移動互聯(lián)網(wǎng)的普及縮小城鄉(xiāng)收入差距的實證研究

■唐曉靈 陳洪金

一、引言

城鄉(xiāng)居民收入差距過大影響著中國長期遵循的城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略，不利于我國經(jīng)濟和社會的持續(xù)健康發(fā)展，不利于推進共同富裕。2020年我國城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民人均可支配收入分別為43839元與17132元①，在絕對水平上的差距依然很大。近年來，移動互聯(lián)網(wǎng)作為一種成本低、操作簡便的新技術(shù)，其發(fā)展與普及改變了城鄉(xiāng)居民在信息獲取利用上的差異，有利于農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展和收入分配的改善，或?qū)s小城鄉(xiāng)居民收入差距產(chǎn)生一定作用。

由于移動互聯(lián)網(wǎng)快速普及與發(fā)展的時間還較短，現(xiàn)階段從移動互聯(lián)網(wǎng)的角度分析城鄉(xiāng)收入差距的研究較少，但是對于互聯(lián)網(wǎng)與城鄉(xiāng)收入差距關(guān)系的研究已十分豐富。在互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的早期，學(xué)者們認為互聯(lián)網(wǎng)作為一種新興技術(shù)，其廣泛普及的過程中能夠影響居民收入水平（Goss and Phillips，2002），具體作用機制可概括為互聯(lián)網(wǎng)的廣泛使用能夠使居民便捷地獲取利用信息（Dimaggio and Bonikowski，2008），提高了生產(chǎn)效率（陳玉宇、吳玉立，2008），進而提高了居民收入。隨著互聯(lián)網(wǎng)在農(nóng)村地區(qū)的普及，關(guān)于互聯(lián)網(wǎng)對農(nóng)村居民收入影響的研究也逐漸豐富，互聯(lián)網(wǎng)的普及提高了農(nóng)村信息化水平，提升了農(nóng)民科學(xué)文化素質(zhì)（唐斯斯，2012），不僅使農(nóng)村居民的農(nóng)業(yè)收入增加（Nakasone，Torero，and Minten，2014），還大幅提高了包括工資性收入、創(chuàng)業(yè)性收入和財產(chǎn)性收入在內(nèi)的非農(nóng)收入（劉曉倩、韓青，2018）。農(nóng)村居民收入增速加快直接影響了我國的城鄉(xiāng)收入差距，例如韓長根（2017）認為，互聯(lián)網(wǎng)的普及能有效提升城鄉(xiāng)居民收入并且對農(nóng)村居民收入的提升產(chǎn)生更大影響，進而能夠縮小我國的城鄉(xiāng)收入差距；而程名望（2019）則發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)普及與城鄉(xiāng)收入差距間呈現(xiàn)“倒U”關(guān)系，而且“倒U”的拐點在2009年就已經(jīng)出現(xiàn)；也有學(xué)者認為互聯(lián)網(wǎng)的使用和普及雖然能夠提高地區(qū)居民收入，但是城市居民因使用互聯(lián)網(wǎng)獲得的收入回報高于農(nóng)村居民（蔣琪等，2018），說明城市居民更多地獲得了互聯(lián)網(wǎng)時代的紅利，使得城鄉(xiāng)收入差距擴大（賀婭萍、徐康寧，2019）。移動互聯(lián)網(wǎng)解決了傳統(tǒng)互聯(lián)網(wǎng)不可移動、不可實時獲取信息的缺陷，并且有著可定位、可識別、良好私密性等獨特優(yōu)勢，加之其接入成本低、操作簡便，能夠迅速滲透進各類人群中。《中國統(tǒng)計年鑒2021》的數(shù)據(jù)顯示，我國移動互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)已從2014年的8.75億激增至2020年的13.49億，其中下沉市場（三線及以下城市與農(nóng)村）的移動互聯(lián)網(wǎng)用戶占比57.8%。所以，不能簡單地以傳統(tǒng)互聯(lián)網(wǎng)對城鄉(xiāng)收入差距的影響代替移動互聯(lián)網(wǎng)普及的真實效果，因此本文將會利用省際面板數(shù)據(jù)與CFPS數(shù)據(jù)對二者關(guān)系進行實證檢驗。

二、移動互聯(lián)網(wǎng)普及縮小城鄉(xiāng)收入差距的省際靜態(tài)與動態(tài)面板檢驗

（一）計量模型與數(shù)據(jù)來源

1.變量設(shè)計與測算

（1）被解釋變量

采用泰爾指數(shù)（Theil）作為衡量城鄉(xiāng)收入差距的指標。泰爾指數(shù)的度量將我國城鄉(xiāng)居民的絕對收入及人口結(jié)構(gòu)變化相結(jié)合，其值越大表明城鄉(xiāng)收入差距越大。計算公式參照龍海明（2015）的計算方法：

