数字鸿沟与家庭收入结构多元化

李云峰, 阳 凯, 王镇荣

(江西师范大学 财政金融学院,江西 南昌 330022)

一、引言

促进收入结构多元化是有效缩小收入分配不平等的重要措施之一。收入分配不平等会影响人民群众的生产积极性、加剧地区发展的不平衡、带来失业问题的恶化,最终影响我国社会主义现代化强国的建设。党和国家高度重视收入结构多元化在扩大内需中的重要作用,2023年底中央经济工作会议明确提出要多渠道增加城乡居民收入,着力扩大国内需求。新时代以来,随着开放的扩大和供给侧结构性改革,我国居民各项收入都有了一定程度增长,但如何采取有效的措施丰富居民收入来源依旧是人们十分关注的话题。

针对优化收入结构问题,国内外学者从金融发展、家庭类型、受教育程度、生计能力、居住模式的变迁、数字普惠金融、外汇危机等多个角度提出了不同看法,为政府宏观收入分配政策的制定给出了非常重要的思路[1-5],但是已有研究中忽略了可能影响收入结构的一个重要因素——数字鸿沟。尽管我国出台一系列政策来推进数字经济发展,但数字鸿沟依然存在。《习近平谈治国理政》第二卷强调“着力解决发展失衡、治理困境、数字鸿沟、分配差距等问题,建设开放、包容、普惠、平衡、共赢的经济全球化”。可见,弥合数字鸿沟不仅是发展数字中国的客观需要,还是优化收入分配的重要手段。

从理论上讲,弥合数字鸿沟可以通过缩小资源差距、提供信息和创新创业等多种方式对居民收入结构多元化产生影响。首先,弥合数字鸿沟能够降低金融服务门槛,优化资源配置,丰富家庭金融的可得性和使用性,激活居民收入结构多元化的动力。其次,弥合数字鸿沟带来信息功能的提升,降低了信息搜寻成本,缓解了信息不对称性,有助于居民从中可以获益于要素的合理配置,获取收入结构多元化的机会。最后,弥合数字鸿沟带来的创新创业,带动了相关产业发展,增加了居民的收入来源,促进了居民收入结构多元化。那么,消弭数字鸿沟能否优化居民收入结构,其主要的机制是什么,值得从理论和实证角度作深入研究。

梳理有关文献可知,系统分析数字鸿沟对居民收入结构多元化的影响及其潜在作用机制的研究相对不足。收入结构的相关研究集中在宏观层面[6],如城乡居民等群体的收入结构,少有的微观研究也是在调研数据基础上[7],鲜有学者从全国微观层面提出优化居民收入结构路径。有关居民收入结构的测度上,大部分文献从收入组成成分的数量出发[8],也有从各收入成分占比研究收入结构[9],但却割裂了各收入结构之间的关系,尚未聚焦收入结构多元化的探究。有关居民收入结构多元化影响因素的文献较多[10],少有基于数字鸿沟的理论与实证研究。

采用2014年、2016年和2018年“中国家庭追踪调查”(CFPS)数据,构建居民收入结构多元化指标,充分研究数字鸿沟对居民收入结构的影响,能够丰富此项研究。在控制户主层面变量、家庭层面变量以及省级层面变量的基础上,发现数字鸿沟对我国居民家庭收入多元化有显著且稳健的负向抑制作用,这一结果通过了内生性和稳健性检验。更进一步地,从家庭外出打工情况、家庭银行贷款、家庭区域位置的角度探究了收入结构的动态效应。

全文主要贡献在于:从研究视角看,基于居民收入来源多样性来探讨数字鸿沟对居民收入结构的影响,为理解数字鸿沟在单一收入结构中扮演的角色提供了微观证据。从指标测度看,基于CFPS数据库构建并测算了家庭收入结构多样性的香农维纳指数,拓宽了收入分配相关领域的研究。从实证策略看,阐述了数字鸿沟对收入多样性的抑制作用和影响机制,为宏观收入平等政策的制定和完善提供了有益启发。

