互聯(lián)網(wǎng)使用、撫幼負擔與家庭收入

呂祥偉 張莉娜

[提要]在生育政策逐漸放寬以及全面建成小康社會的背景下，基于中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)，使用Heckman選擇模型、處理效應(yīng)模型(Treatment Effect Model)等實證策略研究了撫幼負擔在互聯(lián)網(wǎng)增收中的調(diào)節(jié)效應(yīng)。研究表明，在考慮撫幼負擔的負向調(diào)節(jié)作用后，互聯(lián)網(wǎng)的增收效應(yīng)仍然是顯著的。該結(jié)論經(jīng)過一系列穩(wěn)健性檢驗后依然成立。異質(zhì)性分析表明，相比于城市，鄉(xiāng)村家庭的撫幼負擔對家庭收入的負向影響更為顯著，同時互聯(lián)網(wǎng)的增收效應(yīng)也更強；分位數(shù)回歸結(jié)果顯示，在低收入家庭中互聯(lián)網(wǎng)的增收效應(yīng)更顯著，而在高收入家庭中撫幼負擔的負向調(diào)節(jié)作用更大；門檻分析表明，撫幼負擔在互聯(lián)網(wǎng)增收中的負向調(diào)節(jié)作用存在與人力資本水平相關(guān)的非線性關(guān)系，隨著人力資本水平的提升，撫幼負擔的負向調(diào)節(jié)作用呈現(xiàn)出逐漸增大的趨勢。擴展分析進一步表明撫幼負擔在互聯(lián)網(wǎng)增收中的負向調(diào)節(jié)作用會隨著家中幼童年齡的增加而呈現(xiàn)出倒U型特征。最后提出應(yīng)著重提升農(nóng)村地區(qū)網(wǎng)絡(luò)覆蓋范圍和質(zhì)量，改善學(xué)前兒童照管方面的公共服務(wù)，實現(xiàn)城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)的均等化。

一、問題的提出

當前我國互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)及應(yīng)用取得了歷史性成就，已成為全球第一大互聯(lián)網(wǎng)市場。根據(jù)《中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展狀況統(tǒng)計報告》，截止到2020年6月，我國網(wǎng)民規(guī)模已達到9.40億，互聯(lián)網(wǎng)普及率上升到67%，其中農(nóng)村地區(qū)的網(wǎng)民規(guī)模為2.85億，占總體網(wǎng)民的30.4%，普及率達到52.3%。迅速發(fā)展的互聯(lián)網(wǎng)行業(yè)在深刻影響著人們的就業(yè)、學(xué)習以及社會交往和溝通的同時，也為提高人們的收入創(chuàng)造了條件。一方面互聯(lián)網(wǎng)的使用和普及，降低了勞動者就業(yè)信息的搜尋成本，另一方面基于互聯(lián)網(wǎng)平臺產(chǎn)生的新模式、新業(yè)態(tài)增加了就業(yè)崗位。尤其是考慮到習總書記在十九大報告中提出的“提高就業(yè)質(zhì)量和人民的收入水平，就業(yè)就是最大的民生”，充分發(fā)揮和釋放互聯(lián)網(wǎng)在收入中的促進作用更顯必要。基于此，深入探討互聯(lián)網(wǎng)的增收效應(yīng)及其作用機制具有重要的理論和現(xiàn)實意義。

然而考慮到生育政策的逐漸放寬以及兒童照管公共服務(wù)和社會保障體系相對不完善的背景下，隨之而來的兩個問題是：一是如何充分發(fā)揮互聯(lián)網(wǎng)對家庭增收的作用并惠及更廣大的群體？二是在生育政策逐漸放寬的背景下互聯(lián)網(wǎng)帶來的這一紅利是否會受到家庭普遍面臨的撫養(yǎng)子女負擔的影響以及如何影響？換句話說，在中等收入陷阱以及家庭收入增速相對緩慢的現(xiàn)實困境下，如何緩解互聯(lián)網(wǎng)增收效應(yīng)的制約因素釋放互聯(lián)網(wǎng)的增收紅利。基于此，本文結(jié)合家庭的實際情況，利用中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)，從家庭普遍面臨的撫幼負擔角度，分析了互聯(lián)網(wǎng)的使用行為對家庭收入的影響，以及撫幼負擔在互聯(lián)網(wǎng)增收效應(yīng)中所扮演的角色，并采用分樣本和分位數(shù)回歸進一步分析了撫幼負擔在互聯(lián)網(wǎng)增收效應(yīng)中調(diào)節(jié)作用的異質(zhì)性，同時利用門檻回歸模型分析了撫幼負擔在互聯(lián)網(wǎng)增收效應(yīng)中調(diào)節(jié)作用的非線性影響，以期為如何緩解互聯(lián)網(wǎng)增收效應(yīng)的制約因素提供相應(yīng)的政策依據(jù)。

二、文獻綜述與研究假說

(一)文獻綜述

本文從撫幼負擔的角度研究互聯(lián)網(wǎng)使用對家庭收入的影響以及撫幼負擔在互聯(lián)網(wǎng)影響家庭收入中的調(diào)節(jié)作用，因此與本文研究密切相關(guān)的文獻包括兩大類，一是關(guān)于互聯(lián)網(wǎng)對家庭收入的影響；二是關(guān)于撫幼負擔對家庭收入的影響。

在互聯(lián)網(wǎng)對家庭收入的影響方面?，F(xiàn)有研究普遍認為互聯(lián)網(wǎng)的使用可提高家庭收入，降低貧困發(fā)生的概率。概括起來，主要通過如下三個方面的影響渠道：一是就業(yè)渠道，即互聯(lián)網(wǎng)的使用可以降低信息搜索成本(Aker，2010)[1]、拓寬就業(yè)渠道和方式(劉生龍等，2021)[2]，從而提升農(nóng)村地區(qū)和偏遠地區(qū)居民的非農(nóng)就業(yè)概率(Atasoy，2013)[3]以及工資性收入(李雅楠和謝倩蕓，2017;[4]馬俊龍等，2017[5])；二是創(chuàng)業(yè)渠道，即互聯(lián)網(wǎng)為家庭提供了更多的信息資源和更為便捷的社交渠道(Tsai，2001)[6]，既有利于促進家庭的創(chuàng)業(yè)行為(周洋等，2017)[7]和提升成為自我雇傭者的概率(馬俊龍等，2017)[5]，從而增加創(chuàng)業(yè)收入(劉曉倩和韓青，2018)[8]，同時也拓展了家庭的社會網(wǎng)絡(luò)或者社會資本，而社會網(wǎng)絡(luò)又有利于提升城鄉(xiāng)家庭的創(chuàng)業(yè)意愿(胡金焱等，2014)[9]和創(chuàng)業(yè)收入，且在農(nóng)村地區(qū)效果更為顯著(張博等，2015)[10]；三是人力資本渠道，即互聯(lián)網(wǎng)提供了方便的學(xué)習平臺和豐富的教育資源，有利于提升認知能力和增加人力資本投資，從而降低陷入貧困的概率(何宗樾，2019)[11]。

