毛宇飛，胡文馨，曾湘泉

(1.首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，北京 100070；2.北京石油化工學(xué)院經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,北京 102617；3.中國(guó)人民大學(xué)勞動(dòng)人事學(xué)院，北京 100872)

一、引 言

隨著“寬帶中國(guó)”“數(shù)字中國(guó)”等國(guó)家戰(zhàn)略相繼實(shí)施，信息通信技術(shù)的重要性日益彰顯。作為信息技術(shù)的重要載體，互聯(lián)網(wǎng)已逐漸滲透到社會(huì)經(jīng)濟(jì)的各個(gè)領(lǐng)域。然而，從現(xiàn)實(shí)來看，當(dāng)前中國(guó)仍存在明顯的城鄉(xiāng)“二元結(jié)構(gòu)”現(xiàn)象，不僅體現(xiàn)在傳統(tǒng)的社會(huì)經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域，在互聯(lián)網(wǎng)領(lǐng)域也較為明顯。第45次CNNIC(中國(guó)互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)信息中心)的報(bào)告顯示，截至2020年3月，我國(guó)網(wǎng)民規(guī)模達(dá)9.04億人，農(nóng)村和城鎮(zhèn)的網(wǎng)民占比分別為28.2%、71.8%。從互聯(lián)網(wǎng)使用現(xiàn)狀來看，農(nóng)村網(wǎng)絡(luò)普及率為46.2%，明顯低于城鎮(zhèn)的76.5%，且農(nóng)村網(wǎng)民在網(wǎng)絡(luò)技能、網(wǎng)絡(luò)應(yīng)用及上網(wǎng)時(shí)長(zhǎng)等數(shù)字素養(yǎng)方面均明顯落后于城鎮(zhèn)網(wǎng)民。這種城鄉(xiāng)間“數(shù)字鴻溝”的長(zhǎng)期存在可能進(jìn)一步加深“二元”分化，對(duì)城鄉(xiāng)居民的收入分配產(chǎn)生重大影響。

農(nóng)民工與城鎮(zhèn)職工的戶籍工資差距是收入分配領(lǐng)域的重要議題。農(nóng)民工作為從事非農(nóng)工作卻未改變農(nóng)民身份的特殊群體，工資收入是構(gòu)成其總收入的重要來源。國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的《2019年農(nóng)民工監(jiān)測(cè)報(bào)告》顯示，當(dāng)前我國(guó)農(nóng)民工規(guī)模已達(dá)2.91億人，其月均收入為3962元，僅占同期城鎮(zhèn)職工平均工資的52.5%。戶籍工資差距不僅阻礙農(nóng)民工順利融入城市，影響城鎮(zhèn)化進(jìn)程和質(zhì)量，也導(dǎo)致社會(huì)沖突加劇，對(duì)居民獲得感和幸福感帶來不利影響[1]。已有研究對(duì)戶籍工資差距的原因進(jìn)行了解釋，主要從個(gè)人特征差異、勞動(dòng)力市場(chǎng)分割及戶籍歧視等視角展開，還有研究分析了教育培訓(xùn)、行業(yè)職業(yè)及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等因素的影響[2][3]。近年來，學(xué)界開始關(guān)注互聯(lián)網(wǎng)使用帶來的收入分配變化[4][5]，最新的研究還利用宏觀數(shù)據(jù)分析互聯(lián)網(wǎng)對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距的影響[6]，但探討互聯(lián)網(wǎng)與戶籍工資差距關(guān)系的文獻(xiàn)仍然較少。隨著我國(guó)城鎮(zhèn)化和信息化不斷推進(jìn)，互聯(lián)網(wǎng)對(duì)農(nóng)民工和城鎮(zhèn)職工的工資收入帶來何種影響？該影響是擴(kuò)大抑或縮小兩者的工資差距？本文將重點(diǎn)回答這些問題。