二、文献综述和理论分析

(一)对居民收入结构相关研究的综述

已有文献主要从经济、制度、能力等因素出发,探究我国居民收入结构变化的深层次原因。就经济因素看,程名望等(2015)通过探究农产品收入差距的根源,揭示出区域经济发展水平会放大农户间各项收入来源差距。冯梦黎(2021)研究了不同贫困程度的农民生计能力对收入结构的影响,指出农业技术水平对农民经营收入的正向作用,尤其参加合作社对减贫有重要促进作用,但对深度贫困却有抑制作用[3]。就制度因素来说,冒佩华等(2015)研究了土地经营权流转对居民收入的作用,指出若农民参与土地流转,出让土地经营权的农民从农业转向非农业领域,显著提高了非农工资性收入,而且获得了更多土地经营权的农民,因为拥有了更多土地,会导致农业经营性收入显著上涨[12]。陈杰等(2021)探索精准扶贫对贫困户增收的机理,发现建档立卡扶贫政策具有增收效用,而且救济式扶贫效果要强于开发式扶贫[13]。但政府的不同扶贫政策对贫困户非转移性收入的影响大小不一致,按照从大到小依次为产业扶贫、金融扶贫、就业扶贫。就能力因素看,宁光杰(2014)研究了能力差异对财产性收入的影响,指出拥有高学历、党员身份等,可以提高家庭财产性收入[14]。Knight &Yueh(2008)认为社会资本对工资性收入具有促进作用,发现工作经验在私营部门回报最高[15]。总的来说,这一领域的文献大多关注具体的收入成分变化,但对整体的收入结构多元化并没有深入研究。其对居民家庭抗风险有着非常重要的影响,然而却没有引起足够重视。

(二)数字鸿沟影响居民收入结构多元化的理论分析

数字鸿沟对居民收入结构多元化的影响体现在以下几个方面:首先,数字鸿沟会提高居民金融可得性门槛,抑制居民收入结构的多元化。数字鸿沟阻碍了居民获取数字金融服务,导致无法有效缓解金融排斥现象[16]。由于数字技术的优势被削弱,金融地理界限和服务边界无法拓展[17],居民融资成本增加,家庭在金融资源配置和风险防范方面无法作出最优决策,从而限制了居民收入来源的多样性。其次,数字鸿沟的存在削弱了居民的竞争优势,限制了其实现收入结构多元化的能力。相对于能够跨越数字鸿沟的人群,数字时代的弱势群体无法克服物理时空限制,无法获得网络时间溢出的正外部性效应[18],进而失去了成本领先和差异化竞争优势,降低了生产率水平,使得他们无法扩大经营性收入和劳动性收入[19]。最后,数字鸿沟的存在割裂信息交流,对收入结构的多元化产生了抑制作用。数字鸿沟限制了人们获取信息的能力,推高了信息搜寻成本[20],降低了劳动市场的匹配效率[21]。同时,数字鸿沟还阻碍了生产要素的重组升级,削弱了数字技术推动下资本和劳动间的替代和创造效应[22],抑制了收入结构多元化。基于以上分析,提出假说1。

假说1:数字鸿沟对居民收入结构多元化具有显著的抑制作用。

(三)数字鸿沟影响居民收入结构的机制分析

1.数字鸿沟可通过限制互联网工作渠道来影响收入结构多元化。一方面,尽管中国已建成全球规模最大的光纤网络和4G、5G网络,但居民数字素养与技能水平仍未能满足自身发展的需求。居民对数字技术的使用主要集中在娱乐等方面,数字鸿沟依然存在。数字鸿沟不仅会减少居民信息来源和工作机会[23],还限制了数字化工作模式的适用性。具体来说,第一,数字鸿沟延长了劳动力流动存在的时间和空间壁垒,使得居民错过了数字化技术衍生的新就业岗位[24],而且数字鸿沟对居民融资和信息双重约束,极大限制了居民创业决策[25]。第二,数字信息技术催生了新产业、新业态、新模式,创造了大量非正规就业[26],然而数字鸿沟使得那些无法获取数字红利的人群参与其中。另一方面,数字鸿沟的存在使居民被排斥在数字世界之外,不仅无法加入零工经济来丰富收入来源[27],而且加大了创业成功的难度,难以改变经营性收入和工资性收入分配格局[28]。此外,由于不能享受移动支付,非正规就业者无法提高资金管理能力和财产性收入。因此,互联网工作渠道的限制将减少工作岗位,抑制居民创业,减少财富增值来源,进而抑制居民收入结构多元化。基于以上分析,提出假设2。

