数字经济对农村劳动力非农就业质量的影响——来自电子商务发展的证据.docx

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1、第40卷第3期2023年5月经济经纬ECOnOrniCSCIrVeyVol.40No.3May2023数字经济对农村劳动力非农就业质量的影响一来自电子商务发展的证据王修梅，易法敏（华南农业大学经济菅理学院,广东广州510642）摘要将中国电子商务发展指数与2015-2018年中国综合社会调查（CGSS）数据进行匹配，运用OLS方法和Probit模型系统考察电子商务发展对农村劳动力非农就业质量的影响。结果表明：电子商务发展能够显著提高农村劳动力非农就业质量；机制检验表明，电子商务发展促进农村劳动力非农就业质量提升的作用主要源于电子商务发展的深化效应、人力资本提升效应和社会资本拓展效应；电子商务发

2、展对农村劳动力非农就业质量的影响存在显著的区域与个体异质性，与东部地区、未婚、老年、受教育程度较高的农村劳动力相比，电子商务发展对中西部地区、已婚、青壮年、受教育程度较低的农村劳动力非农就业质量的提升效应更大；针对特定群体农村妇女的分析结果显示，电子商务发展显著提高了农村妇女的非农就业质量。以上研究结论为数字经济背景下稳就业和实现共同富裕提供了经验证据.关键词：电子商务；非农就业质量；农村劳动力；农村妇女；共同富裕基金项目：国家社会科学基金项目（19BGL256）作者简介：王修梅（1994一），女，安徽阜阳人，博士研究生，主要从事数字经济和农村电商研究；易法敏（1968），男，湖南澧县人，教授

3、，博士生导师，主要从事数字经济和农村电商研究易法敏为本文通信作者.中图分类号：F323.8文献标识码:A文章编号:1006-1096（2023）03-0055-11收稿日期:2022-06-1888888888888888888888888888888888888888888888888888引言就业是民生之本，是国民经济和社会发展的基本支撑（武可栋等，2022）。改善农村劳动力就业环境,提高农村居民就业保障，实现农村居民高质量就业，是实现劳动力资源优化配置和共同富裕目标的关键0当前经济形势不容乐观。在这种背景下，如何提高就业质量，巩固脱贫攻坚成果，是亟待解决的重点问题。近年来，随着数字乡村战

4、略的实施，以互联网、电子商务为代表的数字经济不仅推动了农村产业的有效融合,而且催生了大量新业态、新就业模式，为农村劳动力提供了大量非农就业机会，也为农村妇女的求职发展增添了新机会（程欣炜等,2021;宋月萍，2021）。因此,运用互联网、电子商务等数字经济改善中国农村劳动力就业状况、提高就业质量,对释放农村就业潜力、实现共同富裕具有重要的理论和现实意义。近年来，随着农业农村数字化由提供基础设施和信息服务为主的接入阶段转入以农村电商为代表的数字技术的应用阶段，农村数字红利逐步显现（邱泽奇等，2016）,具体表现为电子商务的非农就业促进效应（秦芳等,2022）,这对提高农民收入和农民自身发展能力具

5、有积极影响0值得注意的是，当前中国处于高质量发展和共同富裕的关键阶段，高质量就业的意义愈加凸显。只有实现更高质量就业，才能夯实高质量发展的动力基础，在高质量发展中促进共同富裕。然而，目前探讨以电子商务为代表的数字经济对农村劳动力非农就业质量影响的研究尚显不足，多数文献较为关注电子商务对农民增收、脱贫攻坚、城乡收入差距、乡村振兴等的影响，而忽视了其对农村劳动力非农就业质量的影响。基于此，本文将中国电子商务发展指数与中国综合社会调查（CGSS）2015年、2017年和2018年数据进行匹配,系统考察电子商务发展对农村劳动力非农就业质量的影响，并对中国农村妇女的就业质量展开研究.本文可能的边际贡献主

6、要有以下几个方面：第一，现有文献对就业质量的研究往往以宏观数据为基础，且只局限于某些指标（戚聿东等,2020）。区别于此，本文基于农村劳动力视角探究以电子商务为代表的数字经济对农村劳动力非农就业质量的影响，拓宽了非农就业质量影响因素的研究范围。第二，相较于从工作满意度单一维度衡量就业质量，本文从工作收入、工作时长、社会保障参与（养老保险、医疗保险）以及工作自主性等视角研究电子商务发展对农村劳动力非农就业质量的影响显得更加全面0第三，本文从电子商务发展的深化效应、人力资本提升效应及社会资本拓展效应三个方面对数字经济影响就业质量的作用机制进行探讨，丰富了这一领域的研究。第四，对农村妇女群体的就业质

