互联网使用对农村女性非农就业的影响：理论逻辑与中国经验

齐文浩，齐秀琳，马维帅

1.吉林农业大学 经济管理学院，长春 130118；2.郑州大学 商学院，郑州 450000

党的十九大报告指出，“农业农村农民问题是关系国计民生的根本性问题，必须始终把解决好‘三农’问题作为全党工作重中之重”，“实施乡村振兴战略”(1)习近平：《决胜全面建成小康社会 夺取新时代中国特色社会主义伟大胜利——在中国共产党第十九次全国代表大会上的报告》，北京：人民出版社，2017年，第32页。。推动城乡融合和实现共同富裕是乡村振兴的重要目标，而要实现这些目标，须打破原有的城乡二元结构，促进城乡劳动力双向流动。然而相较于农村男性，更多的农村女性不仅滞留在家乡，而且并未实现从农业部门的转移。究其原因，劳动力市场的外在需求与农村居民的传统观念共同将一些农村女性束缚于家乡，致使她们的经济活动在空间上被极度压缩，时间上呈“碎片化”状态。近年来，中国互联网发展迅猛，目前已覆盖了大部分农村地区和众多女性人口。据中国互联网信息中心发布的第50次《中国互联网络发展状况统计报告》，截至2022年6月，中国网民规模为10.51亿人，其中农村网民占比27.9%，女性网民占比48.3%(2)参见：《第50次〈中国互联网络发展状况统计报告〉》，2022年8月31日，http://www.cnnic.net.cn/n4/2022/0914/c88-10226.html，2022年9月21日。。互联网的普及为农村女性的非农就业提供了新的机会与可能性，这一方面是因为互联网具有高效传递信息和提供更灵活就业岗位的能力，另一方面则缘于农村女性受教育程度的稳步提高。

一、互联网使用促进农村女性非农就业的理论逻辑

在最一般的意义上，就业问题可理解为劳动力市场上的“搜寻”问题：作为供给方的劳动力与作为需求方的企业，在市场上分别寻求合意的买家或卖家(3)R.Rogerson，R.Shimer and R.Wright，“Search-theoretic Models of the Labor Market:A Survey”，Journal of Economic Literature，2005，43(4)，pp.959-988.。搜寻问题的存在前提是劳动力市场具有摩擦性，即供给双方任何一方要获取对方信息总要花费一定成本(4)G.J.Stigler，“The Economics of Information”，Journal of Political Economy，1961，69(3)，pp.213-225.。理论上，劳动力市场上的最终匹配不会在“最优”处达到，而会在搜寻对家的边际成本等于由此获得的边际收益的“次优”处实现。以此理论视角观照中国农村女性，则易于理解她们在选择非农工作时的困境。从农村女性角度说，囿于家庭的她们因信息渠道的匮乏和从传统媒介中获取有效信息较困难，寻找合意工作的搜寻费用被极大推高；从劳动力需求方角度说，即使农村女性保留工资更低，高昂的搜寻费用依然会阻碍企业试图雇佣农村女性的行为。总体说来，劳动力供需双方的双重高成本抑制了农村女性的非农就业。在前互联网时代，对上述搜寻费用所构成约束的突破，主要依赖作用范围狭小的农村社交网络(5)方黎明、谢远涛：《人力资本、社会资本与农村已婚男女非农就业》，《财经研究》，2013年第8期。，而互联网的出现和普及，同时降低了农村劳动力市场上供需双方的信息搜寻成本，为农村女性与合意非农工作的匹配开拓了空间。需要进一步说明的是，上述讨论的成立有两点前提：第一，农村女性虽被囿于家庭，却并非没有空闲时间可资利用，换言之，问题并不在于没有时间，而在于时间配置的“碎片化”；第二，即使没有内容依托于互联网的非农工作，农村中依然有可吸纳剩余劳动力的非农部门。显然，此两点都符合中国农村现状。而互联网在其中的作用可理解为，以虚拟空间实现对空间约束的突破，降低信息搜寻费用，从而激活农村女性原本的闲置时间资源。

