數(shù)字經(jīng)濟(jì)帶來低效內(nèi)卷還是公平競爭：對同齡群體收入收斂趨勢的觀察

劉渝琳 李曉梅

一、引 言

伴隨數(shù)字經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，“內(nèi)卷”現(xiàn)象越來越普遍，無論是教育、就業(yè)還是晉升等勞動力之間的過度競爭導(dǎo)致的收入不平等引發(fā)了一系列社會層面的消極情緒，特別是在同齡群體之間的“內(nèi)卷”愈加突顯，引起了社會的廣泛關(guān)注。若同齡群體的收入差距過大，容易阻礙普通人向上的動力，長期來看不利于共同富裕目標(biāo)的推進(jìn)。數(shù)字經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展驅(qū)動經(jīng)濟(jì)增長和社會轉(zhuǎn)型的同時(shí)也引發(fā)了以“數(shù)字化收入差距”為主要特征的數(shù)字鴻溝（胡鞍鋼、周紹杰，2002）。一方面，數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展通過提高生產(chǎn)率來增進(jìn)社會的總體福利，并為個(gè)體提供更多靈活就業(yè)和創(chuàng)造收入的機(jī)會；另一方面，數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展正在重塑收入分配格局，新技術(shù)替代傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)技術(shù)導(dǎo)致部分勞動者承擔(dān)了社會福利的損失。多數(shù)研究認(rèn)為數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展加劇了社會收入不平等（朱秋博等，2022；王林輝等，2020），但是對于同齡收入差距的影響尚缺乏研究。

進(jìn)入數(shù)字經(jīng)濟(jì)時(shí)代以來，“內(nèi)卷”一詞被頻繁提及，對于“內(nèi)卷”現(xiàn)象更為凸顯的同齡群體而言，“內(nèi)卷”和競爭是相伴而生的?！皟?nèi)卷”實(shí)際上也是一種競爭，其最早由Geertz（1963）提出，指在限定或限制了資本和土地等資源的情況下，勞動力依舊流入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中，并造成勞動生產(chǎn)率持續(xù)低下的過程。據(jù)此，“內(nèi)卷”可以認(rèn)為是由于信息的不對稱和資源的限制，同行間為爭奪有限的資源需要付出比之前更多的努力，從而導(dǎo)致個(gè)體“努力收益回報(bào)”下降的現(xiàn)象（楊衛(wèi)，2022），這里特指被限制了資源的競爭。數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展支持的數(shù)字技術(shù)和數(shù)字平臺打破了傳統(tǒng)的組織邊界，向經(jīng)濟(jì)個(gè)體提供市場、研發(fā)、生產(chǎn)等資源，為個(gè)體獲取收入打造了一個(gè)良性且更加公平的競爭環(huán)境。數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展是否有利于緩解同齡群體間的“內(nèi)卷”進(jìn)而影響同齡收入差距還有待進(jìn)一步探索。

基于上述背景，本文首先使用WID 數(shù)據(jù)庫、國家統(tǒng)計(jì)局和CFPS 數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)，并借鑒Alm?s et al.（2012）測算同齡收入不平等指數(shù)的做法，總結(jié)出中國總體收入不平等處于上升趨勢而同齡收入差距趨于收斂的典型事實(shí)。其次，本文從宏觀和微觀兩個(gè)層面出發(fā)，通過“內(nèi)卷-競爭”視角構(gòu)建分析框架，從數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展的角度解釋同齡收入差距縮小的原因及其作用機(jī)制。

本文可能的邊際貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下三個(gè)方面：第一，不同于以往有關(guān)收入不平等的研究，本文借鑒Alm?s et al.（2012）測算同齡基尼系數(shù)的方法，使用CFPS 數(shù)據(jù)庫測算了中國2010—2018年25個(gè)省4 個(gè)年齡組群的同齡收入不平等指數(shù)，拓寬了收入不平等的測量邊界；第二，本文通過“內(nèi)卷-競爭”的量化識別探討數(shù)字經(jīng)濟(jì)對同齡收入差距的影響，從宏觀和微觀兩個(gè)維度探討了這一作用機(jī)制下的不同表現(xiàn)，揭示了數(shù)字經(jīng)濟(jì)通過互聯(lián)網(wǎng)使用和促進(jìn)創(chuàng)業(yè)活動收斂同齡收入差距這一路徑，為縮小收入差距提供了一種新的解釋；第三，通過厘清數(shù)字經(jīng)濟(jì)對不同年齡群體收入差距的影響機(jī)理，為數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響收入分配問題提供了不同層面的實(shí)證證據(jù)。

余文部分的安排如下：第二部分是典型事實(shí)和文獻(xiàn)綜述；第三部分是研究設(shè)計(jì)，介紹了實(shí)證部分使用的計(jì)量模型以及變量測度與數(shù)據(jù)來源；第四部分是實(shí)證檢驗(yàn)和結(jié)果分析，并對基準(zhǔn)回歸結(jié)果做了內(nèi)生性分析和穩(wěn)健性檢驗(yàn)；第五部分是機(jī)制分析；第六部分是對同齡群體中誰從數(shù)字經(jīng)濟(jì)中獲益更多這一延伸問題做的進(jìn)一步分析；最后是本文的結(jié)論和啟示。

二、典型事實(shí)與文獻(xiàn)綜述

（一）典型事實(shí)

收入差距慣用基尼系數(shù)來衡量，基尼系數(shù)是國際上通用的指標(biāo)。另外，國際上通常把0.4作為一個(gè)國家或地區(qū)貧富差距的警戒線，基尼系數(shù)一旦超過0.4就進(jìn)入了警戒狀態(tài)。

自改革開放以來，中國從一個(gè)貧窮落后的國家發(fā)展成為世界第二大經(jīng)濟(jì)體，實(shí)現(xiàn)了高速且持續(xù)的增長。伴隨經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，中國的收入差距擴(kuò)大趨勢愈發(fā)明顯（見圖1）。根據(jù)反映收入差距的不同測算方法估計(jì)的基尼系數(shù)均已超過國家貧富差距警戒線，應(yīng)當(dāng)引起重視。國際測算的中國國民收入基尼系數(shù)從1978年的約0.38上升到2020年的接近0.55，總體處于上升趨勢；國內(nèi)測算的居民人均可支配收入基尼系數(shù)雖然2008年之后有一段時(shí)期的下降，但在2015年出現(xiàn)拐點(diǎn)，2015年至今收入不平等仍處于上升趨勢。因此，總體上中國的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)驗(yàn)證了庫茲涅茨假說的成立，但中國的經(jīng)驗(yàn)事實(shí)主要位于庫茲涅茨曲線的前半部分，至于它是否在拐點(diǎn)附近或者已經(jīng)超過拐點(diǎn)仍有待觀察。

典型事實(shí)一：國民收入基尼系數(shù)總體呈上升趨勢，居民可支配收入基尼系數(shù)呈“V”型變化，在2015年出現(xiàn)“V”型拐點(diǎn)?？傮w而言，中國基尼系數(shù)仍處于收入不平等的貧富差距警戒線以上。

經(jīng)濟(jì)個(gè)體有其獨(dú)特的生命周期規(guī)律，理論研究和實(shí)證結(jié)果都表明年齡與收入存在顯著的關(guān)系（郭繼強(qiáng)等，2014），因此有必要對中國的同齡收入差距進(jìn)行刻畫。傳統(tǒng)基尼系數(shù)在測算同齡收入不平等指數(shù)時(shí)，通過截面數(shù)據(jù)將不同年齡的個(gè)體按照相同的權(quán)重進(jìn)行處理，沒有考慮個(gè)體特征的年齡差異，可能會高估不平等水平。本文借鑒Alm?s et al.（2012）測算同齡收入不平等指數(shù)的方法（即AG指數(shù)），在考慮年齡特征的基礎(chǔ)上，將年齡因素和其他因素剝離，利用CFPS數(shù)據(jù)庫的數(shù)據(jù)測算了消除年齡效應(yīng)的基尼系數(shù)。

本文根據(jù)同齡收入不平等指數(shù)的計(jì)算方法，將同一年齡區(qū)間的個(gè)體分為一組，視為同齡人（寇璇等，2021）。中國《論語》中有“三十而立，四十而不惑，五十而知天命，六十而耳順”的說法，可見從古至今整十歲都是至關(guān)重要的人生節(jié)點(diǎn)，本文首先以每個(gè)逢十年齡為一組，將勞動年齡群體按照29歲及以下、30—39 歲、40—49 歲和50—60 歲劃分為四組，測算了2010—2018 年以逢十為間距的同齡收入不平等趨勢（圖2（a））。此外，由于傳統(tǒng)習(xí)慣的差別，國外研究的做法與本文有所不同，Alm?s et al.（2011）在測算挪威的同齡收入不平等指數(shù)時(shí)，以年齡逢五為一組表現(xiàn)同齡收入差距的發(fā)展趨勢，本文將此分類作為第二種年齡分組方法（圖2（b））。

圖2（a）中，29 歲以下和40—49 歲群體的同齡收入不平等趨勢是逐年下降的，30—39 歲以及50—60 歲這兩個(gè)年齡群體的同齡收入不平等雖然分別在2016 年和2014 年節(jié)點(diǎn)上有所上升，但總體是趨于收斂的。圖2（b）中，45歲以上群體的同齡收入不平等下降趨勢最為明顯，24歲以下群體的同齡收入不平等在2014年略微上升，但很快又處于下降趨勢。對于25—44歲的同齡群體，收入不平等趨勢在2016年有所上升，而后也有所緩解。

典型事實(shí)二：與總體收入不平等走勢相反，同齡收入不平等總體呈下降趨勢；特別是2014 后隨著數(shù)字經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，30歲以下同齡群體的收入差距收斂趨勢更加明顯。