在撫幼負擔對家庭收入的影響研究中，家庭中勞動的參與率對一個家庭的收入具有顯著的影響，其中一個家庭中母親和父親是重要的收入來源者和勞動參與者。就家庭中母親的勞動參與率而言，Cruces等(2007)[12]以及於嘉和謝宇(2014)[13]研究表明子女數(shù)量的增加對家庭中母親的勞動供給具有顯著的負向影響；但Cáceres-Delpiano(2012)[14]通過研究后發(fā)現(xiàn)子女數(shù)量的增加減少了城鎮(zhèn)高學(xué)歷女性居民的勞動供給，但并沒有減少農(nóng)村地區(qū)家庭中女性的勞動供給；Li等(2018)[15]從整個生命周期的角度對家庭中母親的勞動參與率進行研究，發(fā)現(xiàn)就整個生命周期而言，家庭中母親的勞動參與率并沒有受到影響；洪秀敏和朱文婷(2020)[16]通過研究發(fā)現(xiàn)，對于母親而言，由于無法對育兒和工作二者之間進行平衡，因此超過1/3的母親在育兒后職業(yè)中斷，尤其是對于二孩家庭和低收入、低學(xué)歷的母親更是如此。就家庭中父親的勞動參與率而言，Pencavel(1986)[17]通過研究發(fā)現(xiàn)子女數(shù)量的增加，會造成家庭負擔的增加，會激勵家庭中父親更加努力的工作來緩解家庭中的經(jīng)濟壓力。Li等(2018)[15]通過研究得出相反的結(jié)論，其認為家庭子女數(shù)量對父親的勞動供給具有顯著的負向影響；段志民(2016)[18]基于我國2005年的全國1%的人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)進行研究認為，子女數(shù)量的增加顯著抑制了家庭的收入，對農(nóng)村家庭的負向影響更為顯著；熊瑞祥和李輝文(2017)[19]從子女數(shù)量對家庭儲蓄率的視角進行研究，認為在子女撫養(yǎng)階段，子女數(shù)量的增加對家庭儲蓄率具有顯著的負向影響。

綜上所述，現(xiàn)有文獻分別從互聯(lián)網(wǎng)的增收效應(yīng)和撫養(yǎng)子女負擔對家庭收入的影響兩個視角進行研究，鮮有文獻將二者納入一個框架中進行研究。從對文獻的梳理來看，互聯(lián)網(wǎng)確實影響了收入，尤其是對于經(jīng)濟相對不發(fā)達，就業(yè)模式相對單一的農(nóng)村地區(qū)而言，互聯(lián)網(wǎng)對收入的影響尤為顯著，但近幾年人口政策逐漸放寬，家庭不得不面臨撫幼和工作兩難的抉擇，尤其是對于家庭中的母親來說，而這對家庭的收入造成了一定影響。因此，撫幼負擔是否會成為互聯(lián)網(wǎng)促進收入增加的阻礙更需要引起關(guān)注?；诖?，本文的主要邊際貢獻為以下幾點：第一，在研究視角上，從家庭面臨的撫幼負擔角度實證檢驗了撫幼負擔在互聯(lián)網(wǎng)增收效應(yīng)中所產(chǎn)生的調(diào)節(jié)和中介效應(yīng)等多重影響，以及運用門檻回歸模型分析了撫幼負擔在互聯(lián)網(wǎng)增收效應(yīng)中的非線性作用，可進一步豐富關(guān)于互聯(lián)網(wǎng)在增收效應(yīng)方面的研究；第二，在內(nèi)生性問題處理上，本文綜合運用Heckman選擇模型、處理效應(yīng)模型(Treatment Effect Model)以及工具變量法等一系列實證策略較好地糾正了因家庭互聯(lián)網(wǎng)使用行為中存在的自選擇效應(yīng)而導(dǎo)致的內(nèi)生性問題；第三，運用分位數(shù)回歸分析了不同收入下?lián)嵊棕摀{(diào)節(jié)作用的異質(zhì)性，現(xiàn)有研究大多采用均值回歸方法進行分析，不僅易受極端值的影響，而且難以全面反映對收入條件分布兩端的影響。

(二)研究假說

通過梳理文獻發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有研究普遍認為家庭的互聯(lián)網(wǎng)使用行為會帶來收入的提升(李雅楠和謝倩蕓，2017;[4]馬俊龍等，2017[5])，而面臨的撫幼負擔會降低家庭收入(張勛等，2019)[20]，并且互聯(lián)網(wǎng)提升家庭收入的渠道會受到撫幼負擔的影響，具體表現(xiàn)在如下三個方面：一是在就業(yè)渠道方面，雖然互聯(lián)網(wǎng)的使用可以降低信息搜索成本(Aker，2010)[1]，拓寬就業(yè)渠道(劉生龍等，2021)[2]，從而提升家庭的就業(yè)概率，但撫幼負擔的存在會占用一部分的家庭資源稟賦，從而會對家庭成員就業(yè)參與率產(chǎn)生一定的負向影響(王姮和董曉媛，2010)[21]。此外，Cruces等(2007)[12]以及於嘉和謝宇(2014)[13]研究表明，子女數(shù)量的增加對家庭中母親的勞動供給具有顯著的負向影響。二是在人力資本渠道方面，雖然互聯(lián)網(wǎng)提供了方便的學(xué)習平臺和豐富的教育資源，有利于提升認知能力和增加人力資本投資，但對于一個理性家庭來說，在有限的資源稟賦下通常包括一定的勞動時間稟賦和勞動力要素稟賦，需要在互聯(lián)網(wǎng)使用和兒童照管之間進行最優(yōu)配置，因此兩者之間表現(xiàn)出一定的替代關(guān)系。此外，李超(2016)[22]等研究也表明撫幼負擔會對家庭的人力資本投資產(chǎn)生負向影響。三是在創(chuàng)業(yè)渠道方面，雖然互聯(lián)網(wǎng)的使用為家庭提供了更多的信息資源和更為便捷的社交渠道(Tsai，2001)[6]，進而會促進家庭的創(chuàng)業(yè)行為(周洋等，2017)[7]，但由于撫幼負擔的存在增加了理性家庭創(chuàng)業(yè)的機會成本，從而會對家庭創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生一定的負向影響?；诖耍疚奶岢黾僬f1。