7、量进行深入分析，为有序引导农村妇女非农就业、释放农村经济增长潜力提供了经验证据。一、文献综述与研究假说（一）文献综述近年来，随着乡村振兴战略的实施，电子商务和互联网等数字技术在农村蓬勃发展0数字经济不仅对资本、土地等传统要素的流动和配置具有变革性作用，而且对中国农村劳动力市场也产生了重要影响，具体表现为数字技术的就业促进效应和就业质量提升效应（Atasoy,2013;郭晴等,2022）。关于电子商务发展对就业数量的影响，王金杰等（2017）认为电子商务发展破除了传统社会资本对农村居民创业的限制，提高了农村居民的创业意愿；孙薇等（2021）、倪建春（2020）等研究发现,电子商务等数字经济的快速

8、发展不仅推动了区域产业结构的转型升级，而且也催生了大量的新业态、新就业模式，为农村劳动力提供了大量数字化就业机会。在就业质量方面，已有研究主要从以下方面展开：第一,构建测度就业质量的多维指标体系。当前对就业质量测算的研究涵盖宏观、中观和微观等层面。宏观层面,戚聿东等（2020）、丛屹等（2022）选取工作环境、工作报酬、工作权益、社会保障和就业能力等指标,利用主客观组合赋权法求出就业质量指数；中观层面，李宁等（2016）认为就业质量能够反映劳动力市场的资源配置效率及运行状况，包括劳动力供求状况、公共就业服务质量等；微观层面,邓睿（2020）、郭晴等（2022）认为就业质量能够反映一切与个体劳动

9、者相关的工作状况,包括工资水平、工作强度、劳动合同、社会保障等客观维度及工作满意度、幸福感等主观维度,他们还运用等权平均法计算出就业质量指数。第二，探究影响农村劳动力非农就业质量的因素。首先，基于人力资本视角，主要考察了受教育程度、工作经验和健康状况等变量对农村劳动力非农就业质量的影响。程名望等（2014）认为健康和教育均能增加劳动性收入;刘涛等（2021）研究发现,工作经验也可以显著促进就业质量的提升.其次，从家庭经济学视角来看，现有研究主要关注家庭成员和子女随迁对农民工就业质量的影响（王春超等，2017;邓睿等，2018）.邓容等（2018）认为子女随迁可以显著提高农民工的就业质量，且对雇

10、主身份农民工和中高分位点农民工就业质量的影响更明显.关于数字经济对就业质量的影响问题，现有研究主要探讨了数字技术应用（人工智能技术、产业智能化）及数字经济发展对就业质量的影响首先,在数字技术应用方面，已有研究从产业智能化和人工智能技术等视角考察了数字技术应用对就业质量的影响，认为产业智能化主要通过推动行业就业结构高级化来促进劳动力实现高质量就业（王文,2020）,而人工智能技术对就业质量的作用效果存在明显的阶段差异，在智能化政策提出之后，人工智能技术对就业质量影响更为明显（谭玉松等，2022）。其次，在数字经济发展方面,丛屹等（2022）、司小飞等（2022）基于宏观省级层面数据，得出数字经济

11、发展有利于提升就业质量的结论。综上所述,虽然已有文献基于不同视角研究了数字经济对就业质量的景乡响，但从电子商务发展视角分析其对农村劳动力非农就业质量影响的研究尚不多见.因此，本文将补充电子商务发展对农村劳动力非农就业质量影响的微观现实证据和机制检验，以期为实现经济高质量发展和推进共同富裕提供政策启小O（二）研究假设1 .深化效应电子商务发展能提高农村劳动力工作收入、缩短其工作时长并提高其工作自主性。首先，电子商务发展能够促进农村居民创业（Georgeetal,2016）,从而提高农村居民的收入水平、工作自主性、工作效率并缩短其工作时长.其次，电子商务发展具有规模扩张效应，可以克服传统有形市场的

