強(qiáng)國令 商 城

(新疆財(cái)經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院，新疆 烏魯木齊 830012)

一、引言

“十四五規(guī)劃”指出：“我們推動經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展，歸根結(jié)底是要實(shí)現(xiàn)全體人民共同富裕?！绷?xí)近平總書記指出，“現(xiàn)在，我們正在向第二個百年奮斗目標(biāo)邁進(jìn)。適應(yīng)我國社會主要矛盾的變化，更好滿足人民日益增長的美好生活需要，必須把促進(jìn)全體人民共同富裕作為為人民謀幸福的著力點(diǎn)，不斷夯實(shí)黨長期執(zhí)政基礎(chǔ)”。共同富裕的基礎(chǔ)是物質(zhì)生活富裕，家庭財(cái)富是物質(zhì)生活富裕的重要方面。改革開放40多年來，我國經(jīng)濟(jì)取得了長足的發(fā)展，居民家庭財(cái)富水平大幅增長，但是隨之而來的是財(cái)富差距日益擴(kuò)大。根據(jù)Piketty 等(2019)[1]的研究，截止到2015年，我國最富有的前10%人口占有了67.4%的財(cái)富份額，處于中間的40%人口和處于底部的50%人口僅僅占有26.2%和6.4%的財(cái)富份額，國民總財(cái)富與總收入比率比從1978年的350%增加到2015年的近700%。如何縮小財(cái)富差距、實(shí)現(xiàn)共同富裕是新時代急需回答的問題，也是解決我國主要矛盾的重要抓手。

國內(nèi)外的學(xué)者圍繞財(cái)富差距的影響因素已經(jīng)進(jìn)行了豐富的研究，資本收益率(Piketty, 2014)[2]、房產(chǎn)價格(原鵬飛、馮蕾，2014)[3]、儲蓄率(Emmanuel和Gabriel，2016)[4]、財(cái)務(wù)杠桿(吳衛(wèi)星等，2016)[5]、金融知識(尹志超、張?zhí)枟潱?017)[6]等都是經(jīng)典的影響因素。值得注意的是，從20世紀(jì)末至今，伴隨互聯(lián)網(wǎng)爆發(fā)式發(fā)展而來的是顯著的“數(shù)字鴻溝”，即部分人群享受了信息化所帶來的“數(shù)字紅利”，而部分人群則被邊緣化?！皵?shù)字鴻溝”擴(kuò)大了不同地區(qū)、不同社會階層之間的“經(jīng)濟(jì)鴻溝”(尹志超等，2021)[7]，造成了新的貧富差距，即互聯(lián)網(wǎng)使用權(quán)不平等所導(dǎo)致的貧富差距。

根據(jù)《第47次中國互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展?fàn)顩r統(tǒng)計(jì)報(bào)告》，截至2020年12月，我國網(wǎng)民規(guī)模達(dá)9.89億，互聯(lián)網(wǎng)普及率達(dá)70.4%，“數(shù)字鴻溝”的消弭不僅對知識傳播(曹玉平，2020)[8]、社會信任(王偉同、周佳音，2019)[9]、普惠金融(宋曉玲、侯金辰，2017)[10]、居民生活質(zhì)量(封思賢、宋秋韻，2021)[11]等方面產(chǎn)生了積極影響，也對縮小居民收入差距起到了顯著作用(程名望、張家平，2019[12]；胡浩然等，2020[13])。那么，在此基礎(chǔ)上，互聯(lián)網(wǎng)普及是否有利于縮小財(cái)富差距呢？目前尚未有相關(guān)研究，本文致力于探究互聯(lián)網(wǎng)普及對家庭財(cái)富差距的影響，為實(shí)現(xiàn)共同富裕提供一條可行路徑。

二、文獻(xiàn)綜述

諾貝爾經(jīng)濟(jì)學(xué)獎獲得者阿馬蒂亞·森(Amartya Sen)在《作為自由的發(fā)展》中指出：“所謂貧困，是指對人類基本能力和權(quán)利的剝奪，而不僅僅是收入低下?！?財(cái)富的不平等不僅僅是經(jīng)濟(jì)的不平等，根本上是人類基本能力和權(quán)利的不平等。共同富裕的實(shí)現(xiàn)路徑不是“殺富濟(jì)貧”，而是為更多人致富創(chuàng)造公平的環(huán)境和良好的條件、緩解致富能力和權(quán)利的不平等。

