互聯(lián)網(wǎng)使用如何影響社會(huì)公平感？

李琬 張國勝 楊明洪

摘要：基于中國綜合社會(huì)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(duì)社會(huì)公平感的影響。研究發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)使用并未促進(jìn)社會(huì)公平感，反而導(dǎo)致社會(huì)公平感提升一個(gè)或一個(gè)等級(jí)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(yīng)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(duì)社會(huì)公平感的負(fù)面影響在男性和沒有大學(xué)學(xué)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(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果表明，互聯(lián)網(wǎng)使用通過提升相對(duì)收入不公平感和抑制階層流動(dòng)感降低社會(huì)公平感。此外，閑暇互聯(lián)網(wǎng)使用偏好對(duì)社會(huì)公平感的作用效果也有所區(qū)別。因此，應(yīng)從提高個(gè)體互聯(lián)網(wǎng)使用技能并借助互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)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(dòng)渠道暢通、鼓勵(lì)個(gè)體廣泛參與線上學(xué)習(xí)提高人力資本、加強(qiáng)社會(huì)輿情引導(dǎo)等方面努力，以實(shí)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)社會(huì)公平感的促進(jìn)作用。

關(guān)鍵詞：互聯(lián)網(wǎng)使用；社會(huì)公平感；相對(duì)收入；階層流動(dòng)；共同富裕

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào)：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(yīng)用場(chǎng)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(luò)信息中心（CNNIC）發(fā)布的第51次《中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展?fàn)顩r統(tǒng)計(jì)報(bào)告》顯示，截至2022年12月，中國網(wǎng)民規(guī)模達(dá)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(shù)（ICT）和數(shù)據(jù)要素為驅(qū)動(dòng)力的互聯(lián)網(wǎng)正與社會(huì)生產(chǎn)生活的各方面深刻交融，對(duì)中國居民的影響范圍不斷擴(kuò)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(duì)公眾的社會(huì)公平意識(shí)產(chǎn)生深遠(yuǎn)影響。長期以來，社會(huì)公平是人們不斷追求并渴望達(dá)成的目標(biāo)，也是“十四五”規(guī)劃中共享發(fā)展成果、推動(dòng)實(shí)現(xiàn)共同富裕原則所強(qiáng)調(diào)的價(jià)值內(nèi)核。如果能夠證實(shí)互聯(lián)網(wǎng)使用有利于提升公眾的社會(huì)公平感，并明確其作用機(jī)制，那么對(duì)該問題的研究將為中國實(shí)現(xiàn)更高程度的社會(huì)公平提供新的思路。

社會(huì)公平是指社會(huì)資源的合理分配，是包括經(jīng)濟(jì)、政治、社會(huì)、規(guī)則等多領(lǐng)域的公平［1］。社會(huì)公平感是一個(gè)相對(duì)概念，是個(gè)體基于自我感知對(duì)社會(huì)資源分配正當(dāng)性做出的主觀評(píng)價(jià)。改革開放以來，中國社會(huì)公平狀況歷經(jīng)多次轉(zhuǎn)折，從“世界上平等社會(huì)的樣板”成為“世界上不平等的社會(huì)之一”［2］，而后又整體朝良性方向變化［3］，出現(xiàn)了一個(gè)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(rèn)的0.4警戒線以上

根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局公布的基尼系數(shù)整理。。發(fā)生如此深刻變動(dòng)的原因在于，在經(jīng)濟(jì)或財(cái)富實(shí)現(xiàn)巨大增長的同時(shí)，大量社會(huì)資源和機(jī)會(huì)并未在不同社會(huì)成員和社會(huì)群體之間相對(duì)均衡地分配［3］。在此背景下，互聯(lián)網(wǎng)使用會(huì)改善這種不公平的境況，提升公眾的社會(huì)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(yàn)和認(rèn)知的局限，公眾對(duì)社會(huì)公平感的主觀評(píng)價(jià)不可避免地受到大眾媒體的建構(gòu)，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(shí)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(shí)性和人人可參與性賦予了新媒體在社交、分享、咨詢、維權(quán)等方面的天然優(yōu)勢(shì)，內(nèi)含自由、平等的價(jià)值觀念有利于促進(jìn)個(gè)體社會(huì)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(dòng)性的事件經(jīng)由互聯(lián)網(wǎng)發(fā)酵后會(huì)向受眾傳遞錯(cuò)誤的信號(hào)和更多的負(fù)能量，導(dǎo)致公眾的社會(huì)公平感嚴(yán)重偏離實(shí)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(dòng)力市場(chǎng)用工形式、勞動(dòng)者的工作方式和工作場(chǎng)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(duì)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(dòng)的弱勢(shì)群體來說，這種時(shí)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(bào)就業(yè)機(jī)會(huì)和創(chuàng)收來源［56］，同時(shí)還避免了這部分群體與社會(huì)脫節(jié)而引致社會(huì)怨恨心態(tài)。從互聯(lián)網(wǎng)使用存在技術(shù)門檻的角度看，盡管互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)擴(kuò)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(xué)歷、高技術(shù)勞動(dòng)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(fù)雜度更高的如創(chuàng)新、研發(fā)等職業(yè)，是對(duì)互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)更高水平的需求和應(yīng)用。研究顯示，收入較高的行業(yè)主要集中在金融、信息技術(shù)、醫(yī)藥和半導(dǎo)體等高技術(shù)行業(yè)［8］。技術(shù)水平較低的勞動(dòng)者同樣對(duì)高收入產(chǎn)生向往，然而短期內(nèi)難以獲得同等技術(shù)水平以匹配高技能工作的需求，加之原先從事的低技術(shù)復(fù)雜度和重復(fù)性的工作被互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)替代，收入減少，階層之間收入分化進(jìn)一步顯現(xiàn)［8］，從而影響這部分群體對(duì)社會(huì)公平感的評(píng)價(jià)。因此，互聯(lián)網(wǎng)使用如何影響個(gè)體的社會(huì)公平感，其作用機(jī)制又如何，成為兩個(gè)有待檢驗(yàn)的重要命題。上述理論為本文進(jìn)一步研究奠定了基礎(chǔ)。

