■唐曉靈 陳洪金

一、引言

城鄉(xiāng)居民收入差距過(guò)大影響著中國(guó)長(zhǎng)期遵循的城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略，不利于我國(guó)經(jīng)濟(jì)和社會(huì)的持續(xù)健康發(fā)展，不利于推進(jìn)共同富裕。2020年我國(guó)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(duì)水平上的差距依然很大。近年來(lái)，移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)作為一種成本低、操作簡(jiǎn)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(jì)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(dòng)互聯(lián)網(wǎng)快速普及與發(fā)展的時(shí)間還較短，現(xiàn)階段從移動(dòng)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(duì)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(rèn)為互聯(lián)網(wǎng)作為一種新興技術(shù)，其廣泛普及的過(guò)程中能夠影響居民收入水平（Goss and Phillips，2002），具體作用機(jī)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(jìn)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(duì)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(cái)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(guó)的城鄉(xiāng)收入差距，例如韓長(zhǎng)根（2017）認(rèn)為，互聯(lián)網(wǎng)的普及能有效提升城鄉(xiāng)居民收入并且對(duì)農(nóng)村居民收入的提升產(chǎn)生更大影響，進(jìn)而能夠縮小我國(guó)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(diǎn)在2009年就已經(jīng)出現(xiàn)；也有學(xué)者認(rèn)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(bào)高于農(nóng)村居民（蔣琪等，2018），說(shuō)明城市居民更多地獲得了互聯(lián)網(wǎng)時(shí)代的紅利，使得城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大（賀婭萍、徐康寧，2019）。移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)解決了傳統(tǒng)互聯(lián)網(wǎng)不可移動(dòng)、不可實(shí)時(shí)獲取信息的缺陷，并且有著可定位、可識(shí)別、良好私密性等獨(dú)特優(yōu)勢(shì)，加之其接入成本低、操作簡(jiǎn)便，能夠迅速滲透進(jìn)各類人群中。《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2021》的數(shù)據(jù)顯示，我國(guó)移動(dòng)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(chǎng)（三線及以下城市與農(nóng)村）的移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)用戶占比57.8%。所以，不能簡(jiǎn)單地以傳統(tǒng)互聯(lián)網(wǎng)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響代替移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)普及的真實(shí)效果，因此本文將會(huì)利用省際面板數(shù)據(jù)與CFPS數(shù)據(jù)對(duì)二者關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

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

（一）計(jì)量模型與數(shù)據(jù)來(lái)源

1.變量設(shè)計(jì)與測(cè)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(biāo)。泰爾指數(shù)的度量將我國(guó)城鄉(xiāng)居民的絕對(duì)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(jì)算公式參照龍海明（2015）的計(jì)算方法：

其中P表示地區(qū)總收入，Z表示地區(qū)總?cè)丝冢籭取1時(shí)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(shí)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(dòng)互聯(lián)網(wǎng)接入率（MIP）以及移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)接入流量的對(duì)數(shù)（lnMIAT）兩個(gè)指標(biāo)來(lái)測(cè)算移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)的接入與使用水平，進(jìn)而全面地衡量移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)的普及水平。移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)接入率（MIP）即某地區(qū)移動(dòng)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(dòng)互聯(lián)網(wǎng)的用戶數(shù)越多；對(duì)移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)接入流量取對(duì)數(shù)，即lnMIAT，以此緩解異方差影響，lnMIAT越高，說(shuō)明該地區(qū)使用移動(dòng)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(rèn)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(fù)向與“倒U”趨勢(shì)。本文采用城鎮(zhèn)化率（UR）來(lái)表示，即當(dāng)年地區(qū)城鎮(zhèn)人口數(shù)與當(dāng)年年末地區(qū)總?cè)丝诘谋戎怠?/p>

②經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。自庫(kù)茲涅茨假說(shuō)（1955）提出以來(lái)，諸多學(xué)者在此基礎(chǔ)上研究經(jīng)濟(jì)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(gè)時(shí)期的人均GDP來(lái)衡量。為緩解面板數(shù)據(jù)分析中異方差的影響，對(duì)該指標(biāo)取對(duì)數(shù)，即lnAGDP。