另外，以往研究大多忽视了互联网本身在信息传递方面相较其他媒介的便捷性，以及由此带来的另一关键——互联网对其他信息渠道的“替代”。例如，在调查中我们观察到当前许多村庄中建有专门用于匹配工作的微信群，群主大多是村干部，他们会不时地在群里发布针对群成员(即村民们)的招工信息。这种微信群的出现，在很大程度上取代而非拓宽了传统的招工渠道。这意味着在互联网时代，使用互联网的个体相较于不使用的个体将获得更多信息，不单因为前者的信息渠道变宽了，也是因为后者的信息渠道变窄了。

当前学界对互联网影响劳动组织的理解，主要聚焦在对“零工经济”等新模式的讨论，而这种讨论又多集中于若干新业态的劳动组织方式，被广为忽略的是，互联网对农村劳动力、特别是对农村女性闲散时间资源激活的影响。互联网创造出新的使劳动者更具自主性的工作岗位，非常适合于时间呈“碎片化”的农村女性(6)H.Atasoy，“The Effects of Broadband Internet Expansion on Labor Market Outcomes”，ILR Review，2013，66(2)，pp.315-345；J.L.Herr and C.Wolfram，“Work Environment and ‘Opt-Out’ Rates at Motherhood across High-education Career Paths”，Industrial and Labor Relations Review，2012，65(4)，pp.928-950；魏益华、张爽：《新科技革命背景下的劳动关系变化及协调机制》，《求是学刊》，2019年第3期；田昕加：《乡村振兴背景下新型职业农民培育对策研究》，《学习与探索》，2020年第11期；张成刚：《数字化转型中的组织形态变革：理论与现状》，《上海商学院学报》，2020年第2期。。依然从劳动力市场的供需双方来说：需求方面，利用互联网使得劳动组织“分散”化，这是一种更能节省交易费用的组织方式，提高了企业雇佣具有更低保留工资的农村女性的概率；供给方面，以家庭收益最大化为目标，农村女性从过去的自我排斥于非农部门到充分利用互联网提供的灵活就业机会，是经济逻辑作用下的必然结果。当然，除受雇于他人外，农村女性还能依托于互联网进行自主创业，但这依然不能脱离于上述逻辑。本质上，这是在互联网降低交易费用的逻辑下，劳动组织方式向“社会分工”方向的进一步分解与变迁。

基于以上分析，我们得到以下假说：

H1：互联网使用能够促进农村女性非农就业。

H2：互联网使用可通过增加更多信息的机制促进农村女性非农就业。

H3：互联网使用可通过提高工作自主性的机制促进农村女性非农就业。

二、互联网使用对农村女性非农就业的影响：研究设计

从以往文献来看，关于互联网使用可促进农业人口的非农就业以及女性人口的劳动参与，目前学界已有共识。现有研究普遍支持互联网具有正向影响的判断，而降低信息费用、提高人力资本和改变劳动者对工作的态度被认为是主要的影响机制(7)周冬：《互联网覆盖驱动农村就业的效果研究》，《世界经济文汇》，2016年第3期；马俊龙、宁光杰：《互联网与中国农村劳动力非农就业》，《财经科学》，2017年第7期；张景娜、朱俊丰：《互联网使用与农村劳动力转移程度——兼论对家庭分工模式的影响》，《财经科学》，2020年第1期；张卫东、卜偲琦、彭旭辉：《互联网技能、信息优势与农民工非农就业》，《财经科学》，2021年第1期。。在互联网对女性劳动参与的影响方面，基于不同地区不同样本的实证研究结果都表明了使用互联网的女性参与劳动力市场的概率更高(8)L.J.Dettling，“Broadband in the Labor Market:The Impact of Residential High Speed Internet on Married Women’s Labor Force Participation”，LSR Review，2017，70(2)，pp.451-482；毛宇飞、曾湘泉：《互联网使用是否促进了女性就业——基于CGSS数据的经验分析》，《经济学动态》，2017年第6期。。其中的一些文献，在异质性分析中将总样本依据户籍分为城乡，发现互联网使用会显著降低农村女性的务农概率(9)宁光杰、马俊龙：《互联网使用对女性劳动供给的影响》，《社会科学战线》，2018年第2期；宋林、何洋：《互联网使用对中国农村劳动力就业选择的影响》，《中国人口科学》，2020年第3期。。这些文献为本文研究提供了基础，但并不能直接回答我们所关注的问题：第一，在目前的家庭分工模式下，被困于家庭的农村女性不仅与农村男性，而且与城市女性相较，在行动空间和时间配置方面都存有根本性的差异，因此，以整体样本为对象的研究结论是否可外推至农村女性群体需要进一步讨论；第二，在户籍政策日益放宽的当下，虽然少数大城市依然有极高的落户门槛，但在一般中小城市落户并不困难。这意味着若以户籍为断，则所划分出的农村女性群体的构成十分复杂，以此所得结论，在理解个体选择时的含义比较模糊。实际上，目前有许多农村居民在进城安居后依然会因一些福利上的原因持有农业户口。有鉴于此，本文以调查对象所在地作为划分农村女性的标准，以期获得意义更为清晰的结论。