(一)互聯(lián)網(wǎng)普及、致富能力和權(quán)利與家庭財(cái)富

已有文獻(xiàn)表明，互聯(lián)網(wǎng)能夠通過影響人力資本、社會資本和金融可得性來促進(jìn)家庭財(cái)富積累?；ヂ?lián)網(wǎng)通過提高求職者人力資本、社會資本促進(jìn)了居民就業(yè)(Dettling，2017[14]；戚聿東、褚席，2021[15])，也提高了就業(yè)者的工作自主性和靈活性(Bloom等，2015[16]；毛宇飛等，2019[17])。更為重要的是，互聯(lián)網(wǎng)通過提高人力資本、社會資本和金融可得性促進(jìn)了居民創(chuàng)業(yè)活動(周廣肅、樊綱，2018[18]；趙婷、岳園園，2019[19])和家庭投資正規(guī)金融產(chǎn)品以及風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)(朱衛(wèi)國等，2020[20]；鐘京東等，2021[21])，進(jìn)而獲得資本性收入和資本的增值。

(二)互聯(lián)網(wǎng)普及與致富能力和權(quán)利的不平等

1.互聯(lián)網(wǎng)普及與人力資本不平等

創(chuàng)造知識的成本是高昂的，而復(fù)制知識的成本是低廉的，而其中撬動成本的杠桿就是能夠廣泛傳播知識的手段，互聯(lián)網(wǎng)極大程度改變了知識的傳播方式?；ヂ?lián)網(wǎng)發(fā)展的初期一方面帶來了知識的廣泛傳播，另一方面也帶來了“數(shù)字鴻溝”和隨之而來的“知識鴻溝”，鴻溝的一端是知識的充分獲取、吸收和交流，另一端則被“剝奪”了本應(yīng)享有的獲取、吸收和交流知識的途徑、機(jī)會和選擇權(quán)，進(jìn)而導(dǎo)致能力的缺乏，造成“知識貧困”。這里的知識是廣義的，包括科學(xué)與技術(shù)、教育與培訓(xùn)、信息與網(wǎng)絡(luò)(胡鞍鋼、李春波，2001)[22]。隨著互聯(lián)網(wǎng)的充分發(fā)展，信息和知識逐漸成為在社會生產(chǎn)中占據(jù)主導(dǎo)地位的生產(chǎn)要素(韓文龍、陳航，2021)[23]，同時，每一個互聯(lián)網(wǎng)用戶都能以極低的成本獲得海量的知識和人力資本的充分發(fā)展。相對于富人，曾被數(shù)字時代邊緣化、相對貧窮的人更大程度上緩解了“知識排斥”(魯元平、王軍鵬，2020)[24]。

2.互聯(lián)網(wǎng)普及與社會資本不平等

在現(xiàn)實(shí)中，富有的家庭有著更強(qiáng)的社會資本，而窮人沒有更多的資金進(jìn)行“社會資本投資”、拓展社交網(wǎng)絡(luò)(徐麗鶴、袁燕，2017)[25]。在互聯(lián)網(wǎng)上，建立線上的新關(guān)系與互聯(lián)網(wǎng)用戶現(xiàn)有的社會資本關(guān)系不大，而是取決于時間的機(jī)會成本(Pénard和Poussing，2010)[26]。在海量的用戶和社群中，每個人不同的人格特質(zhì)和社交稟賦能得到充分的發(fā)揮，由于線上的互動與交友具有私密性，人們在交流時更容易表露自己的真實(shí)想法，能夠快速與自己興趣相投、擁有共同話題的人建立友誼(Bauernschuster等，2014)[27]。在這個積累社會資本的過程中，財(cái)富在社交中的作用被削弱，不同財(cái)富階層的人能夠充分交流，相比已有廣泛社交網(wǎng)絡(luò)的富人，窮人使用互聯(lián)網(wǎng)能更大程度緩解 “社交排斥”，從而改善社會資本不平等的狀況。