首先，本文結(jié)合相關(guān)理論闡述互聯(lián)網(wǎng)影響工資收入及工資差距的理論機(jī)制。其次，利用2010～2015年的中國(guó)社會(huì)綜合調(diào)查(CGSS)數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)互聯(lián)網(wǎng)對(duì)不同戶籍就業(yè)者工資收入的影響，并進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)和異質(zhì)性分析。最后，運(yùn)用非條件分位數(shù)回歸分解法，探討互聯(lián)網(wǎng)對(duì)戶籍工資差距的影響。研究發(fā)現(xiàn)，使用互聯(lián)網(wǎng)能帶來明顯的工資溢價(jià)，對(duì)城鎮(zhèn)職工的影響大于農(nóng)民工，可能造成戶籍工資差距的進(jìn)一步擴(kuò)大；網(wǎng)絡(luò)信息渠道對(duì)城鎮(zhèn)職工工資的影響更明顯，互聯(lián)網(wǎng)的溢價(jià)效應(yīng)在“新生代”和高學(xué)歷就業(yè)者中更顯著；互聯(lián)網(wǎng)對(duì)戶籍工資差距的擴(kuò)大效應(yīng)隨著農(nóng)民工網(wǎng)絡(luò)技能及社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的提升而逐漸縮小。本文的邊際貢獻(xiàn)在于：第一，不同于從宏觀層面探討互聯(lián)網(wǎng)與城鄉(xiāng)收入差距關(guān)系的已有研究，本文從微觀視角檢驗(yàn)互聯(lián)網(wǎng)對(duì)不同戶籍就業(yè)者工資收入及工資差距的影響，豐富了相關(guān)領(lǐng)域的研究；第二，傳統(tǒng)研究大多使用Oaxaca-Blinder分解法探討工資差距的原因，本文則使用非條件分位數(shù)回歸分解法進(jìn)行分析，并利用替換變量、傾向得分匹配及工具變量法檢驗(yàn)互聯(lián)網(wǎng)對(duì)工資收入影響效應(yīng)的穩(wěn)健性；第三，有別于探討整體互聯(lián)網(wǎng)使用與工資差距關(guān)系的文獻(xiàn)[7]，本文將互聯(lián)網(wǎng)接入機(jī)會(huì)和使用回報(bào)率的差異加以區(qū)分，分別對(duì)應(yīng)互聯(lián)網(wǎng)的特征效應(yīng)和參數(shù)效應(yīng)，以識(shí)別不同層面的“數(shù)字鴻溝”對(duì)工資差距的影響。

二、文獻(xiàn)綜述與理論假設(shè)

關(guān)于技術(shù)進(jìn)步與收入分配關(guān)系的討論，歷來是勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域的重要話題。以互聯(lián)網(wǎng)為代表的新技術(shù)革命，不僅有利于企業(yè)提高生產(chǎn)效率和節(jié)約成本，而且由此產(chǎn)生的擴(kuò)散效應(yīng)和溢出效應(yīng)會(huì)對(duì)個(gè)人收入產(chǎn)生影響。效率工資理論認(rèn)為，組織為員工支付的工資報(bào)酬與其生產(chǎn)效率呈正相關(guān)，而技術(shù)創(chuàng)新則是提高工作效率的關(guān)鍵要素。針對(duì)互聯(lián)網(wǎng)與工資收入關(guān)系的文獻(xiàn)可追溯至早期計(jì)算機(jī)使用產(chǎn)生的收入效應(yīng)，研究發(fā)現(xiàn)將計(jì)算機(jī)應(yīng)用于工作場(chǎng)所中能提高效率，進(jìn)而促進(jìn)工資增長(zhǎng)[8]。隨著網(wǎng)絡(luò)設(shè)施完善、寬帶速度提升和移動(dòng)設(shè)備普及，學(xué)界開始聚焦互聯(lián)網(wǎng)對(duì)收入的影響[9]。不同于計(jì)算機(jī)對(duì)工作輔助性作用的特點(diǎn)，互聯(lián)網(wǎng)更側(cè)重于強(qiáng)調(diào)節(jié)約工作時(shí)間、打破空間距離，以較低成本獲取信息和整合資源，進(jìn)而對(duì)個(gè)人收入產(chǎn)生積極作用。一方面，互聯(lián)網(wǎng)使信息分享和交流更加及時(shí)，有利于提高辦公效率，促進(jìn)人們從事更具創(chuàng)新性的工作[10]；另一方面，使用互聯(lián)網(wǎng)有助于人力資本和社會(huì)資本的積累，個(gè)人通過網(wǎng)絡(luò)獲取信息、在線學(xué)習(xí)、工作搜尋和拓寬人脈等在就業(yè)市場(chǎng)中形成核心競(jìng)爭(zhēng)力[11]。

技能偏向型理論認(rèn)為，并非所有的技術(shù)創(chuàng)新都能產(chǎn)生同質(zhì)性效果，高技能偏向型技術(shù)進(jìn)步更有利于高技能者提高邊際產(chǎn)出和收入水平，反之亦然[12]。大量研究證實(shí)，以互聯(lián)網(wǎng)為代表的信息技術(shù)進(jìn)步屬于高技能偏向型，實(shí)際上更有利于增加高技能者的用工需求及工資收入，而對(duì)低技能者帶來不利影響[13][14]。這是因?yàn)楦呒寄苷叽蠖鄰氖滦畔⒚芗?、分析判斷及?zhàn)略決策類的非常規(guī)性工作，互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)與此類工作為互補(bǔ)關(guān)系，有助于提高工作效率；而對(duì)低技能者的常規(guī)性工作，互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的影響不明顯，且可能存在替代效應(yīng)而產(chǎn)生負(fù)向影響[15][16]。結(jié)合現(xiàn)實(shí)來看，在不同戶籍就業(yè)者中，農(nóng)民工受教育程度普遍偏低，大多從事生產(chǎn)操作及基礎(chǔ)服務(wù)類工作，其入職門檻較低，工作性質(zhì)和內(nèi)容單一，屬于低技能群體；而城鎮(zhèn)職工整體教育水平相對(duì)較高，多數(shù)從事專業(yè)技術(shù)或管理類工作，屬于高技能群體[17]。與城鎮(zhèn)職工相比，在互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展初期，農(nóng)民工掌握和使用互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)均受到一定限制，尤其在信息鑒別、利用及加工等方面處于劣勢(shì)[6]，由此造成農(nóng)民工使用互聯(lián)網(wǎng)帶來的工資溢價(jià)低于城鎮(zhèn)職工，進(jìn)一步加大兩者的工資差距。鑒于此，本文提出假說1：互聯(lián)網(wǎng)對(duì)城鎮(zhèn)職工工資的影響大于農(nóng)民工，可能進(jìn)一步擴(kuò)大戶籍工資差距。