假說1：家庭面臨的撫幼負擔會通過影響互聯(lián)網(wǎng)的就業(yè)渠道、人力資本投資渠道和創(chuàng)業(yè)渠道，進而在互聯(lián)網(wǎng)增收效應(yīng)中產(chǎn)生一定的負向調(diào)節(jié)作用。

考慮到城鄉(xiāng)居民在受教育程度、收入水平和教育養(yǎng)老醫(yī)療等公共服務(wù)方面上的差異，尤其是關(guān)于兒童照管方面的公共服務(wù)以及對子女教育觀念的差異會影響到撫幼負擔在互聯(lián)網(wǎng)增收效應(yīng)中的作用。具體而言，相比于城市，一方面農(nóng)村地區(qū)的幼兒園、小學(xué)等關(guān)于兒童照管方面的公共服務(wù)供給不足且有待優(yōu)化完善，難以緩解農(nóng)村家庭普遍面臨的撫幼負擔；另一方面大多數(shù)農(nóng)村家庭的收入普遍較低，難以支付由市場提供的費用較高的兒童照管服務(wù)，因此對于兒童的照料大多數(shù)是由家庭內(nèi)部成員承擔的，由此會降低相應(yīng)家庭成員的非農(nóng)就業(yè)概率，導(dǎo)致家庭收入的下降。此外，熊瑞祥和李輝文(2017)[19]研究進一步表明，因照管兒童降低了家庭中女性成員的非農(nóng)就業(yè)概率。與此相同，王姮和董曉媛(2010)[21]的研究也發(fā)現(xiàn)家中擁有6歲以下幼童會帶來非農(nóng)私營活動與掙工資活動參與率的降低。此外，段志民(2016)[18]基于我國2005年的全國1%的人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)進行研究認為，子女數(shù)量的增加顯著抑制了家庭的收入，對農(nóng)村家庭的負向影響更為顯著。因此，綜合上述分析，提出假說2。

假說2：相比于城市，農(nóng)村家庭面臨的撫幼負擔對其收入產(chǎn)生的負向邊際影響更強。

三、數(shù)據(jù)說明、變量選擇及模型設(shè)定

(一)數(shù)據(jù)說明

本文數(shù)據(jù)來源于北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心(ISSS)實施的中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(CFPS)。該數(shù)據(jù)庫覆蓋了我國25個省/市/自治區(qū)，調(diào)查對象包含樣本戶中的全部家庭成員，其使用的分層多階段抽樣設(shè)計能夠代表大約95%的中國人口(謝宇等，2014)[23]。該數(shù)據(jù)每兩年進行一次調(diào)查，每一期數(shù)據(jù)均包括成人庫、兒童庫和家庭庫三個子庫，個別年份還包括社區(qū)庫，考慮到生育政策逐漸放開的研究背景，最終選用CFPS2016數(shù)據(jù)庫，且涉及到家庭庫和相匹配的成人庫和兒童庫數(shù)據(jù)。具體地，本文以CFPS2016數(shù)據(jù)庫中的家庭庫為樣本數(shù)據(jù)，然后根據(jù)家庭庫中的戶主ID與成人庫中的個體ID進行匹配以獲得關(guān)于戶主特征的信息，同時利用兒童庫中的家庭ID與家庭庫中的ID進行匹配以獲得關(guān)于家庭子女特征的數(shù)據(jù)信息，最終獲得實證樣本數(shù)據(jù)。

(二)變量選擇

由于本文探討的是家庭面臨的撫幼負擔對互聯(lián)網(wǎng)增收效應(yīng)的影響，具體包括互聯(lián)網(wǎng)的使用和撫幼負擔對家庭收入的影響以及撫幼負擔在互聯(lián)網(wǎng)影響家庭收入中的調(diào)節(jié)作用等問題，因此本文的被解釋變量為家庭收入，參考張勛等(2019)[20]的做法，具體使用家庭純收入和人均家庭純收入來表示。本文的核心解釋變量為互聯(lián)網(wǎng)的使用，調(diào)節(jié)變量為家庭面臨的撫幼負擔，其中前者以戶主是否使用互聯(lián)網(wǎng)和通過互聯(lián)網(wǎng)獲取信息的重要程度兩個變量來表示。后者通過參考李超(2016)[22]的做法，分別使用家庭中14歲及以下幼童人口的總數(shù)以及在家庭總?cè)丝谥兴急壤齺肀硎?。之所以選擇14歲及以下的兒童數(shù)量是因為處于該年齡段的兒童相對缺乏自理能力，需要成人進行照料和看管。對于控制變量，參考相關(guān)文獻(吳曉瑜等，2014；[24]周洋和華語音，2017[25])，分別從戶主特征、家庭特征、村莊和省份特征四個層面出發(fā)，最終確定如下控制變量：

1.戶主特征變量。本文最終選擇戶主年齡、是否黨員、受教育年限、理解能力以及智力水平等五個變量。其中，考慮到戶主年齡可能對家庭收入存在非線性影響，因此借鑒李超(2016)[22]等文獻的做法加入了年齡的平方項。

2.家庭特征變量。本文選擇家庭人口規(guī)模、家庭機械化程度、人情禮支出、金融資產(chǎn)價值、土地資產(chǎn)價值等五個變量。其中人情禮支出可以用來衡量家庭的社會網(wǎng)絡(luò)或者社會資本，以往的研究均認為社會網(wǎng)絡(luò)和社會資本會對家庭就業(yè)和收入產(chǎn)生重要影響；家庭機械化程度使用家庭農(nóng)業(yè)機械價值來衡量。

3.村莊和省份特征。本文選擇小區(qū)公共設(shè)施狀況作為衡量村莊特征的變量，其取值范圍為1-5，其中1表示很好，5表示很差。對于省份特征本文通過設(shè)定省份虛擬變量來控制家庭所在省份層面的特征。表1給出了變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。需要說明的是，為了降低異方差的影響，本文對家庭純收入、人均家庭純收入、家庭土地資產(chǎn)、金融資產(chǎn)、人情禮支出以及農(nóng)用機械價值等變量進行了對數(shù)化處理。具體的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表1。從表1中可知，平均來看家庭互聯(lián)網(wǎng)的使用比例和互聯(lián)網(wǎng)作為信息渠道的重要程度均較低，前者的平均使用率僅為0.378，后者為2.307，表明互聯(lián)網(wǎng)在全國范圍內(nèi)并未得到非常廣泛的使用，而且作為拓展信息來源的重要渠道作用也尚未得到充分發(fā)揮。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

(三)模型設(shè)定

由于本文研究的是互聯(lián)網(wǎng)的使用和撫幼負擔對家庭收入的影響以及撫幼負擔在互聯(lián)網(wǎng)影響家庭收入中的調(diào)節(jié)作用，因此設(shè)定如下兩種基準模型：

(1)

(2)