本文利用2010、2012、2013、2015、2017年共5期的中國綜合社會(huì)調(diào)查（CGSS）數(shù)據(jù)對(duì)互聯(lián)網(wǎng)使用如何影響社會(huì)公平感進(jìn)行深入探究。與以往文獻(xiàn)相比，本文的邊際貢獻(xiàn)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(yīng)模型（TEM）和粗化精確匹配法（CEM）控制了計(jì)量模型中可能存在的內(nèi)生性問題，并對(duì)結(jié)論的穩(wěn)健性進(jìn)行驗(yàn)證；二是在研究內(nèi)容上，一方面從構(gòu)成社會(huì)公平感的不同維度入手，探討互聯(lián)網(wǎng)使用能否提升個(gè)體對(duì)社會(huì)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(huì)公平感。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假說

（一）互聯(lián)網(wǎng)使用與社會(huì)公平感

互聯(lián)網(wǎng)使用與社會(huì)公平感密切相關(guān)。社會(huì)公平感的構(gòu)成包含多個(gè)維度，互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)社會(huì)公平感的影響自然也體現(xiàn)在多個(gè)維度。在內(nèi)容上，社會(huì)公平感包括公眾對(duì)起點(diǎn)公平、過程（機(jī)會(huì)）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(yùn)氣這種具有一定偶然性和隨機(jī)性的起點(diǎn)公平，強(qiáng)調(diào)所有人都擁有平等權(quán)利獲得成功的機(jī)會(huì)公平以及要求資源在社會(huì)成員之間相對(duì)均等分配的結(jié)果公平，是影響公眾社會(huì)公平感的兩個(gè)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(wù)水平四個(gè)子維度。其一，教育公平是社會(huì)公平在教育領(lǐng)域的延伸［9］?；ヂ?lián)網(wǎng)的出現(xiàn)在很大程度上彌補(bǔ)了教育資源分布的不均衡，可以高效率、低成本地實(shí)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(huì)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(shù)進(jìn)步產(chǎn)生的“凈崗位創(chuàng)造效應(yīng)”使經(jīng)濟(jì)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(qiáng)，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(jī)會(huì)不公平感［1］；互聯(lián)網(wǎng)的普及和使用促進(jìn)了就業(yè)性別結(jié)構(gòu)發(fā)生變化，提高了女性就業(yè)機(jī)會(huì)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(huì)公平感的重要構(gòu)成之一?；ヂ?lián)網(wǎng)的使用可以擴(kuò)大城市公眾的政治參與意愿和參與行為［12］?；ヂ?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(qiáng)化了個(gè)體對(duì)自身政治能力的感知，并由此對(duì)社會(huì)公平感產(chǎn)生更加積極的評(píng)價(jià)。其四，基本公共服務(wù)也是影響公眾社會(huì)公平感的重要一環(huán)［13］?；ヂ?lián)網(wǎng)在包含社保、醫(yī)療服務(wù)和交通等公共服務(wù)領(lǐng)域的實(shí)踐應(yīng)用破解了傳統(tǒng)公共服務(wù)領(lǐng)域存在的管理真空和供需錯(cuò)位困境，實(shí)現(xiàn)了基本公共服務(wù)供給精準(zhǔn)化［13］，這自然提升了公眾的社會(huì)公平感。

研究互聯(lián)網(wǎng)使用如何影響社會(huì)公平感的理論依據(jù)建立在對(duì)社會(huì)公平感具體內(nèi)涵進(jìn)行細(xì)分的基礎(chǔ)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(duì)社會(huì)公平感的影響效果也存在差異［14］。按照CNNIC對(duì)互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用的分類，互聯(lián)網(wǎng)使用目的主要包括社交活動(dòng)、娛樂活動(dòng)和學(xué)習(xí)活動(dòng)。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(shì)。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(jià)值取向，因此其中某個(gè)體的社會(huì)態(tài)度得以輕易外推至“圈內(nèi)人”，最終造成整個(gè)群體社會(huì)態(tài)度的轉(zhuǎn)變；對(duì)于熱衷娛樂活動(dòng)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(yàn)可以緩解日常壓力，可能使其對(duì)社會(huì)公平感的評(píng)價(jià)更為平和；互聯(lián)網(wǎng)改變了傳統(tǒng)的學(xué)習(xí)方式，拉近了個(gè)體與優(yōu)質(zhì)教育資源的距離。在線學(xué)習(xí)極大提升了個(gè)體的學(xué)習(xí)效率，增強(qiáng)了自身的人力資本和競(jìng)爭力［7］。這顯然會(huì)影響個(gè)體對(duì)社會(huì)公平狀況的認(rèn)知?；诖?，本文提出以下假說：

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

（二）相對(duì)收入不公平感對(duì)社會(huì)公平感的影響

如果個(gè)體憑借個(gè)人價(jià)值與努力而非基于自身家庭條件或憑借“運(yùn)氣”能夠令自己和家人獲得更高的經(jīng)濟(jì)收入，那么個(gè)體會(huì)對(duì)社會(huì)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(shù)，不僅提高了勞動(dòng)生產(chǎn)率、促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長［15］，也增加了社會(huì)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(duì)收入水平的增加并不總是意味著相對(duì)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(huì)導(dǎo)致相對(duì)收入水平差距的擴(kuò)張。事實(shí)上，在各個(gè)群體內(nèi)，重要的并非個(gè)人實(shí)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(dāng)個(gè)體的收入水平低于其參照群體的收入水平時(shí)，就會(huì)產(chǎn)生負(fù)面情緒。也就是說，這種基于個(gè)體對(duì)自我及周圍環(huán)境的評(píng)價(jià)與感知的相對(duì)收入不公平感越高，對(duì)社會(huì)公平程度的評(píng)價(jià)就越低。已有研究也顯示，相對(duì)收入的不平等會(huì)導(dǎo)致人們對(duì)社會(huì)不公平的反應(yīng)更加強(qiáng)烈［18］。Easterlin［19］在相對(duì)經(jīng)濟(jì)地位變化假說中提到，個(gè)體對(duì)相對(duì)收入的評(píng)價(jià)可以跨越群體、跨越文化、跨越國別、跨越體制進(jìn)行比較。互聯(lián)網(wǎng)作為傳播媒介，打破了封閉環(huán)境下的信息不對(duì)稱，使個(gè)體更容易捕捉到社會(huì)各個(gè)層面的收入水平和經(jīng)濟(jì)地位狀況，因此個(gè)體對(duì)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(huì)范圍內(nèi)進(jìn)行比較，這就意味著個(gè)體原來進(jìn)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(huì)抵消通過互聯(lián)網(wǎng)使用增加的絕對(duì)收入而產(chǎn)生的社會(huì)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(duì)收入不公平感影響社會(huì)公平感。

