五”規(guī)劃中共享發(fā)展成果、推動實現(xiàn)共同富裕原則所強調(diào)的價值內(nèi)核。如果能夠證實互聯(lián)網(wǎng)使用有利于提升公眾的社會公平感，并明確其作用機制，那么對該問題的研究將為中國實現(xiàn)更高程度的社會公平提供新的思路。

社會公平是指社會資源的合理分配，是包括經(jīng)濟、政治、社會、規(guī)則等多領域的公平［1］。社會公平感是一個相對概念，是個體基于自我感知對社會資源分配正當性做出的主觀評價。改革開放以來，中國社會公平狀況歷經(jīng)多次轉(zhuǎn)折，從“世界上平等社會的樣板”成為“世界上不平等的社會之一”［2］，而后又整體朝良性方向變化［3］，出現(xiàn)了一個攀升再下降的過程。然而自1994年開始，中國基尼系數(shù)一直在0.4～0.5之間徘徊，在此期間盡管略有回落，但始終維持在國際公認的0.4警戒線以上

根據(jù)國家統(tǒng)計局公布的基尼系數(shù)整理。。發(fā)生如此深刻變動的原因在于，在經(jīng)濟或財富實現(xiàn)巨大增長的同時，大量社會資源和機會并未在不同社會成員和社會群體之間相對均衡地分配［3］。在此背景下，互聯(lián)網(wǎng)使用會改善這種不公平的境況，提升公眾的社會公平感嗎？

從互聯(lián)網(wǎng)作為傳播媒介的角度看，受自身經(jīng)驗和認知的局限，公眾對社會公平感的主觀評價不可避免地受到大眾媒體的建構，這種影響在以互聯(lián)網(wǎng)為代表的新媒體出現(xiàn)后被不斷放大和加深［4］。與單向輸出且具有一定程度時滯性特征的傳統(tǒng)媒體不同的是，互聯(lián)網(wǎng)在信息傳播方面的即時性和人人可參與性賦予了新媒體在社交、分享、咨詢、維權等方面的天然優(yōu)勢，內(nèi)含自由、平等的價值觀念有利于促進個體社會公平感。然而，由于互聯(lián)網(wǎng)使用的匿名性以及監(jiān)管缺失，失真的、煽動性的事件經(jīng)由互聯(lián)網(wǎng)發(fā)酵后會向受眾傳遞錯誤的信號和更多的負能量，導致公眾的社會公平感嚴重偏離實際［4］。從互聯(lián)網(wǎng)激發(fā)就業(yè)新模式的角度看，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展改變了勞動力市場用工形式、勞動者的工作方式和工作場所［5］，引出了若干帶有靈活性和自雇特征的職業(yè)種類和新崗位，如外賣、直播帶貨、視頻博主等。對于農(nóng)民工、女性以及受特殊情況所限而無法參與常規(guī)就業(yè)活動的弱勢群體來說，這種時間自由、內(nèi)容彈性、方式靈活的就業(yè)新模式不僅為其提供了多樣化且高回報就業(yè)機會和創(chuàng)收來源［56］，同時還避免了這部分群體與社會脫節(jié)而引致社會怨恨心態(tài)。從互聯(lián)網(wǎng)使用存在技術門檻的角度看，盡管互聯(lián)網(wǎng)技術擴散具有普惠性，但互聯(lián)網(wǎng)使用所帶來的收入的增加只在高學歷、高技術勞動者中表現(xiàn)得更為顯著［7］。原因在于這部分群體可能從事復雜度更高的如創(chuàng)新、研發(fā)等職業(yè)，是對互聯(lián)網(wǎng)技術更高水平的需求和應用。研究顯示，收入較高的行業(yè)主要集中在金融、信息技術、醫(yī)藥和半導體等高技術行業(yè)［8］。技術水平較低的勞動者同樣對高收入產(chǎn)生向往，然而短期內(nèi)難以獲得同等技術水平以匹配高技能工作的需求，加之原先從事的低技術復雜度和重復性的工作被互聯(lián)網(wǎng)技術替代，收入減少，階層之間收入分化進一步顯現(xiàn)［8］，從而影響這部分群體對社會公平感的評價。因此，互聯(lián)網(wǎng)使用如何影響個體的社會公平感，其作用機制又如何，成為兩個有待檢驗的重要命題。上述理論為本文進一步研究奠定了基礎。

本文利用2010、2012、2013、2015、2017年共5期的中國綜合社會調(diào)查（CGSS）數(shù)據(jù)對互聯(lián)網(wǎng)使用如何影響社會公平感進行深入探究。與以往文獻相比，本文的邊際貢獻在于：一是在研究方法上，綜合利用工具變量法（IV?OProbit）、處理效應模型（TEM）和粗化精確匹配法（CEM）控制了計量模型中可能存在的內(nèi)生性問題，并對結(jié)論的穩(wěn)健性進行驗證；二是在研究內(nèi)容上，一方面從構成社會公平感的不同維度入手，探討互聯(lián)網(wǎng)使用能否提升個體對社會公平感的判斷，另一方面基于互聯(lián)網(wǎng)使用的不同目的和偏好，深入分析互聯(lián)網(wǎng)使用如何影響社會公平感。