假设2:数字鸿沟通过限制互联网工作渠道来抑制居民收入结构多元化。

2.数字鸿沟可通过削减互联网人力资本投资来影响收入结构多元化。一方面,数字鸿沟能够增加交易成本、提高有限参与障碍,削弱互联网人力资本投资[29]。具体而言,第一,数字鸿沟的存在导致人们无法充分享受互联网资源,增加了相关的教育和培训成本。由于缺乏数字技能,无法随时随地与他人进行交流,数字鸿沟增加了交流和协作成本,降低了互联网人力资本的投资。第二,没有享受到互联网带来的更多有价值的教育投资信息。另一方面,人力资本的投资会导致技能分层,形成高低技能劳动力市场。信息化带来的生产方式和组织变革,决定了企业应用ICT需要生产柔性和分工深化的适应能力的高技能员工。流动劳动力的选择效应、技能匹配效应以及信息技术技能偏向型造成了工资溢价[30]。产业集聚产生了知识溢出和经济集聚效应,能够释放劳动力池效应[31],提高生产效率,增加空闲时间,获得其他收入来源。然而,数字鸿沟的存在使居民无法从事高技能工作,降低了他们实现收入结构多元化的机会。基于以上分析,提出假设3。

假设3:数字鸿沟通过削减互联网人力资本投资来抑制居民收入结构多元化。

三、研究设计

(一)样本和数据简介

数据来自北京大学中国社会科学调查中心的“中国家庭追踪调查数据”(CFPS),该调查覆盖个体、家庭、社区层面的信息。采用2014年、2016年、2018年的家庭问卷和调查数据,控制变量中的省际层面数据来自《中国统计年鉴》,其余来自CFPS数据库。删除异常值和缺失值的家庭数据,确保数据的完整性,最终得到18816个家庭样本。

(二)关键变量描述

1.被解释变量。居民家庭收入结构包括工资性收入、经营性收入、财产性收入、转移性收入,由于转移性收入主要来自政府,并不受居民家庭自身禀赋的影响,所以剔除了转移性收入。纵观已有研究,关于收入结构的测度主要集中在两个方面:一类是研究单一收入成分数量变化[3][14],还有一类是研究单一收入成分占比变化[9],但是并没有文献对家庭收入结构多样性进行测度。因此,尝试基于香农-维纳多样性指数,构建收入结构多元化综合指标(Incomestru)进行刻画,计算公式如下:

Incomestru=-∑[pi×lnpi]

(1)

式(1)中,pi表示某一收入成分占总收入的比例。

2.解释变量。借鉴Li &Hu(2022)的研究成果[32],被解释变量为数字鸿沟,包括接入鸿沟和技能鸿沟。具体来说,根据问卷设置分别选取“是否拥有电子计算机/电脑”“是否使用移动电话”“是否上网”三个指标来构建接入鸿沟,以及“您/你从事的这份工作是否需要用到计算机”衡量操作技能、“您/你是否使用互联网络娱乐”和“您/你使用互联网络进行商业的频率”衡量信息技能、“您/你使用互联网络工作的频率”衡量创意技能、“是否收发过电子邮件”和“您/你使用互联网络进行社交活动的频率”衡量社交技能,四大技能构成技能鸿沟。先将数据标准化后,再采用主成分分析法处理接入鸿沟和技能鸿沟,得到综合指数(technology),再基于公式(2)构建数字鸿沟综合指标(digitalgap)。

(2)

3.控制变量(X)。借鉴前人关于家庭收入结构的研究成果[1][3][11][13],控制包括户主个人特征、家庭层面信息和省级宏观经济指标在内的其他可能影响居民收入结构的变量,具体来说:户主个人特征包括受教育水平(edu)、性别(gender)、年龄(age)、婚姻(marriage)、健康(health);家庭层面信息包括是否外出打工(laborer)、户籍(census)、在家务农或经营人口数量(population);省级宏观经济特征包括经济发展水平(economic)、城镇化率(urban)、对外开放程度(open)。

(三)模型设定

为检验数字鸿沟对收入结构的影响,构建如下多维固定效应模型:

Incomestrui,t=α0+α1digitalgapi,t+θX+Fidi+Provincei+Yeart+εi,t

(3)