(一)数据来源

本文所用数据来自中国综合社会调查2017年的数据库(CGSS2017)。该数据库不仅变量丰富，而且拥有专门的“网络社会”模块，设计了很多关于互联网使用的问题，因此非常适于本文的研究主题。另外，CGSS(2017)在调查中记录了被调查者的所在地，为我们区分城乡女性提供了条件，是少有的能满足本文研究要求的大样本数据库。本文的核心任务是探讨互联网使用对留守家乡的农村女性非农就业的影响，因此在样本中删除了城市样本和农村男性样本信息，只保留了年龄在16至60岁之间的女性样本。在去除关键变量有缺失或异常的观察值后，最终有效样本量为1377个。

(二)变量选择

本文被解释变量为“非农就业”。CGSS(2017)问卷中详细询问了被调查者的工作经历及状况，备选项包括“1.目前从事非农工作；2.目前务农，曾经有过非农工作；3.目前务农，没有过非农工作；4.目前没有工作，而且只务过农；5.目前没有工作，曾经有过非农工作；6.从未工作过”。基于该问题，我们构造二值变量“非农工作”：若被访者现在或曾经有过非农工作，则该变量为1；若被访者选择3则该变量为0。为更契合本文研究目标并降低估计误差，我们删除了目前没有工作的被访者。

本文核心解释变量为“互联网使用”。CGSS(2017)问卷中询问了被访者对互联网(包括手机上网)的使用情况，选项包括“从不、很少、有时、经常、非常频繁”五个，并分别赋值为1、2、3、4、5。本文基于此构造“互联网使用”变量：若被访者选择“从不”则该变量为0，选择其他选项则为1。

参考以往文献，控制变量包括年龄、婚姻状况、民族、受教育水平、是否党员和健康水平。鉴于本文所筛选出的样本为生活在农村且年龄大于16周岁的农村女性，其中有97.2%为已婚状态，因此我们进一步控制了有无未成年子女和配偶收入。对控制变量的赋值方式见表1。为控制地区差异，下文回归中还将控制省份虚拟变量。

表1为对主要变量的解释与描述性统计。由表1可知，仅有48.9%的农村女性正在从事或曾经从事过非农工作，与之形成鲜明对比的是，CGSS(2017)数据显示农村男性的非农就业比例为83.2%，这清楚地表明了农村女性非农就业的滞后。在样本中，使用互联网的农村女性从事非农就业的比率为70.4%，远高于不使用互联网的农村女性(27.1%)，初步验证了H1。控制变量中，较之不使用互联网的样本，使用互联网的农村女性年龄更小、受教育程度更高，这符合目前农村的基本状况，在一定程度上说明样本具有较好代表性。

