互联网影响了我国法治化进程吗？——基于门槛效应的分析

李 民，郭嘉嘉，颜紫莹

(福建商学院 国际经贸学院， 福建 福州 350001)

和谐社会的本质是法治社会，通过法治可以有效统筹社会力量、平衡社会利益、调节社会关系、规范社会行为从而推进中国社会治理的现代化进程[1]。党的十九大及十九届五中全会将基本建成法治社会确立为我国基本实现社会主义现代化的重要目标之一，2020年底中共中央印发的《法治社会建设实施纲要(2020—2025)》进一步明确了我国法治社会建设的路线图和施工图。与此同时，近几年来互联网的飞速发展加速了信息的分享速度、便捷了人民的生活方式,在很大程度上影响和改变了人们的思维观念和行为模式，也为深入实施全面依法治国基本方略带来了新的机遇和挑战[2-3]。一方面，互联网有利于法律知识快速传播，也为司法、执法提供了高效的技术平台辅助，对法治社会的建设起到重要的推动作用[4]；另一方面，互联网也使得犯罪行为更为多样化，犯罪手段更为隐蔽，在一定程度上恶化了法治环境[5]。

那么，互联网的发展和我国法治化进程之间究竟是何种关系？其对我国法治化进程的影响机制又如何？对这些问题的解答可以为我国法治社会的建设提供理论指导。本文从科学立法、全民普法、严格执法和公正司法四个方面剖析了互联网发展对法治化进程的影响机理，并借助面板工具变量法进行实证研究。研究结果表明互联网的发展对地区法治化发展水平具有显著的促进作用，基于工具变量的稳健性检验结果也支持该结论。此外，我们还发现地区经济发展水平在互联网发展水平对法治化进程的影响中起到了正向调节的作用，当人均GDP高于62 317.65元时，互联网发展水平对法治化发展水平的影响最大。本文可能的贡献主要体现在以下几个方面：第一，厘清了互联网发展对我国法治化进程的影响机制，拓展了法治社会研究的新视角；第二，通过对互联网发展与法治化进程关系的实证检验，为政府部门相关政策的制定提供了理论指导；第三，对经济发展水平在其中的调节作用及门槛效应进行了实证检验，丰富了互联网发展对法治化进程影响的具体情境研究。

一、文献述评与研究假设

本文认为，互联网可能从立法、普法、执法和司法四个方面对我国法治化进程产生影响。

首先，互联网对科学立法的影响。数字化时代互联网为立法提供了重要手段，立法面临着一场重大变革：互联网促使所有人有机会参与到立法之中，有利于提高立法机关与民众的互动性，以大众解决大众问题、用舆论的力量推动立法[6]。此外，利用智能互联网和大数据分析技术还可以及时发现问题、预测未来，在此基础上进行适度超前立法，能够最大程度地规避立法滞后性，提高网络法律的针对性和实效性[7]。其次，互联网对全民普法的影响。网络媒介将信息打碎、重组，打破了报刊、广播、电视等传统媒体的制作机构，为信息传播开启了一条全新的途径[8]。随着互联网网络媒介的发展，越来越多的民众选择在网络媒介上浏览、接收法治类信息，互联网技术使普法模式由传统的报刊、广播等逐渐转变为在网络普法[9]。在互联网的加持下，法律知识得以快速传播，有利于社会群体法律意识的提升。再次，互联网对严格执法的影响。已有研究表明，“互联网+”有助于改善目前执法中存在的一些棘手问题--如执法成本高、执法时间长、执法准确度低等[4]。此外，“互联网+”还让民众能够更好地行使监督权，使权力在阳光下运行[10]。同时，“互联网+政务服务”也优化了地方发展的法治环境，提高了政府的行政效率[11-12]。最后，互联网对公正司法的影响。互联网的兴起和发展也对司法产生一定的影响。如人民法院通过搭建互联网平台为当事人和社会公众提供诉讼指南、在线咨询、案件查询等现代化的信息服务, 大大提高工作效率和办案效率[13]。互联网法院将互联网科技和传统司法连接在一起，也有利于推动司法可视化公正化，是中国司法领域内的大创新[14-15]。