在現(xiàn)實(shí)中，由于個(gè)人接入互聯(lián)網(wǎng)的機(jī)會(huì)及網(wǎng)絡(luò)使用技能存在差異，使互聯(lián)網(wǎng)的工資溢價(jià)也不盡相同。盡管在短期內(nèi)不同戶籍就業(yè)者之間的“數(shù)字鴻溝”可能造成工資差距不斷擴(kuò)大，但從長(zhǎng)期來看，互聯(lián)網(wǎng)具有普惠效應(yīng)和溢出效應(yīng)，對(duì)農(nóng)民工工資收入的正向作用正逐漸增強(qiáng)。自我決定理論認(rèn)為，個(gè)體會(huì)結(jié)合內(nèi)外部環(huán)境及動(dòng)機(jī)，在充分認(rèn)識(shí)自我需要和環(huán)境信息的基礎(chǔ)上對(duì)學(xué)習(xí)行動(dòng)做出自主選擇[18]。隨著網(wǎng)絡(luò)技術(shù)和智能手機(jī)的快速發(fā)展與普及，以農(nóng)民工為主的低技能者通過線上教育和技能培訓(xùn)等途徑提高網(wǎng)絡(luò)技能。同時(shí)，互聯(lián)網(wǎng)促進(jìn)了城鄉(xiāng)要素的配置和流動(dòng)，農(nóng)民工利用互聯(lián)網(wǎng)可拓寬信息渠道，更加及時(shí)、有效、低成本地獲取信息，增進(jìn)自身的人力資本和社會(huì)資本積累[19]。農(nóng)民工使用互聯(lián)網(wǎng)促進(jìn)工資增長(zhǎng)的后發(fā)優(yōu)勢(shì)可能對(duì)戶籍工資差距產(chǎn)生抑制效應(yīng)。鑒于此，本文提出假說2：互聯(lián)網(wǎng)對(duì)戶籍工資差距的擴(kuò)大效應(yīng)不會(huì)一直增加，而是隨著農(nóng)民工網(wǎng)絡(luò)技能及社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的提升日益縮小。

三、數(shù)據(jù)來源、計(jì)量模型與描述性統(tǒng)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來自2010、2012、2013和2015年的CGSS，主要是基于以下的考慮：首先，該數(shù)據(jù)中有涉及互聯(lián)網(wǎng)的相關(guān)變量，囊括個(gè)人特征、工資收入和工作特征等信息，與本文的研究?jī)?nèi)容相符；其次，該數(shù)據(jù)采用分層抽樣設(shè)計(jì)，覆蓋全國(guó)31個(gè)省份，在以往的相關(guān)研究中也經(jīng)常被用到，具有較高的權(quán)威性和代表性；最后，選取4年數(shù)據(jù)構(gòu)成混合截面數(shù)據(jù)，可擴(kuò)大樣本容量、提高研究的可信度。

表1為本文的主要研究變量及其解釋。關(guān)于被解釋變量工資收入，在研究工資收入或工資差距的影響因素時(shí)，由于個(gè)體工作時(shí)間的長(zhǎng)短可能引起收入水平的差異，使用月度或年度的工資收入無(wú)法排除工作時(shí)間因素的干擾，因而已有文獻(xiàn)通常采用小時(shí)工資來進(jìn)行測(cè)量[3][17]。本文利用問卷中平均月收入除以月工作小時(shí)數(shù)得到小時(shí)工資，以衡量農(nóng)民工和城鎮(zhèn)職工的工資收入。關(guān)于核心解釋變量互聯(lián)網(wǎng)，本文利用問卷中“過去一年互聯(lián)網(wǎng)媒體使用情況”的提問來反映個(gè)人互聯(lián)網(wǎng)使用的情況，設(shè)定使用過的為1、從未使用的為0。對(duì)于網(wǎng)絡(luò)使用頻率，按照上網(wǎng)情況分為未上網(wǎng)、很少上網(wǎng)、有時(shí)上網(wǎng)、偶爾上網(wǎng)和經(jīng)常上網(wǎng)5類；對(duì)于網(wǎng)絡(luò)信息渠道，以“主要信息來源是否為互聯(lián)網(wǎng)”的問題來衡量使用網(wǎng)絡(luò)獲取信息的情況，回答“是”的設(shè)置為1，否為0。關(guān)于控制變量，本文參照已有文獻(xiàn)控制個(gè)人特征、人力資本、工作特征、省份及數(shù)據(jù)年份等變量。

