杨睿娟 冀梦琪

[摘要]数字化时代，数字鸿沟成为阻碍员工实现职业成功的重要因素。基于中國家庭追踪调查（CFPS）2020年数据，运用普通最小二乘法（OLS）实证数字鸿沟对员工职业成功的影响，并检验社会资本的中介效应。研究发现，数字鸿沟会阻碍员工的职业成功，在内生性检验和稳健性检验后，结论仍然成立。中介效应检验结果显示，数字鸿沟抑制了员工社会资本的获得，进而阻碍员工实现职业成功。异质性分析发现，在东、中、西部三大地区，数字鸿沟对工作满意度的抑制作用均显著。与西部地区相比，数字鸿沟对中、东部地区工作收入的抑制作用显著。数字鸿沟对城镇个体工作满意度的影响大于乡村，对工作收入的影响小于乡村。基于此，降低数字鸿沟带来的社会不平等需要完善和优化互联网基础措施，提供数字化时代平等发展的机会，鼓励公民主动学习。

[关键词]数字鸿沟；职业成功；社会资本

一、 引言与文献综述

数字经济使人类的生产生活方式发生了巨大的改变。党的二十大报告提出，我国要加快建设网络强国、数字中国，加快发展数字经济，促进数字经济和实体经济深度融合，打造具有国际竞争力的数字产业集群。《中共中央关于制定国民经济和社会发展第十四个五年规划和二〇三五年远景目标的建议》1《“十四五”国家信息化规划》2《“十四五”数字经济发展规划》3均鲜明指出提升全民数字素养与技能，建设数字中国的目标。第50次《中国互联网络发展状况统计报告》4显示，截至2022年6月，我国网民规模为10.51亿，互联网普及率达74.4%，较2021年12月提升1.4个百分点，在线办公用户规模达4.69亿。以互联网、大数据、人工智能等为代表的数字技术与经济发展的深度融合，深刻影响了微观层面个体的经济行为[1-2]。智能协同工作模式下的数字能力成为影响员工职业成功不可忽视的因素，数字“有产者”和“无产者”间的差异愈加突显，这种差异被称为数字鸿沟。

数字鸿沟是不同国家、区域或群体信息技术的接入和使用差距，及由此诱发的结果差异。互联网信息技术（IT）的传播意味着以信息和知识为主要特征的社会权力资源的重新分配[3]。互联网普及差距和使用差距引发的数字不平等表现为消费水平、工资收入、生育意愿、主观福利以及不同性别、年龄、群体、阶层间的差距[2，4]。IT通过降低成本、提高效率和信息获取影响员工的职业成功。IT将工作转变为知识密集型活动，劳动过程信息的生产和分配的不平等增加了工资溢价[5-6]；数字技术使员工从传统劳动转向更具价值的生产活动，员工的工作产出差异增大[7]；员工学习、工作和社会交往中主动识别信息源的要求日益提高，这会导致人力资本、社会资本的差异，也在一定程度上影响了职业成功[8]。国内外文献对数字鸿沟的影响因素进行了大量的研究，但是，在个体微观层面，数字鸿沟对员工的职业成功是否有影响，如何影响？数字鸿沟的动态发展是加剧抑制还是纾缓了员工的职业成功？

为了回答上述问题，本文拟探讨数字鸿沟对个体职业成功的影响。基于中国家庭追踪调查（CFPS）2020年数据，运用普通最小二乘法（OLS）实证数字鸿沟对员工职业成功的影响，并构建中介效应模型，检验社会资本在二者间的中介效应。不同于以往研究多关注城乡数字鸿沟、银发数字鸿沟，本文关注受雇者群体的数字鸿沟，丰富数字鸿沟微观层面的研究；将职业成功分为主观职业成功（工作满意度）和客观职业成功（工作晋升、工作收入），分别探讨数字鸿沟对主、客观职业成功的影响及作用机制。