③產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化程度。鄭萬(wàn)吉（2015）與李政（2016）等認(rèn)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(dāng)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(lái)衡量。

④經(jīng)濟(jì)開放程度。張小溪（2020）與顏東冬（2015）發(fā)現(xiàn)外國(guó)直接投資（FDI）可以通過(guò)改善勞動(dòng)力就業(yè)結(jié)構(gòu)來(lái)提高工資進(jìn)而縮小城鄉(xiāng)收入差距。本文采用各地區(qū)當(dāng)年進(jìn)出口人民幣總額②與各省GDP的比值（EO）來(lái)表示。

⑤人力資本。孫敬水（2010）認(rèn)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(guò)構(gòu)建某地區(qū)6歲及以上人口的平均受教育年限（EI）來(lái)評(píng)價(jià)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(jì)

為了檢驗(yàn)移動(dòng)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(jì)量模型（3）（4）；同時(shí)，為了避免單一靜態(tài)面板估計(jì)造成的結(jié)果偏差，增加了以模型（5）（6）為基礎(chǔ)的動(dòng)態(tài)面板分析，引入因變量Theil滯后項(xiàng)來(lái)克服模型的內(nèi)生性問(wèn)題，并將兩個(gè)結(jié)果進(jìn)行對(duì)比分析。具體如下：

各變量的含義已在上文說(shuō)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(shí)間效應(yīng)，αi為個(gè)體效應(yīng)，εit為模型隨機(jī)誤差項(xiàng)。βi為待估參數(shù)，表示變量對(duì)Theil的邊際影響。

在式（3）（5）中，當(dāng)β1＜0時(shí)，說(shuō)明移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)的接入水平對(duì)中國(guó)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(dāng)β1＜0時(shí)，說(shuō)明移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)的接入流量也對(duì)中國(guó)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(lái)源及描述

本文選用了2014—2020年③全國(guó)31省、自治區(qū)、直轄市（除港澳臺(tái)外）的面板數(shù)據(jù)。這些數(shù)據(jù)均來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》、歷次《中國(guó)互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展?fàn)顩r統(tǒng)計(jì)報(bào)告》以及各省市的統(tǒng)計(jì)年鑒。各個(gè)變量的描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)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(shuō)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(jì)

（二）全國(guó)樣本檢驗(yàn)

1.全國(guó)省際面板數(shù)據(jù)靜態(tài)及動(dòng)態(tài)面板檢驗(yàn)

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(dòng)態(tài)面板。通過(guò)F檢驗(yàn)與Hausman檢驗(yàn)對(duì)靜態(tài)面板所適用模型進(jìn)行篩選，結(jié)果均表明模型應(yīng)當(dāng)選用固定效應(yīng)模型。無(wú)控制變量的（1）模型其R2小于有控制變量的（2）模型，說(shuō)明控制變量的增加對(duì)模型檢驗(yàn)是必要的；動(dòng)態(tài)面板模型（5）的檢驗(yàn)結(jié)果表明模型擾動(dòng)項(xiàng)不存在二階序列自相關(guān)，Hansen檢驗(yàn)結(jié)果大于0.1說(shuō)明所有工具變量均通過(guò)了有效性檢驗(yàn)。

表2 全國(guó)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(dòng)態(tài)面板。F檢驗(yàn)與Hausman檢驗(yàn)的結(jié)果顯示靜態(tài)面板中除（6）模型適用隨機(jī)效應(yīng)模型外，其余均適用固定效應(yīng)模型；動(dòng)態(tài)面板模型中AR檢驗(yàn)結(jié)果表明模型擾動(dòng)項(xiàng)不存在二階序列自相關(guān)，Hansen檢驗(yàn)結(jié)果大于0.1說(shuō)明所有工具變量均通過(guò)了有效性檢驗(yàn)。

表3 全國(guó)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(fù)值，說(shuō)明移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)接入率的提升有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距；動(dòng)態(tài)面板模型（5）中的MIP系數(shù)也顯著為負(fù)，但是在數(shù)值大小上卻小于模型（2），說(shuō)明模型（2）中移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)接入對(duì)縮小城鄉(xiāng)收入差距的影響被高估了，也進(jìn)一步說(shuō)明了進(jìn)行動(dòng)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(fù)值，且動(dòng)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(shuō)明移動(dòng)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(shuō)明單純使用靜態(tài)面板估算會(huì)擴(kuò)大MIAT的效果。