近年來，作為數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展基礎(chǔ)的寬帶技術(shù)取得很大進(jìn)展，新業(yè)態(tài)也不斷發(fā)展壯大，數(shù)字經(jīng)濟(jì)總體規(guī)模逐年增長，2021 年達(dá)到了45.5 萬億元，占GDP 的比重接近40%（見圖3）。為推動信息化和數(shù)字化經(jīng)濟(jì)發(fā)展，平衡區(qū)域間網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，提高網(wǎng)絡(luò)覆蓋范圍和傳輸速率，國務(wù)院在2013 年發(fā)布了“寬帶中國”戰(zhàn)略及實(shí)施方案的通知。作為數(shù)字經(jīng)濟(jì)建設(shè)的重要節(jié)點(diǎn)，2014年、2015年和2016年國務(wù)院陸續(xù)公布了三批共120個(gè)城市作為“寬帶中國”示范點(diǎn)，數(shù)字經(jīng)濟(jì)得到大力發(fā)展。隨著數(shù)字經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，區(qū)域間實(shí)現(xiàn)了互聯(lián)網(wǎng)的普及化和信息的均等化，個(gè)體獲取信息的成本顯著下降，同時(shí)，數(shù)字平臺的發(fā)展催生了自主創(chuàng)業(yè)等就業(yè)新模式，為個(gè)體創(chuàng)造收入提供更多平臺和機(jī)會。

圖3 中國數(shù)字經(jīng)濟(jì)總體規(guī)模及占GDP的比重

典型事實(shí)三：國家在2014 年之后加大了數(shù)字經(jīng)濟(jì)建設(shè)的政策支持力度，中國數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速。

（二）文獻(xiàn)綜述

在以往的研究中，國內(nèi)外學(xué)者從多個(gè)維度研究了中國各種收入不平等的趨勢、模式和來源。勞動力特征的變化、農(nóng)村向城市遷移模式的變化、貿(mào)易自由化、所有權(quán)和市場結(jié)構(gòu)的變化、再分配政策等因素都在一定程度上造成了中國收入不平等的加劇，這些因素對于理解和解釋中國收入不平等的模式和趨勢至關(guān)重要（Zhang，2021）。詳細(xì)的研究可參考Zhang（2021）有關(guān)中國收入不平等的最新綜述性研究。其中，所有權(quán)和市場結(jié)構(gòu)的變化等都會造成勞動力的機(jī)會不公平。另外，由壟斷行為引發(fā)的不合理的不平等也可能會破壞機(jī)會平等，這些破壞機(jī)會平等的因素都會導(dǎo)致個(gè)體間更加不公平的競爭。

有大量研究發(fā)現(xiàn)，初次分配和市場競爭密切相關(guān)，不公平競爭是導(dǎo)致收入分配差距擴(kuò)大的主要原因之一。一方面，完善要素市場的競爭環(huán)境會降低企業(yè)和員工雙方的搜尋摩擦成本，提高匹配效率（Egger et al.，2013）；另一方面，在勞動力市場上，只要勞動要素可以自由且充分地流動，同樣的人力資本將會趨于一個(gè)均衡的工資水平，從而實(shí)現(xiàn)勞動力市場的效率（郭劍雄，2005）。其中，戶籍制度和行政壟斷是造成市場競爭不公平的主要因素。戶籍制度表現(xiàn)為嚴(yán)格的人口遷移限制和歧視性的城市福利分配，形塑了二元勞動力市場，阻礙了勞動力的自由流動和市場資源的有效配置，對外來人口的就業(yè)排斥導(dǎo)致了嚴(yán)重的城鄉(xiāng)收入差距（魏萬青，2012）。行業(yè)壟斷是造成當(dāng)前收入分配矛盾的主要因素，壟斷行業(yè)的高收入主要來源于行政壟斷的作用（傅娟，2008），其與競爭行業(yè)的收入差距有50%以上是不合理的（岳希明等，2010）。

數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展促進(jìn)了要素流動（周少甫、陳亞輝，2022），為個(gè)體就業(yè)和獲取收入創(chuàng)造了更多機(jī)會（何宗樾、宋旭光，2020），催生了靈活就業(yè)模式，在一定程度上緩解了上述因素造成的不公平競爭。師博、胡西娟（2022）從理論上證明了數(shù)字經(jīng)濟(jì)的有序擴(kuò)張能夠縮小區(qū)域差距、城鄉(xiāng)差距、收入差距、行業(yè)差距，推進(jìn)共同富裕的共享機(jī)制。張呈磊等（2021）的研究發(fā)現(xiàn)數(shù)字普惠金融的發(fā)展改善了總體收入不平等狀況，李雅楠、謝倩蕓（2017）基于CHNS 數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)普及顯著降低了社會整體工資收入差距。目前，尚無研究關(guān)注數(shù)字經(jīng)濟(jì)對同齡收入差距的影響。就同齡群體而言，他們有著相似的知識體系，掌握類似的數(shù)字工具，在數(shù)字經(jīng)濟(jì)的背景下，同齡群體獲取信息的途徑和渠道更加廣泛，接受教育的機(jī)會更加多元化，獲取和創(chuàng)造收入的機(jī)會增加，其收入差距收斂趨勢可能更加明顯。

已有研究關(guān)于數(shù)字經(jīng)濟(jì)影響收入差距的機(jī)制討論主要從以下兩個(gè)方面展開。首先，國家大力投入數(shù)字經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，推動落后地區(qū)和發(fā)達(dá)地區(qū)信息均等化，大力普及互聯(lián)網(wǎng)?；ヂ?lián)網(wǎng)用途廣泛，人們可通過互聯(lián)網(wǎng)進(jìn)行學(xué)習(xí)、工作和社交等，這些方式都可能會影響個(gè)體的收入（毛宇飛等，2018）。一是互聯(lián)網(wǎng)打破了只能線下面對面教學(xué)的模式，也為人們搜尋學(xué)習(xí)資料帶來便利，其在提高社會人力資本的同時(shí)也提高了個(gè)體在社會上的競爭力。二是由信息搜尋理論可知，利用網(wǎng)絡(luò)搜尋工作機(jī)會減少了求職所需的各種費(fèi)用（Kuhn and Mansour，2014），互聯(lián)網(wǎng)動態(tài)匹配職位供求信息提高了個(gè)體被錄用的概率。三是互聯(lián)網(wǎng)發(fā)揮網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)，拓寬了人們的社交邊界和信息獲取渠道，為潛在交易雙方解決了精準(zhǔn)匹配和交易效率問題。已有文獻(xiàn)表明，互聯(lián)網(wǎng)使用顯著提升了靈活就業(yè)收入，縮小了正規(guī)就業(yè)和靈活就業(yè)者的工資差異（戚聿東等，2022）；從地區(qū)收入差距角度考慮，互聯(lián)網(wǎng)使用促進(jìn)了要素流動，降低了地區(qū)分割程度，縮小了區(qū)域間經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距（周少甫、陳亞輝，2022）；從城鄉(xiāng)收入差距角度考慮，互聯(lián)網(wǎng)使用提高了農(nóng)村居民獲取信息和勞動知識技能的能力，拓寬了農(nóng)村居民就業(yè)方式和就業(yè)渠道，進(jìn)而提升居民收入（劉生龍等，2021）。

其次，數(shù)字技術(shù)賦能實(shí)體經(jīng)濟(jì)，弱化了人們對傳統(tǒng)生產(chǎn)要素的依賴，帶動了平臺經(jīng)濟(jì)等新業(yè)態(tài)的快速發(fā)展，催生了自主創(chuàng)業(yè)等靈活就業(yè)新模式。一是創(chuàng)業(yè)活動能夠增加社會企業(yè)數(shù)量，促進(jìn)市場競爭，在一定程度上改變原有廠商的壟斷地位（Bruton et al.,2013），從而改善收入分配，縮小貧富差距。二是數(shù)字平臺賦能幫助個(gè)體建立創(chuàng)業(yè)孵化渠道或者自我雇傭創(chuàng)業(yè)渠道（Si et al.，2015），同時(shí)也豐富了貧困地區(qū)人口創(chuàng)造收入的方式，如越來越多的農(nóng)民通過網(wǎng)絡(luò)直播的方式售賣自產(chǎn)蔬果。電子商務(wù)具有低進(jìn)入門檻和低創(chuàng)業(yè)成本的特點(diǎn)，這一優(yōu)勢為中低收入群體提供了良好的創(chuàng)業(yè)契機(jī)。Kimhi（2010）認(rèn)為農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)可以通過延長農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈，提高農(nóng)產(chǎn)品深加工水平，從而拓寬農(nóng)戶創(chuàng)收渠道，改善收入分配格局。中國新增企業(yè)數(shù)量逐年上升，農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活動興起，數(shù)字技術(shù)引發(fā)的創(chuàng)業(yè)企業(yè)和就業(yè)崗位增長數(shù)量可觀。據(jù)啟信寶網(wǎng)站數(shù)據(jù)顯示，2021年全國新增注冊企業(yè)超2780萬家，相比2020年增加10.94%；據(jù)《2015 年農(nóng)民工監(jiān)測調(diào)查報(bào)告》的數(shù)據(jù)顯示，農(nóng)民工群體中創(chuàng)業(yè)人數(shù)占比達(dá)到了16.6%。三是創(chuàng)業(yè)活動具有正外部性，不僅實(shí)現(xiàn)了人們的自我就業(yè)，還能帶動更多的人參與就業(yè)（Fritsch and Mueller，2008）。創(chuàng)業(yè)者通過創(chuàng)業(yè)活動，在直接提供更多的就業(yè)崗位、吸納大量勞動力的同時(shí)，還帶動了周圍人的創(chuàng)業(yè)熱情，有利于形成示范效應(yīng)。四是數(shù)字普惠金融的推廣使更多的低收入人群和中小企業(yè)獲益，數(shù)字金融的覆蓋廣度、使用深度和數(shù)字支持服務(wù)程度顯著促進(jìn)了創(chuàng)業(yè)（謝絢麗等，2018），帶來了創(chuàng)業(yè)機(jī)會的均等化，創(chuàng)業(yè)企業(yè)增加而勞動力供給減少，勞動需求增加，導(dǎo)致工資水平上升，創(chuàng)業(yè)者與工資收入者的收入差距逐漸縮?。◤堼堃?，2013）。