表1 变量定义、赋值及描述性统计

(三)模型设定

由于被解释变量为二值变量，本文主要选择probit模型进行估计。具体模型形式如下：

NonAgi=α+βInterneti+γXi+εi

其中，NonAgi为个体i是否为非农就业的二值变量，Interneti为是否使用互联网的二值变量，Xi为控制变量，εi为随机误差项。

三、互联网使用影响农村女性非农就业的实证结果分析

(一)基准回归

本文首先就互联网使用对农村女性非农就业的影响进行probit回归，表2的列(1)-(3)为回归结果，系数为基于probit模型估计结果计算的平均边际效应。列(1)单变量估计结果显示，互联网使用使农村女性非农就业概率提高38.7%，在1%水平上显著。这是一个非常可观的数字，但由于并未控制其他变量，该结果可能来自多种相关变量的综合影响。列(2)进一步加入个体特征，结果显示互联网使用的影响下降为17.7%，但依然在1%水平上显著。列(3)在进一步控制了省份虚拟变量后，我们发现互联网使用可将农村女性的非农就业概率提高18.3%，且在1%的水平上显著。这些结果验证了H1，表明互联网使用可以促进农村女性非农就业。

表2 基准回归与工具变量回归

控制变量中，受教育程度和健康水平都对农村女性非农就业起到了促进作用，而年龄和婚姻状况起到了抑制作用。值得注意的是，相较于未婚样本，已婚农村女性进行非农就业的概率下降了18.2%，这佐证了前文的判断，即农村女性非农就业率较低是因为她们受到了更多由家庭分工决定的约束。

(二)内生性处理

基准回归的结果受到内生性问题的挑战：一方面，非农就业的农村女性可能有更大概率使用互联网；另一方面，对农村女性来说，存在一些难以控制的因素(如更愿意尝试新事物的性格)可能同时影响其使用互联网和非农就业两种行为。我们以工具变量法克服内生性。目前文献中关于互联网使用的工具变量选择大体分两类：第一类是个体层面的工具变量，如“家庭邮寄通信支出”(10)张景娜、张雪凯：《互联网使用对农地转出决策的影响及机制研究——来自CFPS的微观证据》，《中国农村经济》，2020年第3期。；第二类更为常见，为群体层面的互联网使用状况。个体层面的工具变量由于拥有更大的变异，在识别上更有效，然而“家庭邮寄通信支出”变量并不适于本文研究，因为该变量大小所反映的可能恰恰是家庭分工结构。因此，本文以个体所在省份的互联网使用状况作为工具变量。合格的工具变量必须符合相关性和外生性两个标准。互联网普及率越高的地区个体使用互联网的概率越高，这并非简单的同群效应(peer effect)，更与“网络外部性”(network externality)有关——当互联网充当信息传递媒介时，个体使用互联网的收益与所在人群使用互联网的规模正相关。同时，群体层面的互联网普及率并不会直接影响个体的非农就业选择。

在构建区域层面工具变量时，最常见的做法是利用所考察的样本计算区域互联网普及率作为工具变量，例如以区域内使用互联网的样本数量比上区域内总样本数量，或在剔除样本所在区域后计算更高层级区域的互联网普及率。然而，基于所考察样本计算出的互联网普及率与区域固定效应具有高度的共线性，进而会导致工具变量内生，且这种内生性无法通过控制区域固定效应解决(11)T.A.Gormley and D.A.Matsa，“Common Errors:How to(and Not to) Control for Unobserved Heterogeneity”，The Review of Financial Studies，2014，27(2)，pp.617-661.。有鉴于此，本文以CNNIC第40次报告所公布的截至2017年6月的中国各省份IPv4地址数分布作为工具变量。一方面，IPv4的分布数量代表了当地的互联网发展水平，它直接影响到农村女性使用互联网的概率；另一方面，它不会直接影响到农村女性进行非农就业的概率。在使用两阶段最小二乘法进行的估计中，第一阶段的F值为22.77，说明并不存在弱工具变量问题。表2的第(4)列报告了第二阶段的回归结果，表明在用工具变量处理了内生性问题后，互联网使用对农村女性非农就业的影响依然正向显著(12)由于以probit模型为基础的两阶段最小二乘法无法估计出相应的平均边际效应，我们以最大似然估计法重新进行了估计，结果显示使用互联网的农村女性的非农就业概率提高了17.6%。。