（三）階層流動(dòng)感對(duì)社會(huì)公平感的影響

結(jié)構(gòu)決定論認(rèn)為，個(gè)體對(duì)社會(huì)公平程度的評(píng)價(jià)取決于自身所屬階層的高低。個(gè)體社會(huì)地位越高，其社會(huì)公平感就越強(qiáng)，反之對(duì)社會(huì)公平程度的評(píng)價(jià)就越低［20］。事實(shí)上，個(gè)體對(duì)所處階層的判斷很大程度上取決于個(gè)體社會(huì)地位或社會(huì)位置的變化過程［17］，也就是個(gè)體是否實(shí)現(xiàn)了階層流動(dòng)。如果上行流動(dòng)渠道長期堵塞，意味著經(jīng)濟(jì)和資源的分配具有不合理性，進(jìn)而加劇個(gè)體的主觀不公平感，最終引致階層沖突和社會(huì)動(dòng)蕩，構(gòu)成一個(gè)龜裂型社會(huì)形態(tài)［2122］。當(dāng)向上流動(dòng)渠道比較暢通時(shí)，個(gè)體會(huì)對(duì)未來形成積極的社會(huì)流動(dòng)預(yù)期，產(chǎn)生更加積極的社會(huì)態(tài)度，此時(shí)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(gè)體的社會(huì)不公平感［17，23］。龔鋒等［23］實(shí)證結(jié)果表明，如果個(gè)體無法實(shí)現(xiàn)階層的向上流動(dòng)就會(huì)對(duì)階層流動(dòng)感持更為負(fù)面的判斷，并因此對(duì)社會(huì)公平狀況具有更低水平的認(rèn)同和感知。階層流動(dòng)取決于多方因素，既有制度層面的暢通，也有個(gè)體層面的人力資本積累和技術(shù)等因素。在互聯(lián)網(wǎng)時(shí)代，盡管制度保障了階層流動(dòng)機(jī)制的暢通，但由于互聯(lián)網(wǎng)本身具有的社會(huì)濡染、同群效應(yīng)［12］和特有的互動(dòng)性、即時(shí)性、多媒體等傳播特點(diǎn)放大并固化了群體間的階層認(rèn)同感。

首先，具有鮮明階層特征的生活方式、消費(fèi)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(dòng)的門檻，一方面使社會(huì)階層的區(qū)分更加自動(dòng)化，另一方面加劇了社會(huì)群體結(jié)構(gòu)的兩極分化。

與此同時(shí)，互聯(lián)網(wǎng)的技術(shù)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(yīng)更強(qiáng)［2425］。早期互聯(lián)網(wǎng)平臺(tái)壟斷，使低收入階層向ICT領(lǐng)域這一高收入階層的流動(dòng)受制于人力資本和技術(shù)等因素，進(jìn)一步形成互聯(lián)網(wǎng)時(shí)代的階層分化［21］，從而影響社會(huì)公平感?；诖?，本文提出以下假說：

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

三、研究設(shè)計(jì)

（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(huì)調(diào)查（CGSS），該項(xiàng)目由中國人民大學(xué)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(xué)術(shù)調(diào)查項(xiàng)目之一。項(xiàng)目采用多階分層隨機(jī)抽樣法，對(duì)全國28個(gè)省份（不包含西藏、海南、新疆和港澳臺(tái)）一萬多戶家庭進(jìn)行調(diào)查，樣本具有很強(qiáng)的代表性。鑒于2011年調(diào)查樣本相對(duì)較少并且缺失部分關(guān)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(duì)相關(guān)數(shù)據(jù)變量進(jìn)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(xué)生個(gè)體樣本，最終得到有效樣本25?539個(gè)。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(shí)，保證參數(shù)估計(jì)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(huì)公平感（Y）。CGSS通過詢問“總的來說，您認(rèn)為當(dāng)今的社會(huì)公不公平”，調(diào)查受訪者對(duì)社會(huì)公平的整體判斷和綜合評(píng)價(jià)。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(gè)選項(xiàng)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(duì)以下媒體的使用情況”來定義個(gè)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(shí)”“經(jīng)?！薄翱偸恰笔褂没ヂ?lián)網(wǎng)（包括手機(jī)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(huì)公平感。此外，互聯(lián)網(wǎng)使用還表現(xiàn)為閑暇時(shí)的線上活動(dòng)。因此，本文引入閑暇互聯(lián)網(wǎng)使用變量，以衡量個(gè)體在空閑時(shí)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(shí)間從事上網(wǎng)活動(dòng)”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(xiàn)和做法［3，22，25］，本文選取的控制變量如下：個(gè)體層面，性別、是否擁有大學(xué)學(xué)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(huì)保險(xiǎn)；家庭層面，子女?dāng)?shù)量、家庭收入的對(duì)數(shù)、家庭經(jīng)濟(jì)地位。此外還考慮了地區(qū)固定效應(yīng)與年份固定效應(yīng)。值得注意的是，不同互聯(lián)網(wǎng)使用偏好可能會(huì)引起互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)社會(huì)公平感的評(píng)價(jià)產(chǎn)生不同效果。因此，本文選取“社交活動(dòng)”“娛樂活動(dòng)”“學(xué)習(xí)活動(dòng)”代表個(gè)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(dòng)的頻率。

所有變量的定義及描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表1。

（三）模型設(shè)定

因社會(huì)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(duì)社會(huì)公平感的影響。模型設(shè)定如下：

Yit=βXit+γControlit+λDm+θTt+εit（1）

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

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(gè)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(shí)間變化的因素；Tt為年份固定效應(yīng)；εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）基準(zhǔn)回歸分析

