饒育蕾，雷詩妮，陳地強

(中南大學 商學院，湖南 長沙 410083)

一、引言

中國特色社會主義進入新時代，我國社會主要矛盾已經(jīng)轉(zhuǎn)化為人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾。共同富裕是社會主義的本質(zhì)要求，是全體人民的富裕，不是少數(shù)人的富裕。因此，在高質(zhì)量發(fā)展中實現(xiàn)共同富裕，要保證發(fā)展的公平性與普惠性，提高發(fā)展的平衡性、協(xié)調(diào)性、包容性。2021年8月17日，習近平總書記主持召開中央財經(jīng)委員會第十次會議強調(diào)，要著力擴大中等收入群體規(guī)模，抓住重點、精準施策，推動更多低收入人群邁入中等收入行列?？梢姡苿庸餐辉?，必須建立在低收入群體實現(xiàn)更快收入增長的基礎之上，從而有必要深入研究影響低收入家庭收入增長的各種因素，進而采取積極措施促進低收入群體的收入增長。

技術進步帶來的生產(chǎn)方式變革無疑有利于社會財富的更快積累和居民收入的普遍增長，但由于其可能存在的偏向性并不一定會縮小收入差距。而以數(shù)字技術、互聯(lián)網(wǎng)、人工智能等為基礎的數(shù)字經(jīng)濟不但具有普惠性、共享性等特征，而且會給弱勢群體帶來更大的邊際收益，從而為實現(xiàn)低收入群體收入的更快增長提供了可能。其中，互聯(lián)網(wǎng)技術的快速發(fā)展和普遍應用起到了關鍵作用，比如：數(shù)字金融的發(fā)展借助互聯(lián)網(wǎng)以低成本提供多樣化的金融服務，使低收入群體得以獲得更多更優(yōu)質(zhì)的金融資源，進而促進其收入增長和福利改善(張勛 等，2019；牟天琦 等，2021)[1-2]；互聯(lián)網(wǎng)基礎設施建設及工具的普及拓展了低收入群體的信息獲取來源和能力，有利于其就業(yè)創(chuàng)業(yè)的實現(xiàn)(Andrianaivo，2012；Ma et al，2018，2020；王劍程 等，2020)[3-6]；互聯(lián)網(wǎng)特有的信息交流、分享功能可以降低邊緣人群的信息劣勢，優(yōu)化其社會網(wǎng)絡結(jié)構，進而弱化其社會資本劣勢(Ma et al，2018；Couture et al，2021)[4][7]。

然而，互聯(lián)網(wǎng)作為現(xiàn)代社會的一種“存在”，微觀經(jīng)濟主體必須對其進行“使用”，才能獲得相應的便利和收益，而低收入群體由于經(jīng)濟條件的限制在互聯(lián)網(wǎng)使用方面可能相對不足。那么，低收入家庭成員使用互聯(lián)網(wǎng)是否有助于其家庭收入的增長？使用互聯(lián)網(wǎng)促進低收入家庭收入增長的主要機制是什么？現(xiàn)有文獻關于互聯(lián)網(wǎng)使用與居民收入之間關系的研究主要集中于3個方面：一是互聯(lián)網(wǎng)使用的收入增長效應(華昱，2018；蔣琪 等，2018；李飚，2019；呂祥偉 等，2021；馬述忠 等，2022)[8-12]，二是互聯(lián)網(wǎng)使用對收入差距的影響(李雅楠 等，2017；劉任 等，2020；文小洪 等，2021)[13-15]，三是特定群體(農(nóng)村居民、女性、靈活就業(yè)者等)使用互聯(lián)網(wǎng)的收入增長效應(劉曉倩 等，2018；劉生龍 等，2021；曹景林 等，2020；戚聿東 等，2022)[16-19]。雖然相關研究對互聯(lián)網(wǎng)使用的收入增長效應進行了較為廣泛深入的研究，但還缺乏關于互聯(lián)網(wǎng)使用影響低收入群體(家庭)收入增長的經(jīng)驗證據(jù)。

有鑒于此，本文在已有研究的基礎上，聚焦于互聯(lián)網(wǎng)使用對低收入家庭收入的影響及其機制，并考慮到低收入家庭成員對移動互聯(lián)的使用更為普遍，主要探究低收入家庭使用移動互聯(lián)網(wǎng)的收入增長效應；同時，以中國家庭追蹤調(diào)查(China Family Panel Studies，CFPS)的2016年和2018年數(shù)據(jù)為樣本進行實證檢驗。本文的邊際貢獻主要在于：嘗試從理論上探究使用移動互聯(lián)網(wǎng)對低收入家庭的收入增長效應及其若干影響路徑(就業(yè)、創(chuàng)業(yè)和社會關系)，并為低收入家庭通過使用移動互聯(lián)網(wǎng)實現(xiàn)更快的收入增長提供了經(jīng)驗證據(jù)，進而為在數(shù)字化和網(wǎng)絡化的時代背景下有效促進低收入群體的收入增長提供經(jīng)驗借鑒和政策啟示。