四、實證結(jié)果及分析

(一)基準回歸結(jié)果及分析

1.互聯(lián)網(wǎng)使用和撫幼負擔對家庭收入的影響。本文首先基于統(tǒng)計特征對互聯(lián)網(wǎng)促增收的作用以及家庭面臨的撫幼負擔對互聯(lián)網(wǎng)促增收的影響進行初步分析，其中有14歲及以下幼童和無14歲以下幼童的家庭分別稱為有幼童家庭和無幼童家庭，具體結(jié)果見表2。從第(1)、(2)列中可發(fā)現(xiàn)，平均來看，在不使用互聯(lián)網(wǎng)的家庭中，無幼童的家庭收入均值要高于有幼童的家庭收入均值；同理從第(3)、(4)列中可知，在使用互聯(lián)網(wǎng)的家庭中，無幼童的家庭收入同樣高于有幼童的家庭收入。因此，綜合上述分析可知，家庭面臨的撫幼負擔可能會對家庭收入產(chǎn)生一定的負向影響。類似地，第(1)、(3)列結(jié)果表明，在無幼童的家庭中，使用互聯(lián)網(wǎng)的家庭其收入高于不使用互聯(lián)網(wǎng)的家庭；而第(2)、(4)列結(jié)果表明，在有幼童的家庭中，使用互聯(lián)網(wǎng)的家庭其收入同樣更高。因此初步可知，互聯(lián)網(wǎng)對家庭收入可能具有一定的正向作用。進一步地，對比第(1)、(3)列和第(2)、(4)列的結(jié)果可發(fā)現(xiàn)，從互聯(lián)網(wǎng)帶來收入的增加幅度而言，有幼童家庭的增加幅度要小于無幼童的家庭，由此表明家庭的撫幼負擔可能會削弱互聯(lián)網(wǎng)增收效應(yīng)的效果，初步驗證了假說1。

表2 描述性統(tǒng)計結(jié)果

在上述分析的基礎(chǔ)上，本文進一步基于(1)、(2)式采用逐步回歸方法進行深入分析，具體結(jié)果見表3中第(1)-(4)列。其中，第(1)列除包含核心解釋變量家庭是否使用互聯(lián)網(wǎng)和調(diào)節(jié)變量撫幼負擔外，還納入了戶主特征變量和地區(qū)固定效應(yīng)；第(2)、(3)列在第(1)列的基礎(chǔ)上，又進一步控制了家庭特征變量和村莊特征變量；此外為保證結(jié)論的穩(wěn)健性，第(4)列以家庭純收入對數(shù)作為被解釋變量進行回歸分析。

表3 基準回歸結(jié)果

總體來看，第(1)-(4)列結(jié)果表明，無論是從家庭收入的角度還是人均收入的角度，互聯(lián)網(wǎng)的使用均會對家庭收入產(chǎn)生顯著的正向影響，即使當標準誤聚類到更高的省級層面上，①系數(shù)依然在1%的水平上顯著，表明互聯(lián)網(wǎng)具有顯著的增收作用，該結(jié)論與以往研究保持一致。同理可知，家庭面臨的撫幼負擔對家庭收入產(chǎn)生顯著的負向影響，該系數(shù)在標準誤聚類到省級層面上依然保持穩(wěn)健。具體而言，在第(1)-(2)列中互聯(lián)網(wǎng)的使用以及撫幼負擔等變量的估計系數(shù)變動幅度較大，表明由遺漏變量導(dǎo)致的系數(shù)估計的選擇性偏誤較大，而在第(2)-(3)列中系數(shù)波動趨于平穩(wěn)，表明在控制了個體特征變量、家庭特征變量以及村莊特征變量后，由遺漏可觀測變量帶來的選擇性偏誤已經(jīng)較小，進而由系數(shù)穩(wěn)定性理論可知，不可觀測變量帶來的選擇性偏誤也會相對較小，此時的估計結(jié)果會較為準確。第(4)列以家庭純收入對數(shù)作為被解釋變量，進一步驗證了第(3)列結(jié)果的穩(wěn)健性。因此從第(3)列結(jié)果中可知，使用互聯(lián)網(wǎng)的家庭收入會比不使用互聯(lián)網(wǎng)的家庭收入高出大約20%。同理可知，家庭中新增加一個14歲以下兒童會使家庭收入下降大約14%，表明來自子女的撫養(yǎng)負擔會降低家庭收入，該結(jié)論與張勛等(2019)[20]的研究結(jié)論一致。對于控制變量而言，戶主的受教育年限、智力水平、理解能力等均會對家庭收入產(chǎn)生正向影響。需要說明的是，代表社會網(wǎng)絡(luò)的人情禮支出也會對家庭的收入產(chǎn)生正向影響，主要是因為社會網(wǎng)絡(luò)會對個體的就業(yè)、創(chuàng)業(yè)等方面產(chǎn)生正向影響，從而有助于家庭收入的提升，該結(jié)論也被相關(guān)研究證實。

2.撫幼負擔對互聯(lián)網(wǎng)增收效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用分析。從上述分析可知，互聯(lián)網(wǎng)的使用會顯著提高家庭收入，然而對于家庭來說，普遍面臨的撫幼負擔又會降低其收入，因此，本文進一步采用交互項的形式來分析撫幼負擔在互聯(lián)網(wǎng)增收效應(yīng)中調(diào)節(jié)作用，具體結(jié)果見表3中第(5)-(6)列。

第(5)-(6)列結(jié)果表明，互聯(lián)網(wǎng)的使用對家庭收入的邊際影響為正，但互聯(lián)網(wǎng)與撫幼負擔的交互項對家庭收入的影響為負，且在1%的水平上顯著，由此表明在互聯(lián)網(wǎng)的增收效應(yīng)中撫幼負擔具有負向調(diào)節(jié)作用，即家庭面臨的撫幼負擔會顯著降低互聯(lián)網(wǎng)對家庭帶來的增收效應(yīng)，由此驗證了假說1。這可能是因為在全國范圍內(nèi)，大多數(shù)家庭的子女是由家庭內(nèi)部成員來照顧的，從而會在互聯(lián)網(wǎng)的使用與兒童的照顧之間存在一定的權(quán)衡取舍，由此會對互聯(lián)網(wǎng)的增收效應(yīng)渠道產(chǎn)生影響，從而產(chǎn)生更大的機會成本。具體而言，使用互聯(lián)網(wǎng)的家庭每增加一個14歲以下的兒童會使其家庭收入下降大約8%。進一步地，根據(jù)Wooldridge(2006)[26]提出的在包含交互項情況下變量偏效應(yīng)的計算方法，分析在考慮撫幼負擔的負向調(diào)節(jié)作用后家庭使用互聯(lián)網(wǎng)對其收入的綜合影響。以人均家庭純收入為例，在家庭中14歲及以下的子女數(shù)為均值時的偏效應(yīng)為0.327-0.199×0.568=0.214，對應(yīng)的t統(tǒng)計值為5.94，在1%的水平上顯著。由此表明，在考慮撫幼負擔的負向調(diào)節(jié)作用后，互聯(lián)網(wǎng)的使用仍然存在顯著的增收的效應(yīng)。

