互联网使用有助于减小农村内部收入差距吗——基于农村劳动力回流的调节效应.pdf
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1、2024年第02期新疆农垦经济XINJIANG STATE FARMS ECONOMY互联网使用有助于减小农村内部收入差距吗?1,2张红丽1刘畅(1石河子大学经济与管理学院,新疆 石河子 832000;2石河子大学农业现代化研究中心,新疆 石河子 832000)摘要:文章借助中国家庭金融调查数据(CHFS)探究互联网使用对农村内部收入差距的影响以及农村劳动力回流在上述关系中的调节作用。研究表明:(1)互联网使用会加剧农民农业收入差距,但有助于缩小农民非农业收入差距。(2)互联网使用扩大了中低、高低收入群体的农业收入差距,缩小了中低收入群体的非农业收入差距。(3)劳动力回流能够缓解互联网使用扩大
2、农民农业收入差距的影响,促进互联网使用缩小农民非农业收入差距的功效。因此,政府应加强培训低收入农民的互联网使用技能与网络营销能力,通过招商投资等方式加大非农就业容纳量,加快农村农业生产规模化、现代化,深入推进“互联网+农业”,吸引优秀外出劳动力回流,发挥好劳动力回流在互联网使用与农村内部收入差距关系中的调节作用,推动实现共同富裕。关键词:互联网使用;农民收入;劳动力回流;收入差距基金项目国家自然科学基金项目(项目编号:72063028)。作者简介张红丽(1968-),女,河南淮阳人,教授,博士生导师,研究方向:农林经济理论与政策、干旱区生态经济等;刘畅(1999-),女,黑龙江哈尔滨人,硕士研
3、究生,研究方向:技术经济及管理。一、引言改革开放以来,中国农村经济不断走向富足,农民收入增速反超城镇居民1,农村内部收入差距问题却逐渐凸显。据国家统计局公布的农村居民按五等份分组的人均可支配收入数据显示,20132017年,低收入组(后20%)与高收入组(前20%)的人均可支配收入比值整体呈上涨趋势,由最初的7.41 1增长至9.48 1。虽然在脱贫攻坚冲刺阶段系列政策的推动下,2019年该比值降至8.46 1,但农村内部收入差距仍处于较高水平2,其仍然是我国共同富裕道路上较为突出的问题,如何缩小农村内部收入差距是改善我国收入分配格局的关键。随着乡村振兴的不断推进与农业农村现代化的高速发展,村
4、级层面数字化水平逐渐趋同,但在个体层面上,不同收入水平的农民其互联网认知程度与技能水平参差。以杨柠泽和周静3、李怡和柯杰升4、李五荣等5为代表的学者们认为,由于数字鸿沟的存在,许多农民无法获得技术溢价或能够获得的溢价有限,会加剧农村内部收入差距。也有诸多学者们认为,由于数字红利的存在,低收入群体增引用格式:张红丽,刘畅.互联网使用有助于减小农村内部收入差距吗?基于农村劳动力回流的调节效应J.新疆农垦经济,2024(02):8-17.基于农村劳动力回流的调节效应XINJIANG STATE FARMS ECONOMY2024年第02期三农问题收的后发优势能够缩小农村内部收入差距6-8。那么互联网
5、使用究竟是低收入农民的福祉还是“马太效应”的重现?此外,值得注意的是回流劳动力在农村群体中的特殊性9。已有文献认为,农村劳动力回流与家乡互联网平台发展有着密不可分的关系10,且劳动力回流影响着农村家庭的收入结构11与经济发展12。可见,探究互联网使用、劳动力回流与农村内部收入差距三者之间的关系对于乡村振兴与共同富裕的实现具有重要意义。近些年,收入差距问题呈现从城乡转至农村内部的趋势,学术界目前主要围绕互联网使用对城乡收入差距的影响13-15及其增收效应16-18展开研究,却鲜有文献对互联网使用与农村内部收入差距之间的关系进行探讨。且已有研究结论中,部分学者认为农民信息获取与转化上的差异会加剧农
6、村内部收入差距19。但也有学者表示互联网使用能够促进农村生计多样化20,生计多样化又具有调节收入分配的功能,能够有效缩小农村内部收入差距1。上述结论产生分歧的原因可能是互联网使用对总收入差距的影响是内部影响相互抵消后的剩余影响,需进一步分解收入结构,才能更加准确地探究互联网使用对农村内部收入差距的作用机制。且多数研究仅仅探究了互联网使用对收入总体差距的影响,缺乏分析其对中低、中高、高低三类群体间收入差距的影响。此外,农村劳动力回流成为一种人口流动趋势21。已有研究表明,户籍地数字经济越发达,流动人口返乡意愿越强10,说明回流劳动力具备利用互联网返乡创收的能力。同时,回流劳动力的涌入势必会影响家