其中P表示地區(qū)總收入，Z表示地區(qū)總?cè)丝?；i取1時Pi與Zi分別表示該地區(qū)農(nóng)村居民收入與農(nóng)村居民人口，i取2時Pi與Zi分別表示該地區(qū)城鎮(zhèn)居民收入與城鎮(zhèn)居民人口。

（2）核心解釋變量

采用移動互聯(lián)網(wǎng)接入率（MIP）以及移動互聯(lián)網(wǎng)接入流量的對數(shù)（lnMIAT）兩個指標來測算移動互聯(lián)網(wǎng)的接入與使用水平，進而全面地衡量移動互聯(lián)網(wǎng)的普及水平。移動互聯(lián)網(wǎng)接入率（MIP）即某地區(qū)移動互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)與該地區(qū)總?cè)丝跀?shù)之比。MIP越高表明該地區(qū)接入移動互聯(lián)網(wǎng)的用戶數(shù)越多；對移動互聯(lián)網(wǎng)接入流量取對數(shù)，即lnMIAT，以此緩解異方差影響，lnMIAT越高，說明該地區(qū)使用移動互聯(lián)網(wǎng)流量越多。

（3）控制變量

①城鎮(zhèn)化水平。城鎮(zhèn)化水平被認為是影響城鄉(xiāng)收入差距的重要因素，例如陳斌開（2013）與穆懷中（2016）分別研究發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距間分別呈現(xiàn)負向與“倒U”趨勢。本文采用城鎮(zhèn)化率（UR）來表示，即當年地區(qū)城鎮(zhèn)人口數(shù)與當年年末地區(qū)總?cè)丝诘谋戎怠?/p>

②經(jīng)濟發(fā)展水平。自庫茲涅茨假說（1955）提出以來，諸多學(xué)者在此基礎(chǔ)上研究經(jīng)濟發(fā)展與收入差距的關(guān)系且結(jié)論不一，如侯冠平（2019）、陳洪海（2014）等。本文采用各地區(qū)各個時期的人均GDP來衡量。為緩解面板數(shù)據(jù)分析中異方差的影響，對該指標取對數(shù)，即lnAGDP。

③產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化程度。鄭萬吉（2015）與李政（2016）等認為地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是影響居民收入差距的重要因素。本文采用各地區(qū)當年第二、第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值之和與各地區(qū)年末GDP的比值（IS）來衡量。

④經(jīng)濟開放程度。張小溪（2020）與顏東冬（2015）發(fā)現(xiàn)外國直接投資（FDI）可以通過改善勞動力就業(yè)結(jié)構(gòu)來提高工資進而縮小城鄉(xiāng)收入差距。本文采用各地區(qū)當年進出口人民幣總額②與各省GDP的比值（EO）來表示。

⑤人力資本。孫敬水（2010）認為城鄉(xiāng)收入差距與人力資本存量、人力資本結(jié)構(gòu)變量之間分別表現(xiàn)出“倒U”“U”型關(guān)系。本文選用受教育年限法通過構(gòu)建某地區(qū)6歲及以上人口的平均受教育年限（EI）來評價人力資本，具體公式參照李秀敏（2007）的方法如下：

2.模型設(shè)計

為了檢驗移動互聯(lián)網(wǎng)普及與城鄉(xiāng)收入差距間的關(guān)系，本文建立了靜態(tài)計量模型（3）（4）；同時，為了避免單一靜態(tài)面板估計造成的結(jié)果偏差，增加了以模型（5）（6）為基礎(chǔ)的動態(tài)面板分析，引入因變量Theil滯后項來克服模型的內(nèi)生性問題，并將兩個結(jié)果進行對比分析。具體如下：

各變量的含義已在上文說明，L.Theil表示泰爾指數(shù)滯后一期，i表示某省、自治區(qū)、直轄市，t表示年份，λt為時間效應(yīng)，αi為個體效應(yīng)，εit為模型隨機誤差項。βi為待估參數(shù)，表示變量對Theil的邊際影響。

在式（3）（5）中，當β1＜0時，說明移動互聯(lián)網(wǎng)的接入水平對中國城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生縮減作用，反之則不成立；在式（4）（6）中，當β1＜0時，說明移動互聯(lián)網(wǎng)的接入流量也對中國城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生縮減作用，反之則不成立。