(二)內(nèi)生性分析和穩(wěn)健性檢驗

1.內(nèi)生性分析。本文通過控制個體層面、家庭層面、村莊層面變量以及地區(qū)固定效應(yīng)等在一定程度上可以緩解由遺漏變量帶來的內(nèi)生性問題，但也可能存在由其它原因造成的內(nèi)生性問題：一是本文的核心解釋變量家庭的互聯(lián)網(wǎng)使用行為可能存在自選擇問題；二是收入高的家庭更傾向于使用互聯(lián)網(wǎng)，從而導(dǎo)致雙向因果關(guān)系；此外也有可能仍然遺漏了與互聯(lián)網(wǎng)使用相關(guān)同時又影響家庭收入的不可觀測變量。針對上述問題，本文采取如下方法：一是采用Heckman選擇模型，通過在回歸方程中加入逆米爾斯比率(IMR)來修正自選擇問題導(dǎo)致的偏誤;二是利用處理效應(yīng)模型(Treatment Effect Model)，來解決當虛擬變量為內(nèi)生變量時產(chǎn)生的內(nèi)生性問題；三是使用工具變量法來糾正所潛在的內(nèi)生性問題，對于工具變量的選取，本文借鑒周廣肅(2018)[27]的做法，使用所在社區(qū)的互聯(lián)網(wǎng)使用率作為工具變量來進行分析，具體結(jié)果見表4。

表4 內(nèi)生性分析結(jié)果

其中，第(1)、(4)列為Heckman選擇模型的回歸結(jié)果，②從中可知，在加入逆米爾斯比率(IMR)后，互聯(lián)網(wǎng)的使用對家庭收入的促進作用和撫幼負擔對家庭收入的負向影響以及撫幼負擔在互聯(lián)網(wǎng)增收效應(yīng)中的負向調(diào)節(jié)作用均維持不變，表明在糾正自選擇問題導(dǎo)致的偏誤后，本文的核心結(jié)論與前文一致。類似地，第(2)、(5)列為處理效應(yīng)模型(Treatment Effect Model)的回歸結(jié)果，從中可發(fā)現(xiàn)，本文的核心結(jié)論維持不變。而第(3)、(6)列為工具變量法的回歸結(jié)果，具體地本文使用GMM方法對系數(shù)進行了估計。需要說明的是，在使用工具變量方法糾正內(nèi)生性問題時，需要確定所選工具變量是否存在弱工具變量問題。根據(jù)第一階段F統(tǒng)計量結(jié)果可知，其取值遠遠大于10，表明本文使用的工具變量不存在弱工具變量問題。同理可知，互聯(lián)網(wǎng)的增收效應(yīng)、撫幼負擔的負向影響以及在互聯(lián)網(wǎng)增收效應(yīng)中的負向調(diào)節(jié)作用保持不變。此外，進一步分析可知，在考慮撫幼負擔的負向調(diào)節(jié)作用后，互聯(lián)網(wǎng)促增收效應(yīng)仍然顯著。綜合上述分析可知，在糾正潛在的內(nèi)生性問題后，本文的主要結(jié)論保持一致。

2.穩(wěn)健性檢驗。為保證核心結(jié)論的穩(wěn)健性，本文采取如下方式進行檢驗：一是更換核心解釋變量和調(diào)節(jié)變量，以互聯(lián)網(wǎng)作為信息渠道的重要程度(hulianwp)作為核心解釋變量，以家庭中14歲以下兒童占總?cè)丝诒壤?childp)作為調(diào)節(jié)變量來進行分析；二是改變估計模型，考慮到本文被解釋變量非負且取值范圍在一定區(qū)間內(nèi)，同時家庭收入過低和收入過高的數(shù)據(jù)在統(tǒng)計時可能存在一定的測量誤差，因此利用Truncreg模型和Tobit模型進行回歸分析③。穩(wěn)健性檢驗結(jié)果見表5。

具體地，表5中第(1)、(4)列是使用互聯(lián)網(wǎng)作為信息渠道的重要程度(hulianwp)和家庭中14歲以下兒童占總?cè)丝诒壤?childp)作為變量的回歸結(jié)果，從中可發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)的使用對家庭收入的促進作用和撫幼負擔對家庭收入的負向影響以及撫幼負擔在互聯(lián)網(wǎng)增收效應(yīng)中的負向調(diào)節(jié)作用均保持不變。類似地，第(2)、(5)列是以家庭純收入對數(shù)作為被解釋變量的回歸結(jié)果，同理可發(fā)現(xiàn)本文的核心結(jié)論保持穩(wěn)健。進一步地，第(3)、(6)列Truncreg模型的結(jié)果，從中可知，互聯(lián)網(wǎng)的增收效應(yīng)、撫幼負擔的負向影響以及在互聯(lián)網(wǎng)增收效應(yīng)中的負向調(diào)節(jié)作用保持穩(wěn)健。需要補充的是，Tobit模型的回歸結(jié)果也保持不變。綜合上述分析，進一步證明本文核心結(jié)論的穩(wěn)健性。

表5 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

(三)異質(zhì)性分析

前文分析了互聯(lián)網(wǎng)對家庭的增收效應(yīng)和撫幼負擔對家庭收入的負向影響以及在互聯(lián)網(wǎng)增收效應(yīng)中的調(diào)節(jié)作用，但并未考慮到城鄉(xiāng)居民在受教育水平、醫(yī)療教育養(yǎng)老等方面公共服務(wù)的差異帶來的影響，因此進一步將全國樣本分為城市家庭和鄉(xiāng)村家庭樣本進行異質(zhì)性分析。同時再考慮到對于面臨相同的撫幼負擔卻擁有不同收入的家庭來說，撫幼負擔的調(diào)節(jié)作用也是存在差異的。因此本文使用分位數(shù)回歸方法來分析低收入階層、中間收入階層和高收入階層下互聯(lián)網(wǎng)的增收效應(yīng)和撫幼負擔的負向調(diào)節(jié)作用的異質(zhì)性。具體結(jié)果見表6。