綜上，數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展改變了傳統(tǒng)的生產(chǎn)生活方式，降低了個(gè)體獲取信息和使用信息的成本，同時(shí)賦能創(chuàng)業(yè)，為個(gè)體提供更多創(chuàng)造收入的途徑，為個(gè)體發(fā)展提供公平的競爭環(huán)境和平臺。但上述研究更多地探討數(shù)字經(jīng)濟(jì)對總體收入分配和地區(qū)收入差距的影響及其機(jī)制，尚未關(guān)注到數(shù)字經(jīng)濟(jì)對同齡群體收入差距的作用。測算同一年齡段的收入差距，需要消除同一組群的年齡效應(yīng)，微觀數(shù)據(jù)庫對個(gè)體的長期追蹤使測算同齡收入差距的發(fā)展趨勢成為可能。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）模型設(shè)定

文獻(xiàn)研究表明數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展對收入分配帶來諸多影響，但與同齡收入差距的關(guān)系尚未可知，考慮到數(shù)字經(jīng)濟(jì)時(shí)代的同齡收入差距問題被愈加關(guān)注，本文初步設(shè)定如下模型考察數(shù)字經(jīng)濟(jì)對同齡收入差距的經(jīng)驗(yàn)分析：

其中，被解釋變量AGat代表個(gè)體i 所在省級層面下年齡組群a 在t 年的同齡收入不平等指數(shù)，核心解釋變量Dataindexjt是基于省級層面的數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平指數(shù)。向量Xjt代表一系列省級層面的控制變量，包括人均地區(qū)生產(chǎn)總值、財(cái)政支出、產(chǎn)業(yè)發(fā)展程度、城鎮(zhèn)化率和市場化程度等；向量Zit代表一系列個(gè)體層面的控制變量，如性別、婚姻狀況、政治面貌、健康狀況、受教育程度、戶口類型等以及家庭因素包括父母親受教育程度等。此外，ηj為省份固定效應(yīng)，μi為個(gè)體固定效應(yīng)，λt為時(shí)間固定效應(yīng)，εijt表示隨機(jī)擾動項(xiàng)。

（二）變量測度與說明

1.同齡收入差距（AG）

根據(jù)年齡調(diào)整的基尼系數(shù)的測算最早是由Paglin（1975）提出的。Paglin（1975）認(rèn)為，當(dāng)使用橫截面數(shù)據(jù)時(shí)，經(jīng)典基尼系數(shù)過分具體化了平等的條件：假設(shè)目前沒有經(jīng)濟(jì)增長，完美的平等不僅要求終身收入相等，而且要求所有年齡段的個(gè)人在任何給定年份都必須有相同的收入，這只有在年齡-收入曲線不變的情況下才能實(shí)現(xiàn)。因此，有必要對不平等的橫向衡量標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行年齡調(diào)整。Paglin（1975）提出的PG指數(shù)可以表示為：

應(yīng)用標(biāo)準(zhǔn)基尼系數(shù)分解，PG可以改寫為：

其中，G_b 表示如果每個(gè)年齡組中每個(gè)人的收入被相關(guān)年齡組的收入取代獲得的基尼系數(shù)，Gi代表個(gè)體i年齡組內(nèi)的基尼系數(shù)，θi是該群體的收益份額和人口份額的乘積給出的權(quán)重，ni表示個(gè)體i年齡組的人數(shù)，R表示各年齡組收入分布的重疊程度。

Wertz（1979）在Paglin（1975）的PG指數(shù)基礎(chǔ)上構(gòu)造了WG（Wertz-Gini）指數(shù)：

其中，yi和yj分別表示個(gè)體i 和個(gè)體j 的實(shí)際個(gè)人收入，μi和μj分別表示個(gè)體i 和個(gè)體j 所屬年齡組的所有個(gè)體的平均收入。WG和PG都將個(gè)人的平均收入定義為所屬年齡組的平均收入，忽略了其他收入產(chǎn)生因素與年齡相關(guān)，它們不僅消除了年齡造成的不平等，還消除了其他因素造成的不平等?；诖?，Alm?s et al.（2012）提出了一種新的測度方法（即AG指數(shù)）。

AG指數(shù)測算的同齡收入不平等可表示為:

其中，yi表示個(gè)體i的實(shí)際收入，建立收入決定模型，如下：

對上式模型取對數(shù)并進(jìn)行簡化:

其中，ai表示個(gè)體i 所在年齡組群，Xi表示個(gè)體特征變量，函數(shù)f 是取決于年齡的收入增長模型。δi表示在保持其他變量不變的情況下，個(gè)人i所在年齡組群相對于其他年齡組群的收入百分比差異。

其中，eδk表示消除與年齡相關(guān)因素的收入影響后，個(gè)體k 所屬年齡組的凈年齡效應(yīng)。如果沒有其他決定收入的影響因素與年齡相關(guān)，那么這里的均衡收入就等于每個(gè)年齡組群的平均收入。如果收入又沒有年齡效應(yīng)，那么均衡收入就是社會整體收入和人數(shù)的比值。根據(jù)式（9），通過計(jì)算~yi得到的估計(jì)值，進(jìn)而測算AG指數(shù)。

相比其他指數(shù)測算方法，AG 指數(shù)的優(yōu)勢在于，其僅消除了年齡帶來的不平等，保留了與年齡相關(guān)的其他影響收入的因素，能夠反映收入分配中同齡人收入不平等問題（Alm?s et al.，2012）。計(jì)算同齡收入不平等的含義雖然簡單，但需要使用較為完備的個(gè)人收入和個(gè)人信息數(shù)據(jù)?，F(xiàn)有的利用微觀數(shù)據(jù)計(jì)算收入不平等的研究中，通常使用家庭人均收入，即用家庭總收入除以家庭總?cè)丝诘玫?，這一做法是在假定了家庭成員收入均等的條件下，不適合用來測算社會同齡收入不平等指數(shù)。本文在此基礎(chǔ)上做出改進(jìn)，利用CFPS成人數(shù)據(jù)庫中的個(gè)人收入數(shù)據(jù)進(jìn)行同齡收入不平等的測算，這里的個(gè)人收入是工資收入、從事自家農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營、私營企業(yè)/個(gè)體工商/其他自雇的收入的總和。

估計(jì)同齡收入不平等，盡可能將既影響收入又受年齡影響的控制變量納入模型。根據(jù)個(gè)人識別碼，將成人數(shù)據(jù)庫與家庭數(shù)據(jù)庫相匹配，進(jìn)而將個(gè)人與其父母聯(lián)系起來，從而允許對家庭背景進(jìn)行控制。出于數(shù)據(jù)可得的考慮，個(gè)人特征包括年齡、受教育年限和社會地位，家庭特征包括父親受教育年限、母親受教育年限、出生時(shí)父親的年齡以及出生時(shí)母親的年齡。中國傳統(tǒng)文化習(xí)慣將每個(gè)整10歲作為新階段的生活起點(diǎn)，因此，本文以每個(gè)整十?dāng)?shù)年齡為一組，分為16—29歲、30—39歲、40—49歲、50—60 歲四個(gè)年齡組群，同一年齡組群的個(gè)體視為同齡人，測算了25 個(gè)?。▋?nèi)蒙古自治區(qū)、海南、西藏、青海、寧夏、新疆除外）各年齡組群的同齡收入不平等指數(shù)。

2.數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（Dataindex）

數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展經(jīng)歷了信息技術(shù)和人工智能等數(shù)字技術(shù)產(chǎn)業(yè)化到互聯(lián)網(wǎng)等數(shù)字平臺賦能化的過程，目前已經(jīng)逐漸趨于成熟，涉及數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平指數(shù)測度的文獻(xiàn)也越來越多。本文借鑒黃群慧等（2019）、趙濤等（2020）以及柏培文、喻理（2021）的指標(biāo)體系構(gòu)建思路，綜合考量數(shù)據(jù)的可獲得性，從數(shù)字用戶、數(shù)字平臺、數(shù)字產(chǎn)出以及數(shù)字金融普惠四個(gè)維度十個(gè)指標(biāo)對各省的數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平進(jìn)行測度，其中，數(shù)字用戶維度包括互聯(lián)網(wǎng)普及率、移動互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)和潛在互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)，互聯(lián)網(wǎng)普及率用每百人互聯(lián)網(wǎng)寬帶用戶表示，移動互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)用每百人移動電話用戶數(shù)表示，潛在互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)用每百人固定電話用戶數(shù)表示，數(shù)據(jù)來自《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》以及工業(yè)和信息化部網(wǎng)站；數(shù)字平臺維度包括電子商務(wù)體量和平臺數(shù)量，電子商務(wù)體量用電子商務(wù)交易額對數(shù)表示，平臺數(shù)量用域名、網(wǎng)民和網(wǎng)站數(shù)表示，數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計(jì)局、《中國電子商務(wù)年鑒》和CNNIC 網(wǎng)站；數(shù)字產(chǎn)出維度包括互聯(lián)網(wǎng)相關(guān)產(chǎn)出和數(shù)字技術(shù)從業(yè)人員，互聯(lián)網(wǎng)相關(guān)產(chǎn)出用電信業(yè)務(wù)總量/總?cè)丝诒硎?，?shù)字技術(shù)從業(yè)人員用計(jì)算機(jī)和軟件從業(yè)人員占城鎮(zhèn)就業(yè)人員比重表示，數(shù)據(jù)來自《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》；數(shù)字金融普惠維度包括數(shù)字普惠金融指數(shù)這一指標(biāo)，數(shù)據(jù)來自北京大學(xué)數(shù)字普惠金融指數(shù)。對以上指標(biāo)數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化后進(jìn)行降維處理，運(yùn)用主成分分析法得到數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平指數(shù)。