表1 變量及說明

(二)計(jì)量模型

1.基準(zhǔn)模型。本文參照Krueger(1993)的互聯(lián)網(wǎng)與工資收入關(guān)系的計(jì)量方程[8]，構(gòu)建如下的基準(zhǔn)模型：

lnwage=α+βInternet+γX1+λX2+φX3+ηX4+ε

(1)

其中，被解釋變量lnwage為小時(shí)工資對(duì)數(shù)，核心解釋變量Internet表示互聯(lián)網(wǎng)使用，Xi表示個(gè)人特征、人力資本和工作特征等控制變量，待估系數(shù)β表示互聯(lián)網(wǎng)對(duì)工資收入的影響并在分析中具體區(qū)分全樣本和分戶籍樣本的異質(zhì)性效果?？紤]到互聯(lián)網(wǎng)對(duì)工資收入的影響可能存在因樣本選擇偏差、反向因果和遺漏變量等引起的內(nèi)生性問題，本文利用三種方法對(duì)此進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)：首先，以“網(wǎng)絡(luò)使用頻率”替換基準(zhǔn)模型中“是否使用互聯(lián)網(wǎng)”，檢驗(yàn)不同網(wǎng)絡(luò)使用頻率的影響效應(yīng)；其次，利用傾向得分匹配法尋找兩組其他條件相同、僅互聯(lián)網(wǎng)使用不同的就業(yè)者進(jìn)行匹配，比較這兩組樣本的工資差距；第三，選取個(gè)體所在社區(qū)或農(nóng)村層面的互聯(lián)網(wǎng)普及率作為互聯(lián)網(wǎng)使用的工具變量進(jìn)行回歸結(jié)果的再估計(jì)[5][20]。

2.網(wǎng)絡(luò)信息渠道的作用。由CGSS的“媒體使用情況”可知，互聯(lián)網(wǎng)作為信息時(shí)代的重要媒介，在農(nóng)民工和城鎮(zhèn)職工中的使用情況有所差異。為進(jìn)一步識(shí)別網(wǎng)絡(luò)信息渠道Itsource對(duì)工資收入的影響，本文在基準(zhǔn)模型中引入交互項(xiàng)并構(gòu)建模型(如式(2)所示)。其中，β2表示信息渠道對(duì)工資收入的影響，β1表示在控制信息渠道后互聯(lián)網(wǎng)其他應(yīng)用的影響效果。

lnwage=α+β1Internet+β2Internet×Itsource+γX1+λX2+φX3+ηX4+ε

(2)

3.互聯(lián)網(wǎng)影響的異質(zhì)性。前文的分樣本回歸僅考慮互聯(lián)網(wǎng)對(duì)不同戶籍就業(yè)者工資影響的組間差異。事實(shí)上，農(nóng)民工和城鎮(zhèn)職工群體內(nèi)部的個(gè)體特征差異也會(huì)導(dǎo)致互聯(lián)網(wǎng)的影響效應(yīng)不盡相同。特別是出生于1980年以后的“新生代”群體，也是伴隨互聯(lián)網(wǎng)成長(zhǎng)的一代，與老一代相比，他們?cè)诮邮苄率挛铩W(xué)習(xí)新知識(shí)和掌握新技術(shù)等方面具有一定優(yōu)勢(shì)，互聯(lián)網(wǎng)對(duì)其工資收入造成的影響可能更大[21]。另外，互聯(lián)網(wǎng)屬于技能偏向型技術(shù)進(jìn)步，對(duì)不同學(xué)歷就業(yè)者的工資收入影響也有所區(qū)別。本文依據(jù)出生年代和教育程度兩個(gè)維度來考察互聯(lián)網(wǎng)影響效應(yīng)的異質(zhì)性并構(gòu)建模型(如式(3)所示)。其中，characteri表示個(gè)體出生年代及教育程度，βi表示互聯(lián)網(wǎng)對(duì)該特征群體工資收入的影響系數(shù)。

lnwage=α+β1Internet+βiInternet×characteri+γX1+λX2+φX3+ηX4+ε

(3)

(三)描述性統(tǒng)計(jì)

本文的研究對(duì)象為目前從事非農(nóng)工作的受雇就業(yè)者，在剔除缺失關(guān)鍵變量信息和自雇工作的樣本后，得到有效樣本10500個(gè)。其中，農(nóng)民工占比35.7%，城鎮(zhèn)職工占比64.3%。表2報(bào)告了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，并對(duì)不同戶籍就業(yè)者的特征變量進(jìn)行差異性檢驗(yàn)。

