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计量经济学报, 2022, 2(3): 510-532 DOI: 10.12012/CJoE2022-0017

论文

电子商务对我国居民幸福感的影响——基于共同富裕视角

马述忠,, 张道涵,, 潘钢健,

浙江大学中国数字贸易研究院, 杭州 310058

The Impact of E-commerce on the Happiness of Chinese Residents: Based on the Perspective of Common Prosperity

MA Shuzhong,, ZHANG Daohan,, PAN Gangjian,

China Academy of Digital Trade, Zhejiang University, Hangzhou 310058, China

收稿日期: 2022-03-4  

基金资助: 浙江省哲学社会科学规划("高质量发展建设共同富裕示范区"重大招标课题预立项)

Received: 2022-03-4  

Fund supported: Zhejiang Philosophy and Social Science Program

作者简介 About authors

马述忠,教授,博士,博士生导师,研究方向:全球数字贸易,E-mail:mashuzhong@zju.edu.cn

张道涵,博士研究生,研究方向:全球数字贸易,E-mail:12101031@zju.edu.cn

潘钢健,博士研究生,研究方向:全球数字贸易,E-mail:pangangjian@zju.edu.cn

摘要

本文应用2014年和2018年中国家庭追踪调查数据(CFPS), 围绕着我国电子商务发展质量对居民主观幸福感的影响与作用机制, 基于共同富裕视角开展了系统性的研究.研究发现, 第一, 电子商务的发展可以显著改善居民的主观幸福感, 并且对于后发地区居民与相对弱势群体具有补短板效应, 促进了全体居民精神生活的共同富裕.第二, 作用机制分析表明, 电商发展可以通过促进物质层面的共同富裕, 即减小城乡收入差距和降低生活成本, 改善居民的主观幸福感, 但也会通过降低城市居民与非网民的相对收入恶化其幸福感.第三, 在多种机制综合作用下, 现阶段电子商务发展质量与主观幸福感呈现出倒U型关系.最后, 跨境电子商务的发展也可以显著提高居民的主观幸福感, 在电商发展促进精神层面共同富裕的过程中发挥了锦上添花的作用.本文的现实意义在于, 既剖析了电子商务发展对人们现实生活的多重影响, 也加深了对中国居民主观幸福感影响因素的理解, 为相应政策的制订提供了启示.

关键词： 电子商务 ; 幸福感 ; 共同富裕 ; 城乡差距 ; 生活成本 ; 相对收入

Abstract

Based on the data of China Family Panel Studies (CFPS) in 2014 and 2018, this paper conducts a systematic study on the impact and its mechanisms of ecommerce development quality on residents' subjective well-being from the perspective of common prosperity. The results show that: First, the development of e-commerce can significantly improve the subjective well-being of residents, and it has a more significant effect on the residents in the late developing areas and economic-disadvantaged groups, which means that it can promote spiritual common prosperity of all residents. Second, the development of e-commerce can improve the subjective well-being of residents by promoting material common prosperity, that is, reducing income inequality between urban and rural areas and reducing living costs, but it will also worsen the well-being of urban residents and non-internet users by reducing their relative income. Third, under the comprehensive effect of various mechanisms, the relationship between the quality of e-commerce development and subjective well-being at this stage presents an inverted U-shaped relationship. Finally, the development of cross-border e-commerce can also significantly improve the subjective well-being of residents, and it plays a role of icing on the cake in the process of promoting spiritual common prosperity through the development of e-commerce. The practical significance of this paper is to analyze the multiple impacts of the development of e-commerce on people's real life, and deepen the understanding of the influencing factors of Chinese residents' subjective well-being, it also provides enlightenment for the formulation of corresponding policies.

Keywords： e-commerce ; happiness ; common prosperity ; inequality between urban and rural areas ; living costs ; relative income

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本文引用格式

马述忠, 张道涵, 潘钢健. 电子商务对我国居民幸福感的影响——基于共同富裕视角. 计量经济学报[J], 2022, 2(3): 510-532 DOI:10.12012/CJoE2022-0017

MA Shuzhong, ZHANG Daohan, PAN Gangjian. The Impact of E-commerce on the Happiness of Chinese Residents: Based on the Perspective of Common Prosperity. China Journal of Econometrics[J], 2022, 2(3): 510-532 DOI:10.12012/CJoE2022-0017

1 引言

自2020年新冠疫情爆发, 我国不仅在病毒肆虐全球的压力下实现经济逆增长, 还取得了脱贫攻坚战成功、全面小康的辉煌成就, 如今已进入扎实推动共同富裕的历史阶段. 习近平总书记指出: "共同富裕是全体人民共同富裕, 是人民群众物质生活和精神生活都富裕"1. 其中, 人民的主观幸福感是其精神生活水平的重要体现, 而"不断增强人民群众获得感、幸福感、安全感" 也是十四五规划的重点内容.

1《习近平: 扎实推动共同富裕》, 见http://www.gov.cn/xinwen/2021-10/15/content_5642821.htm.

但在我国经济腾飞的同时, 人民的幸福感与物质生活水平却呈现出脱节趋势, 这一现象也被称作"Easterlin" 悖论(Easterlin (1974)). 联合国发布的2020年《世界幸福指数报告》指出, 中国大陆人民的幸福程度连续三年下降, 在156个国家和地区中仅排行第94位2. 央视主办的《中国经济生活大调查(2019–2020)》结果也显示, 2019年只有43.81% 的受访者感觉自己幸福, 这一数据相比于2018年的50.99% 有较大回落3. 这一悖论的出现, 一定程度上源于我国内部较大的收入差距(何立新和潘春阳(2011)) 以及较高的生活成本(苏梽芳等(2013)), 而缩小以城乡差距为首的收入差距和减小居民的生活支出压力, 也是实现物质层面共同富裕的必经之路.

2数据来源: World Happiness Report 2021, 见https://worldhappiness.report/ed/2021/.

3数据来源: 央视网, 见http://news.cctv.com/special/jjshddc2019/index.shtml.

与此同时, 近二十年来, 由于成本低、限制少的特点, 我国电子商务产业快速扩张, 人工智能、大数据等技术被广泛应用, 跨境电商、社交电商等新模式新业态不断涌现, 取得了世界瞩目的成就(马述忠和房超(2020)). 据商务部发布的《中国电子商务报告(2020)》, 2020年, 我国全国电子商务交易额增长至37.21万亿元, 网购用户规模已达7.82亿. 跨境电商也在我国迅速兴起并融入居民生活, 特别是自新冠疫情爆发以来, 跨境电商能突破时空限制的优势进一步发挥(马述忠和潘钢健(2020)), 成为稳外贸的重要力量. 国家对电子商务的发展也极其重视: 2021年中央印发了《"十四五" 数字经济发展规划》等一系列政策文件; 自2019年开始, 商务部也每年联合有关部门举办旨在带动全国网络零售的"双品购物节"; 截至2021年底, 我国跨境电商综试区已达105个, 签署电子商务合作备忘录并建立双边电子商务合作机制的国家已达23个4.

4数据来源: 中华人民共和国商务部, 见http://images.mofcom.gov.cn/dzsws/202110/20211022182630164.pdf.

而电子商务的快速发展也为我国实现物质层面的共同富裕做出了大量贡献. 一方面, 随着政府政策与电商巨头对农村市场的青睐, 电商市场从渠道到资源都在不断下沉, 其弥合城乡差距的成效进一步显现. 例如2020年国家级贫困县农产品网络零售额为406.6亿元, 同比增长43.5%, 同时电子商务进农村综合示范对全国832个国家级贫困县实现全覆盖, 工业品下行、农产品上行的双向渠道进一步畅通. 由此形成的淘宝村、淘宝镇、农村电商产业园等电子商务聚集区, 带动了物流公司、餐饮店、文印店等配套产业的发展(钱俭和郑志锋(2013)), 同时也促使电子商务技术流、资金流、人才流逐步向农村地区集聚(梅燕和蒋雨清(2020)). 另一方面, 电子商务也通过降低搜寻成本、价格溢出效应等渠道抑制了我国整体价格水平的上升(孙浦阳等(2017), Alberto (2017)), 进而在一定程度上减小了居民的生活支出压力.