(三)倾向得分匹配估计

由于数据所限，具有严格外生性的工具变量不易获取。为保证结论的稳健性，我们进一步使用倾向得分匹配法进行了估计。倾向得分匹配法虽不能处理反向因果和遗漏变量等内生性问题，但提供了通过构建同质性单位来判断因果关系的一种可行途径。对农村女性来说，她们身上影响其非农就业选择的异质性禀赋正是影响因果判断的重要障碍。具体的，我们选择了未成年子女、年龄、婚姻状况、民族、受教育程度、党员、健康水平和配偶收入等变量对原样本进行匹配。匹配后的样本中，处理组和控制组之间的差异在很大程度上被消除，不仅大多数变量在统计上不再有显著差异，而且偏误比例也下降到较低水平。匹配后的回归结果依然表明互联网使用对农村女性的非农就业存在显著正向影响。

(四)异质性分析

自雇和他雇是两种截然不同的非农就业形式。相较于受雇于他人，以自雇形式实现非农就业更能保证在工作形式和时间上的灵活性，这对于身兼繁重农活和家务的农村女性而言更为合适。然而，受制于较封闭的生产生活空间和狭小的市场，以往在村庄中以自雇形式实现非农就业的女性并不多见。而伴随互联网普及，原有的信息和空间约束被逐渐打破，农村女性的自雇水平是否会相应提高就成了一个有趣的问题。为考察该问题，本文检验了互联网使用是否影响农村女性的自雇和他雇水平。具体地，根据CGSS(2017)问卷中对被调查者非农工作状况的询问结果，本文将自己是老板或是个体工商户的个体认定为自雇者，将其他个体认定为他雇者，以此划分子样本并分别进行回归。

表3的列(1)和列(2)报告的回归结果表明，互联网使用显著提高了农村女性的他雇概率，但对自雇概率却没有影响。这意味着虽然互联网使用为农村女性在就业中突破时空约束提供了条件，但整体而言还是更多地将农村女性吸纳进了非农工作中，而非鼓励了其进行创业。可能的原因是：首先，农村女性自身拥有的包括资本在内的创业禀赋本就十分匮乏，导致她们无法有效利用互联网为其提供创业空间；其次，创业比被他人雇佣需要在时间和空间上的更大灵活性，而这恰恰是囿于家庭的农村女性最为缺乏的。

互联网作为近年来迅速兴起的技术手段，其是否为一种技能偏向型技术进步一直是学界争论不休的话题。所谓技能偏向型技术进步，是指该技术的采用对高技能者和低技能者的产出或绩效产生了不同影响，进而导致不同技能的劳动者之间产生了技能溢价。在本文所关注的场景中，若互联网是一种技能偏向型技术进步，则会表现出互联网使用对高技能农村女性的非农就业概率影响更大，即互联网对农村女性非农就业的推动作用并非具有“普惠性”，而是会选择性地遗漏掉低技能的农村女性。

为验证互联网在促进农村女性非农就业的场景下是否为一种技能偏向型技术进步，我们依据受教育程度对样本进行了高技能水平和低技能水平的划分。从表1的统计性描述结果来看，农村女性的受教育程度普遍偏低，平均水平处于小学与初中之间。有鉴于此，我们将划分标准定为初中，即高于(包括等于)初中学历为高技能水平，否则为低技能水平。对不同分样本的回归结果见表3的列(3)和列(4)，表明互联网使用对两种技能水平的农村女性非农就业的影响以及经济显著性和统计显著性上都差异甚微，这意味着互联网对农村女性非农就业而言并非一种技能偏向型技术进步。可能的原因是，如上文所析，农村女性在实现非农就业过程中对互联网的使用更多的是借助其能够打破时空约束的特质，并不涉及更具技术性的层面。实际上，考虑到农村女性普遍偏低的受教育程度和互联网技能水平(13)谢倩芸：《中国劳动年龄人口的人力资本变动研究——基于教育型和技能型人力资本双重维度的考察》，《北京师范大学学报(社会科学版)》，2021年第3期。，互联网对其非农就业的整体促进已经在很大程度上彰显了其并非技能偏向型技术进步的属性。而一种领先时代、需要复杂劳动的技术，随着时间的发展会被逐渐“分解”，降维到可为最普通劳动者所用，这种趋势早已被20世纪五六十年代科技革命后的西方社会反复验证(14)H.Braverman，Labor and Monopoly Capital:The Degradation of Work in the Twentieth Century，New York:Monthly Review Press，1998.。