3.“內(nèi)卷”和競爭的變量定義

內(nèi)卷（Involution）?！皟?nèi)卷”一詞最早由Geertz（1963）提出，指在限定或限制了資本和土地等資源的情況下，勞動力依舊流入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中，并造成勞動生產(chǎn)率持續(xù)低下的過程。對此，可以發(fā)現(xiàn)內(nèi)卷也是一種競爭，但由于信息的不對稱和資源的限制，競爭方式和競爭范圍受到了資源的約束，帶來內(nèi)部之間的過度競爭，從而導(dǎo)致個(gè)體“努力收益回報(bào)”下降（楊衛(wèi)，2022）。對于30 歲以上群體而言，其教育水平幾乎已是既定變量，不會再隨著數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展而追加投入，因此數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展實(shí)際上使得教育資本的回報(bào)率發(fā)生改變，造成收益率下降，進(jìn)而產(chǎn)生所謂的“內(nèi)卷”問題。本文用同齡群體教育資本的收入回報(bào)（income）作為代理變量，據(jù)此反映同一年齡群體由于資源限制所帶來的資本收益回報(bào)下降的過度競爭。

競爭（Competition）。按照亞當(dāng)?斯密所提倡的理想化公平性自由競爭的概念，經(jīng)濟(jì)學(xué)中的競爭指經(jīng)濟(jì)主體之間在平等的條件下為獲取經(jīng)濟(jì)利益而展開的較量，其本質(zhì)是通過一定的競爭環(huán)境按照社會規(guī)范進(jìn)行，促進(jìn)自身和社會的進(jìn)步。數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展帶來了更加公平的競爭環(huán)境。首先，數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展拓寬了個(gè)體在勞動力市場上的競爭方式（互聯(lián)網(wǎng)使用）。數(shù)字經(jīng)濟(jì)背景下的互聯(lián)網(wǎng)與工作場景深度融合，個(gè)體利用互聯(lián)網(wǎng)工作不僅是對傳統(tǒng)工作方式的擴(kuò)展，同時(shí)也提升了工作方式的自主性和靈活性（Bloom et al.，2015）；此外，個(gè)體可利用互聯(lián)網(wǎng)進(jìn)行學(xué)習(xí)和社交，互聯(lián)網(wǎng)的低成本教學(xué)和培訓(xùn)提升了勞動力的人力資本水平，改變了個(gè)體的就業(yè)選擇（宋林、何洋，2020）。田鴿、張勛（2022）的研究證實(shí)數(shù)字經(jīng)濟(jì)所帶來的互聯(lián)網(wǎng)的使用有助于促進(jìn)農(nóng)村勞動力向非農(nóng)行業(yè)流動。其次，數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展拓寬了個(gè)體在勞動力市場上的競爭范圍（創(chuàng)業(yè)）。數(shù)字經(jīng)濟(jì)背景下互聯(lián)網(wǎng)的大力普及可以顯著增加靈活就業(yè)者的自雇概率（戚聿東等，2021），個(gè)體不僅可以通過受雇獲取收入，也有更多機(jī)會通過創(chuàng)業(yè)增加收入（Kimhi，2010）；在作用機(jī)制上，數(shù)字經(jīng)濟(jì)助推大眾創(chuàng)業(yè)（趙濤等，2020），其主要通過緩解借貸約束、彌補(bǔ)社會關(guān)系資源不足對創(chuàng)業(yè)行為產(chǎn)生積極的推動作用（何宗樾、宋旭光，2020）。

綜上，本文通過競爭方式與競爭范圍表達(dá)信息公開的競爭環(huán)境：互聯(lián)網(wǎng)使用（Internet）采用個(gè)體互聯(lián)網(wǎng)使用數(shù)據(jù)，用來表達(dá)競爭方式；創(chuàng)業(yè)活躍度（Entrep）宏觀層面使用各省每年新增私營企業(yè)數(shù)據(jù)，微觀層面使用個(gè)體創(chuàng)業(yè)數(shù)據(jù)，用來表達(dá)競爭范圍。

4.控制變量的構(gòu)建

控制變量分為省級和個(gè)體兩個(gè)層面，其中，控制省級的經(jīng)濟(jì)特征與個(gè)體的基本特征是剝離相關(guān)因素對本研究的干擾，作為控制變量的這些特征因素將在經(jīng)驗(yàn)分析中被考慮，對此，表1列出了模型中用到的控制變量及其構(gòu)建方式。

表1 控制變量的構(gòu)建

（三）數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)主要來自國家統(tǒng)計(jì)局、《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國電子商務(wù)年鑒》、工業(yè)和信息化部網(wǎng)站、CNNIC 網(wǎng)站、中國市場化指數(shù)數(shù)據(jù)庫以及由北京大學(xué)數(shù)字金融研究中心和螞蟻金服集團(tuán)共同編制（郭峰等，2020）的數(shù)字普惠金融指數(shù)等相關(guān)宏觀數(shù)據(jù)庫和CFPS微觀數(shù)據(jù)庫（包括成人數(shù)據(jù)庫和家庭數(shù)據(jù)庫）。其中，按受教育程度劃分，小學(xué)及以下樣本21193 人，大專及以上樣本14820 人，中間樣本36622人；按城鄉(xiāng)劃分，農(nóng)村樣本48812人，城鎮(zhèn)樣本23823人；按性別劃分，男性樣本40375人，女性樣本32260人。

四、回歸結(jié)果和分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

本文實(shí)證采用非平衡面板數(shù)據(jù)，通過F 檢驗(yàn)和豪斯曼檢驗(yàn)確定了本研究的固定效應(yīng)模型，根據(jù)式（1）進(jìn)行回歸，表2報(bào)告了數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對同齡收入差距的基準(zhǔn)回歸估計(jì)結(jié)果。

表2 總體基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表2列（1）未加入控制變量，只考慮了數(shù)字經(jīng)濟(jì)和同齡收入差距的單變量關(guān)系，列（2）增加了省級控制變量，列（3）加入了個(gè)體控制變量，列（4）同時(shí)加入省級控制變量和個(gè)體控制變量。結(jié)果顯示，在各種模型的回歸結(jié)果中核心解釋變量數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展指數(shù)（Dataindex）的估計(jì)系數(shù)都為負(fù)，且均在1%水平下顯著，表明數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展有利于縮小同齡收入差距。

（二）模型的進(jìn)一步調(diào)整和檢驗(yàn)

首先，考慮到不同年齡層對數(shù)字經(jīng)濟(jì)的接受度和應(yīng)用能力不同，本文將樣本分為四個(gè)年齡組群分別進(jìn)行回歸，探究數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展對同齡收入差距的影響在不同年齡層的表現(xiàn)。表3列（1）—列（4）報(bào)告了回歸結(jié)果。

表3中列（1）和列（2）數(shù)字經(jīng)濟(jì)對16—29歲以及30—39歲這兩個(gè)年齡段的同齡收入差距有顯著的負(fù)向影響，表明數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展減小了40歲以下青年人群之間的收入相對不均，有效激勵年輕人向上努力奮斗；其中，對30—39 歲這個(gè)群體的作用最大。另外，數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展對40—49 歲和50—60歲年齡層的同齡收入差距的系數(shù)為正，且在1%水平上顯著，表明數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展反而擴(kuò)大了40—60這個(gè)年齡層的同齡收入差距?？赡艿慕忉屖牵菏紫?，40歲以下的青年人對數(shù)字技術(shù)和數(shù)字信息的獲取和應(yīng)用能力更強(qiáng)，中老年群體雖然有主動觸網(wǎng)需求，但使用互聯(lián)網(wǎng)的過程仍存在各種障礙。其次，40 歲以下的青年群體是伴隨著互聯(lián)網(wǎng)成長起來的一代人，他們對數(shù)字技術(shù)和互聯(lián)網(wǎng)的應(yīng)用較少受限于受教育水平；而對于40歲以上的同齡群體而言，他們利用數(shù)字經(jīng)濟(jì)創(chuàng)收增收的能力更多受制于受教育水平，數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展反倒拉大了這一同齡群體的收入差距。這一發(fā)現(xiàn)啟示社會應(yīng)重視處在數(shù)字經(jīng)濟(jì)時(shí)代的中老年群體，解決中老年人群觸網(wǎng)困難，提高老年群體網(wǎng)絡(luò)普及率，加大其數(shù)字應(yīng)用技術(shù)的培訓(xùn)力度。

其次，考慮到以2014 年為節(jié)點(diǎn)國家開始實(shí)施“寬帶中國”戰(zhàn)略，加大了數(shù)字經(jīng)濟(jì)的政策支持力度，本文進(jìn)一步探究“寬帶中國”實(shí)施前后對同齡收入差距的影響是否存在顯著差別。具體操作如下：采用二元取值進(jìn)行賦值，將實(shí)施了“寬帶中國”政策的年份賦值為1，得到表3 列（5）和列（6）的回歸結(jié)果。列（5）和列（6）的變量Dataindex 系數(shù)均為負(fù)且在1%水平上顯著，可以發(fā)現(xiàn)：作為數(shù)字經(jīng)濟(jì)大力發(fā)展的節(jié)點(diǎn)，較之于2014 年之前，2014 年之后數(shù)字經(jīng)濟(jì)對同齡收入差距的影響更加顯著；且較之于表2基準(zhǔn)回歸的作用效果，收斂作用更加突出?；鶞?zhǔn)回歸的調(diào)整和進(jìn)一步檢驗(yàn)揭示了2014年之后數(shù)字經(jīng)濟(jì)的大力發(fā)展對同齡收入差距的影響更加突出，其作用更加明顯。

（三）內(nèi)生性分析

基準(zhǔn)回歸的結(jié)果還可能受到以下兩點(diǎn)影響：其一，可能存在一些未包含在控制變量里的因素同時(shí)影響數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展和同齡收入差距，如果數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展對同齡收入差距的影響還受到不可觀測的變量的干擾，估計(jì)結(jié)果將是有偏的；其二，數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度是一個(gè)不易準(zhǔn)確測量的經(jīng)濟(jì)變量，本文所用測量方法可能存在一定的誤差。因此，為核心解釋變量數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（Dataindex）選取合適的工具變量，是解決上述內(nèi)生性問題常用的方法。