3.數(shù)據(jù)來源及描述

本文選用了2014—2020年③全國31省、自治區(qū)、直轄市（除港澳臺外）的面板數(shù)據(jù)。這些數(shù)據(jù)均來自《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》、歷次《中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展狀況統(tǒng)計報告》以及各省市的統(tǒng)計年鑒。各個變量的描述性統(tǒng)計見表1。從表1可以看出各變量值變化幅度較大，能夠反映不同地區(qū)的差異，說明所選數(shù)據(jù)的代表性是良好的。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

（二）全國樣本檢驗

1.全國省際面板數(shù)據(jù)靜態(tài)及動態(tài)面板檢驗

表2是MIP作為核心解釋變量的回歸結(jié)果。其中（1）～（4）為靜態(tài)面板，（5）為動態(tài)面板。通過F檢驗與Hausman檢驗對靜態(tài)面板所適用模型進行篩選，結(jié)果均表明模型應(yīng)當選用固定效應(yīng)模型。無控制變量的（1）模型其R2小于有控制變量的（2）模型，說明控制變量的增加對模型檢驗是必要的；動態(tài)面板模型（5）的檢驗結(jié)果表明模型擾動項不存在二階序列自相關(guān)，Hansen檢驗結(jié)果大于0.1說明所有工具變量均通過了有效性檢驗。

表2 全國樣本模型估算結(jié)果（MIP為核心解釋變量）

表3是MIAT作為核心解釋變量的回歸結(jié)果。其中（6）～（9）為靜態(tài)面板，（10）為動態(tài)面板。F檢驗與Hausman檢驗的結(jié)果顯示靜態(tài)面板中除（6）模型適用隨機效應(yīng)模型外，其余均適用固定效應(yīng)模型；動態(tài)面板模型中AR檢驗結(jié)果表明模型擾動項不存在二階序列自相關(guān)，Hansen檢驗結(jié)果大于0.1說明所有工具變量均通過了有效性檢驗。

表3 全國樣本模型估算結(jié)果（MIAT為核心解釋變量）

模型（2）的MIP系數(shù)為顯著負值，說明移動互聯(lián)網(wǎng)接入率的提升有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距；動態(tài)面板模型（5）中的MIP系數(shù)也顯著為負，但是在數(shù)值大小上卻小于模型（2），說明模型（2）中移動互聯(lián)網(wǎng)接入對縮小城鄉(xiāng)收入差距的影響被高估了，也進一步說明了進行動態(tài)面板分析的重要性；表3加入控制變量的模型（7）（8）（9）中MIAT的系數(shù)均為顯著負值，且動態(tài)面板模型（10）中的MIAT系數(shù)在數(shù)值上也高于靜態(tài)面板的（7）模型，說明移動互聯(lián)網(wǎng)接入流量的增多也有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距；且說明單純使用靜態(tài)面板估算會擴大MIAT的效果。

以上結(jié)果表明，移動互聯(lián)網(wǎng)接入率與接入流量的提升均能改善城鄉(xiāng)收入差距。其影響可能體現(xiàn)在移動互聯(lián)網(wǎng)的普及縮小了長期困擾城鄉(xiāng)的互聯(lián)網(wǎng)數(shù)字鴻溝（湯景泰、李興麗，2014），改變了以往“城市多、農(nóng)村少”的數(shù)字紅利分配格局，進而縮小了城鄉(xiāng)收入差距。劉駿（2017）和譚燕芝（2017）認為互聯(lián)網(wǎng)信息化導(dǎo)致的城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝的存在使數(shù)字紅利分配更加不均等并持續(xù)拉大城鄉(xiāng)收入差距。Hargittai（2002）將群體間互聯(lián)網(wǎng)數(shù)字鴻溝分為兩級，包括體現(xiàn)群體間終端設(shè)備和通信網(wǎng)絡(luò)條件差異的“接入鴻溝”與反映城鄉(xiāng)居民對于互聯(lián)網(wǎng)的使用方法、范圍和深度差異的“使用鴻溝”。由圖1可以看出，2014-2020年間，我國移動互聯(lián)網(wǎng)接入人口比例由63.99%提升至95.50%，而我國城鎮(zhèn)人口比例僅從54.77%增至63.89%，前者增加值遠高于后者，說明接入移動互聯(lián)網(wǎng)的新增人口絕大多數(shù)來源于農(nóng)村居民，表明近幾年在農(nóng)村推廣移動終端上網(wǎng)和降低上網(wǎng)費用彌合了“接入鴻溝”（戴紫娟，2013）；圖1中也反映出移動互聯(lián)網(wǎng)接入流量在7年間增長近80倍，表明用戶對移動互聯(lián)網(wǎng)利用能力的提高，這有賴于智能設(shè)備圖標式觸摸操作相較于PC難度大大降低，且伴隨移動互聯(lián)網(wǎng)普及而爆發(fā)的APP應(yīng)用服務(wù)為了拓寬使用群體也在迎合不同人群的操作習慣來降低使用門檻。中國互聯(lián)網(wǎng)網(wǎng)絡(luò)信息中心的數(shù)據(jù)顯示，非網(wǎng)民不上網(wǎng)的主要原因中，“不懂電腦/網(wǎng)絡(luò)”“不懂拼音等文化程度限制”的占比已從2016年的54.5%、24.2%降低至2020年的48.9%、18.2%，說明城鄉(xiāng)間的“使用鴻溝”大大縮小。數(shù)字鴻溝的彌合推動了城鄉(xiāng)基礎(chǔ)技術(shù)差異縮小，對各產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)技術(shù)和生產(chǎn)方式產(chǎn)生了深刻影響，提高了各產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率，降低生產(chǎn)成本；影響了農(nóng)村居民的資產(chǎn)資源配置，使原本集中在農(nóng)村的大量資產(chǎn)資源在信息充足的情況下獲得更優(yōu)的流動路徑，獲得更高的收益；緩解了農(nóng)村地區(qū)在政策、資源等方面的限制，增加了其信息獲取渠道并降低了信息獲取成本，使其可以及時獲取優(yōu)質(zhì)的教育資源與市場信息，進而不斷提高自身知識水平與創(chuàng)新能力，提高農(nóng)村人力資本，進而從各方面改善了城鄉(xiāng)收入差距。