二、理論分析與研究假說

互聯(lián)網(wǎng)革命是人類文明史上的一次重大革命，給人們的生活、經(jīng)濟等帶來了全方位的沖擊(江小涓，2018)[20]。在工業(yè)化社會后的信息化社會中，信息是比物質(zhì)和能源更為重要的經(jīng)濟資源，但信息的獲取是有一定成本的，因而各經(jīng)濟主體的信息稟賦及信息獲取能力成為決定其經(jīng)濟競爭優(yōu)勢的關鍵因素，而信息資源的不對稱分布則可能加劇收入分配的不公平。對于低收入家庭來講，由于物質(zhì)資本和社會資本相對匱乏，無論是在信息資源的占有上，還是在信息資源的獲取上，往往都存在明顯的信息劣勢，進而導致其較少獲得信息經(jīng)濟的紅利?；ヂ?lián)網(wǎng)的出現(xiàn)和普及則有利于減弱低收入家庭的信息劣勢(Gupta et al，2020)[21]，從而有助于其家庭收入的增長和財富積累。

一方面，互聯(lián)網(wǎng)大大降低了信息搜尋成本，并促使信息資源呈爆炸式增長，同時還有利于資源配置效率的提高，進而促進社會整體福利的持續(xù)增進和各經(jīng)濟主體收入的普遍增長。比如：互聯(lián)網(wǎng)金融的發(fā)展能夠有效降低金融服務的邊際成本，為各居民提供更為便捷的多元化的金融服務(洪錚 等，2021)[22]；“寬帶鄉(xiāng)村”建設有助于農(nóng)戶實現(xiàn)創(chuàng)業(yè)和改善生產(chǎn)效率(王劍程 等，2020)[6]；互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展會顯著促進居民消費水平提升和消費結(jié)構升級(賀達 等，2018；向玉冰，2018)[23-24]；等等。另一方面，信息搜尋成本的降低更有利于低收入群體的信息獲取，加上互聯(lián)網(wǎng)上信息量的快速增長，使低收入群體的信息劣勢減弱，從而有助于其獲得更多收益。比如，農(nóng)村家庭使用智能手機通過互聯(lián)網(wǎng)可以獲得更多的外出就業(yè)信息，進而提高農(nóng)戶參與非農(nóng)就業(yè)的概率(Min et al，2020)[25]；農(nóng)民在經(jīng)濟作物種植以及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中，可以從互聯(lián)網(wǎng)上得更多的技術指導，從而提高生產(chǎn)效率(Gupta et al，2020)[21]；使用移動互聯(lián)網(wǎng)能顯著促進農(nóng)村家庭消費，特別是對農(nóng)村家庭的食物消費、家庭設備及日用品消費、交通通信消費和文化娛樂消費產(chǎn)生顯著影響(林欣 等，2022)[26]。

本文將研究重點具體到使用移動互聯(lián)網(wǎng)對低收入家庭收入增長的影響上。移動互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展與智能手機的使用和普及直接相關。隨著智能手機、平板電腦等移動設備的互聯(lián)網(wǎng)接入功能逐漸完善，移動互聯(lián)網(wǎng)在低收入群體中的普及程度也不斷上升。有關數(shù)據(jù)顯示，截至2020年12月，中國的互聯(lián)網(wǎng)普及率達70.4%，如此高的互聯(lián)網(wǎng)普及率與移動互聯(lián)網(wǎng)的普及是分不開的。由于低收入家庭通常缺乏足夠的財富積累，其收入主要來源于參與有報酬的經(jīng)濟活動，因而收入增長主要也是由就業(yè)或創(chuàng)業(yè)活動的增加和質(zhì)量提升帶來的。因此，本文主要從能否有效促進就業(yè)和創(chuàng)業(yè)的角度來探討低收入家庭使用移動互聯(lián)網(wǎng)的收入增長效應。

借助于智能手機，低收入家庭的勞動力以低成本的方式接入移動互聯(lián)網(wǎng)，并獲得信息共享和知識傳播的溢出效應。首先，通過移動互聯(lián)網(wǎng)可以獲得更多的就業(yè)和創(chuàng)業(yè)信息，減少待業(yè)時間(Fountain，2005)[27]，提高就業(yè)和創(chuàng)業(yè)機會(Atasoy，2013)[28]。Nagan和Ma(2008)對珠江三角洲地區(qū)農(nóng)民工的調(diào)查分析發(fā)現(xiàn)，使用手機能明顯提高農(nóng)民的就業(yè)信息獲取能力與就業(yè)機會[29]。其次，低收入家庭的勞動力通過移動互聯(lián)網(wǎng)可以低成本(甚至免費)地學習和掌握一些就業(yè)技能和職業(yè)技術，進而提高就業(yè)和創(chuàng)業(yè)的能力及質(zhì)量。最后，移動互聯(lián)網(wǎng)本身提供了眾多的靈活就業(yè)和創(chuàng)業(yè)機會，可以大大增加低收入家庭勞動力的就業(yè)和創(chuàng)業(yè)渠道以及兼職收入。移動互聯(lián)網(wǎng)深刻改變了勞動力市場結(jié)構，“零工經(jīng)濟”(Gig Economy)的快速發(fā)展就是其中一個明顯的變化(莫怡青 等，2022)[30]。例如：疫情期間，許多無法正常復工的群體借助移動互聯(lián)網(wǎng)平臺成為“外賣配送員”“滴滴司機”等，從而獲得額外收入來源。同時，移動互聯(lián)網(wǎng)的信息收集和傳播功能也催生了許多新的業(yè)態(tài)，如“電商”“直播帶貨”“短視頻制作”等，這些新業(yè)態(tài)的創(chuàng)業(yè)成本較低，為低收入家庭成員創(chuàng)業(yè)提供了較為適宜的機會和渠道，也提高了其創(chuàng)業(yè)成功的概率(周廣肅 等，2018)[31]?？梢?，使用移動互聯(lián)網(wǎng)可以通過獲取信息、提高能力、提供機會等路徑促進低收入家庭勞動力的就業(yè)和創(chuàng)業(yè)，從而提高低收入家庭的工資性收入和經(jīng)營性收入。