表3 互联网使用与农村女性非农就业：异质性分析

四、互联网使用影响农村女性非农就业的机制分析

信息机制。根据上文分析，若非农就业信息的传播渠道实现了从线下到线上的转换，或者线上和线下都有非农就业信息的流通，但通过前者获取信息更为容易，则以互联网为主要信息来源的农村女性相较于其他农村女性在获取非农信息方面更有优势。为验证这一点，我们以被访者的最主要信息来源为基础构建变量。具体地，若受访者选择以互联网为最重要的信息来源，则对该变量赋值为1，否则赋值为0。表4的列(1)报告了回归结果，表明若农村女性以互联网作为最主要的信息来源，则其非农就业概率平均提高10.3%，初步验证了H2，即互联网使用可通过增加更多信息的机制促进农村女性非农就业。

进一步地，若互联网确实是一种非农就业信息的传输渠道，而在网络上寻找非农信息又要花费一定时间成本，那么在逻辑上就可以得到一个可供验证的推论：使用互联网获取信息越熟练的女性实现非农就业的概率会越高。基于CGSS(2017)问卷，我们分别构建了“互联网使用频率”、“在网上查找信息难度”、“使用互联网年限”和“通过互联网联系人数”等四个变量衡量个体从互联网上获取信息的熟练程度，并以非农就业为因变量对其进行回归。回归结果见表4列(2)-(5)，表明互联网使用频率越高、年限越长或通过网络联系人数越多的农村女性实现非农就业的概率越高，而在互联网查找信息难度变量对农村女性就业的影响虽不显著，但也为负值，这些结果再次验证了H2。

表4 互联网使用对农村女性非农就业的影响：信息机制

工作自主性机制。CGSS(2017)问卷中询问了被访者对工作方式的自主决定情况，答案选项包括从“完全不能自主”到“完全自主决定”等四种。我们据此构建变量“工作自主性”，并考察互联网使用对它的影响。若简单地以被访者的工作自主性情况对是否使用互联网进行回归，则存在着显见的样本选择偏差。因为就务农来说，工作是否具有自主性的问题并无实质意义，因此我们借助现有样本能看到的只是在现实中进行非农就业的农村女性，而非全体农村女性的非农就业情况。基于这种考虑，我们以Heckman两步法对样本选择偏差进行处理。具体地，第一阶段，用上文中的解释变量和控制变量对非农就业变量再次进行probit回归，并据此计算出逆米尔斯指数；第二阶段，将逆米尔斯指数纳入对工作自主性的回归方程来调整自选择偏差，得到更准确的回归结果。在Heckman两步法中，理想的识别变量应该只会影响第一阶段回归的因变量，根据这个标准，本文选取了“少数民族身份”变量作为识别变量。表2结果已经显示少数民族身份会增进农村女性非农就业概率，且该变量不会影响到工作自主性。表5的列(1)和列(2)分别报告了两个阶段的回归结果，表明互联网使用可以提高农村女性的工作自主性，从而验证了H3，即互联网使用可通过提高工作自主性的机制促进农村女性非农就业。另外，表5列(2)报告的逆米尔斯指数十分显著，说明原样本中确实存在自选择问题。