以上結(jié)果表明，移動(dòng)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(dòng)互聯(lián)網(wǎng)的普及縮小了長(zhǎng)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(jìn)而縮小了城鄉(xiāng)收入差距。劉駿（2017）和譚燕芝（2017）認(rèn)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(jí)，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(duì)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(guó)移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)接入人口比例由63.99%提升至95.50%，而我國(guó)城鎮(zhèn)人口比例僅從54.77%增至63.89%，前者增加值遠(yuǎn)高于后者，說(shuō)明接入移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)的新增人口絕大多數(shù)來(lái)源于農(nóng)村居民，表明近幾年在農(nóng)村推廣移動(dòng)終端上網(wǎng)和降低上網(wǎng)費(fèi)用彌合了“接入鴻溝”（戴紫娟，2013）；圖1中也反映出移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)接入流量在7年間增長(zhǎng)近80倍，表明用戶對(duì)移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)利用能力的提高，這有賴于智能設(shè)備圖標(biāo)式觸摸操作相較于PC難度大大降低，且伴隨移動(dòng)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(xí)慣來(lái)降低使用門檻。中國(guó)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(shuō)明城鄉(xiāng)間的“使用鴻溝”大大縮小。數(shù)字鴻溝的彌合推動(dòng)了城鄉(xiāng)基礎(chǔ)技術(shù)差異縮小，對(duì)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(dòng)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(shí)獲取優(yōu)質(zhì)的教育資源與市場(chǎng)信息，進(jìn)而不斷提高自身知識(shí)水平與創(chuàng)新能力，提高農(nóng)村人力資本，進(jìn)而從各方面改善了城鄉(xiāng)收入差距。

圖1 移動(dòng)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(shí)證檢驗(yàn)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(duì)象為傳統(tǒng)互聯(lián)網(wǎng)與城鄉(xiāng)收入差距，其認(rèn)為長(zhǎng)期以來(lái)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(wú)法對(duì)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(kuò)大。但是本文所討論的移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)不僅具有低成本的接入優(yōu)勢(shì)，其簡(jiǎn)便的操作也降低了傳統(tǒng)互聯(lián)網(wǎng)時(shí)代對(duì)人力資本的要求，使得信息獲取、擴(kuò)散與接收的門檻更低、更高效，因此對(duì)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(duì)居民收入的影響存在一個(gè)“臨界質(zhì)量”（R?ller and Waverman，2001），即當(dāng)傳統(tǒng)互聯(lián)網(wǎng)的普及達(dá)到一定層次后才會(huì)對(duì)居民收入的提升發(fā)揮作用，上述兩位學(xué)者所研究的時(shí)間節(jié)點(diǎn)截至2015年，此時(shí)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(wú)法對(duì)農(nóng)村居民收入產(chǎn)生影響，進(jìn)而擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距。

2.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為評(píng)估實(shí)證結(jié)果的可靠性，本文采取逐步剔除控制變量的方法對(duì)靜態(tài)面板進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。首先剔除不顯著的變量IS，剔除后的回歸結(jié)果見(jiàn)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(jiàn)表2的模型（4）與表3中的模型（9）。分別對(duì)比模型（2）（3）（4）與（7）（8）（9）可以看出，在兩個(gè)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(shuō)明模型較為穩(wěn)健。

（三）東、中、西部地區(qū)靜態(tài)面板檢驗(yàn)