圖1 移動互聯(lián)網(wǎng)接入流量、接入率與城鎮(zhèn)人口比例

此外，上述實證檢驗的結(jié)果與賀婭萍（2019）、蔣琪（2018）等學(xué)者的研究結(jié)論截然相反。究其原因可能有二：一是上述兩位學(xué)者的研究對象為傳統(tǒng)互聯(lián)網(wǎng)與城鄉(xiāng)收入差距，其認為長期以來的城市偏向性政策使得城鎮(zhèn)互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施使用成本低且便于獲取，有助于提高使用者的收入水平，而農(nóng)村地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的滯后以及使用的技術(shù)門檻導(dǎo)致難以降低互聯(lián)網(wǎng)的信息搜集成本，無法對農(nóng)村居民收入產(chǎn)生顯著影響，造成了城鄉(xiāng)收入差距的擴大。但是本文所討論的移動互聯(lián)網(wǎng)不僅具有低成本的接入優(yōu)勢，其簡便的操作也降低了傳統(tǒng)互聯(lián)網(wǎng)時代對人力資本的要求，使得信息獲取、擴散與接收的門檻更低、更高效，因此對農(nóng)村居民收入產(chǎn)生了顯著正向影響。二是傳統(tǒng)互聯(lián)網(wǎng)對居民收入的影響存在一個“臨界質(zhì)量”（R?ller and Waverman，2001），即當傳統(tǒng)互聯(lián)網(wǎng)的普及達到一定層次后才會對居民收入的提升發(fā)揮作用，上述兩位學(xué)者所研究的時間節(jié)點截至2015年，此時城鎮(zhèn)傳統(tǒng)互聯(lián)網(wǎng)普及率為64.6%，而農(nóng)村傳統(tǒng)互聯(lián)網(wǎng)普及率僅為32.6%，農(nóng)村地區(qū)傳統(tǒng)互聯(lián)網(wǎng)的普及率可能尚未觸及“臨界質(zhì)量”，無法對農(nóng)村居民收入產(chǎn)生影響，進而擴大了城鄉(xiāng)收入差距。

2.穩(wěn)健性檢驗

為評估實證結(jié)果的可靠性，本文采取逐步剔除控制變量的方法對靜態(tài)面板進行穩(wěn)健性檢驗。首先剔除不顯著的變量IS，剔除后的回歸結(jié)果見表2的模型（3）與表3中的模型（8）；然后剔除顯著的變量EI，剔除后的回歸結(jié)果見表2的模型（4）與表3中的模型（9）。分別對比模型（2）（3）（4）與（7）（8）（9）可以看出，在兩個不同核心解釋變量的估算中剔除部分變量后，其余變量的系數(shù)變化不大，說明模型較為穩(wěn)健。