互聯(lián)網(wǎng)使用影響社會(huì)公平感的估計(jì)結(jié)果見表2。其中，第（1）列是單變量估計(jì)結(jié)果，第（2）（3）列是依次加入個(gè)體層面和家庭層面控制變量的估計(jì)結(jié)果，第（4）列是在加入個(gè)體層面和家庭層面控制變量的基礎(chǔ)上固定了地區(qū)和年份的估計(jì)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(duì)社會(huì)公平感存在顯著負(fù)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(gè)體層面變量、家庭層面變量及固定效應(yīng)，互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)社會(huì)公平感產(chǎn)生負(fù)面評(píng)價(jià)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(duì)于OLogit模型，估計(jì)系數(shù)無法直觀反映邊際效應(yīng)，只能從顯著性和參數(shù)符號(hào)方面給出有限的信息，同時(shí)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(jìn)一步計(jì)算得出互聯(lián)網(wǎng)使用影響社會(huì)公平感的幾率比。從第（4）列的估計(jì)結(jié)果來看，互聯(lián)網(wǎng)使用帶來的效應(yīng)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(gè)體相比，使用互聯(lián)網(wǎng)時(shí)社會(huì)公平感提升一個(gè)或一個(gè)等級(jí)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(duì)社會(huì)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(huì)公平感，反而降低了公眾對(duì)社會(huì)公平感的評(píng)價(jià)，此結(jié)果與本文假說1互聯(lián)網(wǎng)使用促進(jìn)了社會(huì)公平感的預(yù)期不一致。

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

婚姻狀況對(duì)社會(huì)公平感的影響并不顯著。個(gè)體傾向選擇與自身價(jià)值觀類似的配偶，因此婚配與否并不直接影響個(gè)體對(duì)社會(huì)公平感的評(píng)價(jià)。

在家庭層面，子女?dāng)?shù)量對(duì)社會(huì)公平感的影響顯著為正。得益于中國義務(wù)教育制度和標(biāo)準(zhǔn)化、高透明度的教育體系，有孩子的家庭由于教育機(jī)會(huì)而產(chǎn)生的不平等感相對(duì)較低［21］，而在教育領(lǐng)域獲得的公平感以及長久以來將教育視為向上流動(dòng)渠道的觀念可以提升個(gè)體的幸福感和總公平感［9］。家庭經(jīng)濟(jì)地位對(duì)社會(huì)公平感提升的影響同樣顯著為正，但家庭年收入并未為對(duì)社會(huì)公平感產(chǎn)生顯著影響，一個(gè)可能的解釋是個(gè)體對(duì)于家庭經(jīng)濟(jì)地位評(píng)價(jià)的參照半徑是基于“當(dāng)?shù)亍被颉八诘亍?，事?shí)上，即使在社區(qū)層面的經(jīng)濟(jì)差距都會(huì)對(duì)社會(huì)評(píng)價(jià)產(chǎn)生顯著影響［22］；此外，對(duì)家庭年收入來說，問卷對(duì)該變量并非通過“等級(jí)”或“比較”等相對(duì)評(píng)價(jià)來刻畫，因此對(duì)社會(huì)公平感的直接影響并不顯著，而是可能通過某種機(jī)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(guān)系

本文試圖檢驗(yàn)互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)社會(huì)公平感的影響，但對(duì)社會(huì)公平感評(píng)價(jià)較低的群體來說，一方面他們可能會(huì)借助互聯(lián)網(wǎng)尋求更多機(jī)會(huì)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(rèn)同和慰藉，致使個(gè)體對(duì)社會(huì)公平感的主觀評(píng)價(jià)反向決定互聯(lián)網(wǎng)使用情況，導(dǎo)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(gè)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(dǎo)致個(gè)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(guān)；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(gè)體對(duì)社會(huì)公平感的評(píng)價(jià)，因此也滿足工具變量的外生性假設(shè)。參照呂煒等［26］的做法，本文同時(shí)使用兩階段最小二乘法（2SLS）和工具變量有序Probit（IV?OProbit）模型進(jìn)行估計(jì)。

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(jì)結(jié)果，在第一階段回歸中，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量遠(yuǎn)超過經(jīng)驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)值10，說明該工具變量與內(nèi)生解釋變量高度相關(guān)，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(guān)關(guān)系，不存在弱工具變量的問題。在第二階段回歸中，針對(duì)工具變量所進(jìn)行的KPLM不可識(shí)別檢驗(yàn)和DurbinWuHausman外生性檢驗(yàn)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(shè)，表明式（1）確實(shí)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(jìn)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(yàn)參數(shù)（atanhrho_12估計(jì)量）在社會(huì)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(yàn)證了互聯(lián)網(wǎng)使用確實(shí)存在內(nèi)生性問題，使用IV?OProbit估計(jì)更有效率，結(jié)果更準(zhǔn)確。第（4）列結(jié)果顯示，互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)社會(huì)公平感產(chǎn)生積極評(píng)價(jià)的概率下降約21.3%。相比于基準(zhǔn)回歸結(jié)果，互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)社會(huì)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。總的來說，在控制核心解釋變量因逆向因果關(guān)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(huì)對(duì)個(gè)體社會(huì)公平感存在顯著負(fù)向影響這一結(jié)論，驗(yàn)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(gè)體是否使用互聯(lián)網(wǎng)并非是完全隨機(jī)分配的，而是與個(gè)體特征和家庭特征之間都存在相關(guān)性，若在分析中忽視了個(gè)體和家庭層面的樣本選擇特征，很可能導(dǎo)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(yīng)模型（TEM）對(duì)互聯(lián)網(wǎng)使用與社會(huì)公平感之間的關(guān)系進(jìn)行估計(jì)。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(gè)人及家庭特征作為解釋因素，估計(jì)互聯(lián)網(wǎng)使用的發(fā)生概率并計(jì)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(jì)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(jì)互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)社會(huì)公平感的影響。

表4報(bào)告了采用兩步法（2SLS）和最大似然估計(jì)法（MLE）進(jìn)行估計(jì)的結(jié)果。結(jié)果顯示，逆米爾斯比率與MLE估計(jì)法中的方程獨(dú)立性檢驗(yàn)均顯著，表明式（1）確實(shí)存在樣本選擇性偏差，采用處理效應(yīng)模型估計(jì)是恰當(dāng)?shù)男拚?。檢驗(yàn)結(jié)果再次說明，在排除樣本選擇偏誤后，基準(zhǔn)回歸結(jié)果仍然可以得到驗(yàn)證，即互聯(lián)網(wǎng)使用會(huì)使個(gè)體對(duì)社會(huì)公平感的評(píng)價(jià)產(chǎn)生顯著的消極影響。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.改變模型設(shè)定形式

為排除對(duì)模型設(shè)定的依賴，改變模型設(shè)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(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。估計(jì)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(yīng)后，互聯(lián)網(wǎng)使用會(huì)顯著拉低個(gè)體的社會(huì)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(shè)定形式