12、地理限制，实现跨时空的信息匹配，拓展产品市场空间，从而带动相关产业发展，推动农村就业，提高农村居民收入水平O最后，劳动者与平台之间灵活的组织模式可以提高农村劳动力的工作自主性，劳动者可以运用互联网、电子商务平台进行远程工作，而更易于兼顾工作和生活基于以上分析，本文提出以下假设：假设1：电子商务发展可以显著提升农村劳动力非农就业质量。假设2:电子商务发展通过提高工作收入、缩短工作时长、提高工作自主性来提升农村劳动力的非农就业质量。2 .人力资本提升效应人力资本理论认为，学习可以提高人力资本水平，而人力资本水平的提高可以提升劳动者在劳动力市场上的竞争力，进而促进就业转移与就业质量的提升。近年来，随

13、着数字乡村战略的实施，数字经济在农村蓬勃发展，极大丰富了农村教育资源，农村居民可以利用互联网进行学习，显著提升自身的人力资本水平，进而影响就业创业选择.一方面，以电子商务为代表的数字经济能够使广大农村劳动力以较低的成本获得教育、政策和技能等各种信息，加快其知识更新和技能提升的速度，促使其更广泛、有效地参与到数字经济相关的生产生活中，实现新的价值创造,进而提高其高质量就业的概率。另一方面，电子商务、互联网等数字技术的应用显著提高了农村劳动力与就业岗位之间的匹配效率及劳动力资源的配置效率，实现了劳动力市场的帕累托最优，从而有助于提高农村劳动力非农就业质量o基于以上分析，本文提出以下假设：假设3:电

14、子商务发展通过提升农村劳动力人力资本水平来提高其非农就业质量。3 .社会资本拓展效应已有研究表明，社会资本是影响农村劳动力就业质量的重要因素（邓睿，2020）。本文将社会资本从社会网络角度划分为原始型社会资本和新型社会资本（Granovetter,1985）o首先，电子商务发展有利于维护原始型社会资本。近年来，以互联网、电子商务为代表的数字经济被广泛应用于人际沟通，人们能够更有效地维系和增强已有的社会关系网络。中国作为一个传统的地缘社会、人情社会，“人情”能为人们带来信任、依托、互助等各种好处,有利于信息的传递和收入的提升,从而有助于就业质量的提高（王春超等，2017）。其次，电子商务发展有利

15、于拓展新型社会资本.以电子商务为代表的数字技术和信息通信技术（ICT）满足了人们对于线上社交的需求，农村居民可以通过虚拟社交平台结识志趣相投者及有经验的人，尤其是通过电商虚拟社区，农村居民可以获得更多的社会网络资源，从而提高创业机会识别能力并拓展信息获取渠道。基于以上分析，本文提出以下假设：假设4:电子商务发展通过维护和拓展农村劳动力的社会资本来提高其非农就业质量。以上分析表明，电子商务发展不仅能直接提高农村劳动力非农就业质量，还能通过深化效应、人力资本提升效应和社会资本拓展效应间接提高农村劳动力非农就业质量。具体作用机制如图1所示。图1电子商务发展影响农村劳动力非农就业质量的机制二、模型设定

16、与数据来源（一）计量模型设定1.c）LS眦本文分别采用OLS回归模型和Probit回归模型对农村劳动力非农就业质量及其分项指标进行回归分析。由于农村劳动力非农就业质量、工作收入和工作时长均为连续变量，因此采用如下OLS回归模型：Yipt=b+1pt+Xpt+4+t+（1）工作稳定性及社会保障参与为二元离散变量，故采用以下二元Probit模型进行回归分析：Y；t=Pb1ECIpt+2Xipt+4+5+%（2）工作自主性为多元有序离散变量，故采用以下有序Probit模型进行回归分析：Z*t=b+w1ECIpt+w2Xpt+t+t（3）公式中i代表农村劳动力个体，p代表省份,t代表年份（t=2015

17、,2017,2018）。（1）式中Yipt为因变量,在本研究中包括农村劳动力非农就业质量指数、工作收入和工作强度；（2）式中Y*t表示社会保障参与和工作稳定性的潜变量；（3）式中Z*表示工作自主性的潜变量。ECIpt为农村劳动力所在省份滞后一年的中国电子商务指数除以100,Xipl表示由控制变量组成的矩阵,up和Ot分别表示省份固定效应和时间固定效应，ipt为随机误差项。2.中介效应模型为进一步检验电子商务发展对农村劳动力非农就业质量的影响机理，本文借鉴Baron等（1986）的方法，具体设定如下模型：q=a1+a2ECIpt+a3Xpt+up+t（4）YF=1+V2ECIpt+3Gi+4Xi