二、 理论基础与研究假说

数字鸿沟的概念经历了从“谁有机会接入互联网等信息通信技术”“谁能有效使用所获得的信息”向“信息不平等对生产生活的影响”的转变（表1）。本研究将数字鸿沟定义为不同主体（国家、地区、行业、企业、人群）在接入和使用互联网等信息通信技术进行各种活动中产生的差距，这种差距进一步呈现在工作和生活中。

表1  三级数字鸿沟概念界定

[维度 概念 研究焦点 一级数字鸿沟

（接入沟） 能够获得新技术的人与不能获得新技术的人之间的鸿沟 信息与通信技术连接的机会差异 二级数字鸿沟

（使用沟） 能否有效使用互联网等新资讯及通讯工具之间的差距[9-10] 应用程序操作技能、信息获取、处理和利用的能力差异 三级数字鸿沟

（结果沟） 互联网在接入和使用两方面的差异对人们生产生活的影响[11-12] 数字技术的线下结果，以及利用数字技术来改善生活机会的能力 ]

1. 数字鸿沟与职业成功

（1）职业成功

职业成功指“一个人所累积的积极的心理上的成果或是与工作相关的成就”[13]，分为主观职业成功和客观职业成功。主观职业成功以个体在职业生涯过程中的心理感受为评价标准，包括职业生涯满意度、个人满足感、成就感和获得感[14]。客观职业成功指可客观观察且能够评价的结果，例如工资、晋升、地位、权力和财富等[15]。由于新时代员工既希望达到薪酬和职务的提升，也注重精神追求，期望实现个人和职业的价值提升[16]，其追求的是主、客观职业成功的协同。主、客观职业成功的评价标准既反映了传统的成功标准，还反映了相对于个体自身目标和期望的主观感受，要综合考虑两者在当前社会中的变化发展[18]。

（2）数字鸿沟阻碍职业成功

数字鸿沟在员工工作中更多表现为数字能力差异引起的鸿沟。数字能力是员工有效利用数字资源工作的高级能力[14]。数字能力强的员工更容易打破职业发展中的数字障碍持续向上流动，增加工资收入和工作满意度[18]。信息处理能力和信息化水平的差异导致相同任务的完成度参差不齐，数字能力差的员工在数字意识和数字素养上有所欠缺，与数字化趋势背道而驰的员工难以在智能协同工作模式下有效利用信息工具主动学习、创造和加工信息，知识和技能的缺漏会导致工作积极性下降和工作效率降低，阻碍其职业成功。因此，在企业数字化转型和远程办公的压力下，员工必须提升数字能力。基于此，本文提出如下假说：

假说H1：数字鸿沟显著负向影响员工职业成功。

2. 数字鸿沟与社会资本

（1）社会资本

社会资本被定义为“对社会关系网络和其中资源的投资行为，以期在未来得到相应的回报”[19]。作为嵌入在个人社会网络中的资源，社会资本可以实现各类资本的联结和转化，在此过程中社会资本得以维持、积累和再生产[20]。在互联网广泛应用之后，数字能力成为社会资本新的增长点。

（2）数字鸿沟抑制社会资本

数字鸿沟使得员工难以生产和维持所需的社会资本禀赋。互联网被认为是打破地理区隔，维系社会网络的重要载体，通过深化社会网络的深度和强度，突破传统“圈”式社交规模的局限，形成了无明确边界的“链”式社会网络结构[21]。个体与重要的社会关系保持连接并提升存在感有利于建立更大规模的社会联系和社会网络。受制于数字鸿沟的不断深化，数字能力差的员工社会交往仍然以血缘、地缘关系为主，交往的对象多是老乡和亲戚等，难以建立起大规模的跨越型社会网络，个人所需的社会资本难以延伸和拓展[22]。

数字技术正在改变现有的权力格局，而数字鸿沟将数字能力差的员工排除在权力结构之外，使其在信息高速流动的状态下难以有效开展工作，这种不平等在社会网络的复杂性和流动性中愈发深刻。数字技能的欠缺使得员工较难使用互联网便捷、高效的社会连接功能，在开放的网络空间中与组织成员连接，无法分享到数字经济的红利，丧失了同其他群体构建社会关系网络的机会，不利于累积社会资本。基于此，本文提出假说：