除了信息收集和傳播功能外，移動互聯(lián)網(wǎng)還具有強大的社交功能。移動互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展和普及不但可以使社交范圍突破傳統(tǒng)社交的時空約束(Trust et al，2016)[32]，而且大大增強了社交便利性，從而擴大和優(yōu)化人們的社會關系網(wǎng)絡。勞動者進入新的勞動力市場、獲得相應的創(chuàng)業(yè)資源往往都需要借助社會關系的“增信功能”(王春超 等，2013；饒育蕾 等，2021)[33-34]，包括社會關系網(wǎng)絡在內(nèi)的社會資本則是緩解勞動力就業(yè)和創(chuàng)業(yè)約束以及改善其效用函數(shù)的重要因素之一(Manski，2000)[35]。低收入家庭不但物質(zhì)資本相對匱乏，在社會資本上也往往處于劣勢，因而使用移動互聯(lián)網(wǎng)的社會資本增加效應會更為顯著，可以在短時間內(nèi)低成本地擴大和優(yōu)化其社會關系網(wǎng)絡。社會關系網(wǎng)絡改善對低收入家庭的收入也會產(chǎn)生重要影響：一是進一步增加家庭成員的就業(yè)和創(chuàng)業(yè)機會，并有效提高就業(yè)和創(chuàng)業(yè)質(zhì)量。社會關系更多的群體往往能更快找到工資更高的“好工作”，因為社會關系降低了其就業(yè)搜尋成本(Chen et al，2018)[36]。二是增強家庭對外部資源的獲取能力，并提高風險承擔能力。良好的社會關系網(wǎng)絡不僅有利于低收入家庭獲得非正規(guī)信貸資源，而且可以通過“聲譽機制”提高其獲得正規(guī)信貸資源的機會和規(guī)模，進而緩解其在生產(chǎn)生活中的流動性約束。此外，當遭遇緊急事件時，良好的社會關系網(wǎng)絡也有助于低收入家庭獲得更多的轉(zhuǎn)移支付，進而降低家庭的經(jīng)濟脆弱性。借助于智能手機綁定的移動支付功能，低收入群體獲得轉(zhuǎn)移支付的可能性提高，從而提高了其風險分散能力(Rilen，2018)[37]?？梢姡褂靡苿踊ヂ?lián)網(wǎng)可以顯著改善低收入家庭的社會關系網(wǎng)絡，提高其風險承擔能力和借貸能力，促使其更可能參與到風險投資和創(chuàng)業(yè)活動中(Hong et al，2004)[38]，從而獲得較高的風險回報。

綜上所述，移動互聯(lián)網(wǎng)具有強大的信息收集傳播和社交功能，加上可以無身份限制地、低成本地接入，低收入家庭使用移動互聯(lián)網(wǎng)可以顯著降低其信息劣勢和社會關系劣勢，從而在“就業(yè)創(chuàng)業(yè)信息獲取效應”“就業(yè)創(chuàng)業(yè)能力提升效應”“就業(yè)創(chuàng)業(yè)機會增加效應”“社會關系網(wǎng)絡改善效應”等的作用下，就業(yè)和創(chuàng)業(yè)的機會增加、質(zhì)量提高，且風險承擔和分散能力也得到增強，進而促使家庭收入水平得以顯著提高。由此可見，使用移動互聯(lián)網(wǎng)可以通過促進家庭成員就業(yè)和創(chuàng)業(yè)、改善家庭社會關系網(wǎng)絡等路徑提高低收入家庭的收入水平。