變量測(cè)度偏誤可能會(huì)對(duì)實(shí)證結(jié)論產(chǎn)生影響，對(duì)此重新替換被解釋變量與核心解釋變量來進(jìn)行驗(yàn)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(yàn)互聯(lián)

網(wǎng)使用對(duì)社會(huì)公平感的影響；另一方面，將互聯(lián)網(wǎng)使用設(shè)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(shí)”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(duì)社會(huì)公平感影響的估計(jì)結(jié)果?？梢钥闯?，互聯(lián)網(wǎng)使用降低了個(gè)體的社會(huì)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(jì)

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(duì)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(jì)法來選擇合適的控制組以降低混雜因素對(duì)估計(jì)結(jié)果的影響。考慮到互聯(lián)網(wǎng)使用變量來自對(duì)個(gè)體的調(diào)查，本文參考田紅宇等［27］的處理方法，選擇個(gè)體特征作為匹配變量。具體做法如下：第一步，按照個(gè)體是否使用互聯(lián)網(wǎng)將樣本分為控制組與實(shí)驗(yàn)組以構(gòu)造匹配樣

本。其中，未使用互聯(lián)網(wǎng)的個(gè)體被定義為控制組，使用互聯(lián)網(wǎng)的個(gè)體被定義為實(shí)驗(yàn)組。第二步，用不平衡

性統(tǒng)計(jì)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(duì)兩組數(shù)據(jù)的每個(gè)變量進(jìn)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(yīng)估計(jì)誤差，同時(shí)判斷L1統(tǒng)計(jì)量

若匹配后L1統(tǒng)計(jì)量較匹配前的L1統(tǒng)計(jì)量有所下降說明匹配效果較好。第四步，使用CEM匹配后的權(quán)重矩陣執(zhí)行估計(jì)，以便得到樣本平均處理效應(yīng)的估計(jì)值。表6為本文利用CEM匹配后的樣本進(jìn)行回歸的結(jié)果，從中可以看出估計(jì)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(duì)社會(huì)公平感存在向下的拉動(dòng)作用。此外，匹配結(jié)果顯示，匹配前后L1統(tǒng)計(jì)量分別為0.603和0.348，L1統(tǒng)計(jì)量的下降表明降低了個(gè)體對(duì)互聯(lián)網(wǎng)使用的選擇性偏差。此結(jié)果再次驗(yàn)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(duì)社會(huì)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(xué)學(xué)歷以及工作狀況三個(gè)維度進(jìn)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(jì)系數(shù)均在1%水平上顯著，且對(duì)男性來說，互聯(lián)網(wǎng)使用會(huì)對(duì)社會(huì)公平感產(chǎn)生積極評(píng)價(jià)的概率下降約18.33%，較女性高8個(gè)百分點(diǎn)左右。第（3）（4）列則顯示了不一樣的結(jié)果，對(duì)于沒有大學(xué)學(xué)歷的個(gè)體來說，互聯(lián)網(wǎng)使用同樣會(huì)顯著降低個(gè)體對(duì)社會(huì)公平感的評(píng)價(jià)，而對(duì)擁有大學(xué)學(xué)歷的個(gè)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(duì)社會(huì)公平感的負(fù)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(huì)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(fèi)舍爾組合檢驗(yàn)（Fishers?permutation?test）對(duì)其估計(jì)結(jié)果進(jìn)行組間差異檢驗(yàn)，以驗(yàn)證不同分組之間是否存在真實(shí)差異。檢驗(yàn)步驟如下：首先，分別針對(duì)不同分組估計(jì)模型得到估計(jì)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(cè)值構(gòu)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(jī)抽?。o放回）相對(duì)應(yīng)的觀測(cè)值個(gè)數(shù)，記為該分組的一個(gè)子樣本組，并將剩下的觀測(cè)值視為該分

組的另一子樣本組，以獲得經(jīng)驗(yàn)樣本；接著，估計(jì)經(jīng)驗(yàn)樣本的系數(shù)及系數(shù)的差異；最后，重復(fù)執(zhí)行前述兩個(gè)步驟（本文重復(fù)1?000次）以獲得經(jīng)驗(yàn)樣本估計(jì)系數(shù)差異的經(jīng)驗(yàn)分布并計(jì)算用來檢驗(yàn)兩組系數(shù)差異是否顯著的經(jīng)驗(yàn)P值統(tǒng)計(jì)量［28］。

表7的結(jié)果顯示，基于性別和大學(xué)學(xué)歷分組的費(fèi)舍爾組合檢驗(yàn)經(jīng)驗(yàn)P值分別為0.056和0.023，均拒絕不存在組間差異的原假設(shè)，這說明互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)社會(huì)公平感的影響確實(shí)具有顯著的性別差異和學(xué)歷差異，對(duì)男性的影響程度高于女性，對(duì)沒有大學(xué)學(xué)歷群體的影響同樣顯著。這可能是因?yàn)椋旱谝?，女性在傳統(tǒng)家庭生活和社會(huì)活動(dòng)中多扮演“主內(nèi)”的角色，但女性權(quán)益的改善和互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)處于弱勢(shì)的女性群體在觀念、收入、社會(huì)地位等方面的積極作用［6］，中和了互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)社會(huì)公平感產(chǎn)生的負(fù)面效應(yīng)。因此，女性對(duì)互聯(lián)網(wǎng)使用降低社會(huì)公平感的評(píng)價(jià)略低于“主外”的男性群體。第二，一定程度上，擁有大學(xué)學(xué)歷的群體在認(rèn)知、思辨等方面更具優(yōu)勢(shì)，因此面對(duì)互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)社會(huì)公平感的沖擊，能持相對(duì)沉穩(wěn)而非激進(jìn)的態(tài)度［14，23］。本文觀察到對(duì)工作狀況進(jìn)行組間差異檢驗(yàn)的經(jīng)驗(yàn)P值為0.337，也就是說，互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)社會(huì)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。可能的原因在于，一方面滿足基本生活需求（如出行購物、娛樂消遣）和關(guān)系需求（如社交、尋找或加入網(wǎng)絡(luò)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(shí)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(huì)公平感的機(jī)制分析