1.構(gòu)建工具變量

本文采用歷史數(shù)據(jù)工具變量進(jìn)行內(nèi)生性分析。借鑒黃群慧等（2019）和趙濤等（2020）的做法，采用各省在1984年的每萬人電話機(jī)數(shù)量作為數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的工具變量，數(shù)據(jù)來源于《1984年中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。一方面，用某地1984 年的電話機(jī)數(shù)據(jù)代表其當(dāng)年的數(shù)字經(jīng)濟(jì)狀況，歷史上的電信基礎(chǔ)設(shè)施可能會影響到數(shù)字技術(shù)的發(fā)展，與現(xiàn)在的數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平有很強(qiáng)的相關(guān)性，滿足工具變量的相關(guān)性；另一方面，隨著固定電話逐步淡出歷史舞臺，其對收入差距的影響也逐漸式微，滿足工具變量的外生性。需要強(qiáng)調(diào)的是，本文基準(zhǔn)回歸所用數(shù)據(jù)為非平衡面板數(shù)據(jù)，僅用1984年一年的每萬人電話數(shù)據(jù)不能直接用于工具變量檢驗(yàn)，因此，參考Nunn and Qian（2014）與趙濤等（2020）對于這一問題的處理方法，以上一年全國互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)分別與1984年各省每萬人電話機(jī)數(shù)量構(gòu)造交互項(xiàng)，作為本文核心解釋變量的工具變量。

表4列（1）（2）報(bào)告了使用工具變量檢驗(yàn)的估計(jì)結(jié)果。結(jié)果顯示，在考慮了內(nèi)生性之后，數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對同齡收入差距的系數(shù)仍為負(fù)且顯著，也即數(shù)字經(jīng)濟(jì)對同齡收入差距的負(fù)向效應(yīng)仍成立。

表4 內(nèi)生性分析和穩(wěn)健性檢驗(yàn)

2.有關(guān)工具變量的進(jìn)一步檢驗(yàn)

根據(jù)表4列（1）（2）的結(jié)果，Kleibergen-Paap rk的LM統(tǒng)計(jì)量p值為0.0000，顯著拒絕“工具變量識別不足”的原假設(shè)；進(jìn)行工具變量的弱識別檢驗(yàn)，Wald F 統(tǒng)計(jì)量大于Stock-Yogo 弱識別檢驗(yàn)10%水平上的臨界值。此外，借鑒Conley et al.（2012）的LTZ方法進(jìn)行了近似外生工具變量檢驗(yàn)，列（3）的系數(shù)結(jié)果表明，在工具變量非完全外生時(shí)估計(jì)結(jié)果仍然穩(wěn)健。以上各種檢驗(yàn)均說明所選工具變量的合理性。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

上述分析說明基準(zhǔn)模型通過了內(nèi)生性檢驗(yàn)，但仍有部分因素值得探討，比如基準(zhǔn)回歸的結(jié)果是否是由數(shù)字經(jīng)濟(jì)的定義驅(qū)動的、同齡收入不平等指數(shù)的測度間隔是否影響實(shí)證結(jié)果以及實(shí)證回歸中所用樣本容量是否會導(dǎo)致結(jié)果偏差。

1.替換核心解釋變量

首先討論本文構(gòu)建的核心解釋變量是否可以準(zhǔn)確衡量數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展水平，使用替換核心解釋變量方法對基準(zhǔn)模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)?；A(chǔ)模型中的數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平變量是在李曉鐘、李俊雨（2022）以及陳文、吳贏（2021）的基礎(chǔ)上進(jìn)行了拓展，按照他們的做法，將數(shù)字普惠金融這一指標(biāo)去掉，重新測度數(shù)字經(jīng)濟(jì)這一變量，并進(jìn)行回歸檢驗(yàn)，得到表4列（4）的實(shí)證結(jié)果，變量Dataindex的系數(shù)為負(fù)，且通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)。再者，使用熵值法重新測算數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，并代入式（1）進(jìn)行回歸檢驗(yàn)，列（5）報(bào)告了檢驗(yàn)的結(jié)果，數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（Dataindex）的系數(shù)顯著為負(fù)。兩種方法的實(shí)證結(jié)果都同基準(zhǔn)回歸的結(jié)論保持一致，由此可得基準(zhǔn)回歸的結(jié)果是穩(wěn)健的。

2.替換因變量

基礎(chǔ)模型中的因變量同齡收入不平等指數(shù)是以年齡逢十進(jìn)行測算的，借鑒Alm?s et al.（2011）的做法，以年齡逢五為一個(gè)年齡區(qū)間測算同齡收入不平等指數(shù)，并重新代入模型（1）進(jìn)行回歸檢驗(yàn)，得到表4 列（6）的回歸結(jié)果。核心解釋變量Dataindex 的估計(jì)系數(shù)為負(fù)，且在1%水平上顯著，表明基準(zhǔn)回歸結(jié)果并沒有因?yàn)橐蜃兞康臏y度方式不同而導(dǎo)致嚴(yán)重偏誤。

3.改變樣本容量

一般而言，“內(nèi)卷”在40歲以下群體中表現(xiàn)尤為突出，數(shù)字經(jīng)濟(jì)的最大受益群體也主要為熟練利用互聯(lián)網(wǎng)的青年群體，因此，本文剔除了40 歲以上群體的樣本，并對式（1）重新進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，得到表4列（7）的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，新樣本的核心解釋變量依然通過了顯著性檢驗(yàn)，且和基準(zhǔn)回歸結(jié)果的結(jié)論一致。

五、機(jī)制分析

基準(zhǔn)回歸結(jié)果表明數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展顯著緩解了同齡收入差距的擴(kuò)大趨勢，那么其內(nèi)在的作用機(jī)制是什么？本文進(jìn)行以下分析來考察數(shù)字經(jīng)濟(jì)影響同齡收入差距的具體傳導(dǎo)機(jī)制。

（一）內(nèi)卷還是競爭？

由文獻(xiàn)可知，公平競爭有利于縮小收入差距。數(shù)字經(jīng)濟(jì)的到來使“內(nèi)卷”和競爭相伴而生，數(shù)字經(jīng)濟(jì)帶給同齡人的究竟是“內(nèi)卷”還是競爭？由于資源的有限性，同齡群體內(nèi)部過度競爭明顯，那么在同齡“內(nèi)卷”的情況下，個(gè)體教育資本的回報(bào)率是逐年降低的，本文以此來說明數(shù)字經(jīng)濟(jì)背景下的“內(nèi)卷”現(xiàn)象，并構(gòu)建如下模型進(jìn)行檢驗(yàn)：

其中，被解釋變量ln(income)it代表個(gè)體i 在t 年收入的對數(shù)，核心解釋變量Eduit代表個(gè)體i 的受教育程度。同模型（1），向量Xjt代表一系列省級層面的控制變量，向量Zit代表一系列個(gè)體層面的控制變量。此外，ηj為省份固定效應(yīng)，μi為個(gè)體固定效應(yīng)，εijt表示隨機(jī)擾動項(xiàng)。

表5報(bào)告了不同年齡群組教育對收入的影響結(jié)果。所有的同齡組群中，2014 年之前教育的收入回報(bào)逐年降低，2014 年之后教育的收入回報(bào)逐年增長，這表明在2014 年之后同齡群體間的內(nèi)卷現(xiàn)象是趨于緩和的。根據(jù)前文典型事實(shí)三，政府在2014年之后加大了對數(shù)字經(jīng)濟(jì)的政策支持力度，數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展更為迅速，同齡內(nèi)卷現(xiàn)象出現(xiàn)緩和的時(shí)間節(jié)點(diǎn)和數(shù)字經(jīng)濟(jì)大力發(fā)展的節(jié)點(diǎn)是一致的。

表5 內(nèi)卷的表現(xiàn)-不同年齡教育收入回報(bào)

為進(jìn)一步檢驗(yàn)數(shù)字經(jīng)濟(jì)在同齡群體的教育回報(bào)中是否起到了積極的作用，本文在模型（10）的基礎(chǔ)上加入了數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展變量和教育程度與數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的交乘項(xiàng)，以交乘項(xiàng)的系數(shù)表示數(shù)字經(jīng)濟(jì)對教育回報(bào)的調(diào)節(jié)作用，并加入了年份固定效應(yīng)。由于交互項(xiàng)與自變量和調(diào)節(jié)變量之間產(chǎn)生的高度共線性可能使我們的模型估計(jì)產(chǎn)生偏差，本文通過中心化處理對實(shí)證模型進(jìn)行了修正?；貧w結(jié)果見表6。從表6 的結(jié)果可知，交乘項(xiàng)系數(shù)均為正，在40 歲以下的同齡組群中通過了1%的顯著性，在40 歲以上的同齡組群中不顯著，表明數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展有效調(diào)節(jié)了40 歲以下同齡人之間的“內(nèi)卷”程度?？赡艿慕忉屖牵?0歲以下的青年人受信息技術(shù)和互聯(lián)網(wǎng)的影響更大，根據(jù)《中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展?fàn)顩r統(tǒng)計(jì)報(bào)告》的數(shù)據(jù)顯示，2019年全國網(wǎng)民中50歲及以上網(wǎng)民群體占比僅有13.6%，造成中老年數(shù)字鴻溝最重要的原因之一是出生和成長就伴隨著信息通信技術(shù)的人與沒有信息通信技術(shù)的人之間的差異。綜上，數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展緩和了“內(nèi)卷”現(xiàn)象，從而促進(jìn)了更加公平的競爭。

表6 競爭的作用-數(shù)字經(jīng)濟(jì)的調(diào)節(jié)

（二）競爭方式或競爭范圍拓展？

文獻(xiàn)分析表明數(shù)字經(jīng)濟(jì)通過帶來公平的競爭進(jìn)而影響同齡收入差距，主要體現(xiàn)在競爭方式（互聯(lián)網(wǎng)普及）和競爭范圍（創(chuàng)業(yè)）的拓展上，本文對數(shù)字經(jīng)濟(jì)影響同齡收入差距的機(jī)制進(jìn)行檢驗(yàn)。檢驗(yàn)方法如下：在基準(zhǔn)回歸模型（1）的基礎(chǔ)上，構(gòu)建數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平指數(shù)Dataindex 對中介變量M 的回歸模型以及數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平指數(shù)Dataindex與中介變量M 對同齡收入不平等指數(shù)AG 的回歸模型，通過觀察系數(shù)β1、γ1和γ2的顯著性判斷機(jī)制效應(yīng)是否存在。模型設(shè)定如下：