（三）東、中、西部地區(qū)靜態(tài)面板檢驗

中國各地區(qū)資源狀況、區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平以及政策偏向性等方面的差異限制了中西部地區(qū)的發(fā)展，其在居民收入以及互聯(lián)網(wǎng)普及程度上均與東部地區(qū)存在較大差異。在以往的研究中，郭家堂（2019）就發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)對我國西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距存在的阻滯作用更大，且移動互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展使這種阻滯作用更明顯。為了進一步分析移動互聯(lián)網(wǎng)普及對中國不同地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距影響的差異，本文依據(jù)國家統(tǒng)計局公布的相關(guān)文件將全國各省份劃分為東、中、西部三個地區(qū)④，然后對三個地區(qū)分別以MIP與MIAT為核心解釋變量進行靜態(tài)面板模型估算，由于三地區(qū)各自樣本量較少，因此不再進行動態(tài)面板分析。F檢驗與Hausman檢驗的結(jié)果顯示表4六個模型中除模型（15）使用隨機效應(yīng)模型外，其余均采用固定效應(yīng)模型。

表4估算結(jié)果顯示，MIP對于Theil在不同地區(qū)產(chǎn)生的影響有著顯著差異，對西部地區(qū)縮減作用是最大的，中部地區(qū)次之，而對于東部地區(qū)則并未產(chǎn)生顯著的縮減作用。縮減作用反映到數(shù)值大小上，西部地區(qū)MIP每增加1%會使該地區(qū)Theil下降0.0445%，其影響遠高于全國水平的0.0158%；中部地區(qū)MIP每增加1%會使該地區(qū)Theil下降0.0158%，其影響與全國水平相當。MIAT對于Theil在不同地區(qū)產(chǎn)生的影響也不同，具體來說，其產(chǎn)生的縮減作用也是從西向東依次遞減的。以上兩個結(jié)果表明，現(xiàn)階段移動互聯(lián)網(wǎng)普及對中西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的縮減作用更為明顯。其可能的原因如下：第一，隨著移動智能設(shè)備、通信網(wǎng)絡(luò)的快速發(fā)展更新和價格的不斷降低，中西部居民在克服移動互聯(lián)網(wǎng)接入障礙的同時，移動應(yīng)用服務(wù)的便捷操作也使其能更好地應(yīng)用和轉(zhuǎn)換各種信息資源（邱澤奇等，2016），去尋找獲取收入的更優(yōu)途徑，從而對縮小城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生影響。第二，隨著近幾年“寬帶中國”“互聯(lián)網(wǎng)+”與“一帶一路”等政策的啟動和落實，以及資本、技術(shù)等條件的改善，中西部地區(qū)加快了農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化步伐并豐富了產(chǎn)業(yè)形式（汪彬、陳耀，2016），同時，借助東部地區(qū)的發(fā)展經(jīng)驗，其在移動互聯(lián)網(wǎng)時代存在“后發(fā)優(yōu)勢”，對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生更大影響。第三，東部地區(qū)移動互聯(lián)網(wǎng)普及較早，其在2014年移動互聯(lián)網(wǎng)普及率就已高達81.18%，而中西部地區(qū)直到2018年底才達到此水平，東部地區(qū)移動互聯(lián)網(wǎng)普及在早期已發(fā)揮對城多收入差距的縮減作用，盡管現(xiàn)階段其移動互聯(lián)網(wǎng)普及率已處于較高水平，但在經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型發(fā)展的背景下，東部發(fā)達地區(qū)開始強調(diào)移動互聯(lián)網(wǎng)與社會生產(chǎn)生活的結(jié)合，這就對移動互聯(lián)網(wǎng)的使用與應(yīng)用能力要求更高，而此時勞動力素質(zhì)與其他相關(guān)資源無法及時與之適應(yīng)，從而削弱了該地區(qū)移動互聯(lián)網(wǎng)普及對城鄉(xiāng)收入差距的縮減作用。第四，移動互聯(lián)網(wǎng)對城鄉(xiāng)收入差距的影響可能存在邊際效用遞減規(guī)律。2014年東部地區(qū)與中西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距泰爾指數(shù)分別為0.077與0.16，相比而言東部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距早已處于較低水平，其城鄉(xiāng)居民收入增速已進入相對穩(wěn)定狀態(tài)，僅靠移動互聯(lián)網(wǎng)普及率的提升已很難對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生顯著影響。

表4 分地區(qū)樣本模型估算結(jié)果

三、移動互聯(lián)網(wǎng)普及縮小城鄉(xiāng)收入差距的微觀檢驗：基于CFPS數(shù)據(jù)