中國(guó)各地區(qū)資源狀況、區(qū)域經(jīng)濟(jì)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(duì)我國(guó)西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距存在的阻滯作用更大，且移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展使這種阻滯作用更明顯。為了進(jìn)一步分析移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)普及對(duì)中國(guó)不同地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距影響的差異，本文依據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的相關(guān)文件將全國(guó)各省份劃分為東、中、西部三個(gè)地區(qū)④，然后對(duì)三個(gè)地區(qū)分別以MIP與MIAT為核心解釋變量進(jìn)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(jìn)行動(dòng)態(tài)面板分析。F檢驗(yàn)與Hausman檢驗(yàn)的結(jié)果顯示表4六個(gè)模型中除模型（15）使用隨機(jī)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(duì)于Theil在不同地區(qū)產(chǎn)生的影響有著顯著差異，對(duì)西部地區(qū)縮減作用是最大的，中部地區(qū)次之，而對(duì)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(huì)使該地區(qū)Theil下降0.0445%，其影響遠(yuǎn)高于全國(guó)水平的0.0158%；中部地區(qū)MIP每增加1%會(huì)使該地區(qū)Theil下降0.0158%，其影響與全國(guó)水平相當(dāng)。MIAT對(duì)于Theil在不同地區(qū)產(chǎn)生的影響也不同，具體來(lái)說(shuō)，其產(chǎn)生的縮減作用也是從西向東依次遞減的。以上兩個(gè)結(jié)果表明，現(xiàn)階段移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)普及對(duì)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(dòng)智能設(shè)備、通信網(wǎng)絡(luò)的快速發(fā)展更新和價(jià)格的不斷降低，中西部居民在克服移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)接入障礙的同時(shí)，移動(dòng)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(duì)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(guó)”“互聯(lián)網(wǎng)+”與“一帶一路”等政策的啟動(dòng)和落實(shí)，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(shí)，借助東部地區(qū)的發(fā)展經(jīng)驗(yàn)，其在移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)時(shí)代存在“后發(fā)優(yōu)勢(shì)”，對(duì)城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生更大影響。第三，東部地區(qū)移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)普及較早，其在2014年移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)普及率就已高達(dá)81.18%，而中西部地區(qū)直到2018年底才達(dá)到此水平，東部地區(qū)移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)普及在早期已發(fā)揮對(duì)城多收入差距的縮減作用，盡管現(xiàn)階段其移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)普及率已處于較高水平，但在經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型發(fā)展的背景下，東部發(fā)達(dá)地區(qū)開始強(qiáng)調(diào)移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)與社會(huì)生產(chǎn)生活的結(jié)合，這就對(duì)移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)的使用與應(yīng)用能力要求更高，而此時(shí)勞動(dòng)力素質(zhì)與其他相關(guān)資源無(wú)法及時(shí)與之適應(yīng)，從而削弱了該地區(qū)移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)普及對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的縮減作用。第四，移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)對(duì)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?yáng)|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(jìn)入相對(duì)穩(wěn)定狀態(tài)，僅靠移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)普及率的提升已很難對(duì)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(dòng)互聯(lián)網(wǎng)普及縮小城鄉(xiāng)收入差距的微觀檢驗(yàn)：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(dòng)互聯(lián)網(wǎng)的普及能夠縮小城鄉(xiāng)收入差距。在此，進(jìn)一步利用CFPS（2018）個(gè)體微觀數(shù)據(jù)從移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)普及對(duì)城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民收入影響差異的角度來(lái)檢驗(yàn)其對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的縮減作用。

（一）計(jì)量模型與數(shù)據(jù)來(lái)源

1.數(shù)據(jù)來(lái)源及變量描述

CFPS由北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心（ISSS）實(shí)施，通過(guò)跟蹤收集個(gè)體、家庭、社區(qū)三個(gè)層次的數(shù)據(jù)，反映中國(guó)社會(huì)、經(jīng)濟(jì)、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(duì)全國(guó)1.5萬(wàn)個(gè)家庭的訪問(wèn)，采集個(gè)人問(wèn)卷約4.4萬(wàn)份。本文以受訪者的當(dāng)前戶口狀態(tài)為標(biāo)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(guò)去12個(gè)月所有工作的稅后工資性收入”取對(duì)數(shù)（lnincome）作為被解釋變量；將“是否移動(dòng)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(wú)狀態(tài)”“不適用”“缺失”和“不知道”等無(wú)法判別數(shù)據(jù)后，得到城鎮(zhèn)居民數(shù)據(jù)集7911個(gè)、農(nóng)村居民數(shù)據(jù)集3709個(gè)。各變量的描述性統(tǒng)計(jì)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(jì)

表5中的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，城鎮(zhèn)居民收入對(duì)數(shù)和移動(dòng)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(jìn)行分析。

2.模型設(shè)計(jì)