其中，ηj為省份固定效應(yīng)，μi為個(gè)體固定效應(yīng)，λt為時(shí)間固定效應(yīng)，εijt表示隨機(jī)擾動項(xiàng)。

1.競爭方式的作用機(jī)制

數(shù)字經(jīng)濟(jì)促進(jìn)了互聯(lián)網(wǎng)平臺的大力發(fā)展，為個(gè)體參與勞動提供了新的方式，個(gè)體可通過互聯(lián)網(wǎng)平臺進(jìn)行學(xué)習(xí)和工作等活動，提升自身能力的同時(shí)提高了在勞動市場上的競爭力。本文以個(gè)體是否上網(wǎng)學(xué)習(xí)或工作作為競爭方式的代理變量進(jìn)行機(jī)制檢驗(yàn)。在數(shù)據(jù)使用上，CFPS 問卷在2014—2018年收集了個(gè)體互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)學(xué)習(xí)和工作的頻率信息。在數(shù)據(jù)清洗上，本文將從不使用互聯(lián)網(wǎng)學(xué)習(xí)和工作的回答賦值為0，其他賦值為1。

表7報(bào)告了利用中介效應(yīng)模型對該機(jī)制的檢驗(yàn)結(jié)果。使用上網(wǎng)學(xué)習(xí)或工作與否作為競爭方式的代理變量，在列（1）檢驗(yàn)了數(shù)字經(jīng)濟(jì)對同齡收入差距具有積極影響的基礎(chǔ)上，列（2）驗(yàn)證了數(shù)字經(jīng)濟(jì)是否能夠促進(jìn)居民上網(wǎng)學(xué)習(xí)或工作。由列（2）可知，回歸系數(shù)為正，且在1%的水平上顯著，證實(shí)了數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展促進(jìn)了居民通過上網(wǎng)提升自身競爭力的活動。列（3）中數(shù)字經(jīng)濟(jì)對同齡收入差距的積極影響相比列（1）有所下降，變量Internet 系數(shù)為負(fù)，且在1%水平上顯著，說明使用互聯(lián)網(wǎng)學(xué)習(xí)或工作是數(shù)字經(jīng)濟(jì)促進(jìn)同齡收入差距縮小的作用機(jī)制。綜上，使用是否上網(wǎng)學(xué)習(xí)或工作作為競爭方式的代理變量進(jìn)行中介效應(yīng)回歸通過了機(jī)制檢驗(yàn)。

表7 競爭方式-互聯(lián)網(wǎng)使用的作用機(jī)制

2.競爭范圍的作用機(jī)制

數(shù)字技術(shù)產(chǎn)業(yè)化帶動企業(yè)發(fā)展的同時(shí)也支持和推動了個(gè)體的創(chuàng)業(yè)活動，個(gè)體增收創(chuàng)收不再僅依靠在勞動力市場求職，數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展同樣拓寬了個(gè)體在勞動市場上的競爭范圍。本文從宏觀和微觀兩個(gè)角度對數(shù)字經(jīng)濟(jì)對同齡收入差距的競爭范圍機(jī)制路徑進(jìn)行檢驗(yàn)，以創(chuàng)業(yè)作為競爭范圍的代理變量。在宏觀層面，借鑒趙濤等（2020）的做法，使用各省每年新增私營企業(yè)的數(shù)量來衡量創(chuàng)業(yè)變量，數(shù)據(jù)來源于啟信寶官方網(wǎng)站。在數(shù)據(jù)清洗上，對每年新增私營企業(yè)數(shù)作對數(shù)處理。在微觀層面，2010—2018 年CFPS 問卷都收集了關(guān)于個(gè)體工作類型的信息。在數(shù)據(jù)清洗上，2012—2018 年詢問被訪者主要工作類型有四個(gè)選項(xiàng)：①自家農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營；②私營企業(yè)、個(gè)體工商戶或其他自雇；③農(nóng)業(yè)打工；④非農(nóng)受雇。本文將回答為②的樣本作為創(chuàng)業(yè)樣本進(jìn)行實(shí)證分析，并賦值為1。2010 年未詢問被訪者的工作類型，本文將問題“去年，個(gè)體（私營）經(jīng)營者的凈收益（元）”做數(shù)據(jù)清洗，回答中有收益數(shù)額的樣本作為創(chuàng)業(yè)樣本，同上，采用二元取值進(jìn)行賦值。利用回歸模型（11）（12）對該作用機(jī)制進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，回歸結(jié)果見表8。

表8 競爭范圍-創(chuàng)業(yè)的作用機(jī)制

在宏觀層面上，列（1）—（2）證實(shí)了數(shù)字經(jīng)濟(jì)對緩解同齡收入差距具有積極作用，且數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展促進(jìn)了地區(qū)創(chuàng)業(yè)活躍度。列（3）中數(shù)字經(jīng)濟(jì)對同齡收入差距的積極影響相比列（1）有所下降，說明創(chuàng)業(yè)是數(shù)字經(jīng)濟(jì)促進(jìn)同齡收入差距的作用機(jī)制。從微觀層面考慮，列（4）和列（1）的估計(jì)結(jié)果一致，列（5）的結(jié)果為正且在5%的水平上顯著，說明數(shù)字經(jīng)濟(jì)促進(jìn)了個(gè)體的創(chuàng)業(yè)行為，同樣，將代表個(gè)體創(chuàng)業(yè)行為的中介變量放入數(shù)字經(jīng)濟(jì)對同齡收入差距影響的模型中，列（6）的回歸系數(shù)相比列（4）有所增加，證實(shí)了數(shù)字經(jīng)濟(jì)通過促進(jìn)創(chuàng)業(yè)行為從而影響同齡收入差距的路徑。

（三）機(jī)制檢驗(yàn)：進(jìn)一步分析

數(shù)字經(jīng)濟(jì)提供了公平競爭的市場環(huán)境，通過拓寬競爭方式（互聯(lián)網(wǎng)使用）和競爭范圍（創(chuàng)業(yè)）的路徑緩解了同齡收入差距的擴(kuò)大趨勢。人們利用互聯(lián)網(wǎng)的多種用途來提升自身競爭力，比如上網(wǎng)學(xué)習(xí)、上網(wǎng)工作或者上網(wǎng)社交，這些方式對緩解同齡收入差距的作用效果如何？哪種方式更有助于縮小同齡收入差距？另外，數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展為同齡人提供了自由競爭、自由創(chuàng)業(yè)的環(huán)境，創(chuàng)業(yè)群體中有些是主動創(chuàng)業(yè)，也有些是生計(jì)所迫，那么何種創(chuàng)業(yè)類型對縮小同齡收入差距的貢獻(xiàn)更大呢？本部分就以上疑問作了進(jìn)一步分析。

1.互聯(lián)網(wǎng)使用方式對同齡收入差距的影響

根據(jù)CFPS 數(shù)據(jù)庫將互聯(lián)網(wǎng)使用方式分為學(xué)習(xí)、上班和社交三種，在數(shù)據(jù)使用上，CFPS 問卷在2014—2018 年收集了個(gè)體互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)學(xué)習(xí)（如搜索學(xué)習(xí)資料、上網(wǎng)絡(luò)學(xué)習(xí)課程等）的頻率、互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)工作的頻率和互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)進(jìn)行社交活動（如聊天、發(fā)微博等）的頻率信息。數(shù)據(jù)清洗上，三種問題的回答選項(xiàng)是一樣的：①幾乎每天；②一周3-4 次；③一周1-2 次；④一月2-3 次；⑤一月1 次；⑥幾個(gè)月1次；⑦從不。本文將頻率從高到低依次賦值為6-5-4-3-2-1-0，將代表上網(wǎng)學(xué)習(xí)、上網(wǎng)工作和上網(wǎng)社交的三個(gè)變量分別代入基礎(chǔ)模型，得到表9中列（1）—（4）的回歸結(jié)果。

表9 機(jī)制檢驗(yàn)的進(jìn)一步分析

根據(jù)表9的回歸結(jié)果來看，利用網(wǎng)絡(luò)學(xué)習(xí)的系數(shù)為-0.0008，且在10%的水平下顯著，說明上網(wǎng)學(xué)習(xí)在一定程度上縮小了同齡收入差距；利用互聯(lián)網(wǎng)工作的系數(shù)為-0.0015，且在1%水平下顯著；總模型中Internet_study 的系數(shù)不顯著，Internet_work 的系數(shù)為-0.0016 且顯著，說明利用互聯(lián)網(wǎng)工作比利用互聯(lián)網(wǎng)學(xué)習(xí)對縮小同齡收入差距的貢獻(xiàn)更大?？赡艿慕忉屖牵暇W(wǎng)學(xué)習(xí)不一定能將知識變現(xiàn)為工資性收入。上網(wǎng)工作之所以顯著縮小同齡收入差距是因?yàn)椋环矫?，利用互?lián)網(wǎng)工作改變了傳統(tǒng)的工作方式，打破了時(shí)間和空間的限制，為勞動者節(jié)約了信息搜尋成本和通勤成本，提高工作效率；另一方面，作為新經(jīng)濟(jì)工作平臺，互聯(lián)網(wǎng)的普及不僅伴隨著大量“互聯(lián)網(wǎng)+”新業(yè)態(tài)，還衍生出大量靈活就業(yè)形式，有些工種只要有網(wǎng)絡(luò)就可以隨時(shí)隨地工作，比如IT、電商、推廣等常見工種。特別是在新冠疫情居家辦公期間，互聯(lián)網(wǎng)更是起到了很大作用。上網(wǎng)工作為人們提供了就業(yè)和提升收入的機(jī)會，縮小了同齡收入差距。