值得注意的是，基于低收入家庭原有的經(jīng)濟狀況和人力資本水平，使用移動互聯(lián)網(wǎng)主要是通過促進家庭成員就業(yè)和創(chuàng)業(yè)的路徑提高低收入家庭收入的，因而其對低收入家庭工資性收入和經(jīng)營性收入增長的促進作用較強，而對財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入增長的促進作用較弱。比如，在本文的研究樣本中，低收入家庭參與金融市場乃至持有風險資產(chǎn)的比例極低，其通過提高風險回報實現(xiàn)財產(chǎn)性收入增長的概率也很低。此外，從就業(yè)促進與創(chuàng)業(yè)促進的比較來看，由于受到自身條件的約束，低收入家庭成員的創(chuàng)業(yè)能力有限。創(chuàng)業(yè)通常需要一定的物質(zhì)資本和人力資本積累，而低收入家的自有資本積累不足，面臨的信貸約束較高，風險承擔能力也較弱，通過創(chuàng)業(yè)提高家庭收入的可能性較低，因而低收入家庭的收入增長主要依賴于家庭成員的就業(yè)改善。所以，在現(xiàn)實中，低收入家庭使用移動互聯(lián)網(wǎng)更多地是通過促進就業(yè)的路徑來實現(xiàn)增收效應的。

基于上述分析，本文提出如下研究假說：使用移動互聯(lián)網(wǎng)會顯著促進低收入家庭收入增長(H1)，其中，工資性收入和經(jīng)營性收入的增長效應強于財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入的增長效應(H2)；使用移動互聯(lián)網(wǎng)可以通過促進就業(yè)和創(chuàng)業(yè)、改善社會關系網(wǎng)絡等路徑助益低收入家庭的收入增長(H3)，其中，就業(yè)促進的中介效應最強，創(chuàng)業(yè)促進的中介效應次之，社會關系網(wǎng)絡改善的中介效應最弱(H4)。

三、實證研究設計

1.模型構建

驗證低收入家庭的收入增長效應，不僅要考慮不同家庭特征對目標變量的影響，還要考慮家庭收入水平的時間趨勢，因而本文采用雙重固定效應模型以緩解內(nèi)生性問題。本文關注的目標變量(家庭收入)受很多因素的影響(如家庭規(guī)模、年齡、教育水平等)，為考察移動互聯(lián)網(wǎng)使用對低收入家庭收入的影響，構建基準模型(1)：

lntotalincomeit=a0+a1Mobileinternetit+a2Xit+ut+vi+εit

(1)

被解釋變量(lntotalincomeit)為“家庭收入水平”，采用樣本家庭總收入的自然對數(shù)來衡量，并進一步將其分解為“經(jīng)營性收入”“工資性收入”“轉(zhuǎn)移性收入”“財產(chǎn)性收入”4個部分；核心解釋變量(Mobileinternetit)“移動互聯(lián)網(wǎng)使用”為虛擬變量，根據(jù)問卷中的“是否使用移動設備，比如手機、平板？”題項進行賦值，選擇“是”賦值為1，選擇“否”賦值為0；Xit為控制變量，包括家庭特征變量和地區(qū)特征變量，詳見表1；ut代表時間(年份)固定效應，vi代表個體(家庭)固定效應；εit為隨機擾動項，且εit～N(0，1)。

本文利用中介效應模型進行機制檢驗?；谇拔睦碚摲治?，選取3個中介變量：一是“就業(yè)”，采用受訪者從事其他工作的數(shù)量來衡量，數(shù)據(jù)來自受訪者對“至今，您總共還從事了多少份其他工作？(農(nóng)業(yè)工作、掙工資的工作、個體/私營經(jīng)濟活動都算作工作，但不包括家務勞動和義務的志愿勞動)”題項的回答；二是“創(chuàng)業(yè)”，為虛擬變量，根據(jù)受訪者對“是否有家庭成員從事個體經(jīng)營或開辦私營企業(yè)”題項的回答進行賦值，若“有”賦值為1，否則賦值為0(周廣肅 等，2017)[39]；三是“社會關系網(wǎng)絡”，借鑒楊汝岱等(2011)的方法[40]，采用禮金收支(取自然對數(shù))來衡量(1)相關文獻對社會關系網(wǎng)絡的測度指標有多種，主要有“社區(qū)互動”(章元 等，2008)[41]、“禮金收支”(楊汝岱 等，2011；尹志超 等，2020)[40][42]、“親朋好友數(shù)量”(張爽 等，2007)[43]、“宗族網(wǎng)絡”(饒育蕾 等，2021)[34]等。由于CFPS2016—2018年的問卷中沒有涉及社區(qū)互動和親朋好友數(shù)量的問題，本文采用禮金收支來反映樣本的社會關系網(wǎng)絡狀況。，數(shù)據(jù)來自受訪者對“過去12個月，人情禮總支出？”的回答(取自然對數(shù))。進而在模型(1)的基礎上，構建中介效應模型(2)和(3)：

Mit=b0+b1Mobileinternetit+b2Xit+ut+vi+εit

(2)

lntotalincomeit=c0+c1Mit+c2Mobileinternetit+c3Xit+ut+vi+εit

(3)