进一步地，若工作自主性机制成立，则在逻辑上互联网使用对那些受到时空约束更严重的农村女性的非农就业情况影响应该更大。验证这一推论的关键在于对农村女性样本进行基于时空约束强度大小的划分，CGSS(2017)问卷中提供的可选指标包括是否拥有未成年子女、进行家务劳动的频率和是否与父母住在一起。但是，已经上学的未成年子女对农村女性的时空约束并不高，样本中却无法进一步剥离出这些样本，而家务活动的时间可以通过重新配置来减少对工作的影响。因此，本文以是否与父母住在一起为标准来进行子样本划分，且为更契合于这里的分析目的，将样本局限于已婚农村女性。其中，与父母住在一起的农村女性由于承担着照顾父母的责任，受到的时空约束显然更大。表5的列(3)和(4)报告的结果表明，相较于与父母不住在一起的样本，与父母住在一起的农村女性使用互联网对其非农就业概率的影响高得多，这支持了上述推论，并进一步验证了H3。

表5 互联网使用对农村女性非农就业的影响：工作自主性机制

五、结论与政策建议

中国农村女性的非农就业率远低于男性，其背后既有经济因素亦有超越经济的社会因素。与之相应的，互联网对农村女性非农就业的影响兼具经济层面上的促进与社会层面上的平权两种意味。经济方面，在人口红利逐渐消失的今天，探讨农村女性就业选择的影响因素十分重要。2017年中国第一产业就业人数为2.03亿人(15)数据来源于国家统计局官方网站，https://data.stats.gov.cn/easyquery.htm?cn=C01&zb=A0402&sj=2021，2022年9月21日。，假设其中一半为女性劳动者的话，根据本文测算，互联网使用可增加非农就业约1800万人。这是个相当可观的数字，且考虑到当前中国农村家庭中多由女性承担农务的分工状态，互联网促进非农就业的效应可能更大。因此，如何通过互联网提高农村女性的非农就业水平，是在当前形势下进一步推进城镇化，完成产业转型和实现共同富裕的重要议题。社会方面，促进农村女性非农就业，将因女性身份而被排斥于非农就业市场和相关发展机会的个体重新纳回机会更加公平的场域，本身就具有伦理上的正当性，且是以女性为“半边天”的社会主义国家实现高质量发展的题中应有之义。本文基于CGSS(2017)数据详尽考察了互联网使用对农村女性非农就业的影响。研究发现：第一，互联网使用可以显著提高农村女性非农就业的概率，该结论在充分考虑模型估计的内生性问题后依然成立；第二，对囿于家庭因素而在择业中受时空约束极其严重的农村女性而言，互联网使用促进其非农就业的机制主要包括提供更多信息和提供更具工作自主性的非农就业机会。进一步分析表明，互联网使用显著提高了农村女性在非农就业时被他人雇佣的概率，但对其创业概率没有影响；在促进农村女性非农就业的场景中，互联网同时提高了不同技能群体非农就业的概率，因此并非一种技能偏向型技术进步。本文对此进一步给出三点具体的政策建议：

第一，加强农村互联网基础设施建设。近年来中国互联网基础设施水平在稳步提高，这集中表现为互联网宽带接口数目和光缆线路长度的逐年增加。然而由于城乡二元经济结构的长期存在，农村互联网基础设施建设水平远逊于城市。加强农村互联网基础设施建设，能在很大程度上为农村女性提供突破时空约束，从而转向非农就业的机会。

第二，提高农村女性受教育水平和网络使用能力。互联网本质上是一种工具和技术手段，对使用者的能力具有一定要求。在一般意义上，对互联网的熟练使用首先需要使用者具有一定的文化知识水平，其次需要使用者拥有专门针对互联网的技能储备。在这两方面农村女性相对于其他群体都比较薄弱。因此，提高农村女性的受教育水平，并开展具有针对性的互联网使用技能培训，可有效提高农村女性的非农就业水平。

第三，发展有助于农村女性实现非农就业的新业态。随着互联网的普及，各种新业态不断涌现。与传统业态相比，新业态具有劳动组织方式更加灵活的突出特点，因此特别适于自身受制于时空约束的农村女性投入其中。当前无论是基于网络平台的直播销售，还是更突出就业灵活性的零工经济，都为农村女性实现非农就业提供了更多的机会。推动现有新业态的进一步发展，并推动新业态在组织模式等方面的创新，将为农村女性的非农就业打开新的空间。