7、庭劳动力分配与收入结构。王瑞瑜和王森22认为,农村无人建设是乡村振兴过程中要解决的关键问题,互联网技术在农村现代化建设中扮演着重要角色,因此,探究农村劳动力回流后互联网使用对农村内部收入差距影响的变化,对农村人才吸引与经济建设具有一定的现实意义。学术界虽然不乏有关回流劳动力与农村发展之间关系的探讨23-25,但主要研究了影响劳动力回流的相关因素11,26-28或劳动力回流对于农村发展的直接影响29-30,较少分析回流劳动力涌入乡村后所产生的协同效应。本文的边际贡献可能体现在以下几个方面:第一,相比于以往针对人均总收入或某一类收入的农村内部收入差距的研究,本文较为创新地将农民收入分解为农业收入与
8、非农业收入,引用不平等处理效应,通过再中心化影响函数分别对互联网使用与农村内部农业、非农业收入差距之间的关系进行研究,有助于弥补相关文献的不足。第二,本文在探究收入总体差距的同时,进一步分析了互联网使用对中低、中高、高低三类群体间收入差距的影响,有助于深入探究互联网使用对农村内部收入差距的影响机制。第三,本文分析了劳动力回流的调节作用,从劳动力回流的视角丰富和拓展了互联网使用影响农村内部收入差距的相关文献。除此之外,本文的研究结论也将为缩小农村内部收入差距、实现共同富裕提供理论参考。二、理论分析与研究假设(一)互联网使用对农村内部收入差距的影响1.互联网使用对农村内部农业收入差距的影响。农业方
9、面,依托互联网运营的电子交易模式对农民的家庭禀赋、生产要素、抗风险能力有着一定的要求,但相较于中高收入群体,低收入农民在上述三个方面通常处于劣势地位、缺乏网络营销能力,在市场竞争中被淘汰的概率较大。由此可见,不同收入水平农民的互联网使用存在回报差异14,互联网使用在促进农业发展的过程中可能产生益富效应。此外,互联网使用提高了农业劳动生产率4,但目前我国农业劳动生产率的提高会加剧农村内部农业收入差距31。同时,互联网使用在促进农村劳动力转向非农就业时,压缩了原本的农业劳动力数量,互联网使用还可能因此加剧农民农业收入差距问题。基于此,本文提出假设H1a:互联网使用会扩大农村内部农业收入差距。2.互
10、联网使用对农村内部非农业收入差距的影响。非农业方面,互联网拓展了农民提升自身人力资本的机会与渠道,推动了农民兼业化发展3,促进了就业资源的合理配置,提高了农民非农就业2024年第02期新疆农垦经济XINJIANG STATE FARMS ECONOMY概率。同时,农民获得信息的门槛和成本下降,信息的边际产出增加。此外,互联网促进了农村非正规金融的发展32,农民金融素养提高,获取资金支持的门槛降低,加之互联网技术打破了交易的时空限制,为农民延伸社会网络提供了发展空间,增强了信息传播速率与效率,降低了市场交易成本,最终有助于提高农民的创业成功率与盈利能力33。高收入农民在资本积累、信息获取、信贷支
11、持方面均优于低收入农民是农村内部收入差距的主要成因14,34-35,互联网的使用为低收入农民提供了弥补自身“短板”的机会,且已有研究表明,互联网使用所产生的信息效应和就业效应对低收入农民存在增收的后发优势36。基于此,本文提出假设H1b:互联网使用能够缩小农村内部非农业收入差距。(二)劳动力回流的调节作用随着乡村振兴战略的全面推进,保留农民身份“走出去”的劳动力开始回流36。外出务工的部分迁移劳动力获得了技术和知识37,自身人力资本得到了投资,当此类劳动力返回农村,自己创收的同时可能在“邻里效应”下带动他人依靠互联网致富,推动互联网使用在缩小农村内部收入差距上释放出更强的功效。但从现实层面来看
12、,城乡之间的互联网发展水平尚且存在差距,这可能导致许多回流劳动力虽具备互联网使用技能却无处施展。部分研究认为,回流劳动力是乡村发展的阻碍者,他们是无法立足于城市的群体,属于迁移过程中的“失败者”26,由于缺少相关的互联网知识与技能,回流后可能难以跟上数字化新农村的发展,最终与其他村民的收入拉开差距,削弱了互联网使用缓解农村内部收入差距的功效。基于此,本文提出假设H2:劳动力回流在互联网使用影响农村内部收入差距的过程中发挥调节作用。根据以上理论分析,本文构建如下理论分析框架图(见图1)。三、数据来源、变量选取与模型设定(一)数据来源本文的研究数据来自中国家庭金融调查数据库。该数据库可以提供被统计