二、文獻回顧與研究假說

（一）互聯(lián)網(wǎng)使用與社會公平感

互聯(lián)網(wǎng)使用與社會公平感密切相關。社會公平感的構成包含多個維度，互聯(lián)網(wǎng)使用對社會公平感的影響自然也體現(xiàn)在多個維度。在內(nèi)容上，社會公平感包括公眾對起點公平、過程（機會）公平和結(jié)果公平的判斷［1］。相較取決于出身（初始稟賦）和運氣這種具有一定偶然性和隨機性的起點公平，強調(diào)所有人都擁有平等權利獲得成功的機會公平以及要求資源在社會成員之間相對均等分配的結(jié)果公平，是影響公眾社會公平感的兩個最基本維度［1］，一般涉及教育、就業(yè)、政治參與和基本公共服務水平四個子維度。其一，教育公平是社會公平在教育領域的延伸［9］?；ヂ?lián)網(wǎng)的出現(xiàn)在很大程度上彌補了教育資源分布的不均衡，可以高效率、低成本地實現(xiàn)優(yōu)質(zhì)教育資源的共享，從而縮小因家庭背景、區(qū)域、城鄉(xiāng)等原因?qū)е碌慕逃黄降龋?0］。其二，就業(yè)公平是反映社會公平感的一把量尺［5］。Katz［11］指出以互聯(lián)網(wǎng)為代表的技術進步產(chǎn)生的“凈崗位創(chuàng)造效應”使經(jīng)濟中各層次，尤其是第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)吸納能力持續(xù)增強，從而緩解了由于城鄉(xiāng)分割和行業(yè)分割帶來的就業(yè)機會不公平感［1］；互聯(lián)網(wǎng)的普及和使用促進了就業(yè)性別結(jié)構發(fā)生變化，提高了女性就業(yè)機會和薪資水平［6］，這在很大程度上緩解了由于性別歧視帶來的就業(yè)不公平感。其三，政治參與感同樣是社會公平感的重要構成之一。互聯(lián)網(wǎng)的使用可以擴大城市公眾的政治參與意愿和參與行為［12］。互聯(lián)網(wǎng)打破了信息單向傳播的缺陷，以此提升了信息交互性和反饋效率，強化了個體對自身政治能力的感知，并由此對社會公平感產(chǎn)生更加積極的評價。其四，基本公共服務也是影響公眾社會公平感的重要一環(huán)［13］?；ヂ?lián)網(wǎng)在包含社保、醫(yī)療服務和交通等公共服務領域的實踐應用破解了傳統(tǒng)公共服務領域存在的管理真空和供需錯位困境，實現(xiàn)了基本公共服務供給精準化［13］，這自然提升了公眾的社會公平感。

研究互聯(lián)網(wǎng)使用如何影響社會公平感的理論依據(jù)建立在對社會公平感具體內(nèi)涵進行細分的基礎上。從互聯(lián)網(wǎng)使用的角度來看，不同目的和偏好的互聯(lián)網(wǎng)使用對社會公平感的影響效果也存在差異［14］。按照CNNIC對互聯(lián)網(wǎng)應用的分類，互聯(lián)網(wǎng)使用目的主要包括社交活動、娛樂活動和學習活動。具體來說，互聯(lián)網(wǎng)使用催生了以“線上”為主要方式的社交新趨勢。在此過程中，這種基于興趣愛好、思維方式等因素集聚起來的“社交圈”由于有著類似的價值取向，因此其中某個體的社會態(tài)度得以輕易外推至“圈內(nèi)人”，最終造成整個群體社會態(tài)度的轉(zhuǎn)變；對于熱衷娛樂活動的群體來說，短視頻、游戲、網(wǎng)劇等消遣方式帶來的愉悅體驗可以緩解日常壓力，可能使其對社會公平感的評價更為平和；互聯(lián)網(wǎng)改變了傳統(tǒng)的學習方式，拉近了個體與優(yōu)質(zhì)教育資源的距離。在線學習極大提升了個體的學習效率，增強了自身的人力資本和競爭力［7］。這顯然會影響個體對社會公平狀況的認知。基于此，本文提出以下假說：

假說1：互聯(lián)網(wǎng)使用對社會公平感具有正向影響，且不同的互聯(lián)網(wǎng)使用偏好對社會公平感的影響存在異質(zhì)性效果。

（二）相對收入不公平感對社會公平感的影響

如果個體憑借個人價值與努力而非基于自身家庭條件或憑借“運氣”能夠令自己和家人獲得更高的經(jīng)濟收入，那么個體會對社會公平狀況持有積極態(tài)度［1，9］。隨著互聯(lián)網(wǎng)的快速普及，互聯(lián)網(wǎng)作為一種通用技術，不僅提高了勞動生產(chǎn)率、促進了經(jīng)濟增長［15］，也增加了社會資本及人力資本，帶來了更高的就業(yè)概率和收入水平［16］。然而，絕對收入水平的增加并不總是意味著相對收入水平的提高，原因在于不同群體之間收入增加速度的不一致會導致相對收入水平差距的擴張。事實上，在各個群體內(nèi)，重要的并非個人實際收入和生活水平，而是與該群體中其他人的收入水平和生活水平相比狀況如何［17］。當個體的收入水平低于其參照群體的收入水平時，就會產(chǎn)生負面情緒。也就是說，這種基于個體對自我及周圍環(huán)境的評價與感知的相對收入不公平感越高，對社會公平程度的評價就越低。已有研究也顯示，相對收入的不平等會導致人們對社會不公平的反應更加強烈［18］。Easterlin［19］在相對經(jīng)濟地位變化假說中提到，個體對相對收入的評價可以跨越群體、跨越文化、跨越國別、跨越體制進行比較?；ヂ?lián)網(wǎng)作為傳播媒介，打破了封閉環(huán)境下的信息不對稱，使個體更容易捕捉到社會各個層面的收入水平和經(jīng)濟地位狀況，因此個體對自身收入水平的感知不再是簡單的自我和群體比較，而是跨越自我和群體在全社會范圍內(nèi)進行比較，這就意味著個體原來進行比較的收入?yún)⒄障蛋l(fā)生變化，帶來了明顯的收入落差感［18］，這種落差會抵消通過互聯(lián)網(wǎng)使用增加的絕對收入而產(chǎn)生的社會公平感?；诖耍疚奶岢鲆韵录僬f：

假說2：互聯(lián)網(wǎng)使用通過影響相對收入不公平感影響社會公平感。

（三）階層流動感對社會公平感的影響

結(jié)構決定論認為，個體對社會公平程度的評價取決于自身所屬階層的高低。個體社會地位越高，其社會公平感就越強，反之對社會公平程度的評價就越低［20］。事實上，個體對所處階層的判斷很大程度上取決于個體社會地位或社會位置的變化過程［17］，也就是個體是否實現(xiàn)了階層流動。如果上行流動渠道長期堵塞，意味著經(jīng)濟和資源的分配具有不合理性，進而加劇個體的主觀不公平感，最終引致階層沖突和社會動蕩，構成一個龜裂型社會形態(tài)［2122］。當向上流動渠道比較暢通時，個體會對未來形成積極的社會流動預期，產(chǎn)生更加積極的社會態(tài)度，此時即使收入分配不平等的問題短期內(nèi)難以解決，也能較好地弱化個體的社會不公平感［17，23］。龔鋒等［23］實證結(jié)果表明，如果個體無法實現(xiàn)階層的向上流動就會對階層流動感持更為負面的判斷，并因此對社會公平狀況具有更低水平的認同和感知。階層流動取決于多方因素，既有制度層面的暢通，也有個體層面的人力資本積累和技術等因素。在互聯(lián)網(wǎng)時代，盡管制度保障了階層流動機制的暢通，但由于互聯(lián)網(wǎng)本身具有的社會濡染、同群效應［12］和特有的互動性、即時性、多媒體等傳播特點放大并固化了群體間的階層認同感。

首先，具有鮮明階層特征的生活方式、消費觀念、文化偏好等隱形界限經(jīng)由互聯(lián)網(wǎng)的加工與傳播逐漸形成阻礙階層流動的門檻，一方面使社會階層的區(qū)分更加自動化，另一方面加劇了社會群體結(jié)構的兩極分化。

與此同時，互聯(lián)網(wǎng)的技術特性帶來的“贏者通吃”現(xiàn)象造成了互聯(lián)網(wǎng)行業(yè)的收入水平長期居于高位，而持續(xù)的高收入意味著自身所處階層的鎖定效應更強［2425］。早期互聯(lián)網(wǎng)平臺壟斷，使低收入階層向ICT領域這一高收入階層的流動受制于人力資本和技術等因素，進一步形成互聯(lián)網(wǎng)時代的階層分化［21］，從而影響社會公平感?；诖耍疚奶岢鲆韵录僬f：

假說3：互聯(lián)網(wǎng)使用通過影響階層流動感影響社會公平感。

三、研究設計

（一）數(shù)據(jù)來源

本文所使用的數(shù)據(jù)來自中國綜合社會調(diào)查（CGSS），該項目由中國人民大學中國調(diào)查與數(shù)據(jù)中心主持執(zhí)行，是中國最早的全國性、綜合性、連續(xù)性學術調(diào)查項目之一。項目采用多階分層隨機抽樣法，對全國28個省份（不包含西藏、海南、新疆和港澳臺）一萬多戶家庭進行調(diào)查，樣本具有很強的代表性。鑒于2011年調(diào)查樣本相對較少并且缺失部分關鍵變量以及2014年數(shù)據(jù)缺失，本文選取CGSS?2010、2012、2013、2015、2017年這5年的調(diào)查數(shù)據(jù)。根據(jù)本文研究需求，對相關數(shù)據(jù)變量進行篩選和整理，剔除缺失值或“不適用”“不知道”“無法回答”、男性60歲以上和16歲以下以及女性50歲以上和16歲以下、學生個體樣本，最終得到有效樣本25?539個。將以上5年的數(shù)據(jù)合并為混合截面數(shù)據(jù)，增大樣本量的同時，保證參數(shù)估計結(jié)果的有效性和穩(wěn)定性。

（二）變量說明

1.被解釋變量

社會公平感（Y）。CGSS通過詢問“總的來說，您認為當今的社會公不公平”，調(diào)查受訪者對社會公平的整體判斷和綜合評價。受訪者在完全不公平、比較不公平、說不上公平但也不能說不公平、比較公平、完全公平五個選項中做出選擇，分別賦值1～5。

2.核心解釋變量

互聯(lián)網(wǎng)使用（X）。借鑒龔鋒等［23］的做法，根據(jù)CGSS問卷中“過去一年，您對以下媒體的使用情況”來定義個體互聯(lián)網(wǎng)使用狀態(tài)，并將其調(diào)整為0—1二值變量：將“有時”“經(jīng)?！薄翱偸恰笔褂没ヂ?lián)網(wǎng)（包括手機上網(wǎng)）賦值1，否則賦值0。如果X的系數(shù)為正，即表明互聯(lián)網(wǎng)使用提升了社會公平感。此外，互聯(lián)網(wǎng)使用還表現(xiàn)為閑暇時的線上活動。因此，本文引入閑暇互聯(lián)網(wǎng)使用變量，以衡量個體在空閑時間是否使用互聯(lián)網(wǎng)，利用問卷中“過去一年，您是否經(jīng)常在空閑時間從事上網(wǎng)活動”反映。類似地，將回答為“每天”“一周數(shù)次”和“一月數(shù)次”定義為1，將“一年數(shù)次或更少”或“從不”定義為0。

3.控制變量

基于現(xiàn)有文獻和做法［3，22，25］，本文選取的控制變量如下：個體層面，性別、是否擁有大學學歷、年齡及年齡的平方、婚姻狀況、戶籍、工作狀況、黨員身份、政治參與狀況、健康狀況、是否參與社會保險；家庭層面，子女數(shù)量、家庭收入的對數(shù)、家庭經(jīng)濟地位。此外還考慮了地區(qū)固定效應與年份固定效應。值得注意的是，不同互聯(lián)網(wǎng)使用偏好可能會引起互聯(lián)網(wǎng)使用對社會公平感的評價產(chǎn)生不同效果。因此，本文選取“社交活動”“娛樂活動”“學習活動”代表個體互聯(lián)網(wǎng)使用偏好，并根據(jù)受訪者的回答分別賦值1～5反映這些活動的頻率。

所有變量的定義及描述性統(tǒng)計結(jié)果見表1。

（三）模型設定

因社會公平感是定序變量，為此本文采用次序邏輯斯蒂模型（OLogit）分析互聯(lián)網(wǎng)使用對社會公平感的影響。模型設定如下：

Yit=βXit+γControlit+λDm+θTt+εit（1）

其中，Yit表示社會公平感；Xit是核心解釋變量，即個體是否使用互聯(lián)網(wǎng)；Controlit表示個體層面和家庭層面控制變量；Dm為個體所在地區(qū)的固定效應

本文根據(jù)樣本所在省份分為東部、中部、西部和東北部四個地區(qū)。東部地區(qū)包括北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東，中部地區(qū)包括山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南，西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏，東北部地區(qū)包括遼寧、吉林、黑龍江。，代表地區(qū)層面不隨時間變化的因素；Tt為年份固定效應；εit為隨機誤差項。

四、實證結(jié)果與分析

（一）基準回歸分析

互聯(lián)網(wǎng)使用影響社會公平感的估計結(jié)果見表2。其中，第（1）列是單變量估計結(jié)果，第（2）（3）列是依次加入個體層面和家庭層面控制變量的估計結(jié)果，第（4）列是在加入個體層面和家庭層面控制變量的基礎上固定了地區(qū)和年份的估計結(jié)果。第（1）～（4）列的OLogit模型呈現(xiàn)了一致的結(jié)果，即在其他情況保持不變的條件下，互聯(lián)網(wǎng)使用對社會公平感存在顯著負向影響（在1%水平上顯著）。第（2）～（4）列結(jié)果顯示，隨著相繼控制個體層面變量、家庭層面變量及固定效應，互聯(lián)網(wǎng)使用對社會公平感產(chǎn)生負面評價的影響幅度卻越來越大，偽R2增大說明控制變量的選取與增加是合理有效的。對于OLogit模型，估計系數(shù)無法直觀反映邊際效應，只能從顯著性和參數(shù)符號方面給出有限的信息，同時考慮到本文核心解釋變量為離散變量且被解釋變量為有序變量，因此，需通過進一步計算得出互聯(lián)網(wǎng)使用影響社會公平感的幾率比。從第（4）列的估計結(jié)果來看，互聯(lián)網(wǎng)使用帶來的效應非常明顯。在其他條件相同的情況下，與未使用互聯(lián)網(wǎng)的個體相比，使用互聯(lián)網(wǎng)時社會公平感提升一個或一個等級以上可能性的概率將下降約14.41%。這一結(jié)果略高于韓雨晴等［4］利用CGSS?2015年數(shù)據(jù)得出的結(jié)果，原因可能在于本文利用5期CGSS數(shù)據(jù)，樣本量的增大以及互聯(lián)網(wǎng)更廣泛的普及使互聯(lián)網(wǎng)使用對社會公平感的影響更明顯。綜上所述，互聯(lián)網(wǎng)使用并未提升社會公平感，反而降低了公眾對社會公平感的評價，此結(jié)果與本文假說1互聯(lián)網(wǎng)使用促進了社會公平感的預期不一致。

在個體層面，性別、工作狀況對社會公平感的影響也顯著為負。相反地，農(nóng)村戶籍、擁有大學學歷、擁有黨員身份、參與政治選舉以及個體健康狀況和參與社會保險則對社會公平感的影響顯著為正。由年齡系數(shù)顯著為負、年齡平方的系數(shù)顯著為正可知，年齡—社會公平感曲線存在U型特征。

婚姻狀況對社會公平感的影響并不顯著。個體傾向選擇與自身價值觀類似的配偶，因此婚配與否并不直接影響個體對社會公平感的評價。

在家庭層面，子女數(shù)量對社會公平感的影響顯著為正。得益于中國義務教育制度和標準化、高透明度的教育體系，有孩子的家庭由于教育機會而產(chǎn)生的不平等感相對較低［21］，而在教育領域獲得的公平感以及長久以來將教育視為向上流動渠道的觀念可以提升個體的幸福感和總公平感［9］。家庭經(jīng)濟地位對社會公平感提升的影響同樣顯著為正，但家庭年收入并未為對社會公平感產(chǎn)生顯著影響，一個可能的解釋是個體對于家庭經(jīng)濟地位評價的參照半徑是基于“當?shù)亍被颉八诘亍?，事實上，即使在社區(qū)層面的經(jīng)濟差距都會對社會評價產(chǎn)生顯著影響［22］；此外，對家庭年收入來說，問卷對該變量并非通過“等級”或“比較”等相對評價來刻畫，因此對社會公平感的直接影響并不顯著，而是可能通過某種機制得以體現(xiàn)。

（二）控制模型內(nèi)生性的回歸結(jié)果

1.控制逆向因果關系

本文試圖檢驗互聯(lián)網(wǎng)使用對社會公平感的影響，但對社會公平感評價較低的群體來說，一方面他們可能會借助互聯(lián)網(wǎng)尋求更多機會以擺脫現(xiàn)狀，另一方面也可能將互聯(lián)網(wǎng)作為傾訴渠道以尋求認同和慰藉，致使個體對社會公平感的主觀評價反向決定互聯(lián)網(wǎng)使用情況，導致式（1）存在內(nèi)生性問題。為克服由此引起的內(nèi)生性問題，本文選取個體所在省份的互聯(lián)網(wǎng)普及率作為互聯(lián)網(wǎng)使用的工具變量［14］。第一，互聯(lián)網(wǎng)普及率高的地區(qū)，人們使用互聯(lián)網(wǎng)的可能性更大。相反，在互聯(lián)網(wǎng)普及率低的地方，人們難以獲得有效的上網(wǎng)途徑從而導致個體使用互聯(lián)網(wǎng)的概率更低。也就是說，互聯(lián)網(wǎng)普及率與互聯(lián)網(wǎng)使用這一解釋變量高度相關；其次，互聯(lián)網(wǎng)普及率難以通過互聯(lián)網(wǎng)使用以外的途徑影響個體對社會公平感的評價，因此也滿足工具變量的外生性假設。參照呂煒等［26］的做法，本文同時使用兩階段最小二乘法（2SLS）和工具變量有序Probit（IV?OProbit）模型進行估計。