因此, 随着人民实现精神层面共同富裕的需求不断凸显, 以及电子商务在居民生活中扮演着愈发重要的角色, 并且客观上起到了推动物质层面共同富裕的作用, 研究电商发展质量对人民幸福感影响的现实意义逐渐凸显. 然而, 学界却少有对此议题的探讨. 作为经济发展水平的代表指标之一, 电商质量发展对居民主观幸福感到底是具有积极效应, 扮演"多多益善" 的角色, 还是会在发展到一定水平后重演"Easterlin" 悖论, 产生过犹不及的风险? 该影响可以通过何种机制实现, 是否与其能推动物质层面共同富裕的作用有关? 跨境电商在这一过程中又扮演了怎样的角色? 这些问题值得深入剖析. 有鉴于此, 本文采用2014年和2018年中国家庭追踪调查数据(China Family Panel Studies, 下文简称CFPS), 围绕着我国地区电子商务发展质量对居民主观幸福感的影响与作用机制, 基于共同富裕视角开展了系统性的研究.

本文对现有文献的推进主要如下: 首先, 以往的文献对居民主观幸福感的研究往往局限于一些传统影响因素, 如绝对收入、相对收入、收入差距、价格水平等, 对电子商务的研究则鲜有涉及民生福祉领域, 本文以我国居民, 主要是就业人群作为研究对象, 基于共同富裕的视角, 对电子商务发展质量与居民主观幸福感的关系进行了实证分析, 丰富了现有理论体系. 其次, 本文的拓展分析部分中, 在验证各种作用机制的同时, 尝试从城乡差异和数字鸿沟两种视角解释电子商务发展对不同群体主观幸福感的不同作用, 具有理论与现实意义. 最后, 本文还关注了跨境电商这一细分领域对主观幸福感的积极作用, 以及其与整体电子商务在促进人民精神生活共同富裕过程中的关系, 弥补了现有文献的缺口.

本文余下部分的结构安排如下: 第二部分为文献综述与研究假设; 第三部分对数据、计量模型和变量进行了说明; 第四部分为基准回归的实证结果分析, 还包括稳健性检验、内生性问题处理以及异质性分析; 第五部分在此基础上进行扩展研究, 主要是作用机制分析和跨境电商细分领域分析; 最后一部分为结论与政策启示.

2 文献综述与研究假设

目前学界关于主观幸福感与电子商务的研究大多是独立进行. 一方面, 关于主观幸福感影响因素的量化研究早在二十世纪七十年代就大量涌现, 且大多聚焦于传统经济因素, 同时一些人口社会学特征和政策制度因素会作为次要控制变量出现(Easterlin (1974), Morawetz et al. (1977), Rafael et al. (2001)). 另一方面, 作为新兴领域, 关于电子商务的研究起步较晚. 国内外学者关于电子商务的研究主要出现在二十世纪九十年代后, 且在早期以电子商务的概念界定、实现途径以及经济影响的定性分析为主, 后来的定量分析则大多聚焦于电子商务对收入等经济要素的直接影响, 总体来说对民生福祉领域的关注较少(Bakos (1997), Seamus (2005), Yuji (2008)).

不过随着近年来数字经济的飞速发展, 在主观幸福感理论体系下, 与电子商务有较强相关性的研究逐渐增多. 例如互联网技术的应用在电子商务活动中必不可少, 而鲁元平和王军鹏(2020)指出互联网搜索、传播信息的功能可以显著提高居民的主观福利, 并且对低收入、低受教育水平的人群和欠发达地区的居民, 互联网所产生的信息福利效应更强. 电商消费带来的偏好效应、心理效应、网络效应和符号效用, 也可以对家庭幸福感产生正面作用(秦杰等(2019)). 与此同时, 得益于其普惠性特征, 电子商务有利于实现人民物质生活共同富裕的积极作用也不断被学界发掘, 这将进一步改善我国居民的主观幸福感. 一方面, 电子商务能够推动城乡共同富裕. 电子商务技术和乡村产业结合后, 诞生了自发驱动型、自发培育型等多种电商聚集村的包容性创新模式(范轶琳等(2018)), 也带动了配套产业的发展, 这有利于农村居民实现增收, 在物质生活上缩小与城市居民的差距, 满足日益增长的美好生活需求, 进而带来主观幸福状态的改善. 另一方面, 电子商务也能够推动行业间共同富裕. 电子商务通过将传统商务流程转移至线上, 提高了上游传统行业的信息传输效率与竞争能力, 并促使其与下游服务业融合(焦勇(2020)), 进而通过“电商换市" 实现产业升级.这将缩小传统行业与新兴行业的盈利能力差距, 改善相关从业者的收入状况, 增强其劳动成就感, 促进精神层面的共同富裕.鉴于此, 本文提出:

假设1  电子商务对居民的主观幸福感具有积极效应, 且这一积极效应具有普惠性, 有利于实现精神层面的共同富裕.

在作用机制方面, 虽然目前鲜有综合主观幸福感与电子商务主题的系统量化分析, 但两类主题各自都有大量研究涉及到收入、收入差距与生活成本这三个与物质层面共同富裕相关的要素. 由此本文将这些共同要素作为结合主观幸福感与电子商务的关键纽带, 提出合理假设, 以便从共同富裕视角展开聚焦于二者关系的系统性探究.

假设2  电子商务的发展可以通过相对收入机制对居民主观幸福感产生显著影响, 但对不同人群具有不同效应.

尽管随着1974年"Easterlin" 悖论的抛出, 收入成为经济学界最早关注的幸福影响因素之一, 但针对绝对收入对主观幸福感的影响, 学术界尚无明确定论, 更多的文献指出相对收入对幸福感的影响更为显著, 一般认为, 如果同时提高所有人的绝对收入, 而相对收入不变时, 幸福程度也保持不变(Easterlin (1995)). Michael (2001)也发现一个人的主观幸福感在很大程度上取决于其相对收入. 在国内, 官皓(2010)利用北上广的家庭调查数据研究显示, 与绝对收入相比, 相对收入对幸福感具有更显著的正向影响. 而关于电商发展对居民收入的影响, 学界并未达成统一意见. 虽然岳云嵩和李兵(2018)指出电商平台可以通过提高生产效率等途径提高我国制造业企业的经济能力, 但电子商务的发展也有可能通过加剧行业竞争烈度和增加替代品的方式减小生产者剩余(Yuji (2008)). 并且由于数字鸿沟的存在, 对未能及时进行采用电商技术提高工作效率的人群, 电子商务很可能使其相对经济地位出现不进则退的必然后果, 进而对其主观幸福感产生负面影响. 因此, 本文认为电商发展可以通过改变居民的相对收入影响其主观幸福感水平, 但可能对不同人群存在不同的效应.

假设3  电子商务的发展可以通过减小城乡收入差距提升居民的主观幸福感水平.

在收入对幸福影响的研究受到关注后, 收入差距也逐渐被纳入幸福感影响因素的研究体系. 学界一般认为较大的收入差距会恶化居民的主观幸福感. 国外学者在相关领域的研究较早, 例如Morawetz et al. (1977)通过比较两个人口社会学特征因素相近的社区发现, 在收入分配更平等的社区, 居民的幸福感更强烈. 国内学者也发现收入差距的扩大将损害个人的幸福感(黄嘉文(2016)). 收入差距对幸福感的负面影响主要来源于相对剥夺感和预期改变(何立新和潘春阳, (2011)). 一方面, 较大的收入差距会使低收入群体产生被高收入群体剥夺的负面心理体验. 另一方面, 收入差距的扩大增强了预期收入的不确定性, 从而对个人的效用水平与幸福感产生消极作用, 对高收入人群亦是如此(Alberto et al. (2003)). 而城乡差距是我国总体收入差距最重要的部分(冯婧和陈志鸿(2015)), Ma and Chen (2020)也基于国内数据发现城乡收入差距的扩大对我国全体居民的幸福感都具有抑制作用. 与此同时, 有学者指出电子商务的发展可以弥合收入鸿沟, 缩小城乡差距. Seamus (2005)基于欧洲数据的实证研究认为, 电子商务可以帮助农村企业克服地理上的不利条件, 成为更有效的市场参与者, 从而缩小城乡差距. 李琪等(2019)利用浙江省数据发现, 电子商务发展及其空间溢出对农民收入增长具有正向影响, 并且欠发达地区在"后发优势" 的助力下获益更多. 可见, 电子商务的发展可以通过激发农村地区的"后发优势"等途径, 缩小城乡间的收入差距, 进而减弱相对剥夺感, 并改善全体人民的收入预期, 这有利于社会氛围的和谐与全体居民幸福感的提升.