從表2的結(jié)果來看，在工資收入方面，農(nóng)民工小時(shí)工資明顯低于城鎮(zhèn)職工；在互聯(lián)網(wǎng)方面，農(nóng)民工使用互聯(lián)網(wǎng)的比例為54.4%，低于城鎮(zhèn)職工26.5個(gè)百分點(diǎn)，且其利用網(wǎng)絡(luò)獲取信息的比例也相對(duì)較低；在個(gè)人特征方面，農(nóng)民工中男性占比更多、平均年齡更小、中共黨員比例更少、教育程度更低、健康狀況更好，而民族和婚姻狀況與城鎮(zhèn)職工無(wú)明顯差異；在工作特征方面，農(nóng)民工中工會(huì)成員及簽訂合同的比例相對(duì)較低，大多從事銷售服務(wù)、技工操作和初級(jí)崗位等工作，而城鎮(zhèn)職工一般從事管理、專業(yè)技術(shù)和辦公文職等工作。

四、互聯(lián)網(wǎng)對(duì)不同戶籍就業(yè)者工資收入的影響作用

(一)基準(zhǔn)回歸模型

本文按照全樣本和分戶籍樣本對(duì)互聯(lián)網(wǎng)影響工資收入的效應(yīng)進(jìn)行估計(jì)。表3報(bào)告了主要特征變量的估計(jì)結(jié)果。在第(1)列的全樣本中，互聯(lián)網(wǎng)的系數(shù)為0.226且在1%的水平上顯著，即控制其他因素后使用互聯(lián)網(wǎng)對(duì)工資收入具有顯著的正向影響。第(2)、(3)列的分戶籍樣本的估計(jì)結(jié)果顯示，互聯(lián)網(wǎng)的系數(shù)分別為0.194和0.226且均在1%的水平上顯著，表明互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)不同戶籍就業(yè)者均能帶來明顯的工資溢價(jià)，從系數(shù)的大小來看，互聯(lián)網(wǎng)對(duì)城鎮(zhèn)職工小時(shí)工資影響的平均效應(yīng)大于農(nóng)民工。第(4)列在第(1)列的基礎(chǔ)上加入互聯(lián)網(wǎng)與農(nóng)民工的交互項(xiàng)，其系數(shù)為-0.057且在10%的水平上顯著，表明互聯(lián)網(wǎng)對(duì)農(nóng)民工小時(shí)工資的影響效應(yīng)低于城鎮(zhèn)職工。以上結(jié)果意味著互聯(lián)網(wǎng)對(duì)不同戶籍就業(yè)者的工資收入均具有明顯的促進(jìn)作用，且對(duì)城鎮(zhèn)職工的影響更大，因而可能進(jìn)一步擴(kuò)大兩者的工資差距，即假說1得到驗(yàn)證。

表3 基準(zhǔn)模型的回歸結(jié)果

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為驗(yàn)證互聯(lián)網(wǎng)對(duì)不同戶籍就業(yè)者工資收入的影響是否穩(wěn)健，本文分別使用替換變量、傾向得分匹配和工具變量法進(jìn)行檢驗(yàn)。表4的結(jié)果顯示，無(wú)論在全樣本還是分戶籍樣本中，將未上網(wǎng)作為參照組，很少上網(wǎng)、有時(shí)上網(wǎng)、偶爾上網(wǎng)和經(jīng)常上網(wǎng)對(duì)應(yīng)的系數(shù)依次增大，不同網(wǎng)絡(luò)使用頻率的系數(shù)均顯著為正且在1%的水平上顯著，意味著隨著網(wǎng)絡(luò)使用頻率的提高，其對(duì)工資收入的促進(jìn)作用也在增強(qiáng)。從分戶籍樣本的估計(jì)結(jié)果來看，城鎮(zhèn)職工的系數(shù)均大于農(nóng)民工，表明以網(wǎng)絡(luò)使用頻率作為代理變量后仍能得到與基準(zhǔn)模型相一致的結(jié)論。

表4 網(wǎng)絡(luò)使用頻率的檢驗(yàn)結(jié)果

表5為使用傾向得分匹配法(PSM)得到的估計(jì)結(jié)果。PSM是互聯(lián)網(wǎng)研究中常用的穩(wěn)健性檢驗(yàn)方法之一[7],在使用該方法前，本文對(duì)上網(wǎng)與未上網(wǎng)的兩組樣本進(jìn)行平衡性檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)經(jīng)匹配后大部分變量的偏誤比例降至10%以下且特征變量無(wú)顯著差異，表明符合平衡性要求。表5匯報(bào)了核匹配、半徑匹配和卡尺內(nèi)k近鄰匹配三種方法的估計(jì)結(jié)果，得到互聯(lián)網(wǎng)影響工資收入的平均處理效應(yīng)(ATT)較為接近。以核匹配為例，互聯(lián)網(wǎng)對(duì)農(nóng)民工工資收入的影響系數(shù)為0.184，小于城鎮(zhèn)職工的0.342，盡管采用PSM得到的系數(shù)略高于基準(zhǔn)模型的估計(jì)結(jié)果，但從作用方向上來看仍能得到與前文一致的結(jié)論。