基于CFPS數(shù)據(jù)集，本文建立以下模型，探求移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)普及分別對(duì)城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民收入的影響并進(jìn)行對(duì)比，驗(yàn)證移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)普及對(duì)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(shuō)明，當(dāng)i=1時(shí)表示城鎮(zhèn)，i=2時(shí)表示農(nóng)村；j表示受訪的第j個(gè)居民。βi為待估參數(shù)，表示對(duì)某解釋變量對(duì)lnincome的邊際影響。若βi＜0，則說(shuō)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(shuō)明使用移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)對(duì)農(nóng)村居民收入增加的影響大于對(duì)城鎮(zhèn)居民收入增加的影響，因此城鄉(xiāng)居民收入差距會(huì)逐漸縮?。环粗?，則會(huì)擴(kuò)大。

（二）移動(dòng)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(gè)數(shù)據(jù)集回歸時(shí)在控制變量后其R2均顯著增大，說(shuō)明回歸時(shí)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(shuō)明移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)的使用確實(shí)能夠增加居民收入。具體來(lái)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(shuō)明農(nóng)村居民使用移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)對(duì)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(dòng)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(dòng)互聯(lián)網(wǎng)的使用增加了農(nóng)村居民對(duì)于資源與機(jī)會(huì)的可獲取程度，使其工資性收入、創(chuàng)業(yè)性收入和財(cái)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(zhǎng)速度大大提升，進(jìn)而縮小了與城鎮(zhèn)居民之間的收入差距。

表6 移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)使用與居民收入的回歸結(jié)果

（三）移動(dòng)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(gè)分位數(shù)來(lái)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(duì)被解釋變量不同水平上影響的差異。本文考察了移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)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(gè)分位點(diǎn)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(diǎn)上的系數(shù)均為正值，這和基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致，說(shuō)明移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)的使用確實(shí)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(gè)分位點(diǎn)上均高于城鎮(zhèn)居民，說(shuō)明在各種收入水平上移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)的使用給農(nóng)村居民帶來(lái)的收入效應(yīng)均明顯大于城鎮(zhèn)居民，即移動(dòng)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(dòng)互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)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(guó)2014—2020年間的省際數(shù)據(jù)，借助MIP與MIAT兩個(gè)指標(biāo)通過(guò)靜態(tài)與動(dòng)態(tài)面板分析考察移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)普及對(duì)中國(guó)城鄉(xiāng)收入差距的影響。結(jié)論表明：移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)的普及對(duì)我國(guó)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(dòng)互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展彌合了“接入鴻溝”與“使用鴻溝”，進(jìn)而對(duì)城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生了顯著影響；進(jìn)一步對(duì)我國(guó)東、中、西部地區(qū)進(jìn)行區(qū)域差異性分析后發(fā)現(xiàn)，這種縮減作用在三個(gè)地區(qū)表現(xiàn)的效用大小不同，具體來(lái)說(shuō)，對(duì)西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的縮減作用最大，中部次之，對(duì)東部地區(qū)則沒(méi)有顯著影響。本文還利用2018年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，在剔除偏差數(shù)據(jù)與無(wú)效數(shù)據(jù)后，從微觀層面上對(duì)移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)的使用與居民收入進(jìn)行了基準(zhǔn)回歸與分位數(shù)回歸，發(fā)現(xiàn)移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)的使用對(duì)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(zhǎng)速度不斷加快，進(jìn)而縮小了城鄉(xiāng)收入差距。

