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| 互联网使用影响个体再分配倾向机理分析 |
| 第641期 作者：□文/陈晓东 时间：2020/9/16 16:34:07 浏览：190次 |
［提要］ 基于中国综合社会调查数据研究结果，我国居民中使用互联网的个体具有相对较高的再分配倾向。而且，上述影响的作用机制可分解为直接效应和间接效应。基于Sobel-Goodman方法检验结果表明：个体公平感知是互联网使用间接影响再分配倾向的中介变量；而在直接效应中，互联网使用通过放大我国当前再分配制度中的不完善之处，从而对个体再分配倾向产生影响。
关键词：互联网使用；个体再分配倾向；直接效应；间接效应
基金项目：2019年广东省哲学社会科学规划青年项目：“收入分配与创新驱动协调发展机制研究”（项目编号：GD19YLJ02）；2020年广东省基础与应用基础研究基金项目：“结构分解视角下的收入不平等和创新驱动效应：机会不平等和努力不平等的异质性分析”（项目编号：2020A1515011259）；2019年度广东省普通高校青年创新人才类项目：“收入不平等的结构分解及与经济增长创新驱动效应的协调发展机制研究——基于供给的视角”（项目编号：2019WQNCX036）资助
中图分类号：F014.4 文献标识码：A
收录日期：2020年6月15日
再分配倾向（或偏好）反映了居民个体对于收入分配公平的诉求，在政府再分配政策的制定过程中扮演重要的角色。因此，不少学者关注影响个体再分配倾向的因素，如个体特征、家庭背景、社会流动经历、公平信念等。但却鲜有学者从技术视角对其进行研究。事实上，与其他因素不同，互联网等技术因素对个体再分配倾向的影响将更多地依赖于具体的社会经济条件，因而作用机制较为复杂。处于经济转型期的中国，因社会主义市场经济体制尚不完善，居民的社会公平感普遍较低，且当前再分配政策的效果亦不尽如人意。本文将基于这一背景，探究个体互联网使用对其再分配倾向的作用效果与机制。
一、理论框架与研究假设
本文将互联网使用影响个体再分配倾向的作用机制区分为间接效应和直接效应。其中，间接效应指互联网使用通过影响个体的主观公平感知，进而作用于再分配倾向；直接效应指互联网可能放大我国当前再分配制度中的不完善之处，由此直接影响个体再分配倾向。
（一）间接效应。根据现有文献，个体公平感是影响再分配倾向的重要因素，原因在于，个体的再分配倾向与政府的再分配政策主要源于初次分配无法达到人们对于收入分配公平的要求。故可据此推测，对社会公平认可度较高的个体将具有相对较低的再分配倾向。
我国的机会不平等在总收入不平等中占有相当高的比重，民众的社会公平感知普遍偏低。而互联网的使用可能对此起到放大作用。在传统媒体时代，人们主要比较与周边群体的收入差距，并据此形成主观公平感知；但在互联网时代，比较范围不再仅限于周边少数群体，使用互联网的个体可能较多地接受网络信息、洞悉网络事件、形成多方面比较，由此影响其社会公平认同意识。高收入阶层“炫富”和低收入阶层的“仇富”都随着互联网的传播而放大了影响。此外，网络炒作的催化作用、非理性情绪的宣泄以及注意力经济时代部分媒体社会责任的缺失等因素，都有可能进一步放大现有的不公平现象。简言之，互联网使用可能降低个体的社会公平感知，进而提高再分配倾向。
（二）直接效应。总体而言，一些发达国家的直接税对于居民收入差距具有较好的调节作用，主要因其直接税中公司所得税比重较小，而个人所得税比重较高。例如，主要由发达国家构成的经济合作与发展组织（OECD）中个人所得税占全部所得税的比重约为75%。但我国的情况则恰恰相反，2008～2014年企业所得税在所得税中的比重约为75%，个人所得税占比仅为25%左右。这不仅是我国所得税结构所呈现出的特点，也是发展中国家税制结构的一般特点。究其原因，可能与政府的主观意图、国家的经济发展水平、税收征管水平以及制度惯性等因素有关。一般而言，发展中国家在公平与效率的取舍中，对效率赋予更高的权重，且限于较低的税收征管水平，对非经营性的个人纳税主体缺乏有效的管理手段。此外，要从以往以课征企业和准企业纳税人的间接税为主的税收政策转向提高个人所得税，也面临比较激烈的利益冲突。尽管存在各种各样的现实原因，但完善理论上再分配能力较强的个人所得税、房产税等税种，提高财税政策的再分配能力，确实是我国政府当前应当且正在努力的方向。