假说H2：数字鸿沟显著负向影响员工获得社会资本。

3. 职业成功与社会资本

员工实现职业成功很大程度上依赖人际关系网络和企业关系网络[23]。员工需要一定的职业资源才能在职业生涯中取得成功，社会资本作为预测职业成功的资源能够实现价值增值。理性行为人具备较强的自我延伸动机，会选择主动整合社会资本，并对其投资以追求更大的收益回报。

赞助流动视角认为，社会资本是组织战略信息和其他有价值资源的来源，组织为员工提供的职业指导、主管支持、培训和技能发展机会、组织资源等特殊帮助能够促进其职业成功[24]。当员工出于工具性目的在组织内部建立起友谊网络，并从中获取资源收益、能力凭证、信任和内部成员支持，进而拥有更高的社会资本，占据内部网络的中心位置，更有利于其实现职业成功[25]。当员工因工作需要与组织外部进行人际互动，能获得更广阔的社交圈和思维世界[26]，并将信息资源作为再生产的要素增强其在信息“圈层”中的地位。基于此，本文提出以下假说：

假说H3：社会资本显著正向影响员工职业成功。

4. 社会资本的中介作用

社会资本凭借信息传递和资源调动的优势，承担了塑造社会互惠规范和社会资源配置的功能[27]。数字鸿沟的出现往往与社会资本固化相联系，已经享受社会红利的那部分人能从互联网的发展中获得更多的收益，而原本处于社会底层，想要实现阶层跃迁的群体由于数字技能匮乏或沉迷网络享乐而陷入困境[28]。员工想要线上调动和存储社会资本，需要物质基础和数字能力，数字能力差的员工难以充分发挥数字信息技术对社会资本的促进效应，社会资本的回报低，阻碍了员工实现职业成功。基于此，本文提出以下假说：

假说4：数字鸿沟通过抑制社会资本的获得进而影响员工职业成功。

基于上述假说，构建了数字鸿沟、社会资本与职业成功关系及其作用机制模型，如图1所示。

图1 数字鸿沟、社会资本与职业成功关系及其作用机制模型

三、 数据来源与研究设计

1. 数据来源

本文实证分析所选取的数据来源于北京大学中国社会科学调查中心实施的中国家庭追踪调查（CFPS）最新公布的2020年第六轮调查數据（CFPS2020）。CFPS2020数据较为完整地涵盖了互联网可及性、互联网使用度、工作收入、工作晋升、工作满意度等方面的内容，契合本文的研究主题。

对原数据进行以下处理：（1）根据法定退休年龄，选取16—60岁的男性样本和16—55岁的女性样本；（2）保留调查时“有工作”且工作类型为“受雇”者的样本；（3）剔除存在变量数据缺失和不适用的样本。最终得到4841个样本。

2. 模型设定

（1）普通最小二乘法回归模型

本文旨在研究信息资源视角下数字鸿沟对员工职业成功的影响，建立普通最小二乘法回归模型进行估计，模型设定如下：

[CS=?0+β0Digital+β1X+μ]

式中，[?0]是模型常数项，[Digital]为核心解释变量，代表数字鸿沟，[β]为对应各项的回归系数，其中[β0]是数字鸿沟的对应系数，若[β0]<0，则意味着数字鸿沟对职业成功产生了抑制效应，[μ]代表误差扰动项。

3. 变量说明

（1）被解释变量

职业成功。职业成功分为客观职业成功和主观职业成功。客观职业成功常用个体所取得的晋升和薪酬成就来衡量，主观职业成功常用感知的市场竞争力和职业满意度来衡量[29]。选取“您对这份工作有多满意”“这份工作获得以下哪类晋级”“过去12个月从这份工作中总共拿到多少钱”作为工作满意度、工作晋升、工作收入的代理变量。在实证部分对工作收入取自然对数。