根據(jù)上述實(shí)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(dòng)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(jìn)“寬帶中國(guó)”政策，通過(guò)建設(shè)普惠性互聯(lián)網(wǎng)與移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施、降低移動(dòng)設(shè)備與移動(dòng)網(wǎng)絡(luò)流量?jī)r(jià)格等措施，來(lái)擴(kuò)大智能移動(dòng)設(shè)備與移動(dòng)網(wǎng)絡(luò)覆蓋范圍，解決移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)普及“最后一公里”的問(wèn)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(jìn)移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)的使用條件，縮小城鄉(xiāng)數(shù)字“使用鴻溝”。移動(dòng)設(shè)備的操作難度決定了居民利用數(shù)字信息的下限，個(gè)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(dāng)不斷鼓勵(lì)和引導(dǎo)移動(dòng)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(dāng)加強(qiáng)農(nóng)村居民的信息教育、提高人力資本水平，政府及各種機(jī)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(jí)、財(cái)政政策等因素，利用移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)的廣泛普及促進(jìn)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(jī)會(huì)和條件。一方面，各主體可以通過(guò)移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)建立高效便捷的信息傳遞渠道，進(jìn)而合理配置城鄉(xiāng)之間資金、技術(shù)與勞動(dòng)力等資源，例如，通過(guò)網(wǎng)絡(luò)平臺(tái)教育促進(jìn)技術(shù)傳播，推進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化，提高居民農(nóng)業(yè)收入；通過(guò)建立相關(guān)信息交流平臺(tái)，使農(nóng)村居民在農(nóng)村第二、第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展過(guò)程中尋找就業(yè)機(jī)會(huì)，增加非農(nóng)收入。另一方面，政府信息平臺(tái)可以深入利用與互聯(lián)網(wǎng)、移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)相關(guān)的大數(shù)據(jù)技術(shù)，準(zhǔn)確識(shí)別農(nóng)村、農(nóng)民在資金上的困難，更為精準(zhǔn)地對(duì)農(nóng)村發(fā)展提供財(cái)政支持。

第四，在相關(guān)政策制定與實(shí)施過(guò)程中要考慮由于時(shí)空差異導(dǎo)致的適用性問(wèn)題。上述研究已然證明，現(xiàn)階段東、中、西部地區(qū)在移動(dòng)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(duì)于東部地區(qū)來(lái)說(shuō)，單純的移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)普及在縮小城鄉(xiāng)收入差距過(guò)程中已很難發(fā)揮作用，但本地區(qū)移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)的高水平發(fā)展是數(shù)字經(jīng)濟(jì)以及推進(jìn)“互聯(lián)網(wǎng)+”戰(zhàn)略的基石。因此，一方面可以通過(guò)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(jìn)數(shù)字經(jīng)濟(jì)在農(nóng)村的發(fā)展；另一方面可以加強(qiáng)政策引導(dǎo)，推動(dòng)各行各業(yè)“互聯(lián)網(wǎng)+”的推進(jìn)與落實(shí)，為農(nóng)村居民創(chuàng)造更多就業(yè)機(jī)會(huì)并提高收入，深入挖掘移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)在縮小城鄉(xiāng)收入差距中可發(fā)揮的作用。對(duì)中西部地區(qū)來(lái)說(shuō)，一方面，現(xiàn)階段移動(dòng)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(shí)可以充分借鑒東部地區(qū)前期的發(fā)展經(jīng)驗(yàn)，結(jié)合本地區(qū)實(shí)際情況實(shí)施；另一方面，當(dāng)?shù)卣畱?yīng)當(dāng)未雨綢繆，基于本地發(fā)展情況盡快推進(jìn)移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)與當(dāng)?shù)禺a(chǎn)業(yè)的結(jié)合，使移動(dòng)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(dòng)互聯(lián)網(wǎng)數(shù)據(jù)較少，對(duì)分析結(jié)果的精確性帶來(lái)一定影響；第二，CFPS數(shù)據(jù)中對(duì)城鎮(zhèn)居民與農(nóng)村居民的分類依據(jù)僅是其當(dāng)前的戶口狀態(tài)，沒(méi)有考慮其當(dāng)前的生產(chǎn)、生活地點(diǎn)，可能對(duì)最終分析結(jié)果帶來(lái)一定影響。

注釋：

①文獻(xiàn)中未說(shuō)明來(lái)源的數(shù)據(jù)均出自歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展?fàn)顩r統(tǒng)計(jì)報(bào)告》《中國(guó)移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展報(bào)告》以及2020年QuestMobile（北京貴士信息科技有限公司）《中國(guó)移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)年度大報(bào)告》等。

②統(tǒng)計(jì)年鑒中若為按美元計(jì)算的進(jìn)出口總額則用當(dāng)年人民幣對(duì)美元平均匯價(jià)折算后的人民幣進(jìn)出口總額。

③移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)在2010年前后開始迅速發(fā)展，國(guó)家統(tǒng)計(jì)局及各省在2014年才開始公布相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。

④東部（11個(gè)）：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(gè)）：山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部（12個(gè)）：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。