利用互聯(lián)網(wǎng)社交對同齡收入差距的影響系數(shù)為正，說明上網(wǎng)社交反而擴(kuò)大了同齡收入差距。數(shù)字經(jīng)濟(jì)時(shí)代，以微信、微博等為代表的各種社交平臺和社交工具極大豐富了人們的社交生活,拓寬了人們的社交范圍，降低了社會網(wǎng)絡(luò)內(nèi)部的信息溝通成本和勞動力市場供求信息的不對稱程度,使得社會關(guān)系的建立和維護(hù)成本大幅度降低,因而有利于人們拓寬社會網(wǎng)絡(luò)并獲取目的性資源（Hooghe and Oser，2015）。但同時(shí)，社會網(wǎng)絡(luò)是有等級性的，在社會結(jié)構(gòu)中占據(jù)不同位置的人對資源的可獲取性和控制力是不同的（張春泥、劉林平，2008）。所處社會網(wǎng)絡(luò)越高級，其利用互聯(lián)網(wǎng)社交的能力也越強(qiáng)，反之亦然。數(shù)字經(jīng)濟(jì)帶來的社交便利性進(jìn)一步拉大了這種差距，使得不同工資水平的人之間收入差距越來越大，反而擴(kuò)大了同齡收入差距。

2.創(chuàng)業(yè)類型對同齡收入差距的影響

本文將創(chuàng)業(yè)樣本分為生存型創(chuàng)業(yè)和機(jī)會型創(chuàng)業(yè)兩種類型。兩者的主要區(qū)別在于，相比生存型創(chuàng)業(yè)，機(jī)會型創(chuàng)業(yè)不僅能解決創(chuàng)業(yè)者自身的就業(yè)問題，還能帶動社會就業(yè)。在數(shù)據(jù)使用上，以CFPS 問卷中創(chuàng)業(yè)者是否為雇員購買保險(xiǎn)情況作為劃分生存型創(chuàng)業(yè)和機(jī)會型創(chuàng)業(yè)的標(biāo)準(zhǔn)。生存型創(chuàng)業(yè)者往往是迫于生計(jì)開展創(chuàng)業(yè)活動，大多數(shù)是夫妻店或者家庭店，外雇人員的可能性較小，因此，以個(gè)體或私營業(yè)主身份繳納保險(xiǎn)的可能性較小；與生存型創(chuàng)業(yè)者不同，機(jī)會型創(chuàng)業(yè)者往往是為了追求商業(yè)機(jī)會從事創(chuàng)業(yè)活動，能獲得更多的貸款和政策支持，有足夠的經(jīng)濟(jì)實(shí)力為雇員繳納保險(xiǎn)。在數(shù)據(jù)清洗上，2012—2018年的CFPS問卷詢問了被訪者以個(gè)體或者私營業(yè)主的身份繳納的保險(xiǎn)類型，本文將回答了“以上都沒有”的樣本作為生存型創(chuàng)業(yè)的實(shí)證樣本，將回答了任意一種保險(xiǎn)類型的樣本作為機(jī)會型創(chuàng)業(yè)的實(shí)證樣本，以此進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

在模型（1）的基礎(chǔ)上加入創(chuàng)業(yè)類型的代理變量，回歸結(jié)果見表9列（5）—（7）。結(jié)果顯示，生存型創(chuàng)業(yè)為同齡收入差距的縮小貢獻(xiàn)了0.002，而機(jī)會型創(chuàng)業(yè)貢獻(xiàn)了0.014，明顯大于生存型創(chuàng)業(yè)，說明在數(shù)字經(jīng)濟(jì)背景下，機(jī)會型創(chuàng)業(yè)活動更有利于緩解同齡收入差距。可能的解釋是，機(jī)會型創(chuàng)業(yè)不僅改變了創(chuàng)業(yè)者自身的收入，也創(chuàng)造了更多的就業(yè)崗位，帶動他人就業(yè)，從而改善了更多人的收入水平。因此，對于同齡群體而言，機(jī)會型創(chuàng)業(yè)者創(chuàng)造的就業(yè)價(jià)值遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于生存型創(chuàng)業(yè)者為生計(jì)創(chuàng)業(yè)帶來的收入價(jià)值。

六、進(jìn)一步討論：同齡群體中誰從數(shù)字經(jīng)濟(jì)中獲益更多？

數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展對同齡收入差距有著顯著影響，但是這種影響還不足以揭示同齡群體的個(gè)體特征。因此，本文進(jìn)一步考察同齡人中哪類群體從數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展中獲益更多（即收入增長更多），以詳細(xì)解析數(shù)字經(jīng)濟(jì)在同齡群體中的分配效應(yīng)。

（一）低收入還是高收入同齡群體？

前文基準(zhǔn)回歸的結(jié)果只能表明數(shù)字經(jīng)濟(jì)對全樣本的同齡收入差距具有收斂的作用，無法分析數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展對同齡不同收入階層的收入分配效應(yīng)。本文選取樣本中個(gè)人收入的中位數(shù)為分界標(biāo)準(zhǔn)，將樣本分為低收入群體和高收入群體兩組，以考察在不同收入階層中數(shù)字經(jīng)濟(jì)對同齡群體收入的影響，具體結(jié)果如表10 所示。結(jié)果顯示，對于16—39 歲的同齡群體，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對低收入群體收入促進(jìn)作用大于高收入群體；對于40—60歲的同齡群體，數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展對低收入群體收入促進(jìn)作用小于高收入群體。這一結(jié)果和表3中對不同年齡層的同齡群體進(jìn)行基準(zhǔn)回歸的結(jié)果是一致的，數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展縮小了16—39 歲同齡群體的收入差距，反而擴(kuò)大了40—60 歲同齡群體的收入差距。這背后的邏輯在于，40 歲以下和40 歲以上的同齡群體不僅在數(shù)字技術(shù)應(yīng)用和數(shù)字信息獲取方面存在顯著差異，而且利用數(shù)字經(jīng)濟(jì)創(chuàng)收增收的能力受教育水平的影響也有較大差別。

表10 數(shù)字經(jīng)濟(jì)同齡群體高低收入階層的收入分配效應(yīng)

（二）低技能、中等技能還是高技能同齡群體？

不公平競爭對收入分配產(chǎn)生的不利影響還體現(xiàn)在加劇個(gè)體在勞動力市場上競爭能力分化。以信息技術(shù)為核心的數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展對勞動力市場的影響是“有偏”的，高技能個(gè)體更容易適應(yīng)技術(shù)進(jìn)步的勞動力市場，而中低技能個(gè)體更容易被自動化技術(shù)和信息技術(shù)所替代。因此，數(shù)字經(jīng)濟(jì)帶來的有偏的技術(shù)進(jìn)步在提高高技能個(gè)體收入的同時(shí)降低了技能相對較低的個(gè)體的收入，造成技能溢價(jià)提高，不利于收入差距的縮??；另一方面，數(shù)字經(jīng)濟(jì)促進(jìn)了互聯(lián)網(wǎng)平臺的發(fā)展，帶動新興產(chǎn)業(yè)立足勞動力市場，使個(gè)體獲取信息和創(chuàng)造收入的機(jī)會增加，尤其是對低技能群體，比如外賣平臺的興起擴(kuò)大了對低技能勞動者的需求，提高他們的技能單價(jià)，使其收入增加（聶海峰、岳希明，2016），有利于收入差距的縮小。

已有文獻(xiàn)表明，中等技能水平的勞動者被數(shù)字技術(shù)替代的風(fēng)險(xiǎn)較高，而數(shù)字技術(shù)對處于低技能水平和高技能水平的勞動者的收入產(chǎn)生正面作用（Goos et al.，2009），國內(nèi)學(xué)者也確認(rèn)了中國勞動力市場存在兩極化現(xiàn)象（郝楠、江永紅，2017）。本文按照不同技能水平的標(biāo)準(zhǔn)將每個(gè)年齡組群分為三組，分別考察數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展對同齡不同技能水平群體的收入分配效應(yīng)。

出于數(shù)據(jù)獲取考慮，本文將樣本簡單分為三類，小學(xué)及以下代表低技能水平勞動者，大專及以上代表高技能勞動者，中間樣本代表中等技能水平勞動者。表11 報(bào)告了數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對四個(gè)年齡層不同技能水平勞動者收入的影響。從結(jié)果中可以看出，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對同齡不同技能水平群體的收入分配效應(yīng)因年齡段不同存在異質(zhì)性，其中，16—29 歲同齡群體高技能水平個(gè)體從數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展中獲益更多，30—39 歲同齡群體低技能個(gè)體獲益更多，40—49 歲同齡群體中等技能水平個(gè)體獲益更多，而對于50 歲以上的群體，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對低技能和高技能的個(gè)體收入影響不顯著，對中等技能群體的收入存在負(fù)向影響。

表11 數(shù)字經(jīng)濟(jì)對同齡不同技能水平群體的收入分配效應(yīng)

（三）城鎮(zhèn)同齡群體還是農(nóng)村同齡群體？

同齡人間的數(shù)字鴻溝不僅存在于省域間，也存在于城鄉(xiāng)之間。許多學(xué)者探究了數(shù)字經(jīng)濟(jì)對城鄉(xiāng)收入差距的影響，其中，程名望、張家平（2019）分別從宏觀和微觀視角檢驗(yàn)了互聯(lián)網(wǎng)普及對城鄉(xiāng)收入差距的影響效應(yīng)，并認(rèn)為互聯(lián)網(wǎng)普及和城鄉(xiāng)收入差距是“倒U型”的非線性關(guān)系，中國正處于“倒U型”曲線的右側(cè)。李曉鐘、李俊雨（2022）認(rèn)為，人均收入水平和研發(fā)強(qiáng)度能有效調(diào)節(jié)數(shù)字經(jīng)濟(jì)對城鄉(xiāng)收入差距的影響，周利等（2020）發(fā)現(xiàn)數(shù)字普惠金融的發(fā)展增加了金融可得性，從而縮小城鄉(xiāng)收入差距。本文從同齡視角出發(fā)探究數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展對城鄉(xiāng)群體的收入效應(yīng)，表12報(bào)告了實(shí)證的結(jié)果。

表12 數(shù)字經(jīng)濟(jì)的同齡城鄉(xiāng)收入分配效應(yīng)