假设4  电子商务也能够通过降低生活成本的渠道增强居民的主观幸福感.

相比于收入和城乡收入差距, 学界针对价格水平这一宏观经济特征与主观幸福感关系的探究相对较晚, 但已有的研究结论基本保持一致, 即价格水平上升会通过提高生活成本对居民的主观幸福感产生负面影响. 譬如Rafael et al. (2001)基于1975年至2001年12个欧洲国家的面板数据研究发现, 通胀率每提高1%, 平均幸福感水平就会降低0.01个单位. Inder and Pavel (2011)利用拉丁美洲的主观幸福感调查数据也得到了类似的结论. 国内也有学者发现食品价格上涨对居民主观幸福感存在显著的负向影响(苏梽芳等(2013)). 而电子商务降低生活成本的作用已被大量验证. 一方面, 电子商务平台可以通过改善信息不对称、增强消费者议价能力和降低市场搜寻成本等渠道提高消费者福利(Choi and Suh (2010), Bakos et al. (1997), 孙浦阳等(2017)). 另一方面, 电子商务还压缩了实体店房租等销售成本, 配合团购等利薄多销的模式和各色补贴, 使得商品网络零售价不断降低, 甚至可以对线下市场的价格水平产生溢出效应(Alberto (2017)). 因此, 电子商务可以通过降低以价格水平为代表的生活成本, 减小居民的生活支出压力, 进而提高其主观福利, 对低收入群体等价格敏感人群更是如此. 据此, 本文将以价格水平为代表的生活成本也作为电子商务影响居民的主观幸福感的作用机制之一.

3 研究设计

3.1 样本及数据来源

基于数据的可得性和时效性, 本文选取的居民样本数据来自2014年和2018年的CFPS数据5. 该调查由北京大学中国社会科学调查中心实施, 是北京大学和国家自然基金委资助的重大项目. CFPS的目标样本规模为16000户, 调查对象包含样本家户中的全部家庭成员. CFPS (2014)与CFPS (2018)的样本基本覆盖全中国31个省级行政区, 是一项全国性、大规模、多学科的社会跟踪调查项目, 旨在通过跟踪收集微观数据, 反映中国社会、经济等方面的变迁. 考虑到本文的研究内容涉及收入等物质层面共同富裕的因素, 我们在主体计量部分只保留了填写行业信息的就业样本, 并删除了其他主要变量存在缺失或异常值的样本, 最终保留样本数为14340个. 同时, 为保障结果的稳健性, 我们也在稳健性检验部分对全样本进行了回归. 此外, 本文基准回归中所用的省级变量来自国家统计局公开数据.

52016年CFPS的问卷问题设置导致样本幸福感数据有95% 的"不适用", 可用样过少, 2020年的CFPS数据截至本文投稿只发布了部分数据, 且缺少行业信息, 因此本文没有采用2016年和2020年的CFPS数据.

3.2 实证模型与变量

1) 实证模型

本文的回归方程设计如下:

$ \begin{equation} {\rm Happiness}_{ijt}=\beta_0+\beta_1E\_{\rm com}_{jt}+\beta_2{\rm Micro}_{ijt}+\beta_3{\rm Macro}_{jt}+{\rm FE}_t+{\rm FE}_h+\varepsilon_{ijt}. \end{equation} $

公式(1) 中, $ {\rm Happiness}_{ijt} $表示$ j $省份$ t $年$ i $个体的主观幸福感水平; $ E\_{\rm com}_{jt} $表示该居民所在省份电子商务的发展质量; $ {\rm Micro}_{ijt} $和$ {\rm Macro}_{jt} $分别表示微观和宏观层面的控制变量; $ {\rm FE}_t $和$ {\rm FE}_h $分别表示年份固定效应和行业固定效应; $ \varepsilon_{ijt} $表示随机扰动项.

2) 变量描述

本文的核心被解释变量为居民的主观幸福感自评得分, 来自CFPS问卷, 分数越高则幸福感越强. 核心解释变量为各个省份的电子商务发展质量指标, 来自国家统计局. 考虑到各个省份的经济体量与产业结构存在差异, 因此不能简单地使用电子商务企业数量、电子商务企业占比或者电子商务交易总规模等简单指标代理电子商务发展质量. 本文电子商务发展质量指标的计算方法为: 该省份当年的电子商务交易规模(单位: 元) 除以有电子商务交易活动的企业数, 再将结果取对数.

参考既有研究, 本文的主要控制变量为居民相对收入(Michael (2001), 官皓(2010))、城乡收入差距和消费者物价指数(苏梽芳等(2013)). 其中, 城乡收入差距以城乡居民人均可支配收入之比来代理(Ma and Chen (2020), 冯婧和陈志鸿(2015)). 本文的其他控制变量为已有研究证实的影响个体幸福感水平的变量, 包括个人层面的性别、自评社会地位、自评健康、年龄、民族、婚姻状况、居住地、最高学历、是否使用互联网, 以及省份层面的人均GDP、GDP占比、政府财政支出比例、工业增加值(Ma and Chen (2020), 鲁元平和王军鹏(2020)). 变量描述性统计见表 1.

表1   变量描述性统计

变量名含义平均值标准差最小值最大值变量说明
${\rm Happiness}$主观幸福感7.6482.007010分数为0$\sim$10的整数, 分数越高幸福感越强
$E\_{\rm com}$电子商务发展质量19.2520.49918.02920.426电子商务交易规模(单位: 元) 与有电子商务交易活动的企业数(单位: 个) 比值的对数
Ineq城乡收入差距2.5520.3631.8523.474各省份城市居民人均可支配收入(单位: 元) 与农村居民人均可支配收入(单位: 元) 的比值
Income相对收入2.7080.91115分数为1$\sim$5的整数, 分数越高相对收入越高
CPI消费者物价指数2.0410.3221.5002.700在原始数据的基础上减去100% (单位: %)
Gender性别0.5880.492011 $=$男性, 0 $=$女性
Status自评社会地位2.8870.93715分数为1$\sim$5的整数, 分数越高社会地位越高
Health自评健康2.7191.08015分数为1$\sim$5的整数, 分数越高健康状况越差
Age年龄40.20912.0031684单位: 岁
Han民族0.9460.227011 $=$汉族, 0 $=$其他民族
Married婚姻状况0.8290.377011 $=$已婚有配偶, 0 $=$其他婚姻状况
Area居住地0.6520.476011 $=$城镇, 0 $=$乡村
Edu最高学历3.3221.34318分数为1$\sim$8的整数, 分数越高学历越高, 最低为文盲/半文盲, 最高为博士
Net_use是否使用互联网0.5960.491011 $=$使用互联网, 0 $=$不使用互联网
GDPper人均GDP10.8740.42610.18211.939省份人均GDP (单位: 元) 取对数
GDPproGDP占比0.0470.0290.0040.109该省份GDP占全国GDP的比例
Gov政府财政支出比例0.2150.0790.1210.465地方财政一般预算支出与当地GDP的比值
Ind工业增加值9.2390.7516.88110.536工业增加值(单位: 亿元) 取对数

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图 1展示了各类主观幸福感得分样本占比, 其中, 自评得分为8的样本占比最高, 接近30%, 且只有较少比例的样本的得分小于5. 此外, 描述性统计显示主观幸福感的样本平均值为7.648, 这说明样本居民的主观幸福感整体处于中高水平.