互联网的普及可能会放大我国当前再分配制度的不完善之处，促使部分群体对我国当前的再分配制度产生不满和质疑，一方面互联网促进信息流通，加深了民众对于我国当前再分配制度的了解程度，但公众对事物的认知和判断往往并不全面，容易以偏概全；另一方面再分配制度涉及到社会公平公正这一敏感性问题，而在“注意力”经济时代，部分媒体缺乏一定的社会责任感，一切以公众关注度为导向，情绪化、轰动性的媒体报道泛滥，这也在一定程度上助涨了网络的放大效应。
总而言之，限于各种原因，我国当前的再分配制度尚不完善，再分配政策的效果难以达到公众的心理预期。互联网的使用可能会放大以上不足之处，导致人们具有更高的再分配倾向。
基于上述理论分析，本文提出如下待检验的理论假设：
假设1：互联网使用对个体再分配倾向的总效应为正，即使用互联网的个体具有相对较高的再分配倾向。
假设2a：以个体公平感知为中介变量，互联网使用对个体再分配倾向产生间接的正向作用。
假设2b：通过放大我国当前再分配制度的不完善之处，互联网使用对个体再分配倾向产生直接的正向作用。
二、研究设计与数据说明
（一）研究设计
1、互联网使用与个体再分配倾向的关系检验。为检验互联网使用与个体再分配倾向之间的关系，设定如下Probit模型：
pr（redis=1）＝G（?琢+?茁Internet+?酌X+?啄R） （1）
其中，因变量（redis）为个体再分配倾向，解释变量（Internet）为个体互联网使用状况。X为个体和家庭层面的控制变量，R为地区特征控制变量。
2、互联网使用影响个体再分配倾向的作用机制检验
（1）间接效应检验。Sobel-Goodman方法最早由Sobel（1986）提出，被广泛应用于中介效应的检验。该方法不仅给出中介效应的点估计，还能够计算各种中介效应在总效应中的比重。其基本原理为：首先以中介变量（如公平感）对互联网使用变量进行回归分析，假设系数估计值为a；然后，以个体再分配倾向为因变量，同时对互联网使用和中介变量进行回归分析，假设中介变量的系数估计值为b。那么，用中介效应估计值ab除以其标准误?滓ab得到一个z值（z=ab/?滓ab，其中，?滓ab=■），将该z值和基于标准正态分布的临界z值进行比较即可判断中介效应存在与否。并且最新的研究进展中，放宽标准正态分布的假定，采用Bootstrap方法进行统计推断，提高了Sobel-Goodman检验法的统计功效。本文将同时采用传统方法和Bootstrap方法对中介效应进行检验。另外，中介效果量（即中介效应在总效应中所占比重）的计算方法为：
R2med=r2MY-（R2Y，MX-r2XY） （2）
其中，r2MY为个体再分配倾向与中介效应变量的相关系数；R2Y，MX为以个体再分配倾向为因变量同时对互联网使用和个体公平感进行回归的回归方程的可决系数；r2XY是个体再分配倾向与互联网使用变量的相关系数。从而R2med表示个体再分配倾向变量的方差只能被互联网使用变量和中介效应变量共同解释而不能被互联网使用变量或中介效应变量独立解释的部分。
（2）直接效应检验。根据前文理论分析可知，在直接效应中，互联网使用可能通过放大我国当前再分配制度中的不完善之处，促使人们具有更高的再分配倾向。这种放大效应的作用效果在很大程度上依赖于个体对政府部门的信任度。一般而言，对政府（特别是中央政府）的信任度越高，受网络信息影响而对当前政府政策产生质疑的可能性就越低，因而放大效应就会越小。基于这一思路，我们将全样本按照对政府信任度的高低进行分组回归，以检验直接效应的存在性。
（二）数据与变量说明。本文所使用的数据主要来自2010年中国综合社会调查（CGSS2010）。CGSS2010采用多阶分层概率抽样设计，样本范围包括我国31个省份（自治区或直辖市），具有较好的全国代表性。并且除了互联网使用和再分配倾向等信息之外，CGSS2010还包括个人特征、人力资本、家庭状况等多方面的信息，能够较好地分析个体互联网使用和再分配倾向之间的关系及作用机制。
本文的被解释变量为个体的再分配倾向。CGSS2010调查问卷中存在这样的问题“请问您是否同意下列说法：为减少收入不平等，应该对富人征收更高的税？”，回答选项为：完全不同意（1）、比较不同意（2）、无所谓同意不同意（3）、比较同意（4）、完全同意（5）。本文据此构建再分配倾向二值变量，当被访者回答“完全不同意”或“比较不同意”时，该二值变量取值为0；当被访者回答“完全同意”或“比较同意”时，该二值变量取值为1，同时剔除回答为“无所谓同意不同意”的居中样本。
关于核心解释变量互联网使用，调查问卷中存在这样的问题“您在过去一年中对互联网（包括手机上网）的使用情况是？”，要求被访者在“从不”（1）、“很少”（2）、“有时”（3）、“经常”（4）以及“总是”（5）中进行选择，本文将互联网使用定义为二值虚拟变量，当被访者回答“从不”时，该变量取值0，否则取值1。