表5 傾向得分匹配法的檢驗(yàn)結(jié)果

表6為工具變量法的檢驗(yàn)結(jié)果。本文選取個(gè)人所在社區(qū)或農(nóng)村層面的互聯(lián)網(wǎng)普及率作為工具變量，主要有兩個(gè)方面的原因：其一，鄰近居民的互聯(lián)網(wǎng)使用情況能反映當(dāng)?shù)氐木W(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施現(xiàn)狀，且可通過“同群效應(yīng)”影響個(gè)體網(wǎng)絡(luò)使用，符合相關(guān)性條件；其二，地區(qū)網(wǎng)絡(luò)普及率不會(huì)直接影響個(gè)體工資，符合外生性條件。表6的第一階段回歸以互聯(lián)網(wǎng)普及率作為解釋變量，以個(gè)體互聯(lián)網(wǎng)使用作為被解釋變量，得到的估計(jì)系數(shù)在全樣本及分戶籍樣本中均顯著為正且F值大于10，表明不存在弱工具變量問題。第二階段使用工具變量法得到互聯(lián)網(wǎng)在農(nóng)民工和城鎮(zhèn)職工樣本中的系數(shù)分別為0.517和0.559且均在1%的水平下顯著，大于基準(zhǔn)模型的系數(shù)值，即內(nèi)生性使互聯(lián)網(wǎng)對(duì)工資收入的影響效應(yīng)被低估。但從作用方向上來看，互聯(lián)網(wǎng)對(duì)工資收入的影響顯著為正且對(duì)城鎮(zhèn)職工的影響效應(yīng)大于農(nóng)民工的結(jié)論具有穩(wěn)健性。

表6 工具變量法的檢驗(yàn)結(jié)果

(三)異質(zhì)性分析

表7為主要考察互聯(lián)網(wǎng)影響效應(yīng)的異質(zhì)性的估計(jì)結(jié)果。為避免內(nèi)生性，本文使用工具變量法進(jìn)行估計(jì)。模型(1)的結(jié)果顯示，互聯(lián)網(wǎng)與網(wǎng)絡(luò)信息渠道的交互項(xiàng)對(duì)城鎮(zhèn)職工具有顯著的正向影響，但對(duì)農(nóng)民工的影響不顯著，表明互聯(lián)網(wǎng)的信息渠道功能更有利于城鎮(zhèn)職工工資收入的增加。同時(shí)，在控制信息渠道后，互聯(lián)網(wǎng)其他應(yīng)用對(duì)不同戶籍就業(yè)者的工資收入均具有正向影響。結(jié)合2010～2015年的CNNIC報(bào)告可知，除網(wǎng)絡(luò)信息渠道外，網(wǎng)絡(luò)交流溝通也是互聯(lián)網(wǎng)的主要應(yīng)用，意味著使用互聯(lián)網(wǎng)進(jìn)行交流溝通同樣有助于工資收入的提高。模型(2)的結(jié)果顯示，互聯(lián)網(wǎng)與“新生代”的交互項(xiàng)系數(shù)在農(nóng)民工和城鎮(zhèn)職工中均顯著為正且分別為0.083和0.109，表明互聯(lián)網(wǎng)對(duì)“新生代”農(nóng)民工工資收入的影響大于老一代農(nóng)民工。其原因在于：與老一代農(nóng)民工相比，“新生代”農(nóng)民工對(duì)新事物充滿好奇心，更樂于學(xué)習(xí)新知識(shí)且接觸網(wǎng)絡(luò)的機(jī)會(huì)較多，因而互聯(lián)網(wǎng)對(duì)其工資收入的影響也更大。另外，結(jié)合系數(shù)的大小可知，“新生代”城鎮(zhèn)職工的互聯(lián)網(wǎng)工資溢價(jià)效應(yīng)也大于“新生代”農(nóng)民工。模型(3)以高中以下學(xué)歷為參照組，得到互聯(lián)網(wǎng)與各類教育程度的交互項(xiàng)系數(shù)均顯著為正且在城鎮(zhèn)職工中相對(duì)更高，表明與高中以下學(xué)歷的就業(yè)者相比，互聯(lián)網(wǎng)帶來的工資溢價(jià)對(duì)高學(xué)歷城鎮(zhèn)職工的影響效應(yīng)更明顯。

表7 互聯(lián)網(wǎng)影響效應(yīng)異質(zhì)性的工具變量法估計(jì)結(jié)果

五、進(jìn)一步的分析：互聯(lián)網(wǎng)對(duì)戶籍工資差距的影響

前文驗(yàn)證了互聯(lián)網(wǎng)對(duì)不同戶籍就業(yè)者的工資收入均具有顯著的正向影響且對(duì)城鎮(zhèn)職工的影響效應(yīng)更大。那么，互聯(lián)網(wǎng)使用是擴(kuò)大抑或縮小戶籍工資差距呢？隨著農(nóng)民工網(wǎng)絡(luò)技能及社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的提升，該影響效應(yīng)是否發(fā)生變化？下文展開進(jìn)一步的分析。

關(guān)于戶籍工資差距分解，本文借鑒Firpo(2009)等提出的非條件分位數(shù)回歸分解法進(jìn)行分析[22]。該方法基于RIF(Re-centered Influence Function)回歸對(duì)各分位數(shù)上的工資差距分解，得到任意分位數(shù)上特征變量對(duì)工資差距的影響效應(yīng)。位于Qr分位數(shù)工資收入的RIF回歸方程可簡(jiǎn)寫為式(4)。其中，Xi和βi分別表示解釋變量及其系數(shù)。