18、pt+44+pt（5）其中，丫叭为农村劳动力非农就业质量G为中介变量。为验证假设2是否成立，本文采用工作收入、工作强度和工作自主性作为中介变量进行机制检验，其他变量含义与式（1）相同（二）数据来源本文主要将中国综合社会调查（CGSS）2015-2018年数据、中国电子商务发展指数报告及中国统计年鉴作为经验检验的数据集。其中，工作时间、工作收入和工作自主性等客观就业质量指标数据来源于CGSS数据库；电子商务发展指数数据来自由国家发改委高技术产业司指导、清华大学电子商务交易技术国家工程实验室等联合发布的中国电子商务发展指数报告；地区特征数据来源于2014年、2016年和2017年的中国统计年鉴。由

19、于本文研究对象为农村劳动人口,故选取18-64岁的样本为研究对象,保留户籍为农业户口且从事非农工作的样本，去除微观样本中的缺失值和异常值,删除年龄小于18岁和大于64岁的样本，最终获得3年5394个有效样本的面板数据。（三）变量选取与说明本文的被解释变量为农村劳动力非农就业质量。借鉴邓容（2020）的客观就业质量指数，本文将农村劳动力非农就业质量界定为这一群体从事非农就业时在工作收入、工作时长、工作稳定性、社会保障（医疗保险和养老保险）和工作自主性等五个维度的综合表现O工作收入用小时工资率表示为：平均每月工资收入/月工作小时数（单位：元）；工作时长采用月工作小时数来衡量;工作稳定性用是否签订劳

20、动合同来衡量；tt会保障以是否同时参与养老保险和医疗保险为衡量标准;工作自主性是指自己自主决定工作方式的程度。就业质量测量参考LeSChke等（2014）使用的多维就业质量指数。首先,对涉及的5个指标进行标准化处理。由于工作时间与就业质量之间存在显著的负相关关系，因此用1减去标准化处理后该指标的差来获得月工作时间的逆向指标。其次，明确各分项指标的权重。参考欧盟委员会和欧洲基金会及唐宁等（2019）的做法，本文采用等权平均法（简单平均法）计算农村劳动力非农就业质量指数o最终得到农村劳动力非农就业质量指数：Quai=ytC（6）采用上述方法得到的农村劳动力非农就业质量指数取值范围为01；得分越高，

21、表明非农就业质量越好。参考邱子迅等（2021）的做法，利用中国电子商务发展指数报告中的电子商务发展指数作为本文的核心解释变量。参考现有就业质量的相关文献（唐宁等，2019；邓睿，2020）,本文的控制变量包括个体特征变量（年龄、性别、受教育程度、政治面貌、宗教信仰、健康状况、互联网使用频率、婚姻状况）、家庭特征变量（家庭规模、子代情况）及省份特征变量（地区经济发展水平、产业结构和城镇化率）。三、检验结果分析（一）基准回归结果表1报告了电子商务发展对农村劳动力非农就业质量的影响。为了得到较稳健的结果，逐步控制时间和省份固定效应，并将稳健标准误聚类到省级层面。从表1（1）列和（2）列可以看出,当不

22、控制省份虚拟变量时，电子商务发展对农村劳动力非农就业质量的影响不显著.这可能是由于省份之间的差异导致的遗漏变量造成了回归结果的偏差；而（3）列和（4）列显示只要控制省份虚拟变量，时间虚拟变量控制与否，电子商务发展对农村劳动力非农就业质量的影响均在建水平上显著为正，表明以电子商务为代表的数字经济可以显著提升农村劳动力非农就业质量，这一结论与田鸽等（2022）的研究一致。因此，本文的研究假设1初步得证。表1电子商务发展对农村劳动力非农就业质量的影响变景被解释变昆：农村劳动力非农就业质量(1)(2)(3)(4)电子商务发展指数0.0970.1350.3720.374(0.094)(0.086)(0.