從上述實(shí)證結(jié)果可以看出，互聯(lián)網(wǎng)使用沒有提升個(gè)體對(duì)社會(huì)公平感的評(píng)價(jià)。那么，是什么原因?qū)е卢F(xiàn)實(shí)結(jié)果與理論分析不一致呢？前文理論假說指出，相對(duì)收入不公平感與階層流動(dòng)感是影響社會(huì)公平感的兩大核心維度，從這個(gè)邏輯出發(fā)，互聯(lián)網(wǎng)使用可能通過影響相對(duì)收入不公平感和階層流動(dòng)感影響社會(huì)公平感。為驗(yàn)證上述傳導(dǎo)機(jī)制，本文將進(jìn)行兩方面的實(shí)證分析，以期對(duì)基準(zhǔn)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(duì)收入不公平感

為檢驗(yàn)互聯(lián)網(wǎng)使用是否能夠通過相對(duì)收入不公平感影響個(gè)體對(duì)社會(huì)公平感的評(píng)價(jià)，本文分兩步驗(yàn)證：第一步，將互聯(lián)網(wǎng)使用作為核心解釋變量，以相對(duì)收入不公平感作為被解釋變量，加入個(gè)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(yīng)，考察互聯(lián)網(wǎng)使用與相對(duì)收入不公平感之間的關(guān)系；第二步，將相對(duì)收入不公平感帶入式（1），驗(yàn)證相對(duì)收入不公平感對(duì)社會(huì)公平感的影響。關(guān)于相對(duì)收入不公平感的度量，萬廣華等［18，30］認(rèn)為人們更傾向于在近距離或者說相對(duì)小的地理空間內(nèi)捕捉不均等指標(biāo)以反映個(gè)體對(duì)不平等的認(rèn)知和受到的影響。因此，本文以省級(jí)層面的收入不平等指數(shù)作為關(guān)鍵變量相對(duì)收入不公平感的替代指標(biāo)，用以解釋互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)社會(huì)公平感的影響機(jī)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(shí)將戶籍變量同樣作為參照群歸并進(jìn)收入不平等指數(shù)的測(cè)算中

使用個(gè)體收入不平等Kakwani指數(shù)測(cè)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(jìn)行回歸。

表8第（1）（2）列報(bào)告了相對(duì)收入不公平感機(jī)制與社會(huì)公平感的檢驗(yàn)結(jié)果?？v觀回歸結(jié)果，在第（2）列中，相對(duì)收入不公平感的系數(shù)顯著為負(fù)，表明相對(duì)收入不公平感的提升會(huì)降低個(gè)體對(duì)社會(huì)公平感的評(píng)價(jià)提升一個(gè)等級(jí)的概率；同時(shí)，如第（1）列所示，互聯(lián)網(wǎng)使用顯著提升個(gè)體相對(duì)收入不公平感。也就是說，互聯(lián)網(wǎng)使用確會(huì)通過影響相對(duì)收入不公平感影響社會(huì)公平感，假說2得到驗(yàn)證。

（二）互聯(lián)網(wǎng)使用與階層流動(dòng)感

為檢驗(yàn)互聯(lián)網(wǎng)使用是否能夠通過階層流動(dòng)感影響個(gè)體對(duì)社會(huì)公平感的評(píng)價(jià)，本文同樣分兩步來驗(yàn)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(dòng)感作為被解釋變量，加入個(gè)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(yīng)，考察互聯(lián)網(wǎng)使用與階層流動(dòng)感之間的關(guān)系；第二步，將階層流動(dòng)感帶入式（1），驗(yàn)證階層流動(dòng)感對(duì)社會(huì)公平感的影響。參考龔鋒等［23］的做法，根據(jù)CGSS問卷中“您認(rèn)為您目前在哪個(gè)等級(jí)上”及“您認(rèn)為在您14歲時(shí)，您的家庭處于哪個(gè)等級(jí)上”兩個(gè)問題，將回答“1～3分”的界定為社會(huì)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(huì)等級(jí)與14歲時(shí)社會(huì)等級(jí)進(jìn)行比較，構(gòu)建“階層流動(dòng)感”變量。其中，若目前社會(huì)等級(jí)高于14歲時(shí)社會(huì)等級(jí)，認(rèn)為個(gè)體實(shí)現(xiàn)階層流動(dòng)，否則為未實(shí)現(xiàn)階層流動(dòng)。由于階層流動(dòng)感是二元離散變量，因此第一步選用Logit模型進(jìn)行回歸。

階層流動(dòng)機(jī)制的驗(yàn)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(dòng)感的回歸系數(shù)顯著為正，表明階層流動(dòng)感與社會(huì)公平感存在顯著的正向作用；同時(shí)，互聯(lián)網(wǎng)使用與階層流動(dòng)感顯著負(fù)相關(guān)。具體來說，互聯(lián)網(wǎng)使用使階層流動(dòng)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(jì)結(jié)果，互聯(lián)網(wǎng)使用抑制了階層流動(dòng)感，進(jìn)而使個(gè)體對(duì)社會(huì)公平感持更為負(fù)面的評(píng)價(jià)。假說3得到驗(yàn)證。

前文基準(zhǔn)回歸結(jié)果顯示，家庭年收入并未對(duì)社會(huì)公平感產(chǎn)生顯著影響，這一實(shí)證結(jié)果并不符合基本預(yù)期，也與現(xiàn)有文獻(xiàn)相悖。因此，筆者猜測(cè)家庭年收入并非直接影響社會(huì)公平感，而是可能通過某種機(jī)制得以體現(xiàn)。在表8第（1）（3）列中，家庭年收入對(duì)相對(duì)收入不公平感和階層流動(dòng)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(duì)收入不公平感和階層流動(dòng)感進(jìn)而作用于社會(huì)公平感，是一種間接效應(yīng)，這驗(yàn)證了前文的判斷。

六、進(jìn)一步討論

已有文獻(xiàn)對(duì)不同互聯(lián)網(wǎng)使用偏好進(jìn)行了大量分析，基本一致地驗(yàn)證了互聯(lián)網(wǎng)使用的目的和偏好不同，其對(duì)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(duì)社會(huì)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(yàn)這些問題，本文加入了閑暇互聯(lián)網(wǎng)使用與閑暇活動(dòng)偏好的交互項(xiàng)，試圖捕捉社會(huì)公平感對(duì)不同互聯(lián)網(wǎng)使用偏好的異質(zhì)性表現(xiàn)。考慮到CGSS問卷中并未直接設(shè)計(jì)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(shí)輔以閑暇活動(dòng)偏好變量共同識(shí)別和反映不同互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)社會(huì)公平感的影響［6］。按照CGSS問卷題目，本文將閑暇活動(dòng)偏好分為“社交活動(dòng)”“娛樂活動(dòng)”“學(xué)習(xí)活動(dòng)”，這也同CNNIC報(bào)告中對(duì)個(gè)人互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用的分類一致。