3.互聯(lián)網(wǎng)普及與金融可得性不平等

金融可得性是家庭經(jīng)濟(jì)決策和發(fā)展的重要影響因素之一。貧窮家庭受制于資金匱乏和信貸約束，難以進(jìn)行創(chuàng)業(yè)和資產(chǎn)投資等經(jīng)濟(jì)活動。近年來，互聯(lián)網(wǎng)普及顯著促進(jìn)了普惠金融發(fā)展，互聯(lián)網(wǎng)等信息技術(shù)賦能的數(shù)字普惠金融具有顯著的“長尾”特性，緩解了落后地區(qū)、低收入群體家庭的金融排斥，提高了其金融可得性(楊波等，2020)[28]。正如諾貝爾經(jīng)濟(jì)學(xué)獎獲得者羅伯特·希勒(Robert J Shiller)在《金融與好的社會》中所說：“創(chuàng)造并推行金融創(chuàng)新是應(yīng)對經(jīng)濟(jì)不平等的最佳策略”，“數(shù)字普惠金融的核心價值是可以幫助我們在越來越寬廣的社會階層中廣泛分配財(cái)富，金融創(chuàng)造的產(chǎn)品可以更加大眾化，也可以更好地和社會經(jīng)濟(jì)融為一體”。

綜上所述，互聯(lián)網(wǎng)普及能夠通過提高人力資本、社會資本和金融可得性促進(jìn)家庭財(cái)富積累，并且能夠緩解貧富家庭之間的人力資本不平等、社會資本不平等和金融可得性不平等，那么，財(cái)富規(guī)模較小的家庭使用互聯(lián)網(wǎng)產(chǎn)生的邊際影響應(yīng)該更大，因而，互聯(lián)網(wǎng)普及有利于縮小家庭財(cái)富差距。

三、數(shù)據(jù)來源和實(shí)證分析

(一)數(shù)據(jù)來源和說明

本研究使用的數(shù)據(jù)來自西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國家庭金融調(diào)查與研究中心2017年在全國范圍內(nèi)開展的第四輪“中國家庭金融調(diào)查”項(xiàng)目(CHFS)。樣本覆蓋了除西藏、新疆和港澳臺以外的全國29個省(自治區(qū)、直轄市)，355個縣(區(qū)、縣級市)，1428個村(居)委會，樣本規(guī)模為40011戶，包括各個家庭資產(chǎn)與負(fù)債、收入與支出、保險(xiǎn)與保障、家庭人口特征和就業(yè)等各方面詳細(xì)信息。中國家庭金融調(diào)查囊括了每個家庭使用互聯(lián)網(wǎng)的情況和各項(xiàng)資產(chǎn)的詳細(xì)情況，這為本研究的開展提供了基礎(chǔ)性支持。數(shù)據(jù)處理中，為避免極端值和缺失值的存在影響估計(jì)結(jié)果，本文同時剔除了凈資產(chǎn)和總收入為負(fù)的家庭樣本，并對凈資產(chǎn)和總收入加1后取對數(shù)，還剔除了戶主年齡16歲以下和80歲以上以及其他存在缺失值的樣本，最終保留有效樣本1428個社區(qū)、36047戶家庭。

(二)實(shí)證分析

本文采用OLS回歸模型來估計(jì)互聯(lián)網(wǎng)普及對家庭財(cái)富差距的影響，計(jì)量模型設(shè)定如下：

Wealth_Gapi=α+β1Internet_Use_Ratioi+βiXi+εi′

(1)

其中，Wealth_Gapi為家庭財(cái)富差距，β1Internet_Use_Ratioi為第i個社區(qū)的互聯(lián)網(wǎng)普及程度, Xi為第i個社區(qū)的控制變量，εi為殘差項(xiàng)。系數(shù)β1表示互聯(lián)網(wǎng)普及程度對家庭財(cái)富差距的影響，是本文關(guān)注的核心參數(shù)。

被解釋變量為家庭財(cái)富差距。借鑒Morissette和Zhang(2006)[29]的做法，使用家庭凈資產(chǎn)衡量家庭財(cái)富，等于家庭資產(chǎn)減負(fù)債。進(jìn)一步，參考尹志超、張?zhí)枟?2017)[6]的做法，結(jié)合CHFS數(shù)據(jù)，使用不同分位點(diǎn)家庭凈資產(chǎn)對數(shù)之間的差額衡量家庭財(cái)富差距，具體是指首先把社區(qū)中所有家庭按照財(cái)富規(guī)模進(jìn)行排列，再在各分位點(diǎn)家庭財(cái)富規(guī)模之間所取的差值，其中包括0.9分位點(diǎn)與0.1分位點(diǎn)的差值、0.8分位點(diǎn)與0.2分位點(diǎn)的差值、0.7分位點(diǎn)與0.3分位點(diǎn)的差值，分別記作“P90-P10”“P80-P20”和“P70-P30”。