1.城鄉(xiāng)異質(zhì)性分析。表6中第(1)、(2)列分別為鄉(xiāng)村和城市家庭樣本的回歸結(jié)果。具體而言，第(1)、(2)列結(jié)果表明，在鄉(xiāng)村和城市中，互聯(lián)網(wǎng)的使用均會顯著促進家庭收入的提升，同時撫幼負擔在互聯(lián)網(wǎng)增收效應(yīng)中均表現(xiàn)為負向調(diào)節(jié)作用。但城市和鄉(xiāng)村樣本中撫幼負擔對家庭收入的負向影響存在較為明顯的差異，其中無論在統(tǒng)計意義上還是在經(jīng)濟意義上，鄉(xiāng)村樣本中表現(xiàn)為更顯著的負向影響，由此驗證了假說2。一種可能的解釋是，相比于城市，鄉(xiāng)村地區(qū)關(guān)于兒童照管方面的公共服務(wù)不僅供給相對不足而且更不完善，因此對于鄉(xiāng)村家庭而言，其子女更多是由家庭成員來照顧的，因此會對家庭的非農(nóng)就業(yè)和創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生更為嚴重的負向影響，從而不利于家庭收入的提升。同時需要注意的是，互聯(lián)網(wǎng)的增收效應(yīng)在城市家庭中相對較弱。對此可能的解釋是，城市地區(qū)的就業(yè)、創(chuàng)業(yè)機會以及獲取信息的渠道更多且更為廣泛，互聯(lián)網(wǎng)只是眾多可替代渠道中的一種，然而相比之下，鄉(xiāng)村地區(qū)獲取信息的渠道相對缺乏，因此互聯(lián)網(wǎng)的不可替代性作用更加顯著和突出。

表6 異質(zhì)性回歸結(jié)果

2.收入異質(zhì)性分析。表6中第(3)-(5)列分別報告了1/10、5/10和9/10分位數(shù)回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，隨著分位數(shù)的增加(1/10→5/10→9/10)，互聯(lián)網(wǎng)使用的分位數(shù)回歸系數(shù)呈現(xiàn)出先下降后上升的趨勢，由0.365下降到0.239再上升到0.261，表明互聯(lián)網(wǎng)使用對收入的條件分布兩端的影響大于對中間部分的影響，同時估計系數(shù)均顯著為正，表明互聯(lián)網(wǎng)對低收入、中間收入和高收入階層均具有顯著的促進作用，且在低收入階層中的促增收效應(yīng)更顯著。進一步對比中間收入階層和高收入階層系數(shù)大小可知，互聯(lián)網(wǎng)對高收入階層的正向作用更大。一種可能的解釋是，收入較高的家庭通常情況下受教育水平也會較高，而互聯(lián)網(wǎng)最大的優(yōu)勢在于信息的獲取和機會識別上(周洋和華語音，2017)[25]，因此受教育水平較高的家庭才能更大地發(fā)揮互聯(lián)網(wǎng)的增收效應(yīng)。同理可知，隨著分位數(shù)的增加，交互項系數(shù)的絕對值呈現(xiàn)出逐漸上升的趨勢，表明在高收入階層中撫幼負擔的負向調(diào)節(jié)作用更大。對此可能的解釋是，收入越高的家庭通常情況下受教育水平也會較高，更會重視對子女的教育，在子女身上的投資和時間等精力的付出也更大由此會帶來更高的機會成本。另一方面，估計系數(shù)的標準誤均呈現(xiàn)出先下降后上升的趨勢，表明對于條件分布兩端的分位數(shù)回歸系數(shù)的估計較不準確。為直觀顯示，本文將分位數(shù)回歸系數(shù)隨著分位數(shù)增加而變化的趨勢進行了繪圖，具體見圖1-2。從圖中可發(fā)現(xiàn)，隨著分位數(shù)的增加，互聯(lián)網(wǎng)使用的分位數(shù)系數(shù)呈現(xiàn)出先下降后上升的趨勢，交互項的系數(shù)呈現(xiàn)出波動下降的趨勢，進一步驗證了前文的結(jié)論。

圖1 互聯(lián)網(wǎng)使用的分位數(shù)系數(shù)變化趨勢

圖2 撫幼負擔與互聯(lián)網(wǎng)交互項的分位數(shù)系數(shù)變化趨勢

需要說明的是，并不是家庭使用互聯(lián)網(wǎng)就會提高其收入，換句話說，要想發(fā)揮互聯(lián)網(wǎng)的增收效應(yīng)是有前提條件的，現(xiàn)有研究也指出互聯(lián)網(wǎng)發(fā)揮作用的主要渠道是通過擴展家庭的信息來源和促進就業(yè)、創(chuàng)業(yè)的概率，事實上互聯(lián)網(wǎng)最大的優(yōu)勢在于信息的獲取和機會識別上，而對于受教育程度較低的家庭來說，互聯(lián)網(wǎng)更多體現(xiàn)的是娛樂休閑的工具，因此較難發(fā)揮互聯(lián)網(wǎng)增收的渠道。

3.門檻回歸分析。進一步考慮到撫幼負擔在互聯(lián)網(wǎng)促進增收中的調(diào)節(jié)作用可能存在與人力資本水平相關(guān)的非線性關(guān)系，因此本文以人力資本變量作為門檻變量采用門檻模型進行分析。具體地，首先對門檻效應(yīng)的存在性進行檢驗，包括是否存在門檻值以及門檻值的個數(shù)，以此確定模型形式。在此基礎(chǔ)上，進一步檢驗門檻值的顯著性。表7匯報了以人力資本變量作為門檻變量時對應(yīng)的門檻估計值和置信區(qū)間，同時表8中報告了門檻值顯著性的檢驗結(jié)果。從中可知，當門檻值的數(shù)量分別為1個和2個時，F(xiàn)統(tǒng)計量分別為3.311和2.636，通過自舉法得到的P值為0.06和0.105，表明在10%的水平上存在一個門檻值，說明撫幼負擔在互聯(lián)網(wǎng)促進增收中的調(diào)節(jié)作用確實存在與人力資本水平相關(guān)的非線性關(guān)系。此外，該門檻值處在95%的置信區(qū)間，因此，本文最終選擇單一門檻模型來分析隨著人力資本水平的變化對撫幼負擔調(diào)節(jié)作用的影響。

表7 門檻估計值和置信區(qū)間

表8 門檻效果自抽樣檢驗結(jié)果

從表7中可知單一門檻估計值為3，由此可將樣本分為兩個區(qū)間，分別為人力資本水平小于3的樣本和人力資本水平大于3的樣本。進一步從表10中第(1)列單一門檻模型的估計結(jié)果中可知，當人力資本水平在第一區(qū)間時，撫幼負擔在互聯(lián)網(wǎng)促進增收中的負向調(diào)節(jié)作用較小，而且該結(jié)果并不顯著。當人力資本水平在第二區(qū)間時，撫幼負擔在互聯(lián)網(wǎng)促進增收中的負向調(diào)節(jié)作用變大，估計系數(shù)變?yōu)?0.133。進一步分析，在包含交互項后互聯(lián)網(wǎng)對家庭收入影響的綜合效應(yīng)為0.273-0.133×0.568=0.197，表明互聯(lián)網(wǎng)的促進增收效應(yīng)依然是顯著存在的。綜合上述分析可知，總體而言，隨著人力資本水平的提升，撫幼負擔在互聯(lián)網(wǎng)促進增收中的負向調(diào)節(jié)作用呈現(xiàn)出變大的趨勢，但互聯(lián)網(wǎng)的促進增收效應(yīng)依然顯著。