中介变量为个体公平感，CGSS2010中存在如下问题“您认为当今社会是否公平？”，要求被访者在“完全不公平”（1）、比较不公平（2）、居中（3）、比较公平（4）和完全公平（5）中进行选择，故个体公平感变量取离散值1～5。借鉴已有的相关文献，控制变量包括个体层面控制变量（个体年龄、年龄平方、性别、民族、婚姻状况、户籍、政治面貌、受教育程度、自评健康状况以及个体上年总收入等）、家庭层面控制变量（家庭经济等级、家庭上年总收入、父母受教育程度、父母政治面貌等）以及地区特征控制变量（区位虚拟变量、地区经济发展水平等）。根据研究需要，剔除各指标值为“不知道”、“拒绝回答”、“说不清”、“不适用”或缺失的样本。
三、检验与分析
（一）总效应检验。表1给出了互联网使用影响再分配倾向的估计结果。在依次添加个体层面控制变量、家庭层面控制变量和地区特征控制变量的条件下，互联网使用的估计系数始终在1%的水平上显著为正（如表1第（1）～（3）列）。此外，表1中第（4）～（6）列分别采用省级、市区（或县）级以及乡镇（或街道）级的地区平均互联网使用率作为工具变量进行IV-Probit估计，结果与上述结论保持一致，因此假设1获得了经验支持。（表1）
（二）作用机制检验
1、间接效应检验。由表2可知，无论采用标准方法还是样本抽样法计算标准误，以公平感为中介变量的间接效应的估计系数均至少在10%的水平下显著为正，符合理论预期。该结果支持假设2a。（表2）
2、直接效应检验。表3第（1）～（4）列分别按照对中央政府信任度、对政府工作人员信任度进行分组回归，结果表明，互联网使用对再分配倾向的正向影响仅在政府信任度较低的组别中显著。该结果支持直接效应。
另外，根据之前的理论分析，直接效应的大小与个体对政府部门的信任度——而非对其他对象或一般化的信任——相关。因此，如果将对政府部门的信任指标替换为对其他对象或一般化的信任指标，重新进行分组回归，则不应出现与表3第（1）～（4）列类似的结果。事实的确如此，以一般化的信任或对朋友的信任指标进行分组回归的结果表明，互联网使用对再分配倾向的正向影响仅在信任度较高的组别中显著（如表3第（5）～（8）列所示），这与第（1）～（4）列中的结果恰好相反。该结果进一步证实了直接效应的存在。假设2b也获得了一定的经验支持。（表3）
四、结论及评述
通过直接效应和间接效应，互联网使用促使个体具有更高的再分配倾向。间接效应中，互联网使用降低个体的公平感，进而提高再分配倾向；直接效应中，互联网放大了我国当前再分配制度中的不足之处，并由此导致部分民众对再分配政策提出更高的要求。此外，与间接效应的理论推断保持一致，互联网使用对个体再分配倾向的正向影响在地区市场化程度较低、家庭背景条件较差及女性群体中更加显著。
研究结果表明：在机会不平等状况较为严重、民众公平感知较低且我国再分配制度尚不完善的情况下，互联网的普及在加速信息流通的同时，也会通过夸张、不实的宣传放大我国在转型期所呈现出的种种不足之处。这在增加社会不安定因素的同时，也在一定程度上有助于促进我国再分配制度的不断完善。随着我国市场化改革的不断深化、再分配制度的日渐完善以及网络治理与规范的不断加强、人们对于互联网使用的日臻理性与成熟，互联网的作用效果将逐渐趋于中性化，并在促进我国经济转型升级的过程中发挥越来越大的积极作用。
（作者单位：广东财经大学经济学院）
主要参考文献：
［1］刘华，徐建斌.转型背景下的居民主观收入不平等与再分配偏好：基于CGSS数据的经验分析［J］.经济学动态，2014（3）.
［2］李清彬.再分配倾向的决定：对既有文献的考察［J］.经济评论，2011（5）.
［3］江求川，任洁，张克中.中国城市居民机会不平等研究［J］.世界经济，2014（4）.
［4］郭广珍，谢地，程广宇.互联网环境下的制度变迁与社会治理研究［J］.中国软科学，2017（2）.
［5］李文.我国的税制结构与收入再分配［J］.税务研究，2015（7）.
［6］SOBEL M E.Some New Results on Indirect Effects and Their Standard Errors in Covariance Structure Models［J］.Sociological Methodology，1986.
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