23、090)(0.090)性别0.0030.0040.0070.008(0.008)(0.007)(0.007)(0.007)年龄0.0230.023R0.023m0.023,(0.004)(0.004)(0.004)(0.004)年龄的平方-0.000-0.OOoE-0.000-0.000(0.000)(0.000)(0.000)(0.000)0.0100.005-Q.000-0.000宗教信仰(0.019)(0.019)(0.018)(0.018)0.0050.0050.0040.004健康状况(0.004)(0.004)(0.004)(0.004)政治面貌0.0440.042-0.036m0

24、.036,(0.013)(0.013)(0.014)(0.014)0.031*0.031,0.0230.024婚姻状况(0.016)(0.015)(0.015)(0.015)0.007.0.0060.0060.006互联网使用频率(0.004)(0.004)(0.004)(0.004)-0.005-0.005-0.005-0.005家庭规模(0.004)(0.004)(0.004)(0.004)少儿比例-0.062,-0.060-0.057*“-0.057o(0.015)(0.015)(0.016)(0.016)受教育程度0.013w0.01320.012*0.012*(0.002)(0.00

25、2)(0.002)(0.002)0.0030.0020.126,0.195,城镇化率(0.002)(0.002)(0.051)(0.030)-0.337-0.134-2.922w0.100产业结构(0.227)(0.257)(1.419)(0.885)-0.024-0.013-1.3410-0.880人均GDP(0.04)(0.050)(0.570)(0.300)省份固定效应NoNoYesYes时间固定效应NoYesNoYes观测值5394539453945394注：括号内的标准误聚类到省级层面：*表示p0.1,*表示p0.05.*表示PO01（二）非农就业质量的分维度检验表2报告了电子商务发

26、展对工作收入、工作时长、工作稳定性、社会保障和工作自主性影响的回归结果。列（1）和列（2）的OLS模型回归结果表明，电子商务发展能够显著提高工作收入、缩短工作时长，电子商务发展指数每增长1个百分点,农村劳动力的工作收入将会提升26.502个百分点，工作时长将降低5.613个百分点：可能的原因在于，以电子商务为代表的数字经济可以为农村劳动力赋能进而提升其工作技能和收入水平、缩短其工作时长。歹U（3）和列（4）的二元Probit模型回归结果表明.电子商务发展对农村劳动力工作稳定性和社会保障参与的膨响均显著为正；主要由于以电子商务为代表的数字经济的蓬勃发展催生了诸如电商直播、即时物流、美团外卖等形式

27、的新业态、新就业模式，拓宽了农村劳动力的职业选择范围，提高了其收入水平，进而也提高了其社会参保率（戚聿东等，2020）O同时，互联网信息知识的普及在一定程度上增强了农村劳动力的劳动权益保护意识，加大了劳动力需求企业公共监管的压力，提升了劳动力用人单位的签约意愿.从而在一定程度上提高了农村劳动力的工作稳定性。列（5）有序Probit模型的回归结果表明，电子商务发展能显著提升农村劳动力的工作自主性。表2电子商务发展对农村劳动力非农就业质量分项指标的影响变量(1)(2)(3)(4)(5)小时工资率工作时长工作稳定性社会保障工作自主性电子商务发展指数26.502-5.613o0.598F0.312m3

28、.5032(4.454)(0.944)(0.130)(0.127)(0.730)控制变量控制控制控制控制控制观测值53945394539453945394注：表中的控制变量包括个体特征变量、家庭特征变5L省份特征变量、省份固定效应、时间固定效应：括号内的标准误聚类到省级层面.系数下括号内为聚类稳健标准误.*、*、*分别表示在5%、10%水平显著。下同（三）稳健性检验1 .内生性问题为解决模型中的内生性问题，本文借鉴戚聿东等（2021）、罗明忠等（2022）的研究，选取互联网普及率和IPv4地址数（万个）作为电子商务发展的工具变量,分别运用两阶段最小二乘法（2SLS）、弱工具变量更加稳健的有限信

29、息极大似然估计方法（LlML）、异方差条件下更为有效的GMM法以及迭代GMM方法进行估计，结果见表3从表3可以看出，四种方法的估计结果均显示电子商务发展在15水平上对农村劳动力非农就业质量具有显著正向影响，且估计系数比较接近，表明核心结论较为稳健，本文研究假设1得证。表3工具变量估计结果变量2SLSLlMLGMMIGMM(1)(2)(3)(4)电子商务发展指数L0391.039-1.035w1.038(0.140)(0.140)(0.083)(0.083)控制变量控制控制控制控制观测值Durbin-Wu-Hausman检验Kleibergen-PaaprkLMstatisticKleiberg