工具變量的回歸結(jié)果見表3。第（1）（2）列為兩階段最小二乘法估計結(jié)果，在第一階段回歸中，F(xiàn)統(tǒng)計量遠超過經(jīng)驗標準值10，說明該工具變量與內(nèi)生解釋變量高度相關，即互聯(lián)網(wǎng)普及率與互聯(lián)網(wǎng)使用之間存在高度的相關關系，不存在弱工具變量的問題。在第二階段回歸中，針對工具變量所進行的KPLM不可識別檢驗和DurbinWuHausman外生性檢驗在1%的顯著性水平上拒絕解釋變量為外

生解釋變量的原假設，表明式（1）確實存在內(nèi)生性問題，采用工具變量處理內(nèi)生性問題的做法是合理的，能夠修正回歸結(jié)果。進一步地，第（3）（4）列的工具變量有序Probit回歸結(jié)果顯示，內(nèi)生性檢驗參數(shù)（atanhrho_12估計量）在社會公平感為被解釋變量的模型中顯著（在1%的水平上顯著），再次驗證了互聯(lián)網(wǎng)使用確實存在內(nèi)生性問題，使用IV?OProbit估計更有效率，結(jié)果更準確。第（4）列結(jié)果顯示，互聯(lián)網(wǎng)使用對社會公平感產(chǎn)生積極評價的概率下降約21.3%。相比于基準回歸結(jié)果，互聯(lián)網(wǎng)使用對社會公平感的影響被低估，但兩者的影響方向確是一致的，2SLS模型的影響方向同樣保持一致?？偟膩碚f，在控制核心解釋變量因逆向因果關系產(chǎn)生的內(nèi)生性問題后仍然可以得到互聯(lián)網(wǎng)使用會對個體社會公平感存在顯著負向影響這一結(jié)論，驗證了本文結(jié)論的穩(wěn)健性。

2.?排除樣本選擇偏誤誘致的內(nèi)生性

個體是否使用互聯(lián)網(wǎng)并非是完全隨機分配的，而是與個體特征和家庭特征之間都存在相關性，若在分析中忽視了個體和家庭層面的樣本選擇特征，很可能導致式（1）存在樣本自選擇問題從而產(chǎn)生內(nèi)生性。本文參考張國勝等［7］的做法，采用處理效應模型（TEM）對互聯(lián)網(wǎng)使用與社會公平感之間的關系進行估計。在第一階段，互聯(lián)網(wǎng)使用與否作為被解釋變量，將影響互聯(lián)網(wǎng)使用的個人及家庭特征作為解釋因素，估計互聯(lián)網(wǎng)使用的發(fā)生概率并計算反映樣本選擇偏誤的逆米爾斯比率；在第二階段，將第一階段計算的逆米爾斯比率作為控制變量引入式（1），通過排除互聯(lián)網(wǎng)使用的樣本選擇偏誤，繼續(xù)估計互聯(lián)網(wǎng)使用對社會公平感的影響。

表4報告了采用兩步法（2SLS）和最大似然估計法（MLE）進行估計的結(jié)果。結(jié)果顯示，逆米爾斯比率與MLE估計法中的方程獨立性檢驗均顯著，表明式（1）確實存在樣本選擇性偏差，采用處理效應模型估計是恰當?shù)男拚z驗結(jié)果再次說明，在排除樣本選擇偏誤后，基準回歸結(jié)果仍然可以得到驗證，即互聯(lián)網(wǎng)使用會使個體對社會公平感的評價產(chǎn)生顯著的消極影響。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.改變模型設定形式

為排除對模型設定的依賴，改變模型設定形式，將OLogit模型換為OLS模型及OProbit模型，通過改變數(shù)據(jù)的分布形式進行穩(wěn)健性檢驗。估計結(jié)果見表5第（1）（2）列。結(jié)果顯示，在控制了地區(qū)和年份固定效應后，互聯(lián)網(wǎng)使用會顯著拉低個體的社會公平感，這與前文的結(jié)論一致，證明本文結(jié)果穩(wěn)健。

2.改變變量設定形式

變量測度偏誤可能會對實證結(jié)論產(chǎn)生影響，對此重新替換被解釋變量與核心解釋變量來進行驗證。一方面，將被解釋變量調(diào)整為0—1二值變量

將回答“完全公平”“比較公平”和“說不上公平但也不能說不公平”賦值1，將回答“比較不公平”和“完全不公平”賦值0。，在保持樣本分布不變的情況下，采用Logit模型檢驗互聯(lián)

網(wǎng)使用對社會公平感的影響；另一方面，將互聯(lián)網(wǎng)使用設定為“1～5”變量形式

將回答“從不”定義為1，“很少”定義為2，“有時”定義為3，“經(jīng)?！倍x為4，“非常頻繁”定義為5。，這與CGSS問卷原始數(shù)據(jù)保持一致。表5第（3）（4）列考察了替換被解釋變量與核心解釋變量后互聯(lián)網(wǎng)使用對社會公平感影響的估計結(jié)果?？梢钥闯觯ヂ?lián)網(wǎng)使用降低了個體的社會公平感，且該結(jié)果仍在1%的水平上顯著，前文的結(jié)論依舊成立。