RIF(lnwage,Qr)=βiXi+ε

(4)

RIF回歸分解一般包括分位數(shù)回歸、工資分布函數(shù)、反事實(shí)分析和工資分解等步驟。在式(5)中，lnwu和lnwr分別表示城鎮(zhèn)職工和農(nóng)民工的小時(shí)工資對(duì)數(shù)。首先，本文利用農(nóng)民工特征變量和城鎮(zhèn)職工的估計(jì)系數(shù)構(gòu)建反事實(shí)工資收入lnwc，即農(nóng)民工特征變量的回報(bào)率與城鎮(zhèn)職工相同時(shí)對(duì)應(yīng)的工資分布函數(shù)。其次，將城鎮(zhèn)職工和農(nóng)民工的工資差距分解為特征效應(yīng)和參數(shù)效應(yīng)兩部分。在式(6)中，右邊第一項(xiàng)表示不同戶籍就業(yè)者的特征變量差異造成的工資差距，即特征效應(yīng)；第二項(xiàng)表示特征變量相同時(shí)因回報(bào)率不同而造成的工資差距，即參數(shù)效應(yīng)。對(duì)互聯(lián)網(wǎng)變量而言，右邊第一項(xiàng)表示不同戶籍就業(yè)者的互聯(lián)網(wǎng)使用比例差異引起的工資差距，第二項(xiàng)則表示互聯(lián)網(wǎng)使用回報(bào)率差異對(duì)工資差距的影響。

Qr(lnwu)-Qr(lnwr)=[Qr(lnwu)-Qr(lnwc)]+[Qr(lnwc)-Qr(lnwr)]

(5)

Qr(lnwu)-Qr(lnwr)=[(Xu-Xr)βu+εuc]+[(βu-βr)Xr+εcr]

(6)

基于上述原理，本文運(yùn)用RIF回歸分解法探討戶籍工資差距的影響因素。表8報(bào)告了25、50和75分位上各變量的回歸系數(shù)及貢獻(xiàn)度。其中，25分位上特征效應(yīng)對(duì)戶籍工資差距的貢獻(xiàn)度合計(jì)為108.1%，而參數(shù)效應(yīng)為-8.1%，表明此時(shí)的特征效應(yīng)“過度解釋”了工資差距，即不同戶籍就業(yè)者在特征變量相同的情況下，回報(bào)率差異對(duì)工資差距產(chǎn)生負(fù)向影響。在50和75分位上，特征效應(yīng)的貢獻(xiàn)度合計(jì)分別為83.8%和93.1%，表明此時(shí)的特征差異是造成戶籍工資差距的主要原因，而參數(shù)效應(yīng)對(duì)工資差距的解釋力度較小。

表8 利用RIF回歸分解法對(duì)戶籍工資差距的分解結(jié)果

從表8中互聯(lián)網(wǎng)的影響系數(shù)來看，在特征效應(yīng)方面，互聯(lián)網(wǎng)在25、50和75分位上的貢獻(xiàn)度均為正且數(shù)值依次減小，表明不同戶籍就業(yè)者的互聯(lián)網(wǎng)使用比例差異造成工資差距的進(jìn)一步擴(kuò)大，但隨著工資分位數(shù)的提高，該影響效應(yīng)也在逐漸下降。在參數(shù)效應(yīng)方面，互聯(lián)網(wǎng)的系數(shù)在25分位上為正，但在50和75分位上為負(fù)，意味著對(duì)低收入等級(jí)的就業(yè)者而言，農(nóng)民工和城鎮(zhèn)職工的互聯(lián)網(wǎng)使用回報(bào)率差異擴(kuò)大了工資差距；但對(duì)高收入等級(jí)的就業(yè)者而言，農(nóng)民工使用互聯(lián)網(wǎng)的回報(bào)率的后發(fā)優(yōu)勢(shì)逐漸顯現(xiàn)，有利于縮小戶籍工資差距。