式(3)中,i表示家庭,t表示年份,X表示控制变量,ε表示残差项。此外,控制家庭(Fid)、省份(Province)和年份(Year)固定效应,回归标准误在家庭层面聚类。

四、实证研究

(一)基准回归

表1报告了数字鸿沟对家庭收入结构多元化影响的回归结果。列(2)～(4)依次加入户主层面特征、家庭层面特征和省级层面特征,其中,数字鸿沟综合指数对家庭收入结构多元化的系数均在1%的水平上显著为负,表明数字鸿沟的存在会抑制家庭收入结构多元化。其他控制变量回归结果如下:从户主个人特征看,户主年龄越大,收入结构越趋向多样化,可能是因为样本数据户主年龄绝大部分在60岁以下,这部分人年龄大很可能在职场中积累了丰富的工作经验和技能,从而能够涉足多个领域,拥有多种收入来源。进一步观察家庭层面的信息,打工的家庭会对收入结构多样化产生抑制作用,可能因为打工家庭没有必要的财务知识和投资技能,且没有太多时间和精力去经营其他业务。最后从省级经济变量来看,经济越发达的地方,收入结构越多元化,但是城镇化率越高的地方,收入结构反而单一化,可能原因是城镇化率对某一项收入的影响更大,但是对其他收入影响更小。

表1 基准回归

(二)稳健性检验

1.指标替换。探究了数字鸿沟大小是否对该家庭的收入结构丰富度产生影响。事实上,收入结构的丰富度还有其他不同的测度,为了增加估计结果的可信度,对被解释变量进行替换。如前所述,相较于香农-维纳指数,辛普森指数对平均度更加敏感,可以更加反映各个收入成分的均匀水平,计算公式如下:

(4)

基于式(4)计算出新的收入结构多元化指标,以此替换原有的被解释变量进行稳健性检验。基于辛普森指数的收入结构多元化的检验结果如表2列(1)所示,根据列(1)可以发现,数字鸿沟指数对收入结构的影响依旧显著为负,表明基准结果比较稳健。

表2 稳健性检验回归结果

2.样本处理。第一,样本调整:年龄样本。为增加研究结果的稳健性,剔除了户主年纪在18岁以下和65岁以上的样本,避免户主处于上学或者退休状态的存在对研究结果的潜在干扰。回归结果如列(2)所示。根据列(2),在剔除部分样本后,核心解释变量系数依旧显著为负,增强了基准回归的可信度。第二,样本调整:五保户、低保户和只靠政府补贴样本。数字鸿沟对家庭收入结构的影响,在一定程度上也可能受家庭所处社会阶层的影响。尤其是对于处在贫困线挣扎的家庭,可能本身几乎不会受到数字化技术的冲击,因此在稳健性检验中排除五保户、低保户和只靠政府补贴的家庭样本,可以减少样本偏误值对回归结果的潜在干扰,因此,重新进行回归是有必要的。回归结果见列(3),可以发现,核心解释变量的系数依旧显著为负,数字鸿沟的提升仍然会抑制家庭收入结构多元化。

(三)内生性讨论

基准回归结果的可靠程度可能会受到反向因果造成的内生性问题的干扰。一方面,数字鸿沟能够抑制家庭收入结构多元化;另一方面,居民收入结构越单一,说明居民风险厌恶程度越高,越没有足够兴趣去使用现代数字化技术,提升数字化素养,从而越难降低自身的数字鸿沟。因此,为得出准确的结论,必须同时解决解释变量内生性问题,并在计量分析中采用适当的方法来应对这个问题。对此采用工具变量法解决反向因果问题。同时,内生性问题的另一个关键根源是遗漏变量。虽然在基准回归中加入了涵盖户主、家庭、省份三个层面的控制变量,并对家庭、省份和年份固定效应加以控制,但依旧可能遗漏一些同时影响家庭数字鸿沟和收入结构多元化的相关变量。为处理这一问题,将纳入交叉固定效应。