上述面板數(shù)據(jù)分析從宏觀數(shù)據(jù)上證明了移動互聯(lián)網(wǎng)的普及能夠縮小城鄉(xiāng)收入差距。在此，進一步利用CFPS（2018）個體微觀數(shù)據(jù)從移動互聯(lián)網(wǎng)普及對城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民收入影響差異的角度來檢驗其對城鄉(xiāng)收入差距的縮減作用。

（一）計量模型與數(shù)據(jù)來源

1.數(shù)據(jù)來源及變量描述

CFPS由北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心（ISSS）實施，通過跟蹤收集個體、家庭、社區(qū)三個層次的數(shù)據(jù)，反映中國社會、經(jīng)濟、人口、教育和健康的變遷，為學(xué)術(shù)研究和公共政策分析提供數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。CFPS（2018）包括對全國1.5萬個家庭的訪問，采集個人問卷約4.4萬份。本文以受訪者的當前戶口狀態(tài)為標志，將樣本以非農(nóng)戶口與農(nóng)業(yè)戶口分為城鎮(zhèn)居民與農(nóng)村居民，并將“過去12個月所有工作的稅后工資性收入”取對數(shù)（lnincome）作為被解釋變量；將“是否移動上網(wǎng)”的回答結(jié)果“是”與“否”分別賦值“1”和“0”作為核心解釋變量（Minternet）；將受訪者的年齡、性別、婚姻狀況以及受教育程度作為控制變量。在剔除數(shù)據(jù)集各變量調(diào)查結(jié)果中“無狀態(tài)”“不適用”“缺失”和“不知道”等無法判別數(shù)據(jù)后，得到城鎮(zhèn)居民數(shù)據(jù)集7911個、農(nóng)村居民數(shù)據(jù)集3709個。各變量的描述性統(tǒng)計如表5。

表5 城鎮(zhèn)居民與農(nóng)村居民CFPS數(shù)據(jù)的均值統(tǒng)計

表5中的統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，城鎮(zhèn)居民收入對數(shù)和移動上網(wǎng)人數(shù)均高于農(nóng)村居民，而且二者在年齡、性別、婚姻狀況與受教育程度上均存在顯著差異，因此可以使用上述變量進行分析。

2.模型設(shè)計

基于CFPS數(shù)據(jù)集，本文建立以下模型，探求移動互聯(lián)網(wǎng)普及分別對城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民收入的影響并進行對比，驗證移動互聯(lián)網(wǎng)普及對縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用。

式中，各變量的含義已在上文說明，當i=1時表示城鎮(zhèn)，i=2時表示農(nóng)村；j表示受訪的第j個居民。βi為待估參數(shù)，表示對某解釋變量對lnincome的邊際影響。若βi＜0，則說明此變量不利于增加收入；若βi＞0，則此變量有利于收入增加；若城鎮(zhèn)居民的β1與農(nóng)村居民的β1均大于0且前者小于后者，說明使用移動互聯(lián)網(wǎng)對農(nóng)村居民收入增加的影響大于對城鎮(zhèn)居民收入增加的影響，因此城鄉(xiāng)居民收入差距會逐漸縮??；反之，則會擴大。

（二）移動互聯(lián)網(wǎng)使用與居民收入的回歸分析

表6為CFPS全部數(shù)據(jù)集以及城鎮(zhèn)居民、農(nóng)村居民數(shù)據(jù)子集的回歸結(jié)果。三個數(shù)據(jù)集回歸時在控制變量后其R2均顯著增大，說明回歸時控制變量是必要的。模型（2）（4）（6）中Minternet的系數(shù)均顯著且大于0，說明移動互聯(lián)網(wǎng)的使用確實能夠增加居民收入。具體來看，模型（4）中Minternet的系數(shù)僅為0.195，而模型（6）中其系數(shù)為0.353，說明農(nóng)村居民使用移動互聯(lián)網(wǎng)對收入產(chǎn)生的增加效應(yīng)顯著大于城市居民，從而起到了縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用。出現(xiàn)以上結(jié)果的原因可能如下：一方面，移動互聯(lián)網(wǎng)的使用能夠提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率（于淑敏、朱玉春，2011），使農(nóng)民獲得關(guān)于生產(chǎn)、管理、加工、銷售等農(nóng)業(yè)全產(chǎn)業(yè)鏈中的各種信息，節(jié)約成本，增加農(nóng)業(yè)收入；另一方面，移動互聯(lián)網(wǎng)的使用增加了農(nóng)村居民對于資源與機會的可獲取程度，使其工資性收入、創(chuàng)業(yè)性收入和財產(chǎn)性收入等非農(nóng)收入增加（劉曉倩、韓青，2018），使得數(shù)字紅利在城鄉(xiāng)之間的分配更加均等，農(nóng)村居民收入增長速度大大提升，進而縮小了與城鎮(zhèn)居民之間的收入差距。