（2）解释变量

数字鸿沟。选用接入沟和使用沟两个维度衡量数字结果的差距[30]。接入沟维度分别选择“是否使用移动设备上网”“是否使用电脑上网”两道题目，答案选项为0和1，分别代表“没有”和“有”；选取“网络对工作重要性”“网络对休闲娱乐重要性”“网络对社交的重要性”“网络对学习重要性”“网络对日常生活重要性”测量使用沟维度，回答选项为1—5，分别代表“非常不重要”到“非常重要”，回答分值越高，代表相应的互联网使用程度越高。

在确定测量题目后，对七个测量题目进行主成分分析，并对主成分得分进行加权求和，得到接入沟和使用沟数值。计算接入沟和使用沟的最大值，减去每个个体接入沟和使用沟的数值，得到数字鸿沟指数，该数值越大，表示个体面临的数字鸿沟问题越严重。

（3）中介变量

社会资本。人缘关系的好坏影响广义社会资本存量的高低[31]。人缘关系越好，友缘类社会资本越多，从社会网络中调动的资源越多。因此选择“人缘关系有多好”来衡量社会资本。

（4）控制变量

控制变量，包括年龄、性别、学历、社会地位、健康状况、户籍、家庭规模，宏观层面控制了省份固定效应。变量描述统计结果见表2。

表2 变量的描述性统计（N=4841）

[变量 均值 标准差 最小值 最大值 年龄 31.893 6.451 16.000 57.000 性别 0.560 0.496 0.000 1.000 学历 12.442 3.541 0.000 22.000 社会地位 2.776 0.873 1.000 5.000 户籍 0.658 0.474 0.000 1.000 家庭规模 4.069 2.103 1.000 15.000 数字鸿沟 1.013 0.817 0.000 8.409 社会资本 6.954 1.622 0.000 10.000 工作满意度 3.701 0.819 1.000 5.000 工作晋升 0.170 0.436 0.000 2.000 工作收入 10.403 1.623 0.000 13.459 ]

为保障实证分析结果的可靠性和稳健性，采用VIF检验和White检验处理多重共线性及异方差问题：VIF检验结果显示，最大值为1.47，远小于VIF经验值，判定变量不存在多重共线性。White检验结果显示，数字鸿沟对工作收入和工作晋升的结果接受异方差备择假说。为此，本文选取“普通最小二乘法+稳健标准误”展开实证研究。

四、 结果分析

1. 基准回归

表3的前3列是数字鸿沟对职业成功3个维度基准回归的结果。后3列是以数字鸿沟为解释变量，并加入年龄、性别、学历等控制变量，对职业成功3个维度基准回归的结果，回归系数值显示：

在不加入控制变量的情况下，数字鸿沟对工作满意度的回归系数在1%显著性水平上为负，表明数字鸿沟与工作满意度呈显著负相关。数字鸿沟对工作晋升的回归系数在1%显著性水平上为负，表明数字鸿沟与工作晋升呈显著负相关。数字鸿沟对工作收入的回归系数在1%显著性水平上为负，表明数字鸿沟与工作收入呈显著负相关。

加入控制变量后，数字鸿沟对工作满意度的回归系数在1%显著性水平上为负，表明数字鸿沟与工作满意度呈显著负相关。究其原因，受数字鸿沟影响的员工难以通过互联网等工具提高工作效率，在技能水平、工作能力上存在显著的差异，因此工作满意度较低。数字鸿沟对工作晋升的回归系数在10%显著性水平上为负，表明数字鸿沟与工作晋升呈显著负相关。这是由于受数字鸿沟影响的员工无法凭借资源優势抓住在组织中向上跃迁的机会，难以实现工作晋升。数字鸿沟对工作收入的回归系数在1%显著性水平上为负，数字鸿沟与工作收入呈显著负相关。这表明受数字鸿沟影响的员工难以获取异质性信息，就业和财富创造的机会有限，获得收入的路径单一，进而导致收入低。回归结果表明假说H1成立。