1.工具变量法。第一,手机话费(IV1)。选取手机话费作为工具变量基于以下考虑:首先,从相关性角度看,手机话费可以用来衡量一个家庭数字信息水平,家庭信息化水平越高,则数字鸿沟综合指数越低;其次,从外生性的角度看,手机话费很难直接影响家庭的收入成分多样性。因此,选择手机话费作为工具变量研究数字鸿沟是否会影响家庭收入结构多元化,需要检验。表3列(1)报告了基于手机话费作为工具变量的2SLS回归结果。Kleibergen-Paap rk LM统计量在1%的水平上拒绝了工具变量识别不足的原假设,Kleibergen-Paap rk F检验拒绝了弱工具变量的原假设,说明该工具变量是可靠的。回归结果显示,数字鸿沟的系数为-0.3144,在1%的水平上显著为负,表明以工具变量处理内生性问题后,基准回归的结果依旧稳健。第二,劳动力数量和省级移动电话普及率交乘项(IV2)。借鉴杨碧云等[33]的研究,使用省级家庭平均移动电话普及率作为单个家庭数字鸿沟的工具变量。选取该指标的合理性在于:一方面,移动电话普及率反映了当地数字化通信发展水平和居民的数字使用程度;另一方面,该工具变量作为宏观层面的数据,很难直接作用于单个家庭的收入结构变化。因此,选择省级家庭平均移动电话普及率作为工具变量研究数字鸿沟对收入结构多元化的影响是有科学依据的。表3列(2)汇报了两阶段检验结果,根据列(2)的Kleibergen-Paap rk LM和Kleibergen-Paap rk F统计量,分别拒绝了工具变量识别不足和弱工具变量的原假设。回归结果显示,工具变量在1%的水平上显著为负,表明数字鸿沟越高,越会阻碍收入结构多元化,这一结果也表明基准回归结果是可靠的。

表3 内生性检验回归结果

2.交叉固定效应。对于遗漏变量导致的内生性问题,在原有控制户主、家庭和省份固定效应基础上,进一步控制省份-年份固定效应和家庭-年份固定效应,回归结果如表3列(3)和列(4)所示。在考虑了这两类交叉固定效应后,数字鸿沟的系数依旧显著为负,表明数字鸿沟的确能够抑制收入结构多元化,印证了上文所得结论。

五、机制检验与异质性分析

(一)机制检验

基准回归结果说明,数字鸿沟对家庭收入结构多元化具有负向影响。根据上文的理论分析,数字鸿沟的消极影响主要通过限制互联网工作渠道和削减互联网人力资本投资两种机制来实现。

1.限制互联网工作渠道。网络是获取公共资源和消弭信息差的重要工具,受限于社会经济资源的家庭,难以凭借互联网的低成本和时空外溢性来快速获取其他收入,从而抑制了其他收入渠道。而且,数字信息技术对劳动力市场的冲击不容忽略,生产率的提升和资本的替代效应,使得劳动力需求进一步萎缩,工资议价能力不断削弱,使得数字鸿沟较大的家庭更处于不利地位。因此,以“使用互联网对您工作的重要性“作为互联网工作渠道的代理变量(Resource)。Resource的值越大,说明互联网对工作的影响越大。表4列(1)表明数字鸿沟对互联网工作渠道的影响,回归系数在1%的水平上显著为负,意味着数字鸿沟综合指数平均增加1,互联网工作渠道平均下降8.2。列(2)～(3)为2SLS工具变量法结果,说明结果依旧稳健。

2.减少互联网人力资本投资。数字鸿沟阻碍了家庭更多技能的学习,在面对知识更新和技术迭代等信息红利时更易滞后。互联网可以通过共享和学习效应推动技能溢出,重构家庭收入结构。故使用“使用互联网学习的频率”来衡量家庭的减互联网人力资本投资的情况。列(4)的机制检验结果说明,互联网人力资本投资的回归系数显著为负。列(5)～(6)的回归结果表明本文的机制检验结果是可靠的,即数字鸿沟会减少互联网人力资本投资,进而抑制收入结构多元化。

(二)基于家庭特征的异质性分析

1.打工家庭和非打工家庭。外出打工的家庭相对非外出打工的家庭更有见识和拥有更高的技能,数字鸿沟在外出打工的家庭远远小于非外出打工家庭,他们在资产配置上更趋于多元化。非外出打工家庭可能处于信息不对称状态的概率更高,缺乏享受空间经济外部性带来的好处,进而导致其他收入不足。所以,非外出打工家庭的数字鸿沟会剥夺他们享受社会经济资源和提升技能的机会,加剧家庭收入结构单一化。回归结果显示,非打工家庭数字鸿沟系数在1%的水平上显著为负,而打工家庭的数字鸿沟系数不显著,说明非外出打工的数字鸿沟能够更为显著地抑制家庭收入多元化。