其中，M為中介變量。

2.數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

本文使用的數(shù)據(jù)來自北京大學開放研究數(shù)據(jù)平臺2016和2018年的中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)庫，該數(shù)據(jù)庫包含被調(diào)查者的家庭人口特征、就業(yè)、收入以及移動互聯(lián)網(wǎng)使用等方面的信息，能夠滿足本文實證分析的數(shù)據(jù)要求。由于本文研究的核心問題是使用移動互聯(lián)網(wǎng)對低收入家庭收入的影響，對樣本進行如下篩選：第一，僅保留低收入家庭樣本，即剔除家庭總收入超過30 000元的樣本(2)本文將年收入在30 000元以下的家庭視為低收入家庭，從2016年的調(diào)查樣本來看，年收入小于30 000元的家庭比例約為27.80%。；第二，將2016年已經(jīng)使用移動通信設備的樣本剔除，僅保留2016年以后使用移動通信以及到2018年一直未使用移動互聯(lián)網(wǎng)的樣本，同時只保留其中的追蹤樣本；第三，刪除收入小于0、年齡小于18歲等不適用的樣本；第四，進一步刪除關鍵變量異常的樣本。最終得到覆蓋全國25個省區(qū)市的2 566個家庭追蹤樣本。

本文選取以下控制變量：“戶口”“智力評分”“健康評分”“學歷”“家庭規(guī)?！薄澳挲g”“性別”“婚姻狀況”“政治面貌”“健康狀況”“職業(yè)”“是否有銀行貸款”“家庭男性占比”“孩子撫養(yǎng)比”“老人撫養(yǎng)比”“地區(qū)數(shù)字金融指數(shù)”“地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平”。相關變量的計算方法見表1。表2報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。在本文樣本中，使用移動互聯(lián)網(wǎng)的樣本僅為9.7%，與全部調(diào)查樣本的均值(接近40%)差距較大，表明低收入家庭的移動互聯(lián)網(wǎng)使用程度較低。此外，70%的低收入家庭為農(nóng)村家庭，因而本文在模型中引入“移動互聯(lián)網(wǎng)使用”與“戶口”的交互項，以控制農(nóng)村樣本過大可能產(chǎn)生的估計誤差。

表1 主要變量的定義和測度

表2 主要變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

四、實證結(jié)果與分析

1.單變量分析

為直觀地描述勞動者個體使用移動互聯(lián)網(wǎng)對低收入家庭收入的影響，本文首先進行單變量分析。將2016年沒有使用移動互聯(lián)網(wǎng)，但2018年使用移動互聯(lián)網(wǎng)的樣本定義為“使用移動互聯(lián)網(wǎng)”組，將2016年和2018年均未使用移動互聯(lián)網(wǎng)的樣本定義為“未使用移動互聯(lián)網(wǎng)”組，分別刻畫其收入水平(如圖1)和收入增速(如圖2)，結(jié)果表明：“使用移動互聯(lián)網(wǎng)”組2018年家庭收入是2016年的3.26倍，而“未使用移動互聯(lián)網(wǎng)”組僅為2.20倍，使用移動互聯(lián)網(wǎng)的家庭收入增速是未使用移動互聯(lián)網(wǎng)家庭的1.48倍?？梢姡褂靡苿踊ヂ?lián)網(wǎng)能夠顯著促進低收入家庭的收入增長。

2.基準模型檢驗

表3報告了基準模型(1)的回歸結(jié)果。在所有的回歸中，“移動互聯(lián)網(wǎng)使用”的估計系數(shù)均顯著為正，表明其與“家庭收入水平”顯著正相關?？梢姡瑢τ跇颖镜褪杖爰彝碇v，移動互聯(lián)網(wǎng)的使用總體上顯著提高了家庭總收入，研究假說H1得到驗證。進一步根據(jù)收入來源將樣本家庭的總收入分解為“經(jīng)營性收入”“工資性收入”“轉(zhuǎn)移性收入”“財產(chǎn)性收入”，分別進行基準模型回歸，估計結(jié)果見表4?！耙苿踊ヂ?lián)網(wǎng)使用”對“經(jīng)營性收入”和“工資性收入”的估計系數(shù)顯著為正，而對“轉(zhuǎn)移性收入”和“財產(chǎn)性收入”的估計系數(shù)不顯著，表明使用移動互聯(lián)網(wǎng)主要是通過提高經(jīng)營性收入和工資性收入來實現(xiàn)低收入家庭的收入增長效應的，研究假說H2得到驗證。

圖1 移動互聯(lián)網(wǎng)使用與低收入家庭收入水平

圖2 移動互聯(lián)網(wǎng)使用與低收入家庭收入增速

表3 基準模型檢驗結(jié)果

表4 收入來源分解回歸結(jié)果

3.內(nèi)生轉(zhuǎn)化模型檢驗

由于個體是否使用移動互聯(lián)網(wǎng)存在明顯的選擇性偏差，基準模型檢驗結(jié)果并不一定說明低收入家庭的移動互聯(lián)網(wǎng)使用與家庭收入之間存在著因果關系。對此，本文進一步使用內(nèi)生轉(zhuǎn)化模型進行檢驗。解釋變量為二值內(nèi)生變量時，內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型在調(diào)整二值變量的選擇概率后估計出兩類樣本的平均處理效應，并通過判斷平均處理效應的顯著性來識別二值變量的影響。首先，建立影響低收入家庭是否使用移動互聯(lián)網(wǎng)的選擇函數(shù)，并以“社區(qū)平均移動互聯(lián)網(wǎng)使用”(社區(qū)其他家庭“移動互聯(lián)網(wǎng)使用”變量的平均值)作為該選擇函數(shù)的外生變量；然后，基于選擇函數(shù)重新估計使用移動互聯(lián)網(wǎng)樣本和不使用移動互聯(lián)網(wǎng)樣本的收入決定函數(shù)。