基于以上分析，本文提出如下假设：

假设H0：互联网的发展对我国法治化进程起到了正向推动作用。

二、实证研究

(一)模型设定

为了准确研究互联网发展对我国法治化进程的影响，根据文献综述及前述研究假设，本文设定如下回归模型：

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

其中，i代表地区样本，t为时间；Legali,t为被解释变量，即“i地区t时间法治化水平”；Inte为解释变量“互联网发展水平”；Controls为一系列控制变量；α0为常数项，α1、α2为自变量待估系数，ε为随机误差项。

(二)变量选取与数据来源

除核心解释变量“互联网发展水平外”，本文在回归中还参考前人研究成果控制了经济发展水平[16]、人均受教育年限[17]、各地对外开放程度[18]和地方政府官员特征[19](包含书记的年龄、学历及任职期限)等变量。回归中所使用的样本数据为我国30个省/自治区/直辖市(因数据缺失较为严重不含西藏及港澳台地区)2008年至2016年的面板数据，相关数据的来源具体如下：

被解释变量“法治化发展水平”以《中国分省份市场化指数报告(2018)》[20]中的“市场中介组织的发育和法治环境排序”测度[21]。解释变量方面，参照黄群慧等的方法计算，选择互联网普及率、移动电话普及率、人均电信业务总量和信息传输、软件和信息技术服务业就业人员比例四个指标，对其进行标准化处理并采用主成分分析法得出“互联网发展指数”[22]。控制变量方面，根据何丽敏等的研究，以人均GDP来描述各地区的经济发展水平[23]；参考石庆焱等的方法计算出各地区人均受教育年限[24]；借鉴王亮的研究，采用人均FDI(外商直接投资)作为衡量各地区对外开放程度的指标[25]；官员特征原始数据来源于人民网“中国党政领导干部资料库”、地方政府网站，具体测算时若官员在当年7月前入职则计入任职年限，官员学历为研究生时学历变量值设为1，研究生以下则设为0。相关变量描述性统计如表1所示。

表1 变量描述性统计

(三)基准回归结果

表2列示了上述模型的基准回归结果，其中(1)、(2)列为随机效应回归结果，(3)、(4)列为固定效应回归结果。整体而言，无论随机效应回归还是固定效应回归，且无论是否加入控制变量，解释变量互联网发展水平的系数均在1%水平上显著为正。其中在加入控制变量后的固定效应回归结果中这一系数为2.09，表明互联网发展水平每提高一个百分点将会带来法治化发展水平2.09个百分点的提升，正向推动效应显著，假设H0得到验证。此外，人均受教育年限与法治化发展水平呈正相关，并且在随机效应和固定效应下皆十分显著。同时，随着书记任职年限的增加，地区法治化发展水平呈上升趋势。

表2 基准回归结果

(四)内生性问题

尽管基准回归结果已经证实了本文假设，但没有考虑到可能存在的内生性问题：首先，本文回归过程中可能存在控制变量的遗漏；其次，有学者认为法治化发展水平也会对互联网发展水平产生影响[26]，二者之间可能存在反向因果关系。基于此，为缓解内生性问题可能带来的影响，本文参考前人经验做法选取样本地区1998年每百万人邮局数量与上一年全国互联网宽带接入端口数量的交互项作为解释变量的工具变量进行回归分析[22,27]，回归结果如表3所示。

表3 IV-2SLS回归结果

由表3可知，在有效减轻内生性干扰的情况下，解释变量“互联网发展水平”的系数依然显著，且相较于基准回归结果来说影响系数更大。随机效应下，没有加入任何控制变量时，互联网发展水平增加1个百分点，法治化发展水平提升3.189个百分点，加入控制变量后增加至7.769个百分点；固定效应下，没有加入控制变量时，互联网发展水平增加1个百分点，法治化发展水平提升3.193个百分点，加入控制变量后增加至5.120个百分点。整体而言，工具变量回归结果进一步验证了本文提出的假设H0。此外，人均受教育年限和一把手任职年限的影响仍然显著为正。

(五)稳健性检验

为进一步检验模型的稳健性，本文使用互联网普及率(以Intep表示)作为互联网发展水平(Inte)的代理变量[28-29]进行稳健性检验，结果如表4所示。由表4可得，解释变量“互联网普及率”对法治化发展水平的正向推动效应依然十分显著，与前文回归结果保持一致，表明本文所构建的回归模型具有一定的稳健性。由此，假设H0进一步得到验证。