3.CEM匹配估計

為了確保使用互聯(lián)網(wǎng)的群體和未使用互聯(lián)網(wǎng)的群體在協(xié)變量上保持平衡，并減少對模型的依賴程度，本文采用粗化精確匹配（CEM）這種非參數(shù)估計法來選擇合適的控制組以降低混雜因素對估計結(jié)果的影響?？紤]到互聯(lián)網(wǎng)使用變量來自對個體的調(diào)查，本文參考田紅宇等［27］的處理方法，選擇個體特征作為匹配變量。具體做法如下：第一步，按照個體是否使用互聯(lián)網(wǎng)將樣本分為控制組與實驗組以構造匹配樣

本。其中，未使用互聯(lián)網(wǎng)的個體被定義為控制組，使用互聯(lián)網(wǎng)的個體被定義為實驗組。第二步，用不平衡

性統(tǒng)計量（L1）判斷兩組數(shù)據(jù)之間協(xié)變量的不平衡程度。第三步，通過CEM匹配對兩組數(shù)據(jù)的每個變量進行事先分組以確保匹配提升樣本的平衡性，限制平均處理效應估計誤差，同時判斷L1統(tǒng)計量

若匹配后L1統(tǒng)計量較匹配前的L1統(tǒng)計量有所下降說明匹配效果較好。第四步，使用CEM匹配后的權重矩陣執(zhí)行估計，以便得到樣本平均處理效應的估計值。表6為本文利用CEM匹配后的樣本進行回歸的結(jié)果，從中可以看出估計系數(shù)的方向與顯著性同表2的結(jié)論一致，即互聯(lián)網(wǎng)使用的確對社會公平感存在向下的拉動作用。此外，匹配結(jié)果顯示，匹配前后L1統(tǒng)計量分別為0.603和0.348，L1統(tǒng)計量的下降表明降低了個體對互聯(lián)網(wǎng)使用的選擇性偏差。此結(jié)果再次驗證了前文模型選擇是合理的。

（四）異質(zhì)性分析

互聯(lián)網(wǎng)使用對社會公平感的影響在不同群體之間可能存在差異，因此本文從性別、是否擁有大學學歷以及工作狀況三個維度進行異質(zhì)性分析，結(jié)果見表7。從第（1）（2）列可以看到，男性和女性變量的估計系數(shù)均在1%水平上顯著，且對男性來說，互聯(lián)網(wǎng)使用會對社會公平感產(chǎn)生積極評價的概率下降約18.33%，較女性高8個百分點左右。第（3）（4）列則顯示了不一樣的結(jié)果，對于沒有大學學歷的個體來說，互聯(lián)網(wǎng)使用同樣會顯著降低個體對社會公平感的評價，而對擁有大學學歷的個體來說，這一結(jié)果并不顯著。第（5）（6）列結(jié)果表明，互聯(lián)網(wǎng)使用對社會公平感的負向影響在不同工作狀況中同樣存在顯著差異。

直接比較不同分組的回歸結(jié)果可能會存在偏差，且考慮到本文數(shù)據(jù)類型為混合截面數(shù)據(jù)，因此本文利用費舍爾組合檢驗（Fishers?permutation?test）對其估計結(jié)果進行組間差異檢驗，以驗證不同分組之間是否存在真實差異。檢驗步驟如下：首先，分別針對不同分組估計模型得到估計系數(shù)以及兩者的系數(shù)差異；其次，將分組的樣本混合起來，得到全部觀測值構成的樣本；再次，從全部樣本中按照不同分組的樣本數(shù)先隨機抽?。o放回）相對應的觀測值個數(shù)，記為該分組的一個子樣本組，并將剩下的觀測值視為該分

組的另一子樣本組，以獲得經(jīng)驗樣本；接著，估計經(jīng)驗樣本的系數(shù)及系數(shù)的差異；最后，重復執(zhí)行前述兩個步驟（本文重復1?000次）以獲得經(jīng)驗樣本估計系數(shù)差異的經(jīng)驗分布并計算用來檢驗兩組系數(shù)差異是否顯著的經(jīng)驗P值統(tǒng)計量［28］。

表7的結(jié)果顯示，基于性別和大學學歷分組的費舍爾組合檢驗經(jīng)驗P值分別為0.056和0.023，均拒絕不存在組間差異的原假設，這說明互聯(lián)網(wǎng)使用對社會公平感的影響確實具有顯著的性別差異和學歷差異，對男性的影響程度高于女性，對沒有大學學歷群體的影響同樣顯著。這可能是因為：第一，女性在傳統(tǒng)家庭生活和社會活動中多扮演“主內(nèi)”的角色，但女性權益的改善和互聯(lián)網(wǎng)使用對處于弱勢的女性群體在觀念、收入、社會地位等方面的積極作用［6］，中和了互聯(lián)網(wǎng)使用對社會公平感產(chǎn)生的負面效應。因此，女性對互聯(lián)網(wǎng)使用降低社會公平感的評價略低于“主外”的男性群體。第二，一定程度上，擁有大學學歷的群體在認知、思辨等方面更具優(yōu)勢，因此面對互聯(lián)網(wǎng)使用對社會公平感的沖擊，能持相對沉穩(wěn)而非激進的態(tài)度［14，23］。本文觀察到對工作狀況進行組間差異檢驗的經(jīng)驗P值為0.337，也就是說，互聯(lián)網(wǎng)使用對社會公平感的影響并未在是否從事非農(nóng)工作之間存在顯著差異?？赡艿脑蛟谟冢环矫鏉M足基本生活需求（如出行購物、娛樂消遣）和關系需求（如社交、尋找或加入網(wǎng)絡社群）的互聯(lián)網(wǎng)使用技能在不同工作狀況之間并無顯著差異［29］；另一方面，互聯(lián)網(wǎng)使用能有效提升信息搜索能力和即時通信效率［7］，這在不同工作狀況之間同樣是無差別的。