表5報告了內(nèi)生轉(zhuǎn)化模型的估計結(jié)果，兩個估計方程的逆米爾斯比率lns1、lns2均在1%的水平上顯著不為零，表明本文未控制的其他因素對低收入家庭是否使用移動互聯(lián)網(wǎng)和收入水平產(chǎn)生了影響，有必要對選擇性偏差進行修正。r1符號為正，而r2顯著為負，表明使用移動互聯(lián)網(wǎng)的低收入家庭收入較高，而未使用移動互聯(lián)網(wǎng)的家庭收入較低。進一步分別計算消除樣本選擇偏差后的兩組樣本收入，進而測算使用和未使用移動互聯(lián)網(wǎng)的低收入家庭在兩種“反事實”情境下的收入。使用移動互聯(lián)網(wǎng)和未使用移動互聯(lián)網(wǎng)的低收入家庭收入概率密度分布如圖3所示：上圖顯示，若使用移動互聯(lián)網(wǎng)的低收入家庭選擇不使用移動互聯(lián)網(wǎng)，其收入的概率密度分布曲線明顯左移，意味著使用移動互聯(lián)網(wǎng)的低收入家庭在不使用移動互聯(lián)網(wǎng)的“反事實”情境下，家庭收入水平會明顯降低(ATT=0.506)；而下圖則顯示，未使用移動互聯(lián)網(wǎng)的低收入家庭在使用移動互聯(lián)網(wǎng)的“反事實”情境下，家庭收入的概率密度分布曲線將明顯右移，說明未使用移動互聯(lián)網(wǎng)的低收入家庭若使用移動互聯(lián)網(wǎng)，其收入水平會顯著提高(ATU=0.493)。可見，內(nèi)生轉(zhuǎn)化模型檢驗結(jié)果支持了本文基準模型得出的核心結(jié)論。

表5 內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型估計結(jié)果

圖3 兩種情況下低收入家庭的收入概率密度

4.穩(wěn)健性檢驗

(1)控制互聯(lián)網(wǎng)使用的影響?？紤]到低收入家庭的收入水平可能受到是否使用互聯(lián)網(wǎng)的影響，在模型中加入“互聯(lián)網(wǎng)使用”變量重新進行回歸，估計結(jié)果見表6的(1)列?！耙苿踊ヂ?lián)網(wǎng)使用”的估計系數(shù)依然顯著為正，表明本文的分析結(jié)果是穩(wěn)健的。值得注意的是，“互聯(lián)網(wǎng)使用”的估計系數(shù)為正但不顯著，表明使用互聯(lián)網(wǎng)對低收入家庭收入沒有顯著影響。其原因在于低收入家庭使用電腦等傳統(tǒng)互聯(lián)網(wǎng)工具的比例較低(本文樣本中僅為2.22%)，且使用者大多學歷較高、年齡較小，存在較大的選擇性偏差。而智能手機的成本較低，使用的技術門檻也小于電腦，因而在低收入家庭中的使用更為廣泛。

(2)擴大樣本量。目前，對于低收入家庭的劃分標準并不統(tǒng)一，本文將年收入30 000元以下的家庭作為低收入家庭樣本具有合理性，但為進一步驗證分析結(jié)論的穩(wěn)健性，也以年收入80 000元以下為標準擴大樣本量進行了重新檢驗，估計結(jié)果見表6的(2)列?！耙苿踊ヂ?lián)網(wǎng)使用”的估計系數(shù)仍然顯著為正，再次表明本文的分析結(jié)果是穩(wěn)健的。

(3)逆概率加權回歸模型(IPWRA)檢驗。由于低收入家庭是否使用移動互聯(lián)網(wǎng)并非是一個隨機選擇的過程，具有某些特征的低收入家庭往往更有可能使用移動互聯(lián)網(wǎng)，而這些特征也可能影響其收入水平。為了緩解內(nèi)生性問題，本文參考楊丹和冷利(2021)的研究[44]，采用IPWRA進行檢驗。IPWRA由逆概率加權估計器(Inverse-probability weighting，IPW)和回歸調(diào)整估計量(Regression adjustment，RA)兩部分構成。RA估計量對結(jié)果進行建模，IPW估算器對過程進行建模，IPWRA估算器對兩者同時進行建模。在干預模型中，以低收入家庭是否使用移動互聯(lián)網(wǎng)作為被解釋變量，一系列會影響低收入家庭使用移動互聯(lián)網(wǎng)的變量為協(xié)變量，進而利用全部低收入家庭樣本數(shù)據(jù)估計低收入家庭使用移動互聯(lián)網(wǎng)的概率，得到低收入家庭處于不同特征變量時使用移動互聯(lián)網(wǎng)的概率Pi，分別以1/Pi和1/(1-Pi)為結(jié)果方程中處理組家庭(使用移動互聯(lián)網(wǎng)的低收入家庭)和對照組家庭(未使用移動互聯(lián)網(wǎng)的低收入家庭)的權重，再進行事實行為和樣本特征的模型回歸，估計結(jié)果見表6的(3)列。相關控制變量在經(jīng)概率模型處理后，“移動互聯(lián)網(wǎng)使用”的估計系數(shù)仍然顯著為正，表明使用移動互聯(lián)網(wǎng)的低收入家庭確實比未使用移動互聯(lián)網(wǎng)的低收入家庭有更高的收入水平。