30、en-PaaprkWaldFstatisticHansenJstatistic539490.635O.00010.364O.00640,295O.663O.4155394539453942 .更换地级市样本进行稳健性检验为更进一步验证核心结论的稳健性，更换为地级市样本再次进行检验。由于很多类似于中国家庭追踪调查（CFPS）及中国综合社会调查（CGSS）的大型数据库均未公布地级市及县域名称，而中山大学的中国劳动力动态调直（CLDS）数据公布了地级市名称，但在2018年又未公布,因此本文使用CLDS2014年和2016年的地级市数据与阿里研究院公布的2013年和2015年的电子商务发展指数（具体到

31、地级市）相匹配进行稳健性检验，结果见表4。由表4列（2）可知，在控制城市固定效应后电子商务发展指数系数为0.227,与前文表1基准回归结果相差不大且显著为正，表明核心结论较为稳健。表4稳健性检骁：更换地级市样本变量被解释变量农村劳动力非农就业质量(1)(2)电子商务发展指数0.211,*(0.057)0.227,(0.097)控制变量控制控制城市固定效应NoYes时间固定效应NoYes观测值507550753 .对变量、样本进行调整首先，借鉴明娟等（2015）的研究，选取工作收入、工作时长、工作稳定性和社会保障等客观指标对就业质量进行测量。其次，借鉴韩雷等（2016）、王金杰等（2017）的做

32、法.将核心解释变量替换为省份人均快递量的对数值和阿里巴巴电子商务发展指数（省级）。最后，为降低极端值干扰，对个人收入和工作时间进行上下5$缩尾处理，重新估算非农就业质量。将经过以上处理的数据重新回归，发现核心解释变量的显著性均没有太大变化，模型结果与基准回归结果基本一致z,进一步验证了核心结论的稳健性。四、机制检验与异质性分析（一）机制检验1 .深化效应表5报告了以工作自主性、工作时长和工作收入为中介变量的检验结果。（1）-（3）列以工作自主性为中介变量的回归结果表明，电子商务发展显著提高了农村劳动力的工作自主性；列（3）将电商发展指数与工作自主性分别纳入回归模型，回归结果与未纳入中介变量相比

33、，电子商务发展的回归系数显著降低，表明工作自主性在电子商务对农村劳动力非农就业质量的影响中存在部分中介效应。（4）-（7）列以工作时长和工作收入为中介变量的回归结果表明，电子商务发展可以显著正向影响工作收入、负向影响工作时长，而工作收入和工作时长对非农就业质量分别具有正向影响和负向影响：将电子商务发展指数、工作收入和工作时长同时添加到回归模型中后，电子商务发展指数的回归系数不再显著，表明工作收入和工作时长在电子商务发展对农村劳动力非农就业质量的影响中具有完全中介效应。因此，电子商务发展主要通过提高工作收入、缩短工作时长和提高工作自主性等路径提升农村劳动力的非农就业质量.假设2得证。表5电子商务

34、发展对农村劳动力就业质量的影响机制：中介效应分析变量(1)(3)(4)(5)(6)(7)就业质量工作自主性就业质量工作时长就业质量工作收入就业质量电子商务发展指数0.374(0.090)2.723o(0.548)0.073(0.004)-5.613(0.944)0.139(0.098)26.502-(4.454)0.120(0.089)工作自主性0.174-(0.077)工作时长-0.042”，(0.007)小时工资率0.OW(0.001)控制变量控制控制控制控制控制控制控制观测值53945394539453945394539453942 .人力资本提升效应本文借鉴戚聿东等（2021）的研究.