個(gè)體閑暇互聯(lián)網(wǎng)使用和不同活動(dòng)偏好影響社會(huì)公平感的基本估計(jì)結(jié)果見表9。第（1）列閑暇互聯(lián)網(wǎng)使用的系數(shù)為負(fù)且在1%的水平下顯著，表明閑暇互聯(lián)網(wǎng)使用降低了個(gè)體的社會(huì)公平感，再次驗(yàn)證了前文回歸結(jié)果穩(wěn)健。第（2）～（4）列是在第（1）列的基礎(chǔ)上分別加入各項(xiàng)閑暇活動(dòng)以及閑暇互聯(lián)網(wǎng)使用和社交、娛樂、學(xué)習(xí)活動(dòng)交互項(xiàng)的回歸結(jié)果。第（2）列結(jié)果顯示，加入交互項(xiàng)之后，閑暇互聯(lián)網(wǎng)使用與社交活動(dòng)的交互項(xiàng)并未對(duì)社會(huì)公平感產(chǎn)生顯著影響。結(jié)合實(shí)際來看，個(gè)體在閑暇時(shí)的互聯(lián)網(wǎng)社交行為更傾向于與家人、朋友等進(jìn)行互動(dòng)，多體現(xiàn)為對(duì)情感需求的滿足而較少涉及對(duì)社會(huì)公平狀況的評(píng)價(jià)。第（3）列的交互項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，表明閑暇時(shí)偏好娛樂活動(dòng)的互聯(lián)網(wǎng)使用降低了個(gè)體對(duì)社會(huì)公平感的評(píng)價(jià)。第（4）列交互項(xiàng)的回歸系數(shù)則表明，閑暇時(shí)利用互聯(lián)網(wǎng)從事學(xué)習(xí)活動(dòng)可以顯著提升個(gè)體的社會(huì)公平感。結(jié)

合現(xiàn)有文獻(xiàn)和前文分析，造成這種截然不同結(jié)果的原因在于：個(gè)體在閑暇時(shí)利用互聯(lián)網(wǎng)從事學(xué)習(xí)活動(dòng)時(shí)更具有主動(dòng)性和導(dǎo)向性，有助于強(qiáng)化個(gè)體人力資本的積累和提升，進(jìn)一步帶來更高的收入和向上的階層流動(dòng)［7，23］。而對(duì)于更偏好娛樂活動(dòng)的個(gè)體，有研究指出，其本身就更有可能處于較低的社會(huì)階層［10］，在互聯(lián)網(wǎng)的沖擊下，獲得更高收入和實(shí)現(xiàn)階層流動(dòng)的機(jī)會(huì)被擠壓，從而產(chǎn)生更強(qiáng)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(yàn)互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)社會(huì)公平感的影響。實(shí)證結(jié)果顯示：（1）互聯(lián)網(wǎng)使用顯著降低了個(gè)體對(duì)社會(huì)公平感的評(píng)價(jià)，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(duì)社會(huì)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(huì)使男性對(duì)社會(huì)公平感的評(píng)價(jià)更低；互聯(lián)網(wǎng)使用會(huì)顯著降低沒有大學(xué)學(xué)歷群體的社會(huì)公平感，而對(duì)擁有大學(xué)學(xué)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(jī)制檢驗(yàn)的結(jié)果表明，互聯(lián)網(wǎng)使用通過提升相對(duì)收入不公平感進(jìn)而降低社會(huì)公平感，同時(shí)互聯(lián)網(wǎng)使用通過抑制階層流動(dòng)感進(jìn)而降低社會(huì)公平感。（4）閑暇時(shí)偏好娛樂活動(dòng)，互聯(lián)網(wǎng)使用會(huì)降低社會(huì)公平感；閑暇時(shí)偏好學(xué)習(xí)活動(dòng)，互聯(lián)網(wǎng)使用會(huì)促進(jìn)社會(huì)公平感；閑暇時(shí)傾向于從事社交活動(dòng)，則互聯(lián)網(wǎng)使用沒有對(duì)社會(huì)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(xué)歷個(gè)體的數(shù)字素養(yǎng)，包括互聯(lián)網(wǎng)技能培訓(xùn)、職業(yè)再教育等，使其成為與數(shù)字時(shí)代職業(yè)需求相匹配的新型勞動(dòng)者，以減緩數(shù)字技術(shù)發(fā)展對(duì)這部分人群就業(yè)機(jī)會(huì)的擠占而導(dǎo)致收入下降；同時(shí)，利用互聯(lián)網(wǎng)打破時(shí)間和地域限制的特征多渠道促進(jìn)靈活就業(yè)，用新職業(yè)和新機(jī)會(huì)拓寬增收渠道。第二，探索更合理的資源再分配舉措的落實(shí)，消除一些具有社會(huì)群體劃分功能的社會(huì)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(yùn)氣等因素導(dǎo)致的資源分配不均衡；在制度層面保障如教育機(jī)會(huì)、就業(yè)機(jī)會(huì)及社會(huì)流動(dòng)機(jī)會(huì)等的平等；繼續(xù)加大反壟斷政策力度，打破流動(dòng)壁壘，讓不同群體能夠有機(jī)會(huì)通過自身努力邁進(jìn)中等收入行列，并不斷提高財(cái)富水平與幸福程度。第三，引導(dǎo)個(gè)體樹立終身學(xué)習(xí)理念，借助互聯(lián)網(wǎng)學(xué)習(xí)平臺(tái)提升自身人力資本水平，為個(gè)體通過職業(yè)選擇和職業(yè)發(fā)展實(shí)現(xiàn)階層攀升提供根基和保障。第四，利用互聯(lián)網(wǎng)引導(dǎo)并傳達(dá)理性、正確的公平觀。一方面，要認(rèn)識(shí)到取決于個(gè)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(qiáng)對(duì)網(wǎng)絡(luò)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(luò)上大肆營銷和炒作。

參考文獻(xiàn)：

［1］胡懷國．經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌中的公平與效率：讀《包容性發(fā)展與社會(huì)公平政策的選擇》［J］．經(jīng)濟(jì)研究，2013（6）：155160.