(4)控制交互固定效應。本文還使用交互固定效應的方法進一步控制學歷層面、省份層面、職業(yè)層面隨時間變動的共同趨勢因素，重新進行模型回歸，以降低不可觀測變量的影響，估計結(jié)果見表6的(4)列?！耙苿踊ヂ?lián)網(wǎng)使用”的估計系數(shù)仍然顯著為正，進一步說明本文“使用移動互聯(lián)網(wǎng)有助于提高低收入家庭的收入水平”的核心結(jié)論是可信的。

表6 穩(wěn)健性檢驗估計結(jié)果

5.中介效應模型檢驗

分別以“就業(yè)”“創(chuàng)業(yè)”“社會關系網(wǎng)絡”為中介變量，采用中介效應模型(2)(3)的檢驗結(jié)果見表7。

(1)“就業(yè)”和“創(chuàng)業(yè)”的中介效應。表7的(1)(3)列顯示，“移動互聯(lián)網(wǎng)使用”對“就業(yè)”和“創(chuàng)業(yè)”的估計系數(shù)均顯著為正，表明使用移動互聯(lián)網(wǎng)可以顯著促進低收入家庭的就業(yè)和創(chuàng)業(yè)；(2)(4)列顯示，基準模型加入“就業(yè)”和“創(chuàng)業(yè)”變量后，“移動互聯(lián)網(wǎng)使用”的估計系數(shù)均顯著為正，但絕對值變小，同時“就業(yè)”和“創(chuàng)業(yè)”的估計系數(shù)也顯著為正，表明“就業(yè)”和“創(chuàng)業(yè)”在“移動互聯(lián)網(wǎng)使用”促進“家庭收入水平”提升中均具有顯著的正向部分中介效應，即低收入家庭使用移動互聯(lián)網(wǎng)可以通過促進就業(yè)和創(chuàng)業(yè)的路徑提高其家庭收入。進一步的BootStrap檢驗結(jié)果顯示，“就業(yè)”的中介效應(10.88%)遠大于“創(chuàng)業(yè)”的中介效應(3.23%)。

(2)“社會關系網(wǎng)絡”的中介效應。表7的(5)列顯示，“移動互聯(lián)網(wǎng)使用”對“社會關系網(wǎng)絡”的估計系數(shù)為正但不顯著，表明低收入家庭使用移動互聯(lián)網(wǎng)并未顯著改善其社會關系網(wǎng)絡；(6)列的回歸結(jié)果顯示，加入“社會關系網(wǎng)絡”變量后，“移動互聯(lián)網(wǎng)使用”的估計系數(shù)略微變小，“社會關系網(wǎng)絡”的估計系數(shù)顯著為正，進一步的BootStrap檢驗結(jié)果顯示存在部分中介效應(2.09%)。因此，使用移動互聯(lián)網(wǎng)是可以通過改善低收入家庭的社會關系網(wǎng)絡來促進其收入增長的，但在本文樣本中，移動互聯(lián)網(wǎng)的使用未能有效改善低收入家庭的社會關系網(wǎng)絡。

上述分析結(jié)果驗證了本文提出的研究假說H3和H4。

表7 中介效應檢驗結(jié)果

五、結(jié)論與啟示

實現(xiàn)共同富裕是中國特色社會主義發(fā)展的題中之義和本質(zhì)要求，其核心是在實現(xiàn)社會財富高質(zhì)量增長的同時縮小貧富差距，因此必須促進低收入家庭收入以更快的速度增長，進而提高低收入家庭的幸福感和獲得感。然而，在市場經(jīng)濟條件下，低收入家庭固有的物質(zhì)資本、人力資本及社會資本劣勢及其衍生出的信息劣勢和社會關系劣勢等，嚴重制約了低收入家庭的收入增長?；ヂ?lián)網(wǎng)的發(fā)展和普及大大降低了就業(yè)創(chuàng)業(yè)信息、職業(yè)技能、金融服務等的獲取成本，并打破了傳統(tǒng)社交的時空界限，因而使用移動互聯(lián)網(wǎng)能夠顯著降低低收入家庭的信息劣勢和社會關系劣勢，促進低收入家庭成員就業(yè)和創(chuàng)業(yè)的實現(xiàn)及其質(zhì)量提升，同時也可以通過改善低收入家庭的社會關系網(wǎng)絡增強其外部資源獲取能力和風險承擔水平，從而顯著提高低收入家庭的收入水平。在現(xiàn)實生活中，受制于自身條件，低收入家庭主要通過家庭成員從事經(jīng)濟生產(chǎn)活動的數(shù)量增加及質(zhì)量提升來實現(xiàn)收入增長，而使用移動互聯(lián)網(wǎng)帶來的信息獲取和技能學習便利、就業(yè)創(chuàng)業(yè)機會增加以及社會關系網(wǎng)絡優(yōu)化等積極效應會顯著改善低收入家庭成員的就業(yè)和創(chuàng)業(yè)狀態(tài)，進而顯著提高低收入家庭的工資性收入和經(jīng)營性收入；同時，由于創(chuàng)業(yè)門檻的限制，低收入家庭的收入增長更多地來源于家庭成員的就業(yè)改善，因而通過就業(yè)促進效應實現(xiàn)收入增長成為使用移動互聯(lián)網(wǎng)助益低收入家庭收入增長的主要路徑。