35、选用个人休闲时间学习充电的频率作为人力资本的代理变量。该方法源于中国综合社会调查（CGSS）问卷，人力资本变量用问卷中“过去一年，您是否经常在空闲时间进行学习充电”这一问题的答案来衡量；被调查者需从以下选项中做出选择：“1=从不m2=很少”3=有时”“4=经常”“5二总是”。本文将人力资本划分为空闲时间不进行学习充电（低人力资本）和经常进行学习充电（高人力资本）.分别赋值0和1。首先检验了电子商务发展对人力资本的作用，回归结果如表6列（1）所示.电子商务发展可以显著提高农村劳动力人力资本水平。主要原因在于：电子商务发展可以为农村劳动力提供全61球化的市场和便捷的技术接口,使农村劳动力更易于认知

36、、观察、比较和学习相关知识，从而有助于提升农村劳动力的人力资本水平（王金杰等，2017）0随后引入电子商务发展指数与人力资本交互项，结果如表6列（2）所示，交互项的系数显著为负，表明电子商务发展对低人力资本水平农村劳动力的非农就业质量产生了更大的提升作用，即假设3成立。表6人力资本机制检验变量（1）人力资本（2）农村劳动力非农就业质量电子商务发展指数0.495(0.148)0.367(0.090)电子商务发展指数X人力资本-0.loo,*(0.024)控制变量控制控制观测值539453943.社会资本拓展效应本文借鉴吕明阳等（2020）的做法，以与朋友见面或聚会的次数衡量社会资本。这一方法源于

37、中国综合社会调查（CGSS）问卷，社会资本变量用问卷中“过去一年，您与其他朋友进行社交娱乐活动的频繁程度”这一问题的答案来衡量；被调查者需从以下选项中做出选择：“1=几乎每天”“2=1周12次”“3=1个月几次”“4:大约1个月1次”“5:1年几次”“6=1年1次或更少”“7=从来不”。本文将社会资本划分为不经常进行社交娱乐活动（低社会资本）和经常进行社交娱乐活动（高社会资本），分别赋值。和Io首先验证电子商务发展对社会资本的直接作用，回归结果如表7列（1）所示，电子商务发展对社会资本的提升具有显著促进作用。原因在于：电子商务能够为农村劳动力提供买卖平台、虚拟社区等外部交流平台，使其可以进行线

38、上远程交流以提升和维护社会资本。接下来加入电子商务发展指数与社会资本的交互项，估计结果如表7列（2）所示，交互项系数显著为负，表明电子商务发展对低社会资本农村劳动力的非农就业质量产生了更大的影响，即假设4成立。表7社会资本机制检验变Ja（1）社会资本（2）农村劳动力非农就业质量电子商务发展指数0.398-(0.164)0.307*(0.099)电子商务发展指数X社会网络-0.089*(0.048)控制变量控制控制观测值53945394（二）异质性分析1 .个体特征异质性分析本文将农村劳动力个体按照婚姻状况，年龄和受教育程度划分为已婚、未婚，青壮年（18-56岁）、老年（56-64岁）.高受教育

39、程度和低受教育程度进行异质性分析。结果表明：电子商务发展可以显著提高农村已婚劳动力的非农就业质量，对未婚劳动力的影响不显著,可能的原因在于，已婚农村劳动力面临更多的家庭生活压力.因此他们更愿意学习新的技能.提高人力资本水平，寻找高收入的工作；电子商务发展可以显著提升青壮年和老年人的非农就业质量，但对青壮年就业质量提升的边际效应更大，可能的原因在于，与老年群体相比，青壮年的受教育水平及数字素养更高.因此他们运用互联网、电子商务等数字技术平台进行职业搜寻和工作的效率也更高：另外，电子商务发展对受教育程度较低的农村劳动力非农就业质量的边际效应更大。2 .区域异质性分析本文将农村劳动力个体样本按照东部

40、、中部、西部划分为三个区域进行异质性分析O回归结果表明：中部地区和西部地区电子商务发展的系数显著为正，东部地区电子商务发展的系数不显著，表明电子商务发展显著提升了中部和西部地区农村劳动力的非农就业质量，但对东部地区农村劳动力的非农就业质量影响不显著0这可能是因为中西部地区的就业机会比东部地区少，且个体获取就业信息的难度较大、岗位匹配度-62较低，而以电子商务为代表的数字经济所具备的信息传播、资源共享和关系网络等特性.能够帮助农村劳动力获得更多的就业信息，实现劳动力供求的精准匹配从而实现高质量就业。3 .省份内部异质性分析为消除省份内部差异导致的估计结果偏误.本文利用微观经济发展数据推测出各县市