13、家庭的人口特征、各类收入情况、互联网使用情况等方面信息,尤其在家庭人口流动方面加入了户籍迁移与人口流动史的问题,便于对劳动力回流进行准确测度。20202022年受疫情影响,许多工作与交易不得不线上进行,互联网在国民经济中的地位进一步提升,但迫于现实条件使用互联网的用户和互联网之间没有形成稳定的捆绑关系。同时,农业生产与农产品物流运行受到阻碍,农产品供需严重失衡,非农就业形势严峻,农民收入受到巨大影响,且遭遇风险打击后的农民往往会面对较为持久的负面影响38。此外,部分外出务工的农民失业后被动返乡,农村外出务工劳动力的返乡就业、创业受阻39,回流劳动力的群体结构与特征受到影响。因此,互联网使用、劳
14、动力回流、农村内部收入差距三者在上述三?+-?图1 理论分析框架XINJIANG STATE FARMS ECONOMY2024年第02期三农问题年间形成了短暂、特殊的关系,为规避疫情对研究结论的干扰,本文选取2019年的CHFS数据并作如下处理:以家庭为单位,将样本范围限定为农村地区,剔除16岁以下的低龄户主家庭、户主信息缺失家庭以及75岁以上的高龄户主家庭。为便于诸多收入差距指标的计算,仅保留人均收入为正的农村家庭样本。同时为避免极端值影响结论的准确性,本文将被解释变量双边缩尾0.01,最终得到10 046个农村家庭有效追踪样本数。(二)变量选取1.被解释变量。以家庭人均农业收入、人均非农
15、业收入为基础的基尼系数。设置变量(Agri_inc、Nonagri_inc)。2.解释变量:农民互联网使用情况。目前农民使用互联网的手段主要以智能手机或电脑为主。数据库内针对互联网使用的户主回答数据有两类,一类为“目前您使用的手机是哪一种”,另一类是“家中是否拥有电脑(台式/笔记本/平板等)”。若农民家中拥有电脑或使用智能手机,则视其使用互联网,记为1,否则记为0,设置变量(Internet)。3.调节变量。将劳动力回流定义为曾在户籍地所在市以外居住或工作半年及以上且返回到户籍地的群体(排除户籍随迁到新的务工或居住地的情形)视为劳动力回流40,满足上述条件记为1,否则记为0,设置变量(Labo
16、rback)。4.控制变量。参考已有文献选取户主个体特征,包 括 年 龄(Age)、性 别(Sex)、健 康 状 况(Health)、户主受教育程度(Edu)、户主是否为中共党员(预备党员)(Cpc);家庭特征包括家庭人口规模(Fam_size)、风险偏好(Risk)、创业意愿(En-tre_intend);社 区 特 征 包 括 社 区 交 通 状 况(TC_con)、社区居民幸福感(Happiness)。各变量描述性统计如表1所示。(三)模型设置1.互联网使用对农民收入差距的影响。本文采用FIRPO等41-43提出的再中心化影响函数(re-centered influence functi
17、on,RIF)回归方法来衡量互联网使用对农村内部收入差距的影响。RIF回归通常用于探究不平等分配的构成因素。不同于OLS、分位数回归等回归方法,RIF回归的被解释变量可以是基于影响函数获得的分位数、基尼系数等收入差距统计量,能够弱化遗漏变量造成的内生性问题。衡量农民收入差距的基尼系数计算公式如下:vGini(FY)=1-2-1R(FY)(1)其 中:R(FY)=01GL(p,FY)dp,p(y)=FY(y)GL(p,FY)=-F-1(p)zdFY(z),结合式(1),本文构建如下基准回归模型:?Agri_inc?8 4938.1261.683Nonagri_inc?6 8818.8231.38
18、2?Internet?:?=1,?=010 0460.6170.486?Laborback?:?=1,?=010 0460.1600.367?Age?(?)10 04656.64510.664Sex?:?=1,?=010 0460.8490.358Health?(15):1?,5?10 0452.9071.041Edu?(19):1?,9?10 0362.5760.991Cpc?(?):?=1,?=09 5490.1280.334?Fam_size?(?)10 0463.3351.670Risk?(13):1?,3?10 0462.6020.556Entre_intend?:?=1,?=010
19、 0462.6020.556?TC_con?10 0469.0920.731Happiness?10 0462.0670.303表1变量的定义与赋值2024年第02期新疆农垦经济XINJIANG STATE FARMS ECONOMYRIF(income,vGini)=0+1Internet+2X+(2)其中,RIF(income,vGini)为根据基尼系数构建的RIF,用于衡量农民收入差距。Internet表示互联网使用,X为控制变量。1衡量了互联网使用对农民收入差距的边际效应,若1显著为正,说明互联网使用具有扩大收入差距的效应;若1显著为负,则说明互联网使用能够缓解农民收入差距;为随机误差