為詳細(xì)觀測(cè)互聯(lián)網(wǎng)對(duì)戶籍工資差距的影響，本文繪制不同分位數(shù)上互聯(lián)網(wǎng)整體及其特征效應(yīng)和參數(shù)效應(yīng)對(duì)戶籍工資差距的貢獻(xiàn)度。圖1顯示，隨著分位數(shù)的提高，互聯(lián)網(wǎng)整體對(duì)工資差距的貢獻(xiàn)度在逐漸減小，且在60分位前后貢獻(xiàn)度數(shù)值由正轉(zhuǎn)負(fù)，意味著對(duì)低收入等級(jí)的就業(yè)者而言，互聯(lián)網(wǎng)使用可能引起戶籍工資差距的進(jìn)一步擴(kuò)大，但該“擴(kuò)大效應(yīng)”不會(huì)一直存在，而是隨著收入等級(jí)的提升轉(zhuǎn)為“抑制效應(yīng)”，此時(shí)互聯(lián)網(wǎng)縮小戶籍工資差距，即驗(yàn)證了假說2。從特征效應(yīng)來看，互聯(lián)網(wǎng)的貢獻(xiàn)度始終為正且隨著分位數(shù)提高呈平穩(wěn)下降趨勢(shì)，表明不同戶籍就業(yè)者在互聯(lián)網(wǎng)使用比例方面的差異會(huì)進(jìn)一步擴(kuò)大戶籍工資差距，但隨著收入等級(jí)的提升，該影響效應(yīng)在逐漸減小。從參數(shù)效應(yīng)來看，互聯(lián)網(wǎng)對(duì)戶籍工資差距的貢獻(xiàn)度與整體效應(yīng)趨勢(shì)相似，但由正轉(zhuǎn)負(fù)的臨界點(diǎn)出現(xiàn)在40分位左右。以上結(jié)果表明，對(duì)低收入等級(jí)的就業(yè)者而言，互聯(lián)網(wǎng)使用回報(bào)率差異會(huì)擴(kuò)大戶籍工資差距，但隨著農(nóng)民工網(wǎng)絡(luò)使用技能和社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的提升，其回報(bào)率也在不斷增加甚至超過城鎮(zhèn)職工，此時(shí)使用互聯(lián)網(wǎng)對(duì)工資差距具有“抑制效應(yīng)”，有利于縮小戶籍工資差距。

圖1 不同分位數(shù)上互聯(lián)網(wǎng)對(duì)戶籍工資差距的貢獻(xiàn)度

六、結(jié)論與啟示

基于已有文獻(xiàn)和相關(guān)理論，本文利用CGSS數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)互聯(lián)網(wǎng)對(duì)不同戶籍就業(yè)者工資收入及工資差距的影響。研究結(jié)果表明，互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)民工和城鎮(zhèn)職工的工資收入均具有顯著的正向影響，且對(duì)城鎮(zhèn)職工的影響效應(yīng)更大，進(jìn)一步擴(kuò)大了戶籍工資差距，經(jīng)檢驗(yàn)后該結(jié)論具有穩(wěn)健性；網(wǎng)絡(luò)信息渠道功能對(duì)城鎮(zhèn)職工工資收入的影響效應(yīng)更明顯，而網(wǎng)絡(luò)交流溝通類應(yīng)用有助于提高不同戶籍就業(yè)者的工資收入；互聯(lián)網(wǎng)對(duì)不同特征就業(yè)者工資收入的影響存在異質(zhì)性，對(duì)“新生代”的影響大于老一代，對(duì)學(xué)歷較高者的影響大于學(xué)歷較低者；不同戶籍就業(yè)者的互聯(lián)網(wǎng)使用比例及回報(bào)率差異均對(duì)工資差距產(chǎn)生影響，但互聯(lián)網(wǎng)對(duì)戶籍工資差距的擴(kuò)大效應(yīng)不會(huì)一直增加，而是隨著農(nóng)民工網(wǎng)絡(luò)技能及社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的提升日益縮校結(jié)合前文可知，考慮到城鄉(xiāng)“二元結(jié)構(gòu)”的現(xiàn)實(shí)狀況，當(dāng)前農(nóng)民工與城鎮(zhèn)職工之間的“數(shù)字鴻溝”仍然存在。近年來，盡管我國(guó)農(nóng)村網(wǎng)民規(guī)模在持續(xù)擴(kuò)大，但城鄉(xiāng)之間的互聯(lián)網(wǎng)普及率仍相差30%左右，意味著加快網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、提高網(wǎng)絡(luò)普及率和提速降費(fèi)仍是未來亟需關(guān)注的重點(diǎn)問題。此外，農(nóng)村網(wǎng)民與城鎮(zhèn)網(wǎng)民在即時(shí)通信和網(wǎng)絡(luò)娛樂等基礎(chǔ)應(yīng)用方面使用比例相當(dāng)，但在商務(wù)交易和網(wǎng)絡(luò)金融等高級(jí)應(yīng)用方面仍處于劣勢(shì)，而農(nóng)民工自身特質(zhì)、上網(wǎng)意愿、網(wǎng)絡(luò)技能和城鄉(xiāng)間互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展差異是造成這種“數(shù)字鴻溝”的主要原因。據(jù)此，本文提出如下的三點(diǎn)建議：首先，完善網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施，降低上網(wǎng)資費(fèi)和提升上網(wǎng)速度，為農(nóng)民工接入互聯(lián)網(wǎng)創(chuàng)造有利條件；其次，通過職業(yè)技能培訓(xùn)和在線教育等手段提高農(nóng)民工的網(wǎng)絡(luò)使用技能，使其擁有較好的信息接收、識(shí)別和處理能力，進(jìn)而促進(jìn)人力資本和社會(huì)資本的積累；最后，健全法律體系，完善收入分配制度和社會(huì)福利政策，為提高農(nóng)民工收入待遇和縮小戶籍工資差距提供有利保障。