41、在宏观层面的差异，然后根据各县市在各省份内部的排名情况设置0、1虚拟变量，再将虚拟变量与电子商务发展指数交乘进行回归（结果见表8）,其交互项系数就表示省份内部的组间差异。表8省份内部异质性检验变量被解释变量:农村劳动力非农就业质量(1)(2)(3)电子商务发展指数0.358S(0.099)0.321,(0.100)0.329(0.056)电子商务发展指数X人均收入-0.041*(0.017)电子商务发展指数基尼系数-0,037”(0.017)电子商务发展指数X儿童养育负担0.047-(0.022)控制变量控制控制控制观测值484848484848表8列（结果显示，电子商务发展与表征地区经济发展

42、水平的宏观变量人均收入的交互项系数显著为负，表明电子商务发展对人均收入较低也即经济发展水平较低县市农村劳动力非农就业质量的提升作用更显著。主要原因在于：电子商务的低门槛及低成本特性有利于农村劳动力创业,提高自雇的比率及工作自主性，从而提升非农就业质量。列（2）显示电子商务发展指数与基尼系数的交互项系数显著为负，表明电子商务发展对收入差距较小地区农村劳动力非农就业质量的提升作用更明显。主要原因在于：随着数字乡村战略的实施，农村数字红利逐步显现.农村劳动力可以运用互联网、电子商务等数字技术了解更多的就业信息,提高非农就业概率和工资性收入，从而有助于缓解收入不平等，提高非农就业质量（张勋等，2021

43、）。最后，家庭中孩子的个数是地区经济发展及思想意识发展的表征，因而本文用儿童养育负担在各省份内部的排名来表征县市地区经济发展水平。由列（3）可知，电子商务发展对儿童养育负担较重也即经济发展水平较落后地区农村劳动力非农就业质量的提升效应更大。可能的解释是：互联网、电子商务等数字经济的发展能够为农村劳动力提供及时、有效的就业信息，降低其工作搜寻成本,有助于农村劳动力寻找到更加多样、匹配程度更高的就业机会.进而提升其非农就业质量（毛宇飞等，2019）。（三）进一步分析本文选取农村妇女这一重点群体，就电子商务发展对其非农就业质量的影响展开分析。回归结果表明，电子商务发展显著提升了农村妇女的非农就业质量

44、5。分维度检验发现，电子商务发展可以显著提高农村妇女的工作收入、缩短其工作时长、提高其社会保障和工作自主性。主要原因在于：以互联网和电子商务为代表的数字经济可以提供丰富的教育资源和技能培训，从而提高农村妇女的人力资本水平，提高其工作效率，进而提高小时工资率、缩短工作时长（Shahirietal,2015）；同时，以电子商务为代表的数字平台在一定程度上解决了农村妇女之前存在的社会资本欠缺等问题，数字平台上的多主体参与，有助于女性克服传统的社会关系壁垒,拓展社会网络资源，丰富就业渠道，提高就业稳定性，从而使她们在劳动市场上更具竞争力，而当她们对目前的工作感到不满时，她们可以迅速、方便地找到更好的工

45、作，这就可以倒逼雇主为了招聘和留住优秀的员工，必须提高薪酬，改善工作环境和社会保障水平：最后，在电子商务发展的今天，越来越多的女性能够利用电子商务平台进行创业.这不仅可以增加她们的收入，而且可以改变她们在经济上的从属地位，帮助她们经济独立，提高其工作自主性。五、结论与启示利用电子商务发展指数与中国综合社会调直（CGSS）数据从微观视角就电子商务发展对农村劳动力非农就业质量的影响进行机制分析与检验，得到如下主要结论：第一.电子商务发展可以显著提高农村劳动力63非农就业质量；第二，机制检验表明，电子商务发展主要通过深化效应、人力资本提升效应和社会资本拓展效应三条路径来影响农村劳动力非农就业质量；第三,分样本异质性分析表明，电子商务发展对已婚、受教育程度较低、青壮年和西部地区农村劳动力非农就业质量的提升作用更为明显;第四，针对特定群体农村妇女的分析结果表明，电子商务发展显著提升了她们的非农就业质量O基于以上结论，本文提出如下建议：第一，各地应继续推进互联网和电子商务在农村的发展，加大中西部地区网络和电子商务的覆盖范围，促进各地区互联网、电子商务等数字技术的协同推进，缩小数字鸿沟，激发中西部不发达地区的就业潜力，以提高就业质量O第二，应加强数字技能培训I,提升农村劳动力的数字素养和电子商务的使用技能,实现电子商务的“可及性和可用性，最大限度地发挥电子商务等数字技术的效能，为稳就业和