［2］王豐.?分割與分層：改革時(shí)期中國城市的不平等［M］.?馬磊，譯.?杭州：浙江人民出版社，2013：3.

［3］李路路，王鵬．轉(zhuǎn)型中國的社會(huì)態(tài)度變遷（2005—2015）［J］．中國社會(huì)科學(xué)，2018（3）：83101.

［4］韓雨晴，謝強(qiáng)．新媒體是否傳播了較多的負(fù)能量：基于社會(huì)公平感知視角［J］．當(dāng)代財(cái)經(jīng)，2019（10）：1524.

［5］戚聿東，丁述磊，劉翠花．?dāng)?shù)字經(jīng)濟(jì)時(shí)代互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)靈活就業(yè)者工資收入的影響研究［J］．社會(huì)科學(xué)輯刊，2022（1）：125138.

［6］毛宇飛，曾湘泉．互聯(lián)網(wǎng)使用是否促進(jìn)了女性就業(yè)：基于CGSS數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)分析［J］．經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài)，2017（6）：2131.

［7］張國勝，吳晶．?dāng)?shù)字賦能下高學(xué)歷為什么帶來了更高的工資溢價(jià)：基于CFPS數(shù)據(jù)的實(shí)證研究［J］．勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)研究，2021（3）：2746.

［8］馬述忠，吳鵬，潘鋼健.?互聯(lián)網(wǎng)使用、生活性服務(wù)業(yè)擴(kuò)張與勞動(dòng)收入分化［J］．經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài)，2022（2）：6884.

［9］褚宏啟．教育公平的原則重構(gòu)與制度重組：兼論什么樣的教育不平等是公平的［J］．教育學(xué)報(bào)，2020（5）：1927.

［10］張濟(jì)洲，黃書光．隱蔽的再生產(chǎn)：教育公平的影響機(jī)制：基于城鄉(xiāng)不同階層學(xué)生互聯(lián)網(wǎng)使用偏好的實(shí)證研究［J］．中國電化教育，2018（11）：1823.

［11］KATZ?V．Regulating?the?sharing?economy［J］．Berkeley?Technology?Law?Journal，2015，30（6）：10671118.

［12］陳云松．互聯(lián)網(wǎng)使用是否擴(kuò)大非制度化政治參與：基于CGSS?2006的工具變量分析［J］．社會(huì)，2013（5）：118143.

［13］鄧念國，李穎．邁向精準(zhǔn)化：傳統(tǒng)公共服務(wù)供給雙重困境之新解［J］．天津行政學(xué)院學(xué)報(bào)，2019（6）：5059.

［14］陳思宇，胡志安，陳斌開．技術(shù)與文化：互聯(lián)網(wǎng)如何改變個(gè)人價(jià)值觀？［J］．經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài)，2016（4）：3747.

［15］FORMAN?C，?GOLDFARB?A，?GREENSTEIN?S.?The?Internet?and?local?wages：?a?puzzle［J］．American?Economic?Review，2012（1）：556575.

［16］張慧芳，徐子?jì)k，朱雅玲.?勞動(dòng)者技能溢價(jià)對(duì)居民消費(fèi)的影響研究［J］.?當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2020（6）：120134.

［17］馮霞，蘇振華．經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)社會(huì)公平感的影響：基于社會(huì)流動(dòng)預(yù)期的分析［J］．社會(huì)科學(xué)家，2021（5）：8693.

［18］萬廣華，張彤進(jìn)．機(jī)會(huì)不平等與中國居民主觀幸福感［J］．世界經(jīng)濟(jì)，2021（5）：203228.

［19］EATERLIN?R?A．Does?economic?growth?improve?the?human?lot？Some?empirical?evidence［M］．New?York：Academic?Press，1974：94+99100.

［20］WEGENER?B．Relative?deprivation?and?social?mobility：structural?constraints?on?distributive?justice?judgments［J］．European?Sociological?Review，1991，7（1）：318.

［21］李路路，石磊，朱斌．固化還是流動(dòng)：當(dāng)代中國階層結(jié)構(gòu)變遷四十年［J］．社會(huì)學(xué)研究，2018（6）：134.

［22］陳云松，范曉光．階層自我定位、收入不平等和主觀流動(dòng)感知（2003—2013）［J］．中國社會(huì)科學(xué)，2016（12）：109126.

［23］龔鋒，李博峰，雷欣．大學(xué)擴(kuò)招提升了社會(huì)公平感嗎：基于主觀公平感的斷點(diǎn)回歸分析［J］．財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2021（3）：111127.

［24］吳忠民．形成社會(huì)階層之間的良性互動(dòng)：社會(huì)分層中的公正規(guī)則初探［J］．東岳論叢，2005（1）：2235.

［25］REBECCA?E.?et?al．Moving?on?up?in?the?information?society？A?longitudinal?analysis?of?the?relationship?between?Internet?use?and?social?class?mobility?in?Britain［J］．The?Information?Society，2018，34（5）：316327.

［26］呂煒，郭曼曼，王偉同．教育機(jī)會(huì)公平與居民社會(huì)信任：城市教育代際流動(dòng)的實(shí)證測(cè)度與微觀證據(jù)［J］．中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2020（2）：8099.

［27］田紅宇，王嬡名，祝志勇．?dāng)?shù)字化賦能：互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)戶信貸的影響及其異質(zhì)性研究：基于選擇實(shí)驗(yàn)方法的檢驗(yàn)和分析［J］．農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2022（4）：82102.

［28］連玉君，廖俊平．如何檢驗(yàn)分組回歸后的組間系數(shù)差異？［J］．鄭州航空工業(yè)管理學(xué)院學(xué)報(bào)，2017（6）：97109.

［29］孔文豪，吳佳宜，黃思穎．?dāng)?shù)字鴻溝與相對(duì)剝奪感：微觀證據(jù)與影響機(jī)制［J］．電子政務(wù)，2021（1）：110124.

［30］TROPE?Y，LIBERMAN?N．Temporal?construal?theory?of?timedependent?preferences［J］．Journal?of?Personality?and?Social?Psychology，2000，79（6）：876889.

編輯：鄭雅妮，高原