表9 門檻模型系數(shù)估計結(jié)果

表10 中介機制檢驗結(jié)果

五、擴展分析

前文分析了家庭的互聯(lián)網(wǎng)使用行為對其收入的促進作用和撫幼負擔對家庭收入的抑制作用以及撫幼負擔在互聯(lián)網(wǎng)增收效應(yīng)中的調(diào)節(jié)作用機制。需要進一步指出的是，上文的分析仍存在兩方面的不足：一是撫幼負擔對家庭收入的影響并不僅限于調(diào)節(jié)作用機制，撫幼負擔也可以通過中介效應(yīng)機制來影響家庭收入；二是對于家庭來說，撫幼負擔不僅與家庭中幼童的數(shù)量息息相關(guān)，更與幼童的年齡密切相關(guān)，處于不同年齡段的幼童需要照顧的程度是存在明顯差異的，因此對互聯(lián)網(wǎng)增收的影響也是不同的。針對上述不足，本文從兩方面進行擴展分析，一是對撫幼負擔的中介效應(yīng)進行實證檢驗，以家庭的互聯(lián)網(wǎng)使用概率作為中介變量，來檢驗撫幼負擔通過影響互聯(lián)網(wǎng)使用概率進而抑制家庭收入上升的中介效應(yīng)渠道是否存在。二是參考借鑒熊瑞祥和李輝文(2016)的做法，根據(jù)家中幼童的年齡，通過設(shè)置虛擬變量，將家庭分為四組，分別是擁有0-5歲(child05)、6-9歲(child69)、10-14歲(child1014)以及無14歲以下幼童的家庭，并將后者作為對照組進行對比分析。

(一)中介效應(yīng)檢驗

由于互聯(lián)網(wǎng)的使用為二值變量，因此本文使用Logit模型來進行分析。表10中前三列給出了具體的回歸結(jié)果，其中第(1)-(3)列以互聯(lián)網(wǎng)的使用為被解釋變量，分別基于全國樣本、城市樣本和鄉(xiāng)村樣本進行回歸的結(jié)果。結(jié)果顯示，只有在鄉(xiāng)村樣本中，家庭面臨的撫幼負擔會顯著降低互聯(lián)網(wǎng)的使用概率，而其它結(jié)果均不顯著，由此表明撫幼負擔的中介效應(yīng)機制在全國和城市樣本中并不明顯。進一步地，本文基于鄉(xiāng)村樣本利用中介效應(yīng)檢驗的思想，來驗證撫幼負擔的中介效應(yīng)是否存在于鄉(xiāng)村家庭中。具體地，第(4)列以人均家庭純收入對數(shù)為被解釋變量，以家庭的撫幼負擔為核心解釋變量，來分析撫幼負擔對家庭收入的影響；第(5)列仍然以人均家庭純收入對數(shù)為被解釋變量，但在回歸方程中同時納入撫幼負擔和互聯(lián)網(wǎng)使用變量。根據(jù)中介效應(yīng)的檢驗思想，三個方程中核心變量和中介變量的系數(shù)均顯著則表明存在部分中介效應(yīng)。因此表中結(jié)果表明，在鄉(xiāng)村樣本中，撫幼負擔通過影響互聯(lián)網(wǎng)使用概率進而抑制家庭收入上升的中介效應(yīng)渠道是存在的。在此基礎(chǔ)上，本文采用Cutler和Lleras Muney(2010)[28]的方法計算在中介效應(yīng)存在時，中介變量渠道效應(yīng)的大小，具體為1-0.161/0.164=1.8%，由此表明撫幼負擔對家庭收入影響的中介效應(yīng)渠道較弱。

(二)幼童年齡分組回歸

表11匯報了按幼童年齡分組后的回歸結(jié)果，其中第(1)列為不同年齡下?lián)嵊棕摀鷮彝ナ杖氲漠愘|(zhì)性影響，而第(2)-(5)列為不同年齡下?lián)嵊棕摀诨ヂ?lián)網(wǎng)增收效應(yīng)中負向調(diào)節(jié)作用的異質(zhì)性結(jié)果。具體而言，第(1)列結(jié)果表明，相比于無14歲以下幼童的家庭來說，擁有0-5歲幼童對家庭收入的負向影響相對較小，而擁有10-14歲幼童對家庭收入的負向影響會相對更大。一種可能的解釋是10-14歲幼童會面臨上學(xué)等一系列問題，而擇校難等問題會給家庭帶來更大的支出壓力。同理，從第(2)-(5)列結(jié)果中可發(fā)現(xiàn)，相對于無14歲以下幼童的家庭來說，家中擁有0-5歲幼童和10-14歲幼童時撫幼負擔的負向調(diào)節(jié)作用會相對較小，而擁有4-9歲幼童時撫幼負擔的負向調(diào)節(jié)作用會相對較大，從而呈現(xiàn)出倒U型特征。由此表明，撫幼負擔對互聯(lián)網(wǎng)增收的影響會隨著家中幼童年齡的上升而呈現(xiàn)出階段變化，具體而言，撫幼負擔對互聯(lián)網(wǎng)增收的影響效應(yīng)會隨著家中幼童年齡的增大而呈現(xiàn)出倒U型特征。這可能與孩子在成長過程中的心智、身體發(fā)育等出現(xiàn)的階段性變化有關(guān)，早期孩子心智、身體發(fā)育等均不成熟，無獨立性思維和行動能力，照管起來相對容易，隨著孩子年齡的增長會出現(xiàn)一系列的問題，需要家庭占用更多的精力和資源，到后期時幼童會進入到九年義務(wù)教育階段，國家相關(guān)的政策扶持會對家庭的支出壓力起到一定的緩沖作用。