主要解釋變量的設(shè)置，根據(jù)CHFS調(diào)查問卷設(shè)置，采用社區(qū)戶主使用互聯(lián)網(wǎng)比例衡量互聯(lián)網(wǎng)普及程度。若戶主在問題“您使用過互聯(lián)網(wǎng)嗎(若受訪者上過網(wǎng)或會使用一些app等，認(rèn)為其使用過互聯(lián)網(wǎng))”中選擇回答“是”，則認(rèn)為其使用過互聯(lián)網(wǎng)，然后根據(jù)每一個社區(qū)中使用互聯(lián)網(wǎng)的戶主人數(shù)進(jìn)一步得到社區(qū)戶主使用互聯(lián)網(wǎng)比例。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)

控制變量方面，本文參考已有文獻(xiàn)并根據(jù)調(diào)查問卷內(nèi)容，設(shè)置以下兩方面的控制變量：第一，社區(qū)層面本文控制了社區(qū)戶主平均年齡、社區(qū)戶主男性比例、社區(qū)戶主已婚比例、社區(qū)戶主黨員比例、社區(qū)戶主平均教育年限、社區(qū)戶主高層崗位比例、社區(qū)戶主風(fēng)險(xiǎn)偏好比例、社區(qū)家庭平均收入的對數(shù)；第二，地區(qū)層面控制了農(nóng)村、東部和西部地區(qū)，以及所在省份GDP的對數(shù)。

(三)內(nèi)生性討論

計(jì)量模型(1)的設(shè)定可能存在一些內(nèi)生性問題。一方面，互聯(lián)網(wǎng)普及程度與家庭財(cái)富差距之間可能存在的反向因果問題：一些財(cái)富差距較小的社區(qū)，互聯(lián)網(wǎng)普及程度高是由于社區(qū)中家庭普遍富裕所導(dǎo)致的。另一方面，一些遺漏變量會影響到估計(jì)結(jié)果的準(zhǔn)確性，比如金融知識也會影響家庭財(cái)富差距(尹志超、張?zhí)枟潱?017)[6]。鑒于此，本文選取“社區(qū)戶主智能手機(jī)使用比例”作為工具變量進(jìn)行回歸估計(jì)，來處理可能存在的內(nèi)生性問題。相關(guān)性方面，使用互聯(lián)網(wǎng)必須具備必要的硬件設(shè)備，而智能手機(jī)是居民連接互聯(lián)網(wǎng)的主要接口。根據(jù)《第40次中國互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展?fàn)顩r統(tǒng)計(jì)報(bào)告》，2017年手機(jī)網(wǎng)民占網(wǎng)民比例為97.5%，因此，社區(qū)戶主智能手機(jī)使用比例與互聯(lián)網(wǎng)普及之間有很強(qiáng)的相關(guān)性。從外生性方面來講，社區(qū)戶主智能手機(jī)使用比例可能會通過一些遺漏變量影響財(cái)富差距，特別是社區(qū)戶主平均年齡、社區(qū)戶主平均教育年限，以及社區(qū)所在地區(qū)等，我們在控制變量中盡量考慮到了這些與工具變量以及被解釋變量都相關(guān)的變量，使得工具變量更加外生。

四、互聯(lián)網(wǎng)普及對家庭財(cái)富差距的影響分析

(一)基準(zhǔn)回歸

表2報(bào)告的是互聯(lián)網(wǎng)普及對家庭財(cái)富差距的OLS回歸結(jié)果和使用工具變量進(jìn)行估計(jì)的2SLS回歸結(jié)果。列(1)(3)(5)報(bào)告的是互聯(lián)網(wǎng)普及對不同層次家庭財(cái)富差距的回歸結(jié)果顯示，互聯(lián)網(wǎng)普及對不同層次的家庭財(cái)富差距都有顯著的負(fù)向影響，回歸結(jié)果分別在5%、1%和1%水平上顯著，說明互聯(lián)網(wǎng)普及程度越高，家庭財(cái)富差距越小。從經(jīng)濟(jì)意義上來講，互聯(lián)網(wǎng)普及每變動一個標(biāo)準(zhǔn)差，“P90-P10”“P80-P20”和“P70-P30”層次的家庭財(cái)富差距將分別縮小7.2%、5.85%和5.35%。

表2 互聯(lián)網(wǎng)對家庭財(cái)富差距的影響

(二)內(nèi)生性分析

表2列(2)(4)(6)報(bào)告的是使用工具變量進(jìn)行估計(jì)的結(jié)果。DWH檢驗(yàn)表明互聯(lián)網(wǎng)普及是一個內(nèi)生變量；在第一階段回歸估計(jì)中，社區(qū)戶主智能手機(jī)擁有比例對互聯(lián)網(wǎng)普及的回歸系數(shù)為0.544，在1%水平上顯著，表明工具變量與內(nèi)生變量之間是顯著正相關(guān)的；第一階段F值為945.08，Cragg-Donald Wald F和Kleibergen-Paap rk Wald F 統(tǒng)計(jì)量均大于10%偏誤下的臨界值16.38，因此，不存在弱工具變量的問題；Kleibergen-Paap rk LM 統(tǒng)計(jì)量的P值為0，強(qiáng)烈拒絕了識別不足的原假設(shè)。各方面的檢驗(yàn)結(jié)果聯(lián)合說明了使用社區(qū)戶主智能手機(jī)擁有比例進(jìn)行工具變量估計(jì)是合適的。估計(jì)結(jié)果顯示，回歸結(jié)果均在1%水平上負(fù)向顯著，回歸系數(shù)相比基準(zhǔn)回歸有所擴(kuò)大但擴(kuò)大倍數(shù)不大，這說明基準(zhǔn)回歸由于受到內(nèi)生性問題的影響，低估了互聯(lián)網(wǎng)普及對家庭財(cái)富差距的影響，同時也說明互聯(lián)網(wǎng)普及的測量誤差程度較低?？傮w而言，工具變量估計(jì)結(jié)果顯示互聯(lián)網(wǎng)普及能夠顯著縮小家庭財(cái)富差距，而忽略內(nèi)生性問題則會低估互聯(lián)網(wǎng)普及的影響。

從列(2)(4)(6)的控制變量中可以看出，社區(qū)戶主已婚比例、社區(qū)戶主黨員比例和社區(qū)平均家庭收入都對家庭財(cái)富差距有著顯著影響。戶主已婚比例高的社區(qū)財(cái)富差距較小，這可能是由我國家庭資產(chǎn)主要由房產(chǎn)構(gòu)成所導(dǎo)致的，已婚家庭比例高的社區(qū)住房擁有率更高，財(cái)富差距也較小；社區(qū)中黨員比例越高意味著越多家庭有著穩(wěn)定的生活來源，社區(qū)中家庭財(cái)富分布更接近于“兩頭小，中間大”的狀態(tài)；平均收入高的社區(qū)中可能存在少數(shù)最高收入家庭拉高平均家庭收入的現(xiàn)象，從而導(dǎo)致財(cái)富差距較大。從列(4)(6)可以看出，社區(qū)戶主風(fēng)險(xiǎn)偏好比例對“P80-P20”和“P70-P30”層次家庭財(cái)富差距有著顯著正向影響，從理論上來講，由于風(fēng)險(xiǎn)偏好有利于創(chuàng)業(yè)和風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資，社區(qū)戶主風(fēng)險(xiǎn)偏好比例越高，社區(qū)中就有越多家庭能夠獲得資本性收入和資本增值，從而縮小財(cái)富差距，但是，高風(fēng)險(xiǎn)經(jīng)濟(jì)活動一方面提升了財(cái)富增長率的均值，另一方面也提高了財(cái)富增長率的方差，財(cái)富差距的擴(kuò)大可能是由創(chuàng)業(yè)和風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資成功的比例較小所導(dǎo)致的。社區(qū)戶主男性比例、社區(qū)戶主平均年齡、社區(qū)戶主高層崗位比例、社區(qū)戶主平均教育年限和社區(qū)平均家庭規(guī)模都對家庭財(cái)富差距沒有顯著影響。地區(qū)層面控制變量都對家庭財(cái)富差距沒有顯著的影響，這說明城市和鄉(xiāng)村、東部和西部的社區(qū)中財(cái)富差距并沒有顯著的不同。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步驗(yàn)證基準(zhǔn)回歸估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，我們使用更換解釋變量和被解釋變量的衡量方法來進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

1.更換互聯(lián)網(wǎng)普及衡量指標(biāo)

電腦是家庭使用互聯(lián)網(wǎng)的主要工具之一，我們使用社區(qū)家庭電腦擁有比例來衡量互聯(lián)網(wǎng)普及程度。表3報(bào)告的回歸結(jié)果顯示社區(qū)家庭電腦擁有比例顯著縮小了不同層次的財(cái)富差距，說明互聯(lián)網(wǎng)普及對家庭財(cái)富差距的負(fù)向影響是非常穩(wěn)健的。

2.更換家庭財(cái)富差距衡量指標(biāo)

我們采用社區(qū)中不同分位點(diǎn)家庭凈資產(chǎn)對數(shù)之間的比值來衡量家庭財(cái)富差距，記作“P90/P10”“P80/P20”和“P70/P30”。表4報(bào)告的回歸結(jié)果顯示互聯(lián)網(wǎng)普及對家庭財(cái)富差距的負(fù)向影響依然是顯著的，說明基準(zhǔn)回歸得到的估計(jì)結(jié)果是非常穩(wěn)健的。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)——更換互聯(lián)網(wǎng)使用衡量指標(biāo)

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)——不同家庭財(cái)富差距衡量指標(biāo)

五、進(jìn)一步分析

通過梳理相關(guān)文獻(xiàn)，我們發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)普及之所以能夠縮小財(cái)富差距，是因?yàn)榛ヂ?lián)網(wǎng)能夠?qū)ω?cái)富規(guī)模較小的家庭產(chǎn)生更大的邊際影響。接下來，我們首先考察互聯(lián)網(wǎng)使用對家庭財(cái)富積累的影響，然后探討互聯(lián)網(wǎng)使用對不同財(cái)富規(guī)模的家庭的異質(zhì)性影響。

(一)互聯(lián)網(wǎng)使用對家庭財(cái)富積累的影響

我們采用OLS回歸模型來估計(jì)互聯(lián)網(wǎng)使用對家庭財(cái)富的影響，計(jì)量模型設(shè)定如下：

Household_Wealthi=θ+λ1Internet_Usei+λiXi+ξi

(2)

其中，Household_Wealth為家庭財(cái)富，Internet_Usei為第i個家庭的互聯(lián)網(wǎng)使用情況，Xi為第i個家庭的控制變量，ξi為殘差項(xiàng)。系數(shù)λ1衡量了互聯(lián)網(wǎng)使用對家庭財(cái)富的影響。

表5列(1)報(bào)告的是互聯(lián)網(wǎng)使用對家庭財(cái)富的回歸結(jié)果，結(jié)果顯示互聯(lián)網(wǎng)使用在1%水平上顯著促進(jìn)了家庭財(cái)富積累，回歸系數(shù)為0.6。在考慮到家庭財(cái)富規(guī)模大的家庭會更有可能使用互聯(lián)網(wǎng)以及遺漏變量問題，我們采用“智能手機(jī)使用”作為工具變量來處理可能存在的內(nèi)生性問題。列(2)報(bào)告的是2SLS回歸的第一階段回歸結(jié)果，工具變量對互聯(lián)網(wǎng)使用的回歸系數(shù)為0.485，在1%水平上顯著，說明工具變量與互聯(lián)網(wǎng)使用之間有著強(qiáng)烈的正相關(guān)性。列(3)報(bào)告的是第二階段回歸結(jié)果，互聯(lián)網(wǎng)使用仍然在1%水平上顯著，回歸系數(shù)為1.176。DWH檢驗(yàn)表明確實(shí)存在內(nèi)生性問題，第一階段回歸的F統(tǒng)計(jì)量、Cragg-Donald Wald F 和Kleibergen-Paap rk Wald F 統(tǒng)計(jì)量聯(lián)合表明不存在弱工具變量的問題，Kleibergen-Paap rk LM 統(tǒng)計(jì)量拒絕了識別不足的原假設(shè)，各方面的檢驗(yàn)結(jié)果聯(lián)合說明了工具變量的選取是合適的。在考慮內(nèi)生性問題之后，互聯(lián)網(wǎng)使用對家庭財(cái)富的邊際影響有所擴(kuò)大，說明忽視內(nèi)生性問題會低估互聯(lián)網(wǎng)使用對家庭財(cái)富的影響。

表5 互聯(lián)網(wǎng)使用對家庭財(cái)富積累的影響

從列(3)的控制變量來看，戶主年齡可能對家庭財(cái)富存在倒U型影響。戶主層面的其他控制變量除男性以外，已婚、黨員、教育年限、風(fēng)險(xiǎn)偏好、高層高位均對家庭財(cái)富有著顯著的正向影響。家庭層面的家庭規(guī)模、家庭收入也都對家庭財(cái)富起著顯著的積極作用。從地區(qū)層面的控制變量來看，農(nóng)村的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，東部的回歸系數(shù)顯著為正而西部并不顯著，表明我國城鄉(xiāng)家庭之間和東西部家庭之間存在著顯著的財(cái)富差距。

(二)互聯(lián)網(wǎng)使用對不同財(cái)富規(guī)模的家庭的異質(zhì)性影響

在從總體上驗(yàn)證了互聯(lián)網(wǎng)使用對家庭財(cái)富積累的促進(jìn)作用之后，我們采用Koenker和Bassett(1978)[30]提出的分位數(shù)回歸模型(QR)來估計(jì)互聯(lián)網(wǎng)使用對不同財(cái)富規(guī)模的家庭的異質(zhì)性影響，計(jì)量模型設(shè)定如下：

Household_Wealthi=η+γ1Internet_Usei+γiXi+νi

(3)

Qτ=0

(4)

其中，Household_Wealth為家庭財(cái)富，Internet_Usei為第i個家庭的互聯(lián)網(wǎng)使用情況，Xi為第i個家庭的控制變量，包括戶主層面、家庭層面和地區(qū)層面的控制變量，νi為殘差項(xiàng)，Qτ指殘差ν的τ分位數(shù)。系數(shù)γ1衡量了互聯(lián)網(wǎng)使用對家庭財(cái)富的影響。

圖1 分位數(shù)回歸系數(shù)的變化趨勢

表6報(bào)告的是自主抽樣400次的分位數(shù)回歸結(jié)果，估計(jì)結(jié)果顯示互聯(lián)網(wǎng)使用在各分位點(diǎn)對家庭財(cái)富的邊際影響都在1%水平上顯著。從圖1可以直觀看出，互聯(lián)網(wǎng)使用對家庭財(cái)富的邊際影響表現(xiàn)出隨著財(cái)富規(guī)模增加而遞減的規(guī)律。我們使用Wald檢驗(yàn)得到的F值為13.4(P值為0),說明互聯(lián)網(wǎng)使用在各分位點(diǎn)對家庭財(cái)富的邊際影響顯著不同。回歸結(jié)果表明，無論財(cái)富規(guī)模大小，家庭使用互聯(lián)網(wǎng)能都產(chǎn)生顯著的創(chuàng)富作用，但對于財(cái)富規(guī)模越小的家庭，使用互聯(lián)網(wǎng)產(chǎn)生的創(chuàng)富作用越大。

表6 互聯(lián)網(wǎng)使用對不同財(cái)富水平的家庭的異質(zhì)性影響

控制變量方面，年齡、已婚、黨員、教育年限等戶主層面和家庭層面的影響因素對家庭財(cái)富的促進(jìn)作用呈現(xiàn)出遞減的趨勢。戶主為男性對家庭財(cái)富的影響在0.1分位點(diǎn)和0.2分位點(diǎn)并不顯著，隨后表現(xiàn)為越來越大的顯著負(fù)向影響。風(fēng)險(xiǎn)偏好對家庭財(cái)富的促進(jìn)作用呈現(xiàn)為先減后增的趨勢，并始終顯著影響著家庭財(cái)富。高層崗位對家庭財(cái)富的促進(jìn)作用在0.1分位點(diǎn)和0.3分位點(diǎn)顯著，在其他分位點(diǎn)并不顯著。在地區(qū)層面：農(nóng)村對家庭財(cái)富的顯著負(fù)向影響呈現(xiàn)逐漸擴(kuò)大的趨勢；西部在0.1分位點(diǎn)和0.3分位點(diǎn)的系數(shù)顯著為正，在0.7分位點(diǎn)和0.9分位點(diǎn)則顯著為負(fù)，而東部對家庭財(cái)富顯著的促進(jìn)作用則保持逐漸擴(kuò)大的趨勢；省份GDP對家庭財(cái)富的促進(jìn)作用呈現(xiàn)逐漸減小的趨勢，在0.9分位點(diǎn)甚至不再顯著。

六、結(jié)論和政策啟示

在扎實(shí)推動共同富裕的歷史階段，如何縮小財(cái)富差距已經(jīng)成為新時代亟須回答的問題，也是解決我國主要矛盾的重要抓手。本文采用2017年中國家庭金融調(diào)查(CHFS)數(shù)據(jù)，實(shí)證評估了互聯(lián)網(wǎng)普及對家庭財(cái)富差距的影響。實(shí)證結(jié)果表明，互聯(lián)網(wǎng)普及能夠顯著縮小各個層次的家庭財(cái)富差距。通過使用工具變量法解決內(nèi)生性問題對估計(jì)結(jié)果的影響，以及使用多種方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)之后，實(shí)證結(jié)果依然支持上述結(jié)論。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，無論財(cái)富規(guī)模大小，家庭使用互聯(lián)網(wǎng)都能產(chǎn)生顯著的創(chuàng)富作用，但對于家庭財(cái)富規(guī)模越小的家庭，使用互聯(lián)網(wǎng)產(chǎn)生的創(chuàng)富作用越大。財(cái)富是富裕的題中之義，互聯(lián)網(wǎng)普及能夠在提升總體家庭財(cái)富水平的基礎(chǔ)上縮小家庭財(cái)富差距，從而有利于實(shí)現(xiàn)共同富裕。本文得出了以下三方面的政策啟示。

第一，加強(qiáng)各領(lǐng)域與互聯(lián)網(wǎng)的融合。各領(lǐng)域應(yīng)結(jié)合本領(lǐng)域特點(diǎn)，借助互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)開發(fā)更多普惠性質(zhì)的業(yè)務(wù)模式，挖掘更多的“數(shù)字紅利”，為更多人致富創(chuàng)造公平的環(huán)境和良好的條件。比如，在教育領(lǐng)域，越來越多西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)的學(xué)生可以通過互聯(lián)網(wǎng)在線享受東部地區(qū)的優(yōu)質(zhì)教育資源，緩解了人力資本的不平等；在金融領(lǐng)域，數(shù)字金融近年來借助互聯(lián)網(wǎng)取得了蓬勃發(fā)展，使得越來越多被排斥在傳統(tǒng)金融服務(wù)體系之外的小微群體享受到了正規(guī)金融服務(wù)，緩解了金融可得性的不平等。

第二，針對老年人、低教育程度等群體開展基本互聯(lián)網(wǎng)使用能力培訓(xùn)。在新冠肺炎疫情肆虐期間，健康碼成了每一個公民必備的通行證，這就說明，互聯(lián)網(wǎng)使用是數(shù)字時代每一個公民必備的能力和應(yīng)享有的權(quán)利。我國已由“先富”發(fā)展階段轉(zhuǎn)向“共富”發(fā)展階段，即從“效率優(yōu)先，兼顧公平”轉(zhuǎn)向“更加注重社會公平正義，兼顧效率”，在發(fā)展過程中更加注重共享發(fā)展成果。普及互聯(lián)網(wǎng)使用能力有利于縮小群體之間的“數(shù)字鴻溝”，緩解致富能力和權(quán)利的不平等。

第三，對農(nóng)村、西部等落后地區(qū)的“5G”(第五代移動通信技術(shù))基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)進(jìn)行財(cái)政補(bǔ)貼。目前，“5G”技術(shù)方興未艾，高速率、低時延、大連接的信息傳輸意味著互聯(lián)網(wǎng)的應(yīng)用廣度和深度將得到質(zhì)的提升，在共同富裕的視角下，“5G”技術(shù)的發(fā)展過程中應(yīng)注重互聯(lián)網(wǎng)使用權(quán)的平等。由于農(nóng)村、西部等落后地區(qū)進(jìn)行“5G”基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)邊際成本高，應(yīng)對此類基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)進(jìn)行財(cái)政補(bǔ)貼，否則，基礎(chǔ)設(shè)施的不平等將會加劇地區(qū)之間的“數(shù)字鴻溝”，進(jìn)而擴(kuò)大財(cái)富差距。