表3 数字鸿沟对职业成功的回归结果（N=4841）

[变量 工作满意度 工作晋升 工作收入 工作满意度 工作晋升 工作收入 数字鸿沟 -0.096*** -0.023*** -0.092*** -0.066*** -0.014* -0.067*** （0.015） （0.008） （0.026） （0.014） （0.008） （0.026） 年龄 -0.002 -0.003*** 0.045*** （0. 002） （0.001） （0.004） 性别 -0.107*** 0.055*** 0.474*** （0. 023） （0.012） （0.046） 学历 0.128*** 0.013*** 0.096*** （0. 004） （0.002） （0.007） 健康状况 0.113*** 0.005 0.042* （0. 013） （0.007） （0.024） 社会地位 0.177*** 0.015** 0.046* （0. 014） （0.007） （0.026） 户籍 0.032 -0.002 0.048 （0.026） （0.014） （0.050） 家庭规模 0.000 -0.005 -0.015 （0.006） （0.003） （0.010） 常数项 3.794*** 0.182*** 10.683*** 2.852*** 0.050 7.498*** （0.022） （0.012） （0.042） （0. 100） （0.053） （0.212） 省份固定效应 控制 控制 控制 控制 控制 控制 R2 0.009 0.003 0.015 0.078 0.023 0.100 ]

注：*p<0.1；**p<0.05；***p<0.01

表4是社会资本对职业成功的回归结果。社会资本对工作满意度、工作晋升、工作收入的回归系数均在1%显著性水平上为正，表明社会资本的获得与职业成功呈显著正相关，回归结果表明假说H3成立。

表4 社会资本对职业成功的回归结果

[变量 工作满意度 工作晋升 工作收入 社会资本 0.045*** 0.015*** 0.043*** （0.008） （0.004） （0.014） 年龄 -0.003* -0.004*** 0.044*** （0.002） （0.001） （0.004） 性别 -0.117*** 0.052*** 0.465*** （0.023） （0.012） （0.046） 学历 0.014*** 0.013*** 0.098*** （0.004） （0.002） （0.007） 健康状况 0.103*** 0.002 0.033 （0.013） （0.007） （0.024） 社会地位 0.160*** 0.010 0.031 （0.014） （0.008） （0.027） 户籍 0.029 -0.003 0.046 （0.026） （0.014） （0.050） 家庭规模 0.000 -0.005 -0.016 （0.006） （0.003） （0.010） 常数项 2.567*** -0.031 7.229*** （0.104） （0.054） （0.225） 省份固定效应 控制 控制 控制 R2 0.080 0.025 0.101 ]

2. 内生性检验

为避免遗漏变量影响研究结果，以及数字鸿沟与职业成功呈反向因果关系而引起内生性问题，选取“互联网对获取信息的重要性”作为工具变量进行内生性检验。互联网对获取信息的重要性与数字鸿沟紧密相关，互联网对信息获取越重要，个体使用互联网越频繁，数字鸿沟越小，符合IV的相关性假说；互联网获取信息的重要性不会对职业成功带来直接影响，符合IV的外生性假说。表5为2SLS内生性检验结果。

表5  2SLS内生性检验结果（N=4841）

[ 一阶段 二阶段 變量 数字鸿沟 工作满意度 工作晋升 工作收入 数字鸿沟 -0.079*** -0.385*** -0.157*** （0.028） （0.014） （0.051） 互联网对获取信息的重要性 -0.493*** （0.148） R-squared 0.279 0.009 0.001 0.002 First-stage F 1109.99 Wald chi2（1） 7.80 7.46 9.58 ]

从表5结果可以看出，一阶段回归F值统计量均远大于10，不存在弱工具变量。一阶段模型分析结果显示，互联网获取信息的重视程度系数显著为负，表明对互联网获取信息的重视程度越高，数字鸿沟越小。二阶段模型分析结果显示，数字鸿沟对工作满意度、工作晋升、工作收入的影响系数均显著为负。因此，在考虑内生性问题后，结论与前文一致。

3. 稳健性检验

互联网使用频率的差异也可能影响职业成功，本研究采用2018年CFPS数据中关于“是否接入互联网”以及“互联网使用频率”对数字鸿沟指数重新进行测算。具体为：关于互联网“接入沟”用“是否移动上网”“是否电脑上网”两个题目定义，互联网“使用沟”用“使用互联网学习的频率”“使用互联网工作的频率”“使用互联网社交的频率”“使用互联网娱乐的频率”“互联网商业活动的频率”等5个题目来定义。与基准回归阶段计算数字鸿沟指数的步骤类似，表6结果显示，数字鸿沟显著负向影响职业成功，表明前文的研究结论是稳健的。

表6 稳健性检验（N=3113）

[变量 工作满意度 工作晋升 工作收入 数字鸿沟（新） -0.049*** -0.187** -0.270*** （0.016） （0.009） （0.031） 年龄 -0.004* -0.007*** 0.018*** （0.002） （0.001） （0.004） 性别 -0.113*** 0.042*** 0.328*** （0.028） （0.016） （0.050） 健康 0.113*** -0.000 0.016 （0.016） （0.009） （0.025） 社会地位 0.187*** 0.022** 0.076*** （0.018） （0.010） （0.028） 常数项 3.022*** 0.345*** 9.938*** （0.107） （0.059） （0.193） 省份固定效应 控制 控制 控制 R2 0.072 0.016 0.058 ]

4. 中介效应检验

表3检验了数字鸿沟对职业成功的影响，根据逐步回归法，表7检验了数字鸿沟对社会资本的作用效果，并同时加入数字鸿沟和社会资本，检验社会资本的加入是否影响了数字鸿沟的显著性或系数。数字鸿沟对社会资本的回归系数在1%显著性水平上为负，数字鸿沟与社会资本呈显著负相关。这表明数字鸿沟指数越较高，受数字鸿沟影响的员工社会网络规模和密度越小，社会资本获得水平越低。回归结果表明假说H2成立。

同时加入数字鸿沟和社会资本后，数字鸿沟对工作满意度的回归系数在1%显著性水平上为负。数字鸿沟对工作晋升的影响由显著变得不显著。数字鸿沟对工作收入的回归系数在5%显著性水平上为负。

表7  逐步回归结果（N=4841）

[变量 社会资本 工作满意度 工作晋升 工作收入 数字鸿沟 -0.306*** -0.054*** -0.010 -0.055** （0.032） （0.015） （0.008） （0.025） 社会资本 0.042*** 0.014*** 0.038*** （0.008） （0.004） （0.014） 年龄 0.016*** -0.003 -0.004*** 0.044*** （0.004） （0. 002） （0.001） （0.004） 性别 0.092** -0.111*** 0.053*** 0.471*** （0.045） （0. 023） （0.012） （0.046） 学历 0.008 0.012*** 0.013*** 0.096*** （0.007） （0. 004） （0.002） （0.007） 健康状况 0.224*** 0.104*** 0.002 0.033 （0.026） （0. 013） （0.007） （0.024） 社会地位 0.407*** 0.160*** 0.009 0.030 （0.030） （0. 014） （0.008） （0.027） 户籍 0.112** 0.027 -0.004 0.044 （0.052） （0.026） （0.014） （0.050） 家庭规模 0.005 0.000 -0.005 -0.015 （0.012） （0.005） （0.003） （0.010） 常数项 4.653*** 2.659*** -0.015 7.320*** （0.205） （0. 107） （0.056） （0.226） R2 0.109 0.084 0.025 0.102 ]

本文进一步采用Bootstrap检验方法检验社会资本的中介效应是否成立，所得检验结果如表8所示。工作满意度影响的三种效应均在1%的置信水平上显著，表明数字鸿沟既可以直接影响工作满意度，也能通过社会资本间接影响工作满意度。工作晋升影响的总效应为-0.013，间接效应为-0.004，在1%的置信水平上显著，表明数字鸿沟通过社会资本间接影响工作晋升。工作收入影响的三种效应均在1%的置信水平上显著，表明数字鸿沟既可以直接影响工作收入，也能通过社会资本间接影响工作收入。假说H4得到验证。

中介效应检验结果说明，数字鸿沟抑制员工社会资本的积累，进而阻碍员工实现职业成功。数字鸿沟制约了员工社会资本的积累，善于利用互联网获取信息的员工拥有更多的资源与机会，成为职业成功的受益者，而数字弱势员工的社会资本增收缺乏数字能力的支撑，这会阻碍其实现职业成功。