本文采用CFPS2016年和2018年的數(shù)據(jù)，實證檢驗使用移動互聯(lián)網(wǎng)對低收入家庭的收入增長效應，結(jié)果表明：使用移動互聯(lián)網(wǎng)能夠顯著促進低收入家庭的收入增長，這一結(jié)論在經(jīng)過內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型檢驗以及其他一系列穩(wěn)健性檢驗后仍舊成立；低收入家庭使用移動互聯(lián)網(wǎng)的工資性和經(jīng)營性收入增長效應顯著，但轉(zhuǎn)移性和財產(chǎn)性收入增長效應不顯著，表明在樣本期間，使用移動互聯(lián)網(wǎng)主要是通過促進就業(yè)(工資性收入增長)和創(chuàng)業(yè)(經(jīng)營性收入增長)來實現(xiàn)低收入家庭的收入增長的；就業(yè)、創(chuàng)業(yè)和社會關系網(wǎng)絡在使用移動互聯(lián)網(wǎng)促進低收入家庭收入增長中均具有部分正向中介效應，其中就業(yè)促進的中介作用最強，創(chuàng)業(yè)促進的中介作用次之，社會關系網(wǎng)絡改善的中介作用最弱。

基于上述結(jié)論，本文就如何更好地發(fā)揮移動互聯(lián)網(wǎng)的正外部性，進而更有效地促進低收入家庭實現(xiàn)更快的收入增長提出如下啟示：一方面，要進一步加強移動互聯(lián)網(wǎng)基礎設施建設，降低移動互聯(lián)網(wǎng)使用成本，提高低收入群體的互聯(lián)網(wǎng)普及率。本文分析表明，使用移動互聯(lián)網(wǎng)能顯著促進低收入家庭的收入增長，因而需要進一步發(fā)揮互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對低收入群體的正外部性，讓更多的低收入家庭有條件使用移動互聯(lián)網(wǎng)。另一方面，要不斷優(yōu)化移動互聯(lián)網(wǎng)的信息收集傳播功能、學習功能和社交功能，提高低收入家庭的互聯(lián)網(wǎng)使用廣度和深度。目前，低收入家庭不但互聯(lián)網(wǎng)使用率相對較低，在互聯(lián)網(wǎng)使用廣度和深度上的差距更為明顯。移動互聯(lián)網(wǎng)為低收入家庭接入互聯(lián)網(wǎng)提供了便利，但通過移動互聯(lián)網(wǎng)工具接入互聯(lián)網(wǎng)在信息獲取的深度、廣度及便利性等方面還存在不足。因此，應進一步改進和豐富移動互聯(lián)網(wǎng)的信息傳播方式和內(nèi)容，并強化信息刪選和組合功能，使低收入家庭可以通過移動互聯(lián)網(wǎng)獲得更具針對性的有效的就業(yè)創(chuàng)業(yè)信息。同時，要強化移動互聯(lián)網(wǎng)的學習功能，使低收入群體能夠更為便利地通過移動互聯(lián)網(wǎng)學習所需的職業(yè)技能和知識，有效降低低收入家庭成員的職業(yè)培訓成本。此外，還應改善移動互聯(lián)網(wǎng)的社交功能，強化不同群體間的社交開放性，為低收入家庭的社會關系網(wǎng)絡優(yōu)化提供更多渠道和平臺。

本文探究了使用移動互聯(lián)網(wǎng)對低收入家庭收入增長的促進作用及其機制，并提供了經(jīng)驗證據(jù)，但由于數(shù)據(jù)來源等的限制，還有待進一步拓展和深化，未來至少還應在以下兩個方面進行深入細致的研究：一是進一步分析移動互聯(lián)網(wǎng)使用廣度和深度的收入增長效應。本文只基于“是否使用”層面進行了使用移動互聯(lián)網(wǎng)的增收效應檢驗，但事實上移動互聯(lián)網(wǎng)使用的廣度和深度對低收入家庭經(jīng)濟行為和收入狀況的影響可能更大。二是進行不同群體的比較分析。移動互聯(lián)網(wǎng)具有共享性和普惠性，而本文只分析了使用移動互聯(lián)網(wǎng)對低收入家庭收入的影響，不能說明使用移動互聯(lián)網(wǎng)可以讓低收入家庭的收入增長比其他家庭更快，因而還需要進行不同類型家庭的比較分析。