表11 家庭幼童年齡分組回歸結(jié)果

六、結(jié)論及政策啟示

(一)結(jié)論

本文在人口政策逐漸放寬以及全面建成小康社會的背景下，從家庭面臨的撫幼負擔角度，基于中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(CFPS)，實證檢驗了撫幼負擔在互聯(lián)網(wǎng)增收中產(chǎn)生的調(diào)節(jié)和中介效應(yīng)，并運用Heckman選擇模型、處理效應(yīng)模型(Treatment Effect Model)以及工具變量法等一系列實證策略糾正了潛在的內(nèi)生性問題。在此基礎(chǔ)上，采用分樣本和分位數(shù)回歸方法進一步分析了撫幼負擔的調(diào)節(jié)作用在城市與鄉(xiāng)村樣本中以及在低收入和高收入家庭中的異質(zhì)性影響。此外利用門檻回歸模型分析了撫幼負擔在互聯(lián)網(wǎng)增收中調(diào)節(jié)作用的非線性影響，并利用中介效應(yīng)模型實證檢驗了撫幼負擔影響家庭收入的中介效應(yīng)渠道以及分析了不同年齡階段下的撫幼負擔對家庭收入的影響以及對應(yīng)調(diào)節(jié)作用的異質(zhì)性，得出如下結(jié)論：

第一，基準回歸結(jié)果表明，無論是從家庭收入的角度還是人均收入的角度，互聯(lián)網(wǎng)的使用均對收入產(chǎn)生顯著的促進作用，表明互聯(lián)網(wǎng)具有顯著的增收作用；而家庭面臨的撫幼負擔均對收入產(chǎn)生負向影響，且在互聯(lián)網(wǎng)的增收效應(yīng)中具有負向調(diào)節(jié)作用，表明家庭面臨的撫幼負擔會在一定程度上阻礙收入的提升；綜合考慮撫幼負擔的負向調(diào)節(jié)作用后，互聯(lián)網(wǎng)的使用仍然存在顯著的增收效應(yīng)。該結(jié)論在運用Heckman選擇模型、處理效應(yīng)模型(Treatment Effect Model)以及工具變量法等一系列實證策略糾正潛在的內(nèi)生性問題后，同時通過改變變量、利用Truncreg模型和Tobit模型以及將標準誤聚類到更高層級后依然保持穩(wěn)健。

第二，在異質(zhì)性分析方面，分城鄉(xiāng)樣本表明，相比于城市，鄉(xiāng)村家庭面臨的撫幼負擔對家庭收入的負向影響更為顯著，同時互聯(lián)網(wǎng)的增收效應(yīng)也更強；分位數(shù)回歸表明，互聯(lián)網(wǎng)對低收入、中間收入和高收入階層均具有顯著的促進作用，其中在低收入家庭中互聯(lián)網(wǎng)的促增收效應(yīng)更顯著，而在高收入家庭中撫幼負擔的負向調(diào)節(jié)作用更大；門檻回歸結(jié)果顯示，撫幼負擔在互聯(lián)網(wǎng)增收中的調(diào)節(jié)作用存在與人力資本水平相關(guān)的非線性關(guān)系，隨著人力資本水平的提升，撫幼負擔在互聯(lián)網(wǎng)增收中的負向調(diào)節(jié)作用呈現(xiàn)出變大的趨勢，但互聯(lián)網(wǎng)的增收效應(yīng)依然顯著。

第三，在擴展分析方面，中介效應(yīng)檢驗表明，撫幼負擔通過影響互聯(lián)網(wǎng)使用及其信息渠道，進而抑制家庭收入上升的中介效應(yīng)機制在鄉(xiāng)村樣本中是存在的，但該影響渠道較弱，而在全國和城市樣本中并不明顯；相比于無14歲以下幼童的家庭來說，擁有0-5歲幼童對家庭收入的負向影響相對較小，而擁有10-14歲幼童對家庭收入的負向影響會相對更大；對于家中有14歲以下幼童的家庭來說，撫幼負擔對互聯(lián)網(wǎng)的增收的影響會隨著家中幼童年齡的增大而呈現(xiàn)出倒U型特征。

(二)政策啟示

第一，加強貧困地區(qū)的網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，擴大和提升網(wǎng)絡(luò)覆蓋范圍和質(zhì)量，豐富網(wǎng)絡(luò)公益資源。農(nóng)村地區(qū)，尤其是貧困、偏遠的農(nóng)村地區(qū)，其網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)較為薄弱，網(wǎng)絡(luò)覆蓋范圍有限且農(nóng)民接觸到優(yōu)質(zhì)網(wǎng)絡(luò)資源較少，難以享受到互聯(lián)網(wǎng)快速發(fā)展帶來的紅利。因此應(yīng)加強農(nóng)村地區(qū)網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)，擴大互聯(lián)網(wǎng)在農(nóng)村地區(qū)的覆蓋范圍和提升網(wǎng)絡(luò)覆蓋質(zhì)量，在新時代背景下進一步釋放互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展帶來的技術(shù)紅利。

第二，提升家庭的寬帶接入率和互聯(lián)網(wǎng)使用率，強化互聯(lián)網(wǎng)的增收作用機制。對于農(nóng)村家庭來說，不僅互聯(lián)網(wǎng)的使用率普遍較低，而且對于一些使用互聯(lián)網(wǎng)的家庭來說，僅僅是把互聯(lián)網(wǎng)作為一種娛樂的工具，導(dǎo)致互聯(lián)網(wǎng)增收作用的渠道難以充分發(fā)揮出來。一方面應(yīng)面向農(nóng)村地區(qū)進行互聯(lián)網(wǎng)使用的普及和推廣，積極引導(dǎo)農(nóng)村家庭通過互聯(lián)網(wǎng)學(xué)習，提升自身的能力和技術(shù)水平；另一方面應(yīng)提供優(yōu)質(zhì)的網(wǎng)絡(luò)教育培訓(xùn)資源，通過互聯(lián)網(wǎng)+教育的模式縮小城鄉(xiāng)間的教育差距，推動城鄉(xiāng)間教育公平的實現(xiàn)。

第三，完善農(nóng)村公共服務(wù)體系，著重改善學(xué)前兒童照管方面的公共服務(wù)，縮小城鄉(xiāng)收入差距，實現(xiàn)基本公共服務(wù)的均等化。相比于城市地區(qū)，農(nóng)村地區(qū)的幼兒園、小學(xué)等有關(guān)兒童照管方面的公共服務(wù)并不完善，導(dǎo)致農(nóng)村家庭普遍面臨著較為沉重的撫幼負擔，阻礙了農(nóng)村家庭收入的提升和生活狀況的改善。因此應(yīng)著重完善學(xué)前兒童照管方面的公共服務(wù)，真正把農(nóng)村家庭從沉重的負擔中解放出來，不僅有利于農(nóng)村家庭生活的改善，更有利于釋放農(nóng)村剩余的勞動力，實現(xiàn)農(nóng)村勞動力資源的優(yōu)化配置。

注釋：

①限于篇幅，本文并未列出將標準誤聚類到省級層面的結(jié)果，留校備索。

②限于篇幅，本文沒有列出Heckman選擇模型、處理效應(yīng)模型中的選擇方程的回歸結(jié)果，留校備索。

③限于篇幅，本文并未列出Tobit模型的回歸結(jié)果，留校備索。