图1

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图1   各类主观幸福感得分样本占比


4 实证结果与分析

4.1 基准回归结果

虽然本文的核心被解释变量——主观幸福感是等级变量, 但有刘红云等(2013)指出, 当因变量的类别较多(5及以上时), 连续数据分析方法的估计结果与等级数据分析方法的结果非常接近, 可以考虑使用OLS等连续数据分析方法, 同时OLS方法估计得到的结果更加直观且方便解释, 在既有研究中被广泛采用(Brockmann et al. (2009), Jiang (2012)). 因此, 为验证假设1, 在这一部分, 我们使用CFPS (2014)和CFPS (2018)的混合截面数据进行OLS回归, 结果见表 2.

表2   基准回归结果

(1)(2)(3)(4)
$E\_{\rm com}$0.156***0.255***0.208***0.236***
(0.034)(0.040)(0.040)(0.040)
Ineq$-0.393$***$-0.438$***$-0.411$***
(0.077)(0.078)(0.078)
Income0.179***0.186***0.186***
(0.024)(0.024)(0.024)
CPI$-0.225$***$-0.228$***$-0.200$***
(0.054)(0.057)(0.055)
其他控制变量否是是是
年份固定效应否否是是
行业固定效应否否否是
$R^2$0.0020.1070.1090.109
$N$14340143401434014340

注: *** $p<0.01$, ** $p<0.05$, * $p<0.1$, 括号内为稳健标准误, 下表均相同.

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表 2第(1) 列展示了仅对核心变量进行回归的结果, 第(2) 列为加入所有控制变量后的结果, 第(3) 列和第(4) 列则分别汇报了在第(2) 列基础上仅加入年份固定效应和同时加入年份与行业固定效应的回归结果. 结果显示, 核心变量方面, 在所有的回归中, 电子商务发展质量对居民主观幸福感的影响系数都显著为正, 这证明电子商务的发展对幸福感的提升具有积极作用, 在促进人民精神生活富裕的过程中扮演了"多多益善"的角色. 在控制变量方面, 在所有包含控制变量的回归中, 相对收入对居民主观幸福感的影响系数都显著为正, 城乡收入差距和CPI对居民主观幸福感的影响系数都显著为负, 其结果与我们的预期一致, 即相对收入的增加有利于幸福感的提升, 而城乡收入差距与价格水平的提升则会恶化居民的主观幸福感状态, 人民物质层面共同富裕的障碍会进一步阻碍精神层面共同富裕的实现.

4.2 稳健性检验

1) 核心变量的稳健性检验

表 2展示的基准回归结果初步验证了电商发展对居民主观幸福感的积极效果, 为确保结果的稳健性, 本文将通过核心变量、计量模型以及样本的替换进行不同维度的稳健性检验. 首先, 表 3展示了替换核心变量后的稳健性检验结果.

表3   核心变量的稳健性检验结果

销售额采购额相对价值虚拟变量
(1)(2)(3)(4)
$E\_{\rm com}$0.208***0.202***6.574***0.137***
(0.040)(0.035)(1.382)(0.035)
Ineq$-0.438$***$-0.399$***$-0.403$***$-0.401$***
(0.078)(0.078)(0.078)(0.078)
Income0.186***0.186***0.186***0.186***
(0.024)(0.024)(0.024)(0.024)
CPI$-0.228$***$-0.143$***$-0.255$***$-0.139$**
(0.057)(0.054)(0.061)(0.054)
其他控制变量是是是是
年份固定效应是是是是
行业固定效应是是是是
$R^2$0.1090.1090.1080.108
$N$14340143401434014340

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在第(1) 列中, 核心解释变量$ E\_{\rm com} $的测度方法变为各个省份当年的电子商务销售额除以有电子商务交易活动的企业数, 再对结果取对数. 在第(2) 列中, 核心解释变量$ E\_{\rm com} $则是各省份电子商务采购额与有电子商务交易活动的企业数比值的对数. 由第(1) 列和第(2) 列汇报的结果可知, 核心解释变量$ E\_{\rm com} $的系数的正负、大小与显著性均无明显改变. 在第(3) 列中, $ E\_{\rm com} $的计算方法为: 该省份电子商务交易规模与GDP的比值除以有电子商务交易活动的企业占比, 该指标越高, 说明在电商企业占比相同时, 该省份的电商企业能创造出相对更多的经济价值, 即当地的电子商务发展质量更高. 如第(3) 列所示, 指标系数为6.574, 依然显著为正, 这再次验证了电商发展对居民主观幸福感的正面影响. 最后, 在第(4) 列中, 我们将$ E\_{\rm com} $设置为一个虚拟变量, 若样本居民所在省份的电子商务交易规模除以有电子商务交易活动的企业数的值大于该指标的全样本中位数, 则$ E\_{\rm com} $取值1, 否则为0. 结果显示, $ E\_{\rm com} $的系数为0.137, 显著为正, 这一结果同样验证了电商发展在促进人民精神生活富裕过程中"多多益善" 的角色定位.

2) 模型与样本的稳健性检验

表 4展示了替换计量模型和样本后的稳健性检验结果. 由于基于CFPS等微观调查问卷的主观幸福感变量往往呈现出典型的序数数据特征, 有序变量相邻选项之间的距离存在一定的不可比性, 因此有序Probit模型等排序模型在相关研究中也较为常见(Ma and Chen (2020), 鲁元平和王军鹏(2020)). 鉴于此, 表 4第(1) (2) 列将OLS模型替换为有序Probit模型和有序Logit模型进行稳健性检验, 结果显示核心解释变量的系数都显著为正, 验证了基准回归结果的稳健性.

表4   模型与样本的稳健性检验结果

有序Probit有序Logit含非就业样本2014年样本2018年样本
(1)(2)(3)(4)(5)
$E\_{\rm com}$0.139***0.221***0.242***0.256***0.300***
(0.022)(0.037)(0.034)(0.056)(0.061)
Ineq$-0.230$***$-0.407$***$-0.414$***$-0.182$$-0.670$***
(0.043)(0.073)(0.058)(0.122)(0.113)
Income0.088***0.141***0.170***0.188***0.198***
(0.013)(0.022)(0.017)(0.030)(0.039)
CPI$-0.117$***$-0.209$***$-0.119$***$-0.555$***0.002
(0.031)(0.052)(0.043)(0.093)(0.123)
其他控制变量是是是是是
年份固定效应是是是否否
行业固定效应是是是是是
$R^2$-${\rm pseudo}/R^2$0.0290.0300.1070.1090.128
$N$14340143402374690195321

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我们还进行了替换样本的稳健性检验. 在基准回归中, 我们使用的样本均为就业样本, 为进一步体现电子商务的普惠性, 我们将样本替换为包含失业和退休人群的更大样本, 并且将失业和退休作为两种单独的"行业" 进行回归, 结果见表 4第(3) 列所示: $ E\_{\rm com} $的系数为0.242, 且在1% 的水平上显著. 此外, 我们还将就业样本分年份进行了回归, 以验证本文结论在时间维度上的稳健性, 第(4) 列与第(5) 列分别汇报了2014年就业样本和2018年就业样本的回归结果. 由结果可知, $ E\_{\rm com} $的系数均显著为正, 即电子商务发展对于提升居民主观幸福感具有积极作用的结论, 在不同的时间维度上也成立.

4.3 内生性检验

在检验电子商务发展质量与居民主观幸福感的关系时, 虽然本文纳入了较多的控制变量, 可以有效缓解遗漏变量导致的内生性问题, 但依然不能完全排除遗漏变量问题, 同时也可能存在主观幸福感更高的居民倾向于定居在电子商务发展质量更好的省份的情况, 从而导致反向因果的估计偏误. 因此本文将利用工具变量法对潜在的内生问题进行进一步的探讨.

参考金环等(2021)的做法, 本文使用的第一个工具变量为各省份的平均坡度, 该变量与电子商务发展质量高度相关, 同时由于其天然属性, 满足工具变量的外生性假设. 其内在逻辑则是, 一般来说, 平均坡度较低的地区, 电子商务相关基础设施的铺设难度更低, 而相对健全的基础设施环境更有利于电子商务的发展. 此外, 较大的坡度对网络信号质量也存在负面影响, 从而不利于网络基础设施的运行, 进而影响当地电子商务的发展.

参考钱海章等(2020)和黄群慧等(2019)的做法, 由于电子商务所依赖的互联网技术发源于固定电话的普及, 早期固定电话的分布情况将影响地区电子商务的发展, 并且对当前居民幸福感的影响微乎其微, 因此本文使用的第二个工具变量为1984年各省份每百人固定电话数.