五、互聯(lián)網(wǎng)使用影響社會公平感的機制分析

從上述實證結(jié)果可以看出，互聯(lián)網(wǎng)使用沒有提升個體對社會公平感的評價。那么，是什么原因?qū)е卢F(xiàn)實結(jié)果與理論分析不一致呢？前文理論假說指出，相對收入不公平感與階層流動感是影響社會公平感的兩大核心維度，從這個邏輯出發(fā)，互聯(lián)網(wǎng)使用可能通過影響相對收入不公平感和階層流動感影響社會公平感。為驗證上述傳導機制，本文將進行兩方面的實證分析，以期對基準回歸結(jié)果作出更為合理的闡釋。

（一）互聯(lián)網(wǎng)使用與相對收入不公平感

為檢驗互聯(lián)網(wǎng)使用是否能夠通過相對收入不公平感影響個體對社會公平感的評價，本文分兩步驗證：第一步，將互聯(lián)網(wǎng)使用作為核心解釋變量，以相對收入不公平感作為被解釋變量，加入個人層面、家庭層面控制變量并控制了地區(qū)和年份固定效應，考察互聯(lián)網(wǎng)使用與相對收入不公平感之間的關系；第二步，將相對收入不公平感帶入式（1），驗證相對收入不公平感對社會公平感的影響。關于相對收入不公平感的度量，萬廣華等［18，30］認為人們更傾向于在近距離或者說相對小的地理空間內(nèi)捕捉不均等指標以反映個體對不平等的認知和受到的影響。因此，本文以省級層面的收入不平等指數(shù)作為關鍵變量相對收入不公平感的替代指標，用以解釋互聯(lián)網(wǎng)使用對社會公平感的影響機制?？紤]到長期以來城鄉(xiāng)收入存在顯著差距，本文在處理數(shù)據(jù)時將戶籍變量同樣作為參照群歸并進收入不平等指數(shù)的測算中

使用個體收入不平等Kakwani指數(shù)測算。。由于收入不平等指數(shù)的連續(xù)性，第一步采用OLS模型進行回歸。

表8第（1）（2）列報告了相對收入不公平感機制與社會公平感的檢驗結(jié)果?？v觀回歸結(jié)果，在第（2）列中，相對收入不公平感的系數(shù)顯著為負，表明相對收入不公平感的提升會降低個體對社會公平感的評價提升一個等級的概率；同時，如第（1）列所示，互聯(lián)網(wǎng)使用顯著提升個體相對收入不公平感。也就是說，互聯(lián)網(wǎng)使用確會通過影響相對收入不公平感影響社會公平感，假說2得到驗證。

（二）互聯(lián)網(wǎng)使用與階層流動感

為檢驗互聯(lián)網(wǎng)使用是否能夠通過階層流動感影響個體對社會公平感的評價，本文同樣分兩步來驗證：第一步，將互聯(lián)網(wǎng)使用作為核心解釋變量，以階層流動感作為被解釋變量，加入個體層面、家庭層面控制變量并控制了地區(qū)和年份固定效應，考察互聯(lián)網(wǎng)使用與階層流動感之間的關系；第二步，將階層流動感帶入式（1），驗證階層流動感對社會公平感的影響。參考龔鋒等［23］的做法，根據(jù)CGSS問卷中“您認為您目前在哪個等級上”及“您認為在您14歲時，您的家庭處于哪個等級上”兩個問題，將回答“1～3分”的界定為社會低階層、“4～7分”界定為中階層、“8～10分”界定為高階層。將目前社會等級與14歲時社會等級進行比較，構建“階層流動感”變量。其中，若目前社會等級高于14歲時社會等級，認為個體實現(xiàn)階層流動，否則為未實現(xiàn)階層流動。由于階層流動感是二元離散變量，因此第一步選用Logit模型進行回歸。

階層流動機制的驗證結(jié)果如表8第（3）（4）列所示。第（4）列結(jié)果顯示，階層流動感的回歸系數(shù)顯著為正，表明階層流動感與社會公平感存在顯著的正向作用；同時，互聯(lián)網(wǎng)使用與階層流動感顯著負相關。具體來說，互聯(lián)網(wǎng)使用使階層流動感提升的概率下降9.66%左右，如第（3）列所示。綜合第（3）（4）列的估

計結(jié)果，互聯(lián)網(wǎng)使用抑制了階層流動感，進而使個體對社會公平感持更為負面的評價。假說3得到驗證。

前文基準回歸結(jié)果顯示，家庭年收入并未對社會公平感產(chǎn)生顯著影響，這一實證結(jié)果并不符合基本預期，也與現(xiàn)有文獻相悖。因此，筆者猜測家庭年收入并非直接影響社會公平感，而是可能通過某種機制得以體現(xiàn)。在表8第（1）（3）列中，家庭年收入對相對收入不公平感和階層流動感的影響均在1%的水平上顯著，也就是說，家庭年收入通過影響相對收入不公平感和階層流動感進而作用于社會公平感，是一種間接效應，這驗證了前文的判斷。

六、進一步討論

已有文獻對不同互聯(lián)網(wǎng)使用偏好進行了大量分析，基本一致地驗證了互聯(lián)網(wǎng)使用的目的和偏好不同，其對研究結(jié)果的影響也有所區(qū)別的結(jié)論［7，14］。那么，不同的互聯(lián)網(wǎng)使用偏好對社會公平感的影響效果如何？又是什么原因造成這種結(jié)果的差異？為檢驗這些問題，本文加入了閑暇互聯(lián)網(wǎng)使用與閑暇活動偏好的交互項，試圖捕捉社會公平感對不同互聯(lián)網(wǎng)使用偏好的異質(zhì)性表現(xiàn)?？紤]到CGSS問卷中并未直接設計互聯(lián)網(wǎng)使用偏好的題目，因此本文將閑暇互聯(lián)網(wǎng)使用作為互聯(lián)網(wǎng)使用的替代變量，同時輔以閑暇活動偏好變量共同識別和反映不同互聯(lián)網(wǎng)使用對社會公平感的影響［6］。按照CGSS問卷題目，本文將閑暇活動偏好分為“社交活動”“娛樂活動”“學習活動”，這也同CNNIC報告中對個人互聯(lián)網(wǎng)應用的分類一致。