從表12中可以發(fā)現(xiàn)，數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展能夠顯著提高50歲以下人群的收入，且城鎮(zhèn)居民的收入效應(yīng)大于農(nóng)村居民，但對50—60 歲群體的收入效應(yīng)不顯著。數(shù)字經(jīng)濟(jì)的城鄉(xiāng)收入效應(yīng)因年齡不同存在顯著差異，在16—29 歲的群體中為0.027，30—39 歲的群體中為0.020，40—49 歲的群體中表現(xiàn)為0.027，30—39歲的同齡群體城鄉(xiāng)收入差距最小。本文從同齡收入的維度分析，結(jié)果表明數(shù)字經(jīng)濟(jì)對城鎮(zhèn)居民收入的促進(jìn)效應(yīng)大于農(nóng)村居民，從這個(gè)角度看，數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展似乎擴(kuò)大了同齡收入差距。文獻(xiàn)研究發(fā)現(xiàn)，數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展促進(jìn)了要素流動，個(gè)體就業(yè)和創(chuàng)收越來越不受地域和戶籍的限制，因而在本文的樣本中，城市和農(nóng)村只是在戶籍制度上進(jìn)行的區(qū)分。另外，結(jié)合表3和表11的回歸結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)對于伴隨互聯(lián)網(wǎng)成長起來的一代人，他們對數(shù)字技術(shù)和數(shù)字信息的應(yīng)用更少受限于受教育水平，因此，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對同齡群體的城鄉(xiāng)收入效應(yīng)是和年齡以及受教育水平交織在一起發(fā)揮作用的?；诖?，本文構(gòu)建如下模型進(jìn)一步檢驗(yàn)了數(shù)字經(jīng)濟(jì)的城鄉(xiāng)收入效應(yīng)：

其中，被解釋變量ln(income)it代表個(gè)體i 在t 年收入的對數(shù)，解釋變量Dataindexjt代表數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平指數(shù)，Eduit代表個(gè)體i的受教育程度，Ageit代表個(gè)體i的年齡。同模型（1），向量Xjt代表一系列省級層面的控制變量，向量Zit代表一系列個(gè)體層面的控制變量，ηj為省份固定效應(yīng)，μi為個(gè)體固定效應(yīng)，λt為時(shí)間固定效應(yīng)，εijt表示隨機(jī)擾動項(xiàng)。

表13結(jié)果顯示，在控制了年齡和受教育水平后，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對城鎮(zhèn)群體收入的促進(jìn)作用小于農(nóng)村群體，農(nóng)村群體受教育水平對數(shù)字經(jīng)濟(jì)與收入關(guān)系的正向調(diào)節(jié)效應(yīng)小于城鎮(zhèn)群體，年齡的調(diào)節(jié)效應(yīng)未通過顯著性檢驗(yàn)。這個(gè)結(jié)果和前文的發(fā)現(xiàn)是一致的，相比于城鎮(zhèn)地區(qū)，農(nóng)村地區(qū)存在大量的中低技能勞動力，對于30—50歲的同齡群體而言，中低技能水平個(gè)體在數(shù)字經(jīng)濟(jì)中獲益更多。這一結(jié)果表明，數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展有利于縮小同齡群體整體的城鄉(xiāng)收入差距。

表13 調(diào)整后的數(shù)字經(jīng)濟(jì)城鄉(xiāng)收入分配效應(yīng)

（四）同齡群體中的男性還是女性？

信息技術(shù)的使用存在性別差異，莊家熾等（2016）認(rèn)為男性對信息技術(shù)的學(xué)習(xí)能力、應(yīng)用能力和創(chuàng)新能力都遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過女性，且男性利用信息資源進(jìn)行學(xué)習(xí)創(chuàng)新和人力資本積累的偏好更加強(qiáng)烈。盡管數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展緩解了整體同齡收入差距，但如果它對同齡男性和女性群體的收入影響存在顯著差異，則會加劇同齡人的收入差距。本文將全部樣本按照性別進(jìn)行分組，分別考察數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展對其收入的影響。

將同齡群體分為男性樣本和女性樣本分別進(jìn)行回歸，得到表14的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，女性的數(shù)字經(jīng)濟(jì)收入溢價(jià)超過男性，女性在數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展中受益更多。這背后的邏輯在于，一方面，數(shù)字經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展的時(shí)代，互聯(lián)網(wǎng)的應(yīng)用更傾向于腦力勞動，這弱化了在體力勞動中占上風(fēng)的男性在工作中的比較優(yōu)勢；另一方面,互聯(lián)網(wǎng)的普及降低了信息搜尋成本和獲取成本，增加了女性獲得工作的機(jī)會。同時(shí)，網(wǎng)絡(luò)辦公增加了就業(yè)的靈活性，互聯(lián)網(wǎng)遠(yuǎn)程辦公又可以減少通勤時(shí)間（Bloom et al.，2015），增加了已婚已育女性工作的機(jī)會。這一發(fā)現(xiàn)表明，數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展有利于縮小同齡群體間的性別收入差距，進(jìn)而縮小同齡群體的整體收入差距。

表14 數(shù)字經(jīng)濟(jì)的同齡性別收入分配效應(yīng)

七、結(jié)論與政策啟示

現(xiàn)在文獻(xiàn)對中國收入不平等的研究主要聚焦于區(qū)域、城鄉(xiāng)、行業(yè)企業(yè)和性別差距層面，忽視了同齡群體收入差距的識別。鑒于此，本文基于“內(nèi)卷-競爭”的量化識別分析數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展對同齡收入差距的影響，采用2010—2018年CFPS微觀數(shù)據(jù)庫和相應(yīng)的省級宏觀數(shù)據(jù)，使用AG 指數(shù)測算方法測算了四個(gè)年齡組群的同齡收入不平等指數(shù)，分別從宏觀和微觀兩個(gè)層面剖析數(shù)字經(jīng)濟(jì)對同齡收入差距的作用機(jī)制。

本文的主要結(jié)論如下：第一，數(shù)字經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展顯著縮小了同齡收入差距，成為新業(yè)態(tài)下促進(jìn)社會公平的重要力量，通過引入工具變量、替換核心解釋變量、替換因變量以及改變樣本容量等穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)論依然成立。另外，對不同年齡組群分別進(jìn)行回歸分析，研究發(fā)現(xiàn)：數(shù)字經(jīng)濟(jì)對40歲以下群體的同齡收入差距有顯著的積極效應(yīng)，而對40歲以上群體的影響效應(yīng)相反。第二，數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展緩解了同齡群體內(nèi)部“內(nèi)卷”的加劇，打造了更加公平的競爭環(huán)境，有效緩解了同齡收入差距。一方面，數(shù)字技術(shù)的發(fā)展提高了互聯(lián)網(wǎng)普及率，支持個(gè)體的互聯(lián)網(wǎng)使用，從而影響了同齡收入差距，其中，上網(wǎng)工作對同齡收入差距的影響為負(fù)，上網(wǎng)社交對同齡收入差距的影響為正；另一方面，激發(fā)大眾創(chuàng)業(yè)是數(shù)字經(jīng)濟(jì)賦能共同富裕的重要作用機(jī)制，本文從宏觀和微觀兩個(gè)角度驗(yàn)證了數(shù)字經(jīng)濟(jì)的創(chuàng)業(yè)效應(yīng)有利于同齡收入差距的縮小，而且在數(shù)字經(jīng)濟(jì)背景下，機(jī)會型創(chuàng)業(yè)活動更有利于緩解同齡收入差距。第三，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對同齡不同技能水平群體的收入分配效應(yīng)在不同年齡層存在顯著異質(zhì)性；在控制了個(gè)體年齡和受教育水平后，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對農(nóng)村群體的收入促進(jìn)作用大于城鎮(zhèn)群體。此外，同齡群體中女性在數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展中獲益更多。

根據(jù)本研究的發(fā)現(xiàn)，得到如下政策啟示：第一，加大對數(shù)字經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和互聯(lián)網(wǎng)的投資力度，推進(jìn)數(shù)字中國建設(shè)，進(jìn)一步鞏固信息技術(shù)為實(shí)現(xiàn)共同富裕帶來的紅利優(yōu)勢。政策制定者在推行數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展之余，應(yīng)保障“互聯(lián)網(wǎng)+”環(huán)境下公平的信息資源競爭環(huán)境，為減少同齡收入差距提供更多公開信息。同時(shí)，應(yīng)考慮不同群體對數(shù)字技術(shù)的接受能力和應(yīng)用能力的差異，青年人對互聯(lián)網(wǎng)的接受度更高、學(xué)習(xí)能力更強(qiáng)，利用數(shù)字技術(shù)增加收入的比率更大，基于此，政府應(yīng)重視對中老年群體數(shù)字化技能的提升。第二，數(shù)字經(jīng)濟(jì)通過激發(fā)創(chuàng)業(yè)活躍度對同齡收入差距帶來積極效應(yīng)的路徑機(jī)制，進(jìn)一步揭示了創(chuàng)業(yè)能夠?yàn)樾聲r(shí)代推動共同富裕發(fā)揮重要作用。政府應(yīng)鼓勵和推動開放自由的競爭環(huán)境，為企業(yè)和個(gè)體發(fā)展打造一個(gè)更利于公平競爭的市場環(huán)境，推動個(gè)體依托數(shù)字化平臺進(jìn)行創(chuàng)業(yè)。第三，提高農(nóng)村勞動力對數(shù)字技術(shù)的獲取能力和將信息資本轉(zhuǎn)化為工資性收入的數(shù)字技術(shù)應(yīng)用能力，加強(qiáng)數(shù)字智能知識和技能培訓(xùn)，幫助農(nóng)村勞動個(gè)體熟練應(yīng)用移動技術(shù)和互聯(lián)網(wǎng)知識，擴(kuò)大農(nóng)村地區(qū)具有數(shù)字化素養(yǎng)的勞動力培養(yǎng)規(guī)模，使其能夠抓住數(shù)字經(jīng)濟(jì)帶來的創(chuàng)業(yè)就業(yè)機(jī)會，提升農(nóng)村勞動力的收入水平。