最后, 借鉴Nunn and Qian (2014)的做法, 我们分别构造了上述两个变量与样本所在年份的全国电子商务发展质量指标的均值的交互项, 即Slope与$ {\rm Phone}\_84 $为最终的工具变量, 以缓解坡度和历史数据不随时间变化的问题.

表 5第(1) (2) 列汇报了内生性检验的第一阶段回归结果, 第(3) (4) 列汇报了相应的第二阶段回归结果. 我们发现第一阶段回归中Slope的系数显著为负, $ {\rm Phone}\_84 $的系数则显著为正, 而二阶段中$ E\_{\rm com} $的系数均显著为正, 符合我们的预期与假设. 且第一阶段回归的弱工具变量检验$ F $值均大于10, 第二阶段回归中Wald外生性检验均拒绝了不存在内生性的原假设, 可见本文的工具变量选取较为合理.

表5   内生性检验结果

第一阶段回归第二阶段回归
(1)(2)(3)(4)
$E\_{\rm com}$0.649***0.369***
(0.106)(0.075)
Slope$-0.006$***
(0.000)
${\rm Phone}\_84$0.034***
(0.001)
控制变量是是是是
年份固定效应是是是是
行业固定效应是是是是
$R^2$0.4820.5570.1030.109
WaldTest18.1004.228
${\rm FirstStage}F$-${\rm stat}$1448.401643.93
$N$14340143401434014340

注: 坡度数据来自SRTM海拔高程数据, 每百人固定电话数据来自中国城市统计年鉴.

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4.4 异质性分析

"共同富裕是全体人民共同富裕", 而实现共同富裕的主要困难之一, 源于我国发展不平衡不充分的问题, 这一问题既体现在区域发展层面, 也体现在个人发展层面. 为深入研究电子商务发展对不同人群主观幸福感的不同影响并进一步验证假设1中的普惠性特征, 观察其能否较好解决人民日益增长的美好生活需要和发展不平衡不充分之间的矛盾, 起到推进精神层面共同富裕的作用, 本文在这一部分根据区域层面与个人层面的特征, 对样本进行异质性检验.

1) 区域层面的异质性分析

习近平总书记指出, 促进共同富裕, 最艰巨最繁重的任务仍然在农村6, 学界也认为我国城乡之间存在难以忽视的差距(樊增增和邹薇(2021)). 由此, 本文在表 6中首先针对城乡进行异质性分析, 其中, 第(1) 列汇报了城镇居民样本的回归结果, 第(2) 列汇报了乡村居民样本的回归结果. 结果显示: 第一, 二者$ E\_{\rm com} $的系数都显著为正, 分别为0.185和0.385; 第二, 乡村居民样本的系数显著大于城市居民样本的系数, 这说明电商发展改善幸福感的积极作用对乡村居民更有效, 助推了精神层面共同富裕的实现. 可能的解释是乡村地区具有一定的资源后发优势, 已经较为成熟电子商务技术和乡村产业结合后诞生的各种包容性创新模式可以帮助乡村居民脱贫致富, 进而增进幸福感. 同时, 电商发展也促进了"工业品下乡" 的进程, 使得乡村居民可以通过在线平台远程购买物美价廉、种类齐全的商品, 既方便了日常生活, 也帮助提高了工作生产效率. 另外, 相关电商平台的社交属性配合乡村地区的熟人经济, 使得当地居民在利用电子商务满足物质生活需求的同时也促进了邻里关系的和谐, 进而有利于主观幸福感的进一步改善.

6《习近平: 扎实推动共同富裕》, 见http://www.gov.cn/xinwen/2021-10/15/content_5642821.htm.

表6   居住地、城乡收入差距与区位异质性检验结果

城镇乡村城镇非农户口农村农业户口收入差距小收入差距大东部中西部
(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)
$E\_{\rm com}$0.185***0.385***0.0480.397***0.319***0.624***0.150*0.328***
(0.049)(0.073)(0.071)(0.080)(0.066)(0.102)(0.080)(0.091)
Ineq$-0.444$***$-0.349$**$-0.288$**$-0.250$$-0.731$**$-0.523$***$-0.242$$-0.389$***
(0.092)(0.150)(0.112)(0.165)(0.266)(0.200)(0.180)(0.096)
Income0.147***0.256***0.123***0.265***0.156***0.206***0.150***0.223***
(0.029)(0.042)(0.037)(0.045)(0.035)(0.032)(0.033)(0.034)
CPI$-0.087$$-0.512$***0.020$-0.523$***0.033$-0.769$***$-0.147$**$-0.473$***
(0.064)(0.111)(0.077)(0.126)(0.070)(0.148)(0.067)(0.114)
其他控制变量是是是是是是是是
年份固定效应是是是是是是是是
行业固定效应是是是是是是是是
$R^2$0.0990.1350.1100.1340.0930.1310.1150.111
$N$93454995515743836838750271307210

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此外, 我们还注意到城镇居民与农村居民的样本数量有一定悬殊, 这可能影响估计结果的准确性. 参考胡宏兵和高娜娜(2019), 拥有农村户口也是判别居民为农村居民的常用做法, 因此我们对样本进行了进一步筛选, 对居住在城镇且拥有非农户口与居住在农村且拥有农业户口的居民分别进行了估计, 结果见表 6第(3) (4) 两列所示. 我们发现, 城镇非农户口样本的$ E\_{\rm com} $系数虽为正却不再显著, 而农村农业户口样本的系数依然显著为正且数值较大, 这再次验证了电商发展改善幸福感的积极作用对乡村居民更有效的结论.

进一步地, 表 6的(5) (6) 两列针对城乡居民收入差距指标的中位数进行分类, 第(5) 列展示了收入差距较小地区居民样本的回归结果, 第(6) 列则展示了收入差距较大地区的结果. 可以观测到, 二者$ E\_{\rm com} $系数都显著为正的同时, 收入差距较大地区居民样本$ E\_{\rm com} $的系数显著大于收入差距较小地区居民样本的系数, 这说明电商发展对幸福感的积极作用对前者更有效, 这很可能发源于电子商务助力城乡共同富裕, 进而减小相对剥夺感、改善全体居民收入预期的积极效应. 关于电商发展可以通过缩小城乡收入差距增强居民主观幸福感的作用机制, 本文将在第五部分具体验证.

另外, 我国区域层面发展不平衡不充分的问题也体现在中西部地区落后于东部地区. 现阶段, 我国东部省份的经济能力领先于其他地区, 电子商务发展水平也呈现出自东部沿海地区向中西部内陆地区递减的分布特征(谷国锋和许瑛航(2019)). 因而, 中西部地区也应是共同富裕的重点工作区域. 本文在表 6第(7) (8) 两列分别汇报了东部地区与中西部地区居民样本的异质性检验, 结果说明电商发展对居民幸福感存在普惠性的同时, 对中西部居民幸福感的正向影响更显著, 起可能的原因是, 随着技术要素与经济要素不断从高势位地区向低势位地区流动, 电商技术的发展激发了中西部地区在自然资源、地缘环境等方面的相对后发优势, 为其快速追赶东部地区、实现物质与精神层面的双重共同富裕提供了有利的条件(陆德明和王必达(2002)).

总体来看, 电商发展质量对于居民主观幸福感的积极影响, 在区域层面具有普惠性, 并且对居住于欠发达地区, 即所谓后发地区的居民, 由于区域自身的后发优势, 电子商务发展质量的提升对其主观幸福感的改善更为明显, 电商发展致幸福的效应起到了显著的补短板作用, 有利于我国不同区域居民精神生活共同富裕的实现.

2) 个人层面的异质性分析

共同富裕不止是不同区域人民之间的共同富裕, 也是不同个人特征群体之间的共同富裕. 为检验电子商务的发展是否可以在个人层面也起到改善主观幸福感、促进精神层面共同富裕的效应, 本文进行了个人层面的异质性分析, 结果汇报于表 7和表 8.