個體閑暇互聯(lián)網(wǎng)使用和不同活動偏好影響社會公平感的基本估計結(jié)果見表9。第（1）列閑暇互聯(lián)網(wǎng)使用的系數(shù)為負且在1%的水平下顯著，表明閑暇互聯(lián)網(wǎng)使用降低了個體的社會公平感，再次驗證了前文回歸結(jié)果穩(wěn)健。第（2）～（4）列是在第（1）列的基礎上分別加入各項閑暇活動以及閑暇互聯(lián)網(wǎng)使用和社交、娛樂、學習活動交互項的回歸結(jié)果。第（2）列結(jié)果顯示，加入交互項之后，閑暇互聯(lián)網(wǎng)使用與社交活動的交互項并未對社會公平感產(chǎn)生顯著影響。結(jié)合實際來看，個體在閑暇時的互聯(lián)網(wǎng)社交行為更傾向于與家人、朋友等進行互動，多體現(xiàn)為對情感需求的滿足而較少涉及對社會公平狀況的評價。第（3）列的交互項系數(shù)顯著為負，表明閑暇時偏好娛樂活動的互聯(lián)網(wǎng)使用降低了個體對社會公平感的評價。第（4）列交互項的回歸系數(shù)則表明，閑暇時利用互聯(lián)網(wǎng)從事學習活動可以顯著提升個體的社會公平感。結(jié)

合現(xiàn)有文獻和前文分析，造成這種截然不同結(jié)果的原因在于：個體在閑暇時利用互聯(lián)網(wǎng)從事學習活動時更具有主動性和導向性，有助于強化個體人力資本的積累和提升，進一步帶來更高的收入和向上的階層流動［7，23］。而對于更偏好娛樂活動的個體，有研究指出，其本身就更有可能處于較低的社會階層［10］，在互聯(lián)網(wǎng)的沖擊下，獲得更高收入和實現(xiàn)階層流動的機會被擠壓，從而產(chǎn)生更強的不公平感［29］。

七、結(jié)論與建議

本文基于2010、2012、2013、2015和2017年5期的CGSS的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，采用OLogit模型，檢驗互聯(lián)網(wǎng)使用對社會公平感的影響。實證結(jié)果顯示：（1）互聯(lián)網(wǎng)使用顯著降低了個體對社會公平感的評價，這一結(jié)果在克服內(nèi)生性偏誤后仍然穩(wěn)健。（2）互聯(lián)網(wǎng)使用對社會公平感的影響在不同群體之間存在顯著差異。具體來說，相較于女性，互聯(lián)網(wǎng)使用會使男性對社會公平感的評價更低；互聯(lián)網(wǎng)使用會顯著降低沒有大學學歷群體的社會公平感，而對擁有大學學歷的群體而言，這一效果并不顯著；互聯(lián)網(wǎng)使用在是否從事非農(nóng)工作的群體之間不存在顯著差異。（3）機制檢驗的結(jié)果表明，互聯(lián)網(wǎng)使用通過提升相對收入不公平感進而降低社會公平感，同時互聯(lián)網(wǎng)使用通過抑制階層流動感進而降低社會公平感。（4）閑暇時偏好娛樂活動，互聯(lián)網(wǎng)使用會降低社會公平感；閑暇時偏好學習活動，互聯(lián)網(wǎng)使用會促進社會公平感；閑暇時傾向于從事社交活動，則互聯(lián)網(wǎng)使用沒有對社會公平感產(chǎn)生顯著影響。

本文的政策建議如下：第一，提高低收入、低技能、低學歷個體的數(shù)字素養(yǎng)，包括互聯(lián)網(wǎng)技能培訓、職業(yè)再教育等，使其成為與數(shù)字時代職業(yè)需求相匹配的新型勞動者，以減緩數(shù)字技術發(fā)展對這部分人群就業(yè)機會的擠占而導致收入下降；同時，利用互聯(lián)網(wǎng)打破時間和地域限制的特征多渠道促進靈活就業(yè)，用新職業(yè)和新機會拓寬增收渠道。第二，探索更合理的資源再分配舉措的落實，消除一些具有社會群體劃分功能的社會政策，如戶籍制度、行業(yè)分割等制度性歧視，弱化由于出身（如家庭環(huán)境）與運氣等因素導致的資源分配不均衡；在制度層面保障如教育機會、就業(yè)機會及社會流動機會等的平等；繼續(xù)加大反壟斷政策力度，打破流動壁壘，讓不同群體能夠有機會通過自身努力邁進中等收入行列，并不斷提高財富水平與幸福程度。第三，引導個體樹立終身學習理念，借助互聯(lián)網(wǎng)學習平臺提升自身人力資本水平，為個體通過職業(yè)選擇和職業(yè)發(fā)展實現(xiàn)階層攀升提供根基和保障。第四，利用互聯(lián)網(wǎng)引導并傳達理性、正確的公平觀。一方面，要認識到取決于個人努力和能力等因素帶來的結(jié)果不平等是不可避免且合理的；另一方面，加強對網(wǎng)絡媒介的監(jiān)管和治理，抑制失真的炫富行為或?qū)α⒀哉摰仍诰W(wǎng)絡上大肆營銷和炒作。

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編輯：鄭雅妮，高原