表6 移動互聯(lián)網(wǎng)使用與居民收入的回歸結(jié)果

（三）移動互聯(lián)網(wǎng)使用與居民收入的分位數(shù)回歸

分位數(shù)回歸即為利用解釋變量的多個分位數(shù)來得到被解釋變量條件分布的相應(yīng)分位數(shù)方程，從而分析解釋變量對被解釋變量不同水平上影響的差異。本文考察了移動互聯(lián)網(wǎng)使用對城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民收入影響在0.25、0.5、0.75與0.95四個分位點上的差異，結(jié)果如表7與圖2所示。從表7和圖2中可以看出，Minternet在各分位點上的系數(shù)均為正值，這和基準回歸結(jié)果一致，說明移動互聯(lián)網(wǎng)的使用確實能增加居民收入；具體觀察城鎮(zhèn)居民與農(nóng)村居民的核心解釋變量系數(shù)可以看出，農(nóng)村居民的Minternet系數(shù)在四個分位點上均高于城鎮(zhèn)居民，說明在各種收入水平上移動互聯(lián)網(wǎng)的使用給農(nóng)村居民帶來的收入效應(yīng)均明顯大于城鎮(zhèn)居民，即移動互聯(lián)網(wǎng)的使用在不同收入水平上均可改善城鄉(xiāng)收入差距。

圖2 移動互聯(lián)網(wǎng)使用對城鎮(zhèn)居民與農(nóng)村居民收入影響的分位數(shù)回歸

四、結(jié)論與政策建議

本文利用中國2014—2020年間的省際數(shù)據(jù)，借助MIP與MIAT兩個指標通過靜態(tài)與動態(tài)面板分析考察移動互聯(lián)網(wǎng)普及對中國城鄉(xiāng)收入差距的影響。結(jié)論表明：移動互聯(lián)網(wǎng)的普及對我國城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生了顯著的縮減作用，其表現(xiàn)在移動互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展彌合了“接入鴻溝”與“使用鴻溝”，進而對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生了顯著影響；進一步對我國東、中、西部地區(qū)進行區(qū)域差異性分析后發(fā)現(xiàn)，這種縮減作用在三個地區(qū)表現(xiàn)的效用大小不同，具體來說，對西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的縮減作用最大，中部次之，對東部地區(qū)則沒有顯著影響。本文還利用2018年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，在剔除偏差數(shù)據(jù)與無效數(shù)據(jù)后，從微觀層面上對移動互聯(lián)網(wǎng)的使用與居民收入進行了基準回歸與分位數(shù)回歸，發(fā)現(xiàn)移動互聯(lián)網(wǎng)的使用對農(nóng)村居民收入的影響始終要高于城鎮(zhèn)居民，這就使得農(nóng)村居民收入的增長速度不斷加快，進而縮小了城鄉(xiāng)收入差距。

根據(jù)上述實證結(jié)果，本文得出以下政策啟示：

第一，提高居民互聯(lián)網(wǎng)接入水平，縮小城鄉(xiāng)數(shù)字“接入鴻溝”。不斷降低移動互聯(lián)網(wǎng)的接入條件要求，就要繼續(xù)在農(nóng)村地區(qū)推進“寬帶中國”政策，通過建設(shè)普惠性互聯(lián)網(wǎng)與移動互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施、降低移動設(shè)備與移動網(wǎng)絡(luò)流量價格等措施，來擴大智能移動設(shè)備與移動網(wǎng)絡(luò)覆蓋范圍，解決移動互聯(lián)網(wǎng)普及“最后一公里”的問題，保證所有居民能夠平等地接入互聯(lián)網(wǎng)并獲取信息。

第二，改進移動互聯(lián)網(wǎng)的使用條件，縮小城鄉(xiāng)數(shù)字“使用鴻溝”。移動設(shè)備的操作難度決定了居民利用數(shù)字信息的下限，個人的信息素養(yǎng)則決定了利用數(shù)字信息的上限，因此要想不斷降低“下限”，相關(guān)政策和法律法規(guī)就應(yīng)當不斷鼓勵和引導(dǎo)移動設(shè)備應(yīng)用服務(wù)提供商開發(fā)和更新操作門檻更低、使用效率更高的應(yīng)用服務(wù)，使所有居民都能便捷地操作相關(guān)應(yīng)用；而若要提高“上限”，則應(yīng)當加強農(nóng)村居民的信息教育、提高人力資本水平，政府及各種機構(gòu)可以將信息服務(wù)站、農(nóng)業(yè)合作社等農(nóng)業(yè)組織作為與農(nóng)村居民交流的橋梁，定期開展各種設(shè)備使用技能與信息搜集甄別培訓(xùn)，使農(nóng)村居民也具有平等利用信息技術(shù)的能力。