表7   性别与从事行业异质性检验结果

男女一二产业第三产业
(1)(2)(3)(4)
$E\_{\rm com}$0.213***0.260***0.302***0.183***
(0.055)(0.060)(0.061)(0.054)
Ineq$-0.471$***$-0.300$**$-0.440$***$-0.403$***
(0.103)(0.119)(0.125)(0.099)
Income0.188***0.194***0.236***0.146***
(0.032)(0.036)(0.038)(0.030)
CPI$-0.187$**$-0.214$**$-0.311$***$-0.134$*
(0.072)(0.086)(0.088)(0.071)
其他控制变量是是是是
年份固定效应是是是是
行业固定效应是是是是
$R^2$0.1260.1000.1200.104
$N$8433590761138227

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表8   年龄、学历与相对收入异质性检验结果

40岁以下40岁及以上高中以下高中及以上低收入中高收入
(1)(2)(3)(4)(5)(6)
$E\_{\rm com}$0.176***0.312***0.309***0.153***0.316***0.192***
(0.054)(0.059)(0.056)(0.056)(0.083)(0.044)
Ineq$-0.442$***$-0.411$***$-0.422$***$-0.392$***$-0.526$***$-0.320$***
(0.108)(0.110)(0.109)(0.109)(0.149)(0.087)
Income0.193***0.179***0.220***0.141***0.0020.119***
(0.036)(0.032)(0.031)(0.036)(0.075)(0.041)
CPI$-0.281$***$-0.143$*$-0.293$***$-0.108$$-0.221$**$-0.180$***
(0.076)(0.079)(0.080)(0.073)(0.106)(0.063)
其他控制变量是是是是是是
年份固定效应是是是是是是
行业固定效应是是是是是是
$R^2$0.1100.1240.1080.1210.1040.081
$N$693774038619572149369404

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表 7汇报了性别与从事行业层面的异质性检验. 第(1) 列和第(2) 列分别为男性样本和女性样本的结果. 男女样本的$ E\_{\rm com} $系数都显著为正, 并且无显著的大小差异, 这说明电商发展提升幸福感的积极效应在不同性别之间无较大差别. 可能的解释是不同性别人群在互联网以及电子商务的接触上无明显差异, 这一结论也符合CNNIC发布的第48次《中国互联网络发展状况统计报告》中网民性别结构的统计结果7.

7数据来源: 中国互联网信息中心, 见http://www.cnnic.net.cn/hlwfzyj/hlwxzbg/hlwtjbg/202109/P020210915523670981527.pdf.

(3) (4) 两列汇报了从事行业层面的异质性检验. 因为样本中从事第一产业的样本较少, 因此将其并入第二产业后一同估计, 结果如第(3) 列所示, 第(4) 列则是从事第三产业样本的估计结果. 由结果可知, 两类样本的$ E\_{\rm com} $系数都显著为正, 并且存在明显的大小差异, 这说明电商发展提升幸福感的积极效应对从事一二产业的样本作用更强. 一般情况下, 从事一二产业的人群, 其工作内容相对更加传统, 接触互联网以及电子商务的可能性往往更小, 使用相应技能的熟练程度也更低, 而电商发展促进幸福的效应对这一群体更显著, 可能的解释是一旦以电商技术为代表的数字经济技术从生产端为其赋能, 就能够通过促进生产的精准化和数字化, 推动其从事的制造业等传统产业与下游服务业模块相融合(焦勇(2020)), 促进产业升级与"电商换市". 同时, 电子商务技术还能将传统的商务流程转移至线上, 大量减少人力物力与时间成本, 提高了传统行业的信息传输效率与竞争能力. 总的来说, 如果电子商务与从事一二产业居民的工作内容相结合, 就可以通过提升其经济能力, 即促进物质层面的共同富裕而改善主观幸福感状态, 进而实现精神层面的共同富裕. 值得注意的是, 尽管从整体角度来看, 电子商务还是扮演了"多多益善" 的角色, 但此效应是建立在从事传统产业的居民将电商技术应用于工作中的前提之上, 无法对未能及时应用电商技术的人群生效, 甚至可能导致其相对收入下降从而恶化幸福感, 出现不进则退的现象, 对数字弱势群体尤为如此, 具体的作用机制本文将在第五部分详细分析.

表 8汇报了年龄、学历与收入层面的异质性检验. 第(1) 列和第(2) 列分别为40岁以下样本和40岁及以上样本的结果. 第(3) 列和第(4) 列分别为高中以下样本和高中及以上学历样本的结果. 第(5) 列和第(6) 列汇报了收入层面的异质性检验, 两列分别为低收入样本和中高收入样本的结果. 其中, 低收入样本指其相对收入值为1或2, 中高收入样本指其相对收入值为3、4或5.

由表中结果可知, 各类样本回归中$ E\_{\rm com} $的系数都显著为正. 年龄层面, 40岁以下样本$ E\_{\rm com} $的系数等于0.176, 40岁及40岁以上样本$ E\_{\rm com} $的系数等于0.312, 二者都在1% 的水平上显著, 且40岁及以上样本的系数大于40岁以下样本的系数. 学历层面, 高中以下学历样本$ E\_{\rm com} $的系数显著大于高中及以上样本的系数. 收入层面, 低收入样本$ E\_{\rm com} $的系数显著大于中高收入样本的系数. 这就是说, 对于年龄较大、学历较低、收入较低的群体, 电商发展带来的幸福感提升效用更加显著. 这一现象部分可由电子商务在生产端促进共同富裕的内在逻辑解释, 因为这几类人群从事传统产业的比例一般更高. 但电子商务在消费端的作用也不可或缺, 其内在逻辑是年龄较大、学历较低、收入较低的人群往往也拥有相对较少的消费途径, 但电子商务的出现为其提供了更多消费渠道和商品种类. 一旦这些人群与电商购物网站接触, 相关网站就可以深度挖掘并满足其消费需求, 而电商网站自身的强互动性, 也会激发其带有"享乐情节" 的购买冲动欲, 进而带来主观幸福感的显著提升(吴小梅和郭朝阳(2014)). 除此之外, 上述人群也往往对价格更加敏感, 即使不直接使用电子商务平台购物, 由于同类商品线上与线下价格变化的幅度与频率高度相似(Alberto (2017)), 电商发展过程中主打的低价格、高性价比的营销特点很可能带来的整体CPI的下降, 从而减少其生活压力, 改善幸福感状态. 关于电商发展可以抑制价格水平上升、降低生活成本从而助力共同富裕, 增进居民幸福感的作用机制, 本文会在第五部分进行验证.

总体来看, 电商发展质量对于居民主观幸福感的积极影响, 在个人层面也具有普惠性, 有利于不同个体特征的人群实现精神生活的共同富裕, 假设1得到充分验证. 虽然在性别层面的影响无明显差异, 但对于从事相对传统产业、年龄较大、学历较低、收入较低的群体, 电子商务发展质量的提升对个人主观幸福感的改善更为明显, 起到了显著的补短板作用, 这也与鲁元平和王军鹏(2020)针对互联网与幸福感关系的异质性研究结论殊途同归.

5 拓展分析

5.1 作用机制分析

为探究电商发展对幸福感影响的作用机制, 验证假设2至假设4, 本文在基准回归方程的基础上, 分别加入$ E\_{\rm com} $与Income、Ineq和CPI的交互项, 其结果见表 9.

表9   作用机制分析回归结果

相对收入机制收入差距机制生活成本机制城镇乡村
(1)(2)(3)(4)(5)
$E\_{\rm com}$0.439***$-0.938$***$-0.241$$-0.921$**$-0.918$
(0.119)(0.345)(0.204)(0.426)(0.595)
Ineq$-0.408$***$-9.860$***$-0.430$***$-9.375$***$-10.770$**
(0.078)(2.767)(0.078)(3.435)(4.740)
Income1.617**0.185***0.187***0.146***0.255***
(0.745)(0.024)(0.024)(0.029)(0.042)
CPI$-0.207$***$-0.245$***$-4.691$**$-0.123$*$-0.581$
(0.055)(0.057)(1.887)(0.065)(0.114)
$E\_{\rm com} \ \ast$ Income$-0.074$*
(0.039)
$E\_{\rm com} \ \ast$ Ineq0.495***0.467***0.546**
(0.145)(0.180)(0.248)
$E\_{\rm com} \ \ast$ CPI0.229**
(0.096)
其他控制变量是是是是是
年份固定效应是是是是是
行业固定效应是是是是是
$R^2$0.1100.1100.1100.0990.136
$N$14340143401434093454995

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表 9第(1) 列、第(2) 列和第(3) 列分别为相对收入机制、收入差距机制和生活成本机制的回归结果. 由结果可知, 第(1) 列中交互项的系数显著为负, 意味着电商发展可能会降低居民的相对收入, 从而恶化其主观幸福感. 第(2) 列中交互项的系数显著为正, 这说明电商发展可以通过缩小城乡收入差距、促进城乡共同富裕增强全体居民的主观幸福感. 第(3) 列交互项的系数显著为正, 验证了电商发展能够通过降低价格水平、减小生活支出压力的渠道改善居民的幸福感状态.

其中, 城乡收入差距机制和相对收入机制的结果看似矛盾, 实则源于城乡收入差距缩小对人民精神生活与物质生活直接影响的不同. 在精神生活层面, 城乡收入差距的缩小将直接带来居民相对剥夺感的减小和收入预期的改善, 进而促进社会舆论氛围的和谐稳定, 提高全体居民的主观幸福感. 在表 9第(4) (5) 列的分样本机制检验中, 我们也发现城镇居民与农村居民样本$ E\_{\rm com} $与Ineq的交互项的系数均显著为正, 上述观点得到验证. 而在物质生活层面, 城乡收入差距的缩小却必然使得城市居民相对收入降低, 间接对其幸福感产生负面影响, 为进一步验证此观点, 表 10汇报了城乡差异视角下基准回归与作用机制回归结果, 并且考虑到农村电商的兴起并非一蹴而就, 我们还进行了时间维度的划分. 其中, 第(1) (3) (5) (7) 列为不同时间维度下城镇或农村样本的基准回归结果, 而第(2) (4) (6) (8) 为相应样本的相对收入机制估计结果. 总体来看, 无论在2014年或2018年的城镇或乡村, 电商发展和相对收入对主观幸福感的影响都是显著且积极的. 但是在与相对收入交互项的回归中, 只有2018年城镇居民的系数显著为负.

表10   城乡差异视角基准回归结果

2014城镇2014城镇2014乡村2014乡村2018城镇2018城镇2018乡村2018乡村
(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)
$E\_{\rm com}$0.222***0.2430.370***0.829**0.237***0.605***0.418***0.464
(0.067)(0.165)(0.102)(0.360)(0.076)(0.226)(0.106)(0.385)
Ineq$-0.254$*$-0.254$*$-0.099$$-0.088$$-0.643$***$-0.645$***$-0.781$***$-0.780$***
(0.144)(0.144)(0.243)(0.243)(0.134)(0.133)(0.220)(0.220)
Income0.145***0.3080.267***3.5220.168***2.679*0.255***0.549
(0.035)(1.089)(0.053)(2.268)(0.048)(1.387)(0.068)(2.312)
CPI$-0.373$***$-0.372$***$-1.059$***$-1.064$***0.0910.081$-0.158$$-0.158$
(0.108)(0.108)(0.187)(0.188)(0.159)(0.158)(0.202)(0.202)
$E\_{\rm com} \ \ast$ Income$-0.008$$-0.170$$-0.130$*$-0.015$
(0.057)(0.118)(0.071)(0.119)
其他控制变量是是是是是是是是
年份固定效应否否否否否否否否
行业固定效应是是是是是是是是
$R^2$0.1000.1000.1350.1360.1170.1180.1590.159
$N$58455845317431743500350018211821

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究其原因, 我们认为这是因为电子商务的发展重心不断由城镇向农村下沉: 一开始电子商务的发展重心偏向城镇, 但由于其缩小城乡差距的积极作用, 电子商务通过相对收入机制对城乡居民的影响并无明显差异. 并且由于电子商务在收入端促进共同富裕的积极作用主要发生于从事电子商务工作的居民, 综合来看, 电商发展促进幸福的相对收入机制对城镇或乡村居民的整体作用并不显著. 但2014年之后, 国家对农村电商不断重视, 国务院印发中央一号文件《关于全面深化农村改革加快推进农业现代化的若干意见》中强调了"加强农产品电子商务平台建设", 随后国务院办公厅又发布了关于促进农村电子商务加快发展的指导意见. 同时, 淘宝、京东和主打下沉市场的拼多多等电商巨头响应国家政策, 进军农村市场, 加之农村熟人经济带来的高粘度优势, 电子商务的发展重心不断下沉, 导致农村电商发展速度更快, 相对收益更大. 事实上, 从2014年至2018年, 城市互联网普及率从62.8% 提升至74.6%, 提升率为18.8%, 农村互联网普及率则从28.8% 提升至38.4%, 提升率为33.3%, 远高于城市数据. 在网上零售额方面, 农村网上零售额占全国网上零售额的比例也从6.5% 增长至15.2%, 其增长速度超过全国水平的两倍8. 因此, 最终的估计结果表现为电商发展通过相对收入机制在2018年对城镇居民的幸福感产生了负面影响, 而由于电子商务提升收入的效果主要作用于从事电子商务工作的居民, 其难以通过相对收入机制对全体农村居民的主观幸福感产生显著的正向影响.

8数据来源: 中国互联网信息中心, 见http://www.cnnic.net.cn/hlwfzyj/hlwmrtj/.

此外, 我们还尝试从数字鸿沟视角对相对收入的作用机制进行深层解释. 已有研究显示, 电子商务的加入会加剧行业竞争, 降低生产者剩余, 挤压盈利空间(Yuji (2008)), 所以对于不会在工作中使用互联网的居民, 电子商务对其收入及幸福感很可能存在负面影响. 据此, 表 11以是否使用互联网为划分标准, 汇报了数字鸿沟视角下基准回归与相对收入作用机制的估计结果.

表11   数字鸿沟视角基准回归与作用机制回归结果

网民网民非网民非网民
(1)(2)(3)(4)
$E\_{\rm com}$0.217***0.351**0.319***0.606***
(0.049)(0.155)(0.070)(0.183)
Ineq$-0.389$***$-0.387$***$-0.419$***$-0.414$***
(0.093)(0.093)(0.141)(0.141)
Income0.203***1.1440.182***2.220*
(0.031)(0.975)(0.036)(1.137)
CPI$-0.163$**$-0.167$**$-0.289$***$-0.302$***
(0.065)(0.065)(0.105)(0.106)
$E\_{\rm com} \ \ast$ Income$-0.049$$-0.106$*
(0.050)(0.059)
其他控制变量是是是是
年份固定效应是是是是
行业固定效应是是是是
$R^2$0.1170.1170.1100.110
$N$8541854157995799

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表中第(1) 列和第(3) 列分别汇报了网民样本与非网民样本的基准回归结果, $ E\_{\rm com} $的系数都显著为正且大小接近, 同时Income的系数也显著为正. 而第(2) 列和第(4) 列汇报了二者的收入机制回归结果. 由结果可知, 对网民来说, 电商发展不会对通过相对收入对其幸福感造成显著影响, 但对于非网民来说, 电商发展会通过降低相对收入来恶化其幸福感. 究其原因, 我们认为电商发展对相对收入的改善只会发生在从事工作包含电子商务内容的部分网民中, 因此对整体网民的影响不显著. 而非网民由于不接触电子商务, 则几乎不会受到电子商务发展在生产端对幸福感带来的正向影响, 相反, 由于电子商务加剧了行业竞争, 其相对收入反而有下降趋势, 因此交互项系数显著为负.

5.2 非线性关系分析

在关于电子商务的研究中, 有学者指出, 居民人均消费、总消费与电子商务市场销售规模之间实际上存在U型关系(方福前和邢炜(2015)). 与此同时, 在实际生活中, 电子商务的发展水平往往与当地的经济水平与人均收入高度相关, 而在针对居民主观幸福感影响因素的研究中, 经济因素与幸福感之间的关系往往也并非线性, 从而出现类似"Easterlin" 悖论的现象. 譬如Ma and Chen (2020)就发现贸易开放对幸福感的影响呈倒U型, 而金融开放对幸福感的影响则呈U型. 因此, 尽管在基准回归结果中, 我们发现电子商务发展在促进居民精神层面共同富裕的过程中扮演了"多多益善" 的角色, 我们还认为"Easterlin" 悖论也有可能延伸至对电商与幸福感关系的探讨中, 即对于居民的主观幸福感, 电商发展也可能存在过犹不及的风险.

为探明二者间是否存在类似"Easterlin" 悖论式的非线性关系, 在线性基准回归较为稳健结果的基础上, 我们在回归方程(1) 的解释变量中加入了电商发展指标的平方项$ E\_{\rm com}^2 $. 除此以外, 为验证非线性关系的前提下, 电商发展对主观幸福感的三种作用机制是否依然成立, 我们还在加入交互项后进行了回归, 结果见表 12.

表12   非线性关系基准回归与作用机制回归结果

(1)(2)(3)(4)
$E\_{\rm com}$5.576**5.326**5.026**5.887**
(2.396)(2.397)(2.398)(2.395)
$E\_{\rm com}^2$$-0.139$**$-0.128$**$-0.157$**$-0.162$**
(0.062)(0.063)(0.063)(0.063)
Ineq$-0.431$***$-0.427$***$-10.410$***$-0.456$***
(0.078)(0.078)(2.776)(0.078)
Income0.186***1.488**0.185***0.186***
(0.024)(0.747)(0.024)(0.024)
CPI$-0.170$***$-0.179$***$-0.214$***$-5.274$***
(0.056)(0.057)(0.057)(1.893)
$E\_{\rm com} \ \ast$ Income$-0.068$*
(0.039)
$E\_{\rm com} \ \ast$ Ineq0.522***
(0.145)
$E\_{\rm com} \ \ast$ CPI0.260**
(0.096)
其他控制变量是是是是
年份固定效应是是是是
行业固定效应是是是是
$R^2$0.1100.1100.1100.110
$N$14340143401434014340

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第(1) 列的结果为仅加入指标二次项回归结果, 电商发展指标一次项的系数显著为正, 二次项的系数显著为负, 这说明电商发展与居民主观幸福感之间存在倒U型关系, 即电商发展在提升居民主观幸福感的过程中, 的确存在过犹不及的风险. 第(2) 列、第(3) 列和第(4) 列分别为相对收入机制、收入差距机制和生活成本机制的回归结果, 其交互项系数分别显著为负、显著为正、显著为正, 因此, 非线性关系下电商发展对主观幸福感的作用机制方向与线性关系下的结论一致.

之所以电商发展与居民主观幸福感之间存在倒U型关系, 我们认为可以利用城乡差异与数字鸿沟视角下的作用机制进行解释, 即在电商发展初期, 由于其促进物质层面共同富裕的特性, 使得其通过减小收入差距与降低生活成本对居民主观幸福感的积极影响占主导地位, 超过了因降低部分居民相对收入而造成的幸福感损失. 但随着电商不断发展, 其通过减小城镇居民与非网民相对收入造成的幸福感损失逐渐占据上风, 从而导致了电商发展与整体居民主观幸福感之间的负相关, 产生过犹不及的风险.

5.3 跨境电商拓展分析

近年来, 随着我国电子商务的蓬勃发展, 跨境电商也逐渐兴起. 关于其积极作用, 有学者指出跨境电商可以显著减少贸易成本(马述忠等(2019)), 特别是市场规模等固定成本(鞠雪楠等(2020)), 同时, 跨境电商B2C销售渠道的应用还可以提升消费者福利(马述忠和陈奥杰(2017)). 但已有研究大部分聚焦于其经济影响, 由于跨境电商本身是电子商务的细分领域之一, 因此本文也尝试探讨其发展对居民主观幸福感的作用, 表 13展示了相关回归结果.

表13   跨境电商拓展分析结果

OLS有序Probit有序Logit虚拟变量
(1)(2)(3)(4)
$E\_{\rm com}$0.109***0.063***0.103***0.208***
(0.033)(0.018)(0.032)(0.072)
Ineq$-0.683$***$-0.394$***$-0.660$***$-0.741$***
(0.114)(0.064)(0.110)(0.118)
Income0.198***0.106***0.193***0.198***
(0.039)(0.022)(0.039)(0.039)
CPI0.0030.0220.026$-0.079$
(0.132)(0.073)(0.126)(0.128)
$C\_{\rm com}$0.237**
(0.101)
其他控制变量是是是是
年份固定效应否否否否
行业固定效应是是是是
$R^2$-${\rm pseudo}/R^2$0.1260.0360.0380.129
$N$5321532153215321

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在第(1) 列至第(3) 列, 本文将$ E\_{\rm com} $的计算方式替换为各省份跨境电子商务交易额与有电子商务交易活动的企业数比值的对数. 其中, 各省份跨境电子商务交易规模的数据来自EPS数据平台提供的2018年度中国经济普查数据库. 限于数据的可得性, 本文仅对2018年的样本进行回归, 同时进行替换模型的稳健性检验. 第(1) 列、第(2) 列和第(3) 列分别展示了OLS、有序Probit模型和有序Logit模型的估计结果, 其中, $ E\_{\rm com} $的系数均显著为正, 这验证了跨境电商发展在促进居民精神层面共同富裕的积极效用.

在第(4) 列, $ E\_{\rm com} $的计算方式与基准回归中保持一致, 但增加了名为$ C\_{\rm com} $的虚拟变量, 该变量反映了省份的跨境电商是否发达, 计算方式为: 若样本所在省份跨境电子商务交易规模与有电子商务交易活动的企业数比值大于样本中位数, 则$ C\_{\rm com} $取值为1, 反之为0. 在第(4) 列, $ C\_{\rm com} $直接作为控制变量被加入回归方程, 其与$ E\_{\rm com} $的系数都显著为正, 这再次验证了跨境电商发展对居民主观幸福感的积极效用, 并且说明电子商务整体发展和跨境电商细分领域的发展对居民精神生活的改善效果并非完全重合, 跨境电商在其中起到了锦上添花的作用, 这很可能是其通过促进当地贸易发展、进一步改善消费者福利等促进物质层面共同富裕的路径实现的.

6 结论与启示

随着电子商务在居民生活中扮演愈发重要的角色, 探讨电商发展对主观幸福感影响的现实意义逐渐凸显. 本文基于CFPS (2014)和CFPS (2018)的数据, 围绕着我国地区电子商务发展质量对居民主观幸福感的影响与作用机制, 基于共同富裕视角开展了系统性的研究, 主要得到了以下结论: 第一, 电子商务的发展可以显著改善居民的主观幸福感, 并且对于后发地区居民与相对弱势群体具有补短板效应, 促进了全体居民精神生活的共同富裕, 扮演了"多多益善" 的角色. 第二, 作用机制分析表明, 电商发展可以通过促进物质层面的共同富裕, 即缩小城乡收入差距和降低生活成本, 改善全体居民的主观幸福感, 但也会通过降低城市居民与非网民的相对收入恶化其幸福感. 第三, 在多种机制综合作用下, 现阶段电子商务发展质量与主观幸福感并非简单的线性关系, 而是呈现出倒U型关系. 最后, 跨境电子商务的发展也可以显著提高居民的主观幸福感, 并且在电商发展促进精神层面共同富裕的过程中发挥了锦上添花的作用.

本文从共同富裕的视角出发, 既加深了对中国居民主观幸福感影响因素的理解, 也剖析了电子商务发展对人们现实生活的多重影响, 从而为相应政策的制订提供了启示. 政府应进一步普及电子商务, 弥合数字鸿沟, 在利用电商振兴乡村的同时, 鼓励"农产品进城", 积极发展配套的城乡间农产品冷链物流与智能配送, 让城市居民感受农村电商发展带来的生活质量切实改善, 进而促进城乡居民物质生活与精神生活的双重共同富裕. 此外, 为进一步强化跨境电商对幸福感的积极效应, 当前应改进跨境物流与仓储体系, 减少合规成本, 鼓励海内外企业展开多领域多模式的合作, 促使跨境电商向全球数字贸易的迭代.

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