20、项。2.分组回归。当M为类别变量时,可采用分组回归分析检验变量M对X与Y关系的调节作用。若不同组别回归结果中变量X系数的差异显著,则表明变量M在X与Y关系中发挥了显著的调节作用。鉴于本文调节变量劳动力回流为类别变量,故采用分组回归模型检验劳动力回流在互联网使用与农村内部收入差距中的调节效应。四、实证结果与分析(一)互联网使用与农村内部收入总体差距模型中所有解释变量的方差膨胀因子(VIF)不超过1.44,表明模型不存在严重的共线性问题。表2为基准模型的RIF回归结果,其中模型(1)(2)为互联网使用对农民农业收入差距的影响,模型(3)(4)为互联网使用对农民非农收入差距的影响。由模型(1)(2)
21、可知,互联网使用对农业收入差距的影响在1%的水平上显著为正,表明互联网使用会加大农民农业收入差距,假设H1a得到验证。由模型(3)(4)可知,互联网使用对非农业收入差距的影响在1%、5%的水平上显著为负,表明互联网使用能够缩小农民非农业收入差距,H1b得到验证。(二)互联网使用与农村内部群体间收入差距前文已证实互联网使用会扩大农村内部农业收入差距、缩小农村内部非农业收入差距的研究假设,接下来本文将对互联网使用影响农村内部收入差距的内在作用机制进行探究。在分位点的选取上,本文参照已有研究2,选取了0.25、0.50、0.75三个代表性分位点,分别表示低收入组、中等收入组?(1)?(2)?(3)?
22、(4)Internet0.0104*(0.0019)0.0118*(0.0027)-0.0110*(0.0022)-0.0066*(0.0030)Age-0.0001(0.0002)0.0004*(0.0002)Sex-0.0037(0.0062)0.0068*(0.0037)Health-0.0007(0.0014)0.0056*(0.0018)Edu-0.0039*(0.0017)-0.0025(0.0018)Cpc-0.0001(0.0048)0.0002(0.0044)Famsize-0.0025*(0.0012)-0.0013(0.0012)Risk-0.0001(0.0014)-0
23、.0026(0.0020)Entre_intend0.0036(0.0077)0.0355*(0.0163)TC_con0.0067*(0.0025)-0.0034(0.0023)Happiness0.0119*(0.0059)-0.0137*(0.0065)_cons0.1096*(0.0015)0.0501(0.0347)0.0875*(0.0017)0.1197*(0.379)表2互联网使用影响农民收入差距的RIF回归结果XINJIANG STATE FARMS ECONOMY2024年第02期三农问题和高收入组。表3中模型(5)(6)(7)分别代表着互联网使用对高低收入群体、中低收入群
24、体、中高收入群体农业收入差距的影响,模型(8)(9)(10)分别代表着互联网使用对高低收入群体、中低收入群体、中高收入群体非农业收入差距的影响。模型(5)(6)中互联网使用的分位系数差异均在5%的水平上显著,表示互联网使用扩大了中低、高低收入群体的农业收入差距,说明互联网使用更有利于中等收入以上群体的农业收入增收,低收入农民反而因互联网使用与其他群体的农业收入拉开差距。相比于中高收入群体,低收入农民可能无法将互联网使用与自身农业的生产运营有效连接起来,中高收入群体能够更好地将互联网使用“变现”为农业收益。模型(8)中,互联网使用的分位系数符号为负,但不显著。模型(9)中,互联网使用的分位系数差
25、异在5%的水平上显著,表示互联网使用缩小了中低收入群体的非农业收入差距。这说明互联网使用主要促进了低收入农民的非农业收入增长,且存在一定的上升空间,有希望进一步缩小高低收入群体的非农业收入差距。相较于中高收入家庭,低收入家庭非农业收入的增长更容易受到信息劣势和社会关系的阻碍17,而高速是互联网传递信息的最大优势44,互联网让农民人际交往和社会互动的频率、范围、方式有了很大程度提高。因此,低收入农民相比于中高收入农民可以通过互联网使用极大程度地克服原本由于人力资本与社会资本的缺失所带来的创收局限,其非农业收入有着更大的提升空间。同时,其他研究表明,低收入农民使用互联网获得的非农收益更高45,且家
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