表4 稳健性检验结果

四、进一步分析

已有研究表明，互联网具有与其他信息技术一样的网络效应特征：即随着互联网用户的增多互联网的价值将不断增加[30]。一般来说，经济发展水平越高的地区在互联网基础设施建设方面的投入越大，最前沿的网络技术也往往在经济发展水平较高的地区先试点[31]。可见，地区经济发展水平对互联网网络效应的发挥起着重要作用，那么这种影响是否同样存在于互联网发展对地区法治化进程的影响之中？具体的影响方向如何？影响程度又有多大？就值得进一步的研究。为解答以上问题，本文接下来将对经济发展水平在互联网发展对地区法治化进程的影响中的调节效应和门槛效应进行检验。

(一)调节效应检验

为检验经济发展水平在互联网发展对地区法治化进程影响中的调节效应，本文根据Wooldridge的建议对交互项进行中心化处理后进行回归[32]，回归结果如表5所示。从表5中我们可以看出，各模型回归中主效应系数均为正，固定效应回归结果下主效应至少在5%水平下显著，且系数值变化不大。同时，交互项代表的调节效应也均在1%水平上显著为正，系数均在1.8以上，表明经济发展水平在互联网发展对地区法治化进程的影响中起到了正向调节的作用。

表5 经济发展水平的调节效应(IV-2SLS)

(二)门槛效应检验

上述研究表明地区经济发展水平在互联网发展推动法治化进程的过程中起到正向调节作用，但仍需进一步检验经济发展水平是否存在门槛值。本文参考Wang的做法进行了门槛效应检验[33]，检验结果如表6所示。由表6可知，单门槛检验的F统计量值为83.220，对应P值为0，双门槛检验的F统计量值为34.520，对应P值为0.03，而三门槛检验的P值为0.513，没有通过检验，因此本文接下来将进行双门槛回归。

表6 经济发展水平门槛效应检验与门槛值估计结果

双门槛回归估计结果如图1及表7所示，其中第一个门槛值为10.139，对应人均GDP约为25 311.143元，第二个门槛值为11.040，对应人均GDP约为62 317.652元。

图1 经济发展水平门槛值

具体而言：固定效应效应回归结果中，当区域人均GDP低于25 311.143元时，互联网发展水平对地区法治化进程的影响系数在5%的水平下显著为负(-1.110)，表明在经济发展水平较低的地区，互联网发展会对其法治化进程带来负向影响；当地区人均GDP介于25 311.143元和62 317.652元之间时，互联网发展水平对地区法治化进程的影响转为正向促进，但不显著；当地区人均GDP进一步提高至62 317.652元时，互联网发展对地区法治化进程的影响系数增加至2.573，且在1%水平上显著为正。门槛效应检验结果表明：互联网发展对地区法治化进程的影响程度随着经济发展水平提高而提高。随机效应回归结果也反映了相同的趋势，这进一步验证了前文调节效应的检验结果。

表7 经济发展水平双门槛回归结果

五、结论与政策建议

本文从立法、普法、执法和司法四个方面剖析了互联网发展对法治化进程的影响机理，并借助面板工具变量法进行了实证研究。研究结果表明互联网的发展对地区法治化发展水平具有显著的促进作用，基于工具变量的稳健性检验结果也支持该结论。此外，地区经济发展水平在互联网发展水平对法治化发展水平的影响中起到了正向调节的作用，当人均GDP高于62 317.65元时，互联网发展水平对法治化发展水平的影响最大。

基于以上研究结论，本文提出以下政策建议：以互联网为代表的新一代信息通信技术对地区法治化进程产生了重要影响，各地政府应加大互联网基础设施建设投资强度和规模，积极出台相应政策引导、支持社会资本投向互联网发展的核心环节和关键领域；同时，要适度推动资源和扶持政策向互联网发展滞后的地区倾斜,提高网络资源配置水平，缩小区域、城乡之间的“数字鸿沟”，进一步推动地区法治化水平持续提升，为全面建成法治社会提供保障。