第三，協(xié)調(diào)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、財政政策等因素，利用移動互聯(lián)網(wǎng)的廣泛普及促進各種生產(chǎn)要素的流通與高效利用，為農(nóng)村居民增加收入創(chuàng)造機會和條件。一方面，各主體可以通過移動互聯(lián)網(wǎng)建立高效便捷的信息傳遞渠道，進而合理配置城鄉(xiāng)之間資金、技術(shù)與勞動力等資源，例如，通過網(wǎng)絡(luò)平臺教育促進技術(shù)傳播，推進農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化，提高居民農(nóng)業(yè)收入；通過建立相關(guān)信息交流平臺，使農(nóng)村居民在農(nóng)村第二、第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展過程中尋找就業(yè)機會，增加非農(nóng)收入。另一方面，政府信息平臺可以深入利用與互聯(lián)網(wǎng)、移動互聯(lián)網(wǎng)相關(guān)的大數(shù)據(jù)技術(shù)，準確識別農(nóng)村、農(nóng)民在資金上的困難，更為精準地對農(nóng)村發(fā)展提供財政支持。

第四，在相關(guān)政策制定與實施過程中要考慮由于時空差異導(dǎo)致的適用性問題。上述研究已然證明，現(xiàn)階段東、中、西部地區(qū)在移動互聯(lián)網(wǎng)普及、城鄉(xiāng)收入差距以及二者關(guān)系上存在較大差異。對于東部地區(qū)來說，單純的移動互聯(lián)網(wǎng)普及在縮小城鄉(xiāng)收入差距過程中已很難發(fā)揮作用，但本地區(qū)移動互聯(lián)網(wǎng)的高水平發(fā)展是數(shù)字經(jīng)濟以及推進“互聯(lián)網(wǎng)+”戰(zhàn)略的基石。因此，一方面可以通過信息技術(shù)改變傳統(tǒng)農(nóng)產(chǎn)品流通渠道，大力發(fā)展農(nóng)村電子商務(wù)產(chǎn)業(yè)，推進數(shù)字經(jīng)濟在農(nóng)村的發(fā)展；另一方面可以加強政策引導(dǎo)，推動各行各業(yè)“互聯(lián)網(wǎng)+”的推進與落實，為農(nóng)村居民創(chuàng)造更多就業(yè)機會并提高收入，深入挖掘移動互聯(lián)網(wǎng)在縮小城鄉(xiāng)收入差距中可發(fā)揮的作用。對中西部地區(qū)來說，一方面，現(xiàn)階段移動互聯(lián)網(wǎng)在縮小城鄉(xiāng)收入差距上還起著重要作用，政府制定相關(guān)發(fā)展政策時可以充分借鑒東部地區(qū)前期的發(fā)展經(jīng)驗，結(jié)合本地區(qū)實際情況實施；另一方面，當?shù)卣畱?yīng)當未雨綢繆，基于本地發(fā)展情況盡快推進移動互聯(lián)網(wǎng)與當?shù)禺a(chǎn)業(yè)的結(jié)合，使移動互聯(lián)網(wǎng)在縮小城鄉(xiāng)收入差距中發(fā)揮更大作用。

本文的局限性在于：第一，面板分析中移動互聯(lián)網(wǎng)數(shù)據(jù)較少，對分析結(jié)果的精確性帶來一定影響；第二，CFPS數(shù)據(jù)中對城鎮(zhèn)居民與農(nóng)村居民的分類依據(jù)僅是其當前的戶口狀態(tài)，沒有考慮其當前的生產(chǎn)、生活地點，可能對最終分析結(jié)果帶來一定影響。

注釋：

①文獻中未說明來源的數(shù)據(jù)均出自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展狀況統(tǒng)計報告》《中國移動互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展報告》以及2020年QuestMobile（北京貴士信息科技有限公司）《中國移動互聯(lián)網(wǎng)年度大報告》等。

②統(tǒng)計年鑒中若為按美元計算的進出口總額則用當年人民幣對美元平均匯價折算后的人民幣進出口總額。

③移動互聯(lián)網(wǎng)在2010年前后開始迅速發(fā)展，國家統(tǒng)計局及各省在2014年才開始公布相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)。

④東部（11個）：北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南；中部（8個）：山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部（12個）：內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆。