互聯(lián)網(wǎng)影響了我國法治化進程嗎？
——基于門檻效應(yīng)的分析

李 民，郭嘉嘉，顏紫瑩

(福建商學(xué)院 國際經(jīng)貿(mào)學(xué)院， 福建 福州 350001)

和諧社會的本質(zhì)是法治社會，通過法治可以有效統(tǒng)籌社會力量、平衡社會利益、調(diào)節(jié)社會關(guān)系、規(guī)范社會行為從而推進中國社會治理的現(xiàn)代化進程[1]。黨的十九大及十九屆五中全會將基本建成法治社會確立為我國基本實現(xiàn)社會主義現(xiàn)代化的重要目標(biāo)之一，2020年底中共中央印發(fā)的《法治社會建設(shè)實施綱要(2020—2025)》進一步明確了我國法治社會建設(shè)的路線圖和施工圖。與此同時，近幾年來互聯(lián)網(wǎng)的飛速發(fā)展加速了信息的分享速度、便捷了人民的生活方式,在很大程度上影響和改變了人們的思維觀念和行為模式，也為深入實施全面依法治國基本方略帶來了新的機遇和挑戰(zhàn)[2-3]。一方面，互聯(lián)網(wǎng)有利于法律知識快速傳播，也為司法、執(zhí)法提供了高效的技術(shù)平臺輔助，對法治社會的建設(shè)起到重要的推動作用[4]；另一方面，互聯(lián)網(wǎng)也使得犯罪行為更為多樣化，犯罪手段更為隱蔽，在一定程度上惡化了法治環(huán)境[5]。

那么，互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展和我國法治化進程之間究竟是何種關(guān)系？其對我國法治化進程的影響機制又如何？對這些問題的解答可以為我國法治社會的建設(shè)提供理論指導(dǎo)。本文從科學(xué)立法、全民普法、嚴(yán)格執(zhí)法和公正司法四個方面剖析了互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對法治化進程的影響機理，并借助面板工具變量法進行實證研究。研究結(jié)果表明互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展對地區(qū)法治化發(fā)展水平具有顯著的促進作用，基于工具變量的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果也支持該結(jié)論。此外，我們還發(fā)現(xiàn)地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平在互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平對法治化進程的影響中起到了正向調(diào)節(jié)的作用，當(dāng)人均GDP高于62 317.65元時，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平對法治化發(fā)展水平的影響最大。本文可能的貢獻主要體現(xiàn)在以下幾個方面：第一，厘清了互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對我國法治化進程的影響機制，拓展了法治社會研究的新視角；第二，通過對互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與法治化進程關(guān)系的實證檢驗，為政府部門相關(guān)政策的制定提供了理論指導(dǎo)；第三，對經(jīng)濟發(fā)展水平在其中的調(diào)節(jié)作用及門檻效應(yīng)進行了實證檢驗，豐富了互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對法治化進程影響的具體情境研究。

一、文獻述評與研究假設(shè)

本文認(rèn)為，互聯(lián)網(wǎng)可能從立法、普法、執(zhí)法和司法四個方面對我國法治化進程產(chǎn)生影響。

首先，互聯(lián)網(wǎng)對科學(xué)立法的影響。數(shù)字化時代互聯(lián)網(wǎng)為立法提供了重要手段，立法面臨著一場重大變革：互聯(lián)網(wǎng)促使所有人有機會參與到立法之中，有利于提高立法機關(guān)與民眾的互動性，以大眾解決大眾問題、用輿論的力量推動立法[6]。此外，利用智能互聯(lián)網(wǎng)和大數(shù)據(jù)分析技術(shù)還可以及時發(fā)現(xiàn)問題、預(yù)測未來，在此基礎(chǔ)上進行適度超前立法，能夠最大程度地規(guī)避立法滯后性，提高網(wǎng)絡(luò)法律的針對性和實效性[7]。其次，互聯(lián)網(wǎng)對全民普法的影響。網(wǎng)絡(luò)媒介將信息打碎、重組，打破了報刊、廣播、電視等傳統(tǒng)媒體的制作機構(gòu)，為信息傳播開啟了一條全新的途徑[8]。隨著互聯(lián)網(wǎng)網(wǎng)絡(luò)媒介的發(fā)展，越來越多的民眾選擇在網(wǎng)絡(luò)媒介上瀏覽、接收法治類信息，互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)使普法模式由傳統(tǒng)的報刊、廣播等逐漸轉(zhuǎn)變?yōu)樵诰W(wǎng)絡(luò)普法[9]。在互聯(lián)網(wǎng)的加持下，法律知識得以快速傳播，有利于社會群體法律意識的提升。再次，互聯(lián)網(wǎng)對嚴(yán)格執(zhí)法的影響。已有研究表明，“互聯(lián)網(wǎng)+”有助于改善目前執(zhí)法中存在的一些棘手問題--如執(zhí)法成本高、執(zhí)法時間長、執(zhí)法準(zhǔn)確度低等[4]。此外，“互聯(lián)網(wǎng)+”還讓民眾能夠更好地行使監(jiān)督權(quán)，使權(quán)力在陽光下運行[10]。同時，“互聯(lián)網(wǎng)+政務(wù)服務(wù)”也優(yōu)化了地方發(fā)展的法治環(huán)境，提高了政府的行政效率[11-12]。最后，互聯(lián)網(wǎng)對公正司法的影響。互聯(lián)網(wǎng)的興起和發(fā)展也對司法產(chǎn)生一定的影響。如人民法院通過搭建互聯(lián)網(wǎng)平臺為當(dāng)事人和社會公眾提供訴訟指南、在線咨詢、案件查詢等現(xiàn)代化的信息服務(wù), 大大提高工作效率和辦案效率[13]。互聯(lián)網(wǎng)法院將互聯(lián)網(wǎng)科技和傳統(tǒng)司法連接在一起，也有利于推動司法可視化公正化，是中國司法領(lǐng)域內(nèi)的大創(chuàng)新[14-15]。

基于以上分析，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)H0：互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展對我國法治化進程起到了正向推動作用。

二、實證研究

(一)模型設(shè)定

為了準(zhǔn)確研究互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對我國法治化進程的影響，根據(jù)文獻綜述及前述研究假設(shè)，本文設(shè)定如下回歸模型：

Legali,t=α0+α1Intei,t+α2Controlsi,t+εi,t。(1)

其中，i代表地區(qū)樣本，t為時間；Legali,t為被解釋變量，即“i地區(qū)t時間法治化水平”；Inte為解釋變量“互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平”；Controls為一系列控制變量；α0為常數(shù)項，α1、α2為自變量待估系數(shù)，ε為隨機誤差項。

(二)變量選取與數(shù)據(jù)來源

除核心解釋變量“互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平外”，本文在回歸中還參考前人研究成果控制了經(jīng)濟發(fā)展水平[16]、人均受教育年限[17]、各地對外開放程度[18]和地方政府官員特征[19](包含書記的年齡、學(xué)歷及任職期限)等變量。回歸中所使用的樣本數(shù)據(jù)為我國30個省/自治區(qū)/直轄市(因數(shù)據(jù)缺失較為嚴(yán)重不含西藏及港澳臺地區(qū))2008年至2016年的面板數(shù)據(jù)，相關(guān)數(shù)據(jù)的來源具體如下：

被解釋變量“法治化發(fā)展水平”以《中國分省份市場化指數(shù)報告(2018)》[20]中的“市場中介組織的發(fā)育和法治環(huán)境排序”測度[21]。解釋變量方面，參照黃群慧等的方法計算，選擇互聯(lián)網(wǎng)普及率、移動電話普及率、人均電信業(yè)務(wù)總量和信息傳輸、軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)就業(yè)人員比例四個指標(biāo)，對其進行標(biāo)準(zhǔn)化處理并采用主成分分析法得出“互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展指數(shù)”[22]。控制變量方面，根據(jù)何麗敏等的研究，以人均GDP來描述各地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平[23]；參考石慶焱等的方法計算出各地區(qū)人均受教育年限[24]；借鑒王亮的研究，采用人均FDI(外商直接投資)作為衡量各地區(qū)對外開放程度的指標(biāo)[25]；官員特征原始數(shù)據(jù)來源于人民網(wǎng)“中國黨政領(lǐng)導(dǎo)干部資料庫”、地方政府網(wǎng)站，具體測算時若官員在當(dāng)年7月前入職則計入任職年限，官員學(xué)歷為研究生時學(xué)歷變量值設(shè)為1，研究生以下則設(shè)為0。相關(guān)變量描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 變量描述性統(tǒng)計

(三)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表2列示了上述模型的基準(zhǔn)回歸結(jié)果，其中(1)、(2)列為隨機效應(yīng)回歸結(jié)果，(3)、(4)列為固定效應(yīng)回歸結(jié)果。整體而言，無論隨機效應(yīng)回歸還是固定效應(yīng)回歸，且無論是否加入控制變量，解釋變量互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平的系數(shù)均在1%水平上顯著為正。其中在加入控制變量后的固定效應(yīng)回歸結(jié)果中這一系數(shù)為2.09，表明互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平每提高一個百分點將會帶來法治化發(fā)展水平2.09個百分點的提升，正向推動效應(yīng)顯著，假設(shè)H0得到驗證。此外，人均受教育年限與法治化發(fā)展水平呈正相關(guān)，并且在隨機效應(yīng)和固定效應(yīng)下皆十分顯著。同時，隨著書記任職年限的增加，地區(qū)法治化發(fā)展水平呈上升趨勢。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

(四)內(nèi)生性問題

盡管基準(zhǔn)回歸結(jié)果已經(jīng)證實了本文假設(shè)，但沒有考慮到可能存在的內(nèi)生性問題：首先，本文回歸過程中可能存在控制變量的遺漏；其次，有學(xué)者認(rèn)為法治化發(fā)展水平也會對互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平產(chǎn)生影響[26]，二者之間可能存在反向因果關(guān)系。基于此，為緩解內(nèi)生性問題可能帶來的影響，本文參考前人經(jīng)驗做法選取樣本地區(qū)1998年每百萬人郵局?jǐn)?shù)量與上一年全國互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入端口數(shù)量的交互項作為解釋變量的工具變量進行回歸分析[22,27]，回歸結(jié)果如表3所示。

表3 IV-2SLS回歸結(jié)果

由表3可知，在有效減輕內(nèi)生性干擾的情況下，解釋變量“互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平”的系數(shù)依然顯著，且相較于基準(zhǔn)回歸結(jié)果來說影響系數(shù)更大。隨機效應(yīng)下，沒有加入任何控制變量時，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平增加1個百分點，法治化發(fā)展水平提升3.189個百分點，加入控制變量后增加至7.769個百分點；固定效應(yīng)下，沒有加入控制變量時，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平增加1個百分點，法治化發(fā)展水平提升3.193個百分點，加入控制變量后增加至5.120個百分點。整體而言，工具變量回歸結(jié)果進一步驗證了本文提出的假設(shè)H0。此外，人均受教育年限和一把手任職年限的影響仍然顯著為正。

(五)穩(wěn)健性檢驗

為進一步檢驗?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)健性，本文使用互聯(lián)網(wǎng)普及率(以Intep表示)作為互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平(Inte)的代理變量[28-29]進行穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果如表4所示。由表4可得，解釋變量“互聯(lián)網(wǎng)普及率”對法治化發(fā)展水平的正向推動效應(yīng)依然十分顯著，與前文回歸結(jié)果保持一致，表明本文所構(gòu)建的回歸模型具有一定的穩(wěn)健性。由此，假設(shè)H0進一步得到驗證。

表4 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

四、進一步分析

已有研究表明，互聯(lián)網(wǎng)具有與其他信息技術(shù)一樣的網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)特征：即隨著互聯(lián)網(wǎng)用戶的增多互聯(lián)網(wǎng)的價值將不斷增加[30]。一般來說，經(jīng)濟發(fā)展水平越高的地區(qū)在互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)方面的投入越大，最前沿的網(wǎng)絡(luò)技術(shù)也往往在經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū)先試點[31]。可見，地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平對互聯(lián)網(wǎng)網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)的發(fā)揮起著重要作用，那么這種影響是否同樣存在于互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對地區(qū)法治化進程的影響之中？具體的影響方向如何？影響程度又有多大？就值得進一步的研究。為解答以上問題，本文接下來將對經(jīng)濟發(fā)展水平在互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對地區(qū)法治化進程的影響中的調(diào)節(jié)效應(yīng)和門檻效應(yīng)進行檢驗。

(一)調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

為檢驗經(jīng)濟發(fā)展水平在互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對地區(qū)法治化進程影響中的調(diào)節(jié)效應(yīng)，本文根據(jù)Wooldridge的建議對交互項進行中心化處理后進行回歸[32]，回歸結(jié)果如表5所示。從表5中我們可以看出，各模型回歸中主效應(yīng)系數(shù)均為正，固定效應(yīng)回歸結(jié)果下主效應(yīng)至少在5%水平下顯著，且系數(shù)值變化不大。同時，交互項代表的調(diào)節(jié)效應(yīng)也均在1%水平上顯著為正，系數(shù)均在1.8以上，表明經(jīng)濟發(fā)展水平在互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對地區(qū)法治化進程的影響中起到了正向調(diào)節(jié)的作用。

表5 經(jīng)濟發(fā)展水平的調(diào)節(jié)效應(yīng)(IV-2SLS)

(二)門檻效應(yīng)檢驗

上述研究表明地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平在互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展推動法治化進程的過程中起到正向調(diào)節(jié)作用，但仍需進一步檢驗經(jīng)濟發(fā)展水平是否存在門檻值。本文參考Wang的做法進行了門檻效應(yīng)檢驗[33]，檢驗結(jié)果如表6所示。由表6可知，單門檻檢驗的F統(tǒng)計量值為83.220，對應(yīng)P值為0，雙門檻檢驗的F統(tǒng)計量值為34.520，對應(yīng)P值為0.03，而三門檻檢驗的P值為0.513，沒有通過檢驗，因此本文接下來將進行雙門檻回歸。

表6 經(jīng)濟發(fā)展水平門檻效應(yīng)檢驗與門檻值估計結(jié)果

雙門檻回歸估計結(jié)果如圖1及表7所示，其中第一個門檻值為10.139，對應(yīng)人均GDP約為25 311.143元，第二個門檻值為11.040，對應(yīng)人均GDP約為62 317.652元。

圖1 經(jīng)濟發(fā)展水平門檻值

具體而言：固定效應(yīng)效應(yīng)回歸結(jié)果中，當(dāng)區(qū)域人均GDP低于25 311.143元時，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平對地區(qū)法治化進程的影響系數(shù)在5%的水平下顯著為負(-1.110)，表明在經(jīng)濟發(fā)展水平較低的地區(qū)，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展會對其法治化進程帶來負向影響；當(dāng)?shù)貐^(qū)人均GDP介于25 311.143元和62 317.652元之間時，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平對地區(qū)法治化進程的影響轉(zhuǎn)為正向促進，但不顯著；當(dāng)?shù)貐^(qū)人均GDP進一步提高至62 317.652元時，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對地區(qū)法治化進程的影響系數(shù)增加至2.573，且在1%水平上顯著為正。門檻效應(yīng)檢驗結(jié)果表明：互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對地區(qū)法治化進程的影響程度隨著經(jīng)濟發(fā)展水平提高而提高。隨機效應(yīng)回歸結(jié)果也反映了相同的趨勢，這進一步驗證了前文調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗結(jié)果。

表7 經(jīng)濟發(fā)展水平雙門檻回歸結(jié)果

五、結(jié)論與政策建議

本文從立法、普法、執(zhí)法和司法四個方面剖析了互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對法治化進程的影響機理，并借助面板工具變量法進行了實證研究。研究結(jié)果表明互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展對地區(qū)法治化發(fā)展水平具有顯著的促進作用，基于工具變量的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果也支持該結(jié)論。此外，地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平在互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平對法治化發(fā)展水平的影響中起到了正向調(diào)節(jié)的作用，當(dāng)人均GDP高于62 317.65元時，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平對法治化發(fā)展水平的影響最大。

基于以上研究結(jié)論，本文提出以下政策建議：以互聯(lián)網(wǎng)為代表的新一代信息通信技術(shù)對地區(qū)法治化進程產(chǎn)生了重要影響，各地政府應(yīng)加大互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投資強度和規(guī)模，積極出臺相應(yīng)政策引導(dǎo)、支持社會資本投向互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的核心環(huán)節(jié)和關(guān)鍵領(lǐng)域；同時，要適度推動資源和扶持政策向互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展滯后的地區(qū)傾斜,提高網(wǎng)絡(luò)資源配置水平，縮小區(qū)域、城鄉(xiāng)之間的“數(shù)字鴻溝”，進一步推動地區(qū)法治化水平持續(xù)提升，為全面建成法治社會提供保障。