2.有银行贷款家庭和无银行贷款家庭。家庭金融贷款在现代家庭资产配置中扮演着重要角色,是家庭实现财富积累、人力投资和资金流动的有效工具。然而,银行贷款的门槛将部分家庭挡在外面,该部分家庭在资产配置上处于劣势。此外,金融素养不足是这类家庭无法作出明智金融决策的非收入障碍。因此,数字鸿沟可能对不同类型家庭的收入结构产生异质性影响。回归结果说明,相较于有银行贷款的家庭,数字鸿沟对无银行贷款家庭的收入结构的影响更显著。数字鸿沟的存在增加了无银行贷款家庭的融资约束,削减了其社会经济资源,限制了其收入多元化。

(三)基于家庭地理区位的异质性分析

东部地区拥有更为完善的数字基础设施,家庭面临数字化冲击的范围更广、层次更深,信息传递效率更高;中西部地区产业结构落后于东部地区,数字化水平也远不如东部,这导致中西部地区家庭技能匹配效率更低,因而数字鸿沟的抑制效果可能弱于东部地区。根据社会不同区域经济发展状况,将家庭户口所在地分成东部和中西部两大区域。根据表5的回归结果显示,东部地区数字鸿沟的抑制作用相对于中西部地区更加显著。

六、结论与政策启示

弥合数字鸿沟是全民共享信息化发展成果的有力举措。试图在一个理论框架内厘清数字鸿沟影响家庭收入结构多元化的内在逻辑,利用2014年、2016年和2018年中国家庭追踪调查(CFPS)和中国统计年鉴数据,使用主成分分析法构建数字鸿沟综合指数,然后运用多维固定效应模型实证检验家庭数字鸿沟的抑制作用及其影响机制,并探讨数字鸿沟对不同家庭的异质性。研究发现:数字鸿沟会显著抑制家庭收入结构多样化,会通过削弱互联网工作渠道效应、阻碍人力资本投资抑制家庭收入结构多元化。异质性分析表明,数字鸿沟对非打工家庭、无银行贷款的家庭以及东部地区家庭的收入结构多样化的抑制更显著。综合以上结论,提出如下政策启示:

第一,加快推进数字新基建,释放技术外溢效应。要在数字基础设施硬件和软件方面加大投资,激发数字化建设内生动力。要促进以5G、数据中心、云计算、人工智能、物联网、区块链和数字平台等为主的新一代数字信息技术与居民生产生活融合,提高家庭数字化的覆盖率和入户率,提升全民数字素养,合理分配数字资源,缩短信息富有和信息贫困者的数字鸿沟。在此基础上,要构建新型数字化公共服务平台,推动新技术场景向更多人群开放,促进企业和用户共同成长。

第二,推动数字技术向中西部地区扩展和下渗,缓解地区割裂效应。要加速推进东部和中西部地区数字基础设施和服务均等化,降低整体社会信息沟通和跨区域生产要素流动成本,拓展东部地区空间经济外部性效应,加快中西部地区构建现代化产业体系建设进程。

第三,提升金融科技水平,驱动普惠金融下沉。促进金融机构数字化转型,发展新金融业态、新金融模式,使金融服务供需双方匹配效率得到充分优化。加快数字身份基础设施建设,赋能数据流通共享,降低金融服务的可得性。除此之外,还有构建数字金融教育宣传长效机制,普及金融知识,培育金融意识,提升全民金融素养[34]。

第四,提高劳动力匹配效率,建设多元劳动力市场格局。打破区域劳动力市场地区分割局面,推动户籍改革进程,推进新型城镇化建设和乡村振兴战略实施,深入开展产业、就业和教育扶贫工作,建立健全统一的劳动力市场,打造就业信息数字化服务推广平台。同时,各地区要根据自身经济发展水平、人力资本和产业结构特点,布局比较优势产业,打造国际领先的产业集群区,提高区域和产业间的劳动要素流动效率,拓宽城乡劳动力流动空间,完善跨地区跨行业人才流动保障制度,拓宽基层人员发展空间和人才上升通道,建设数字劳动力市场。