表8 社会资本的中介效应

[变量 主效应 直接效应 间接效应 中介效应 中介类型 工作满意度 -0.067*** -0.054*** -0.013*** 19.40% 部分中介 工作晋升 -0.013* -0.009 -0.004*** 30.77% 完全中介 工作收入 -0.067*** -0.055*** -0.012*** 17.91% 部分中介 ]

5. 異质性分析

本文将地区分为东部、中部和西部，将户籍分为城镇户籍和乡村户籍，分析数字鸿沟对职业成功影响的异质性。表9的异质性分析结果显示，在东、中、西部三大地区，数字鸿沟对工作满意度的抑制作用均显著，与西部地区相比，数字鸿沟对中、东部地区工作收入的抑制作用显著。数字鸿沟显著负向影响城镇个体的工作满意度、工作收入，显著负向影响乡村个体的工作满意度、工作晋升和工作收入。数字鸿沟对城镇个体工作满意度的影响大于乡村，工作收入的影响小于乡村，数字鸿沟影响乡村地区个体的工作晋升。

表9 数字鸿沟对职业成功影响的异质性分析

[变量 工作满意度 工作晋升 工作收入 东部地区 -0.069*** -0.015 -0.061* （0.019） （0.010） （0.036） 中部地区 -0.073** -0.002 -0.105* （0.028） （0.015） （0.061） 西部地区 -0.056* -0.025 -0.034 （0.030） （0.017） （0.057） 城镇 -0.683*** -0.003 -0.066* （0.017） （0.010） （0.034） 乡村 -0.065*** -0.035*** -0.079* （0.024） （0.013） （0.047） 其他控制变量 控制 控制 控制 ]

五、 结论与政策建议

1. 研究结论

第一，数字鸿沟会加剧不同员工取得职业成功的差异。尽管我国互联网普及率较高，但员工通过互联网等工具获取信息的能力仍存在显著差距；第二，数字鸿沟抑制了员工社会资本积累，加剧了弱者更弱、强者更强的马太效应，阻碍员工实现职业成功；第三，社会资本对职业成功具有积极影响，员工可以通过其关系网络中的角色和地位拓宽渠道，获取更多的信息和资源，进而创造更高的个体价值，促进职业成功。

2. 政策建议

第一，完善和优化互联网基础措施。《第50次中国互联网络发展状况统计报告》指出，设备不足是非网民不上网的主要原因之一。建议完善信息通讯设备、网络连接等互联网基础设施，建成大规模、全覆盖的网络体系，消除数字“接入沟”。在此基础上进一步加快建设智能化综合性数字信息基础设施，推进千兆光纤网络、IPv6和5G网络建设，加大6G网络研发力度，为数字经济发展夯实基础。

第二，提供数字化时代平等发展的机会。建议推进信息技术课程建设，培养数字技术技能类人才，对数字弱势群体开展数字化培训、教学和帮助，提升个体信息资源的获取与使用能力，拓展自身的发展空间，削减数字“使用沟”。

第三，鼓励公民主动学习。建议加强科学素养教育，培养公民的数字意识，鼓励公民主动接纳新技术，将互联网用于学习、工作以及信息获取，加快学习型社会的建设。

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基金项目：陕西省创新能力支撑计划项目“以良性有序的科技人才流动引领陕西创新发展研究”（2020KRM064），陕西省创新能力支撑计划软科学揭榜挂帅项目“推动科技人才评价改革扎实落地对策研究”，本研究得到陕西省级智库能源项目管理与创新战略智库支持。

作者简介：杨睿娟（1974-），女，博士，西安石油大学经济管理学院教授，陕西高校新型智库“能源项目管理与创新战略智库”负责人，硕士生导师，研究方向为人力资源管理、人才规划与发展、职业心理健康；冀梦琪（1998-），女，西安石油大学经济管理学院硕士研究生，研究方向为人力资源管理。

（收稿日期：2022-11-30  责任编辑：苏子宠）