□ 馮履冰 郭東杰

內(nèi)容提要 增加農(nóng)民收入是實(shí)現(xiàn)共同富裕的關(guān)鍵。 本文在收入增長(zhǎng)理論分析基礎(chǔ)之上，利用中國(guó)家庭動(dòng)態(tài)追蹤調(diào)查（CFPS）微觀數(shù)據(jù)進(jìn)行2SLS 估計(jì)，結(jié)果表明互聯(lián)網(wǎng)使用顯著促進(jìn)農(nóng)村居民個(gè)體收入的提高。 同時(shí)，本文通過(guò)核心解釋變量滯后與子樣本回歸結(jié)合的方法，證明收入對(duì)互聯(lián)網(wǎng)的反向作用不會(huì)威脅結(jié)論的可靠性。 異質(zhì)性分析表明：互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)村男性和女性居民的收入都有顯著的正向影響，但對(duì)65 歲及以上居民的收入沒(méi)有顯著影響；受教育年限越長(zhǎng)，農(nóng)村居民通過(guò)互聯(lián)網(wǎng)使用獲得的收入增長(zhǎng)越多。 機(jī)制檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)：“信息獲取主要渠道”是互聯(lián)網(wǎng)促進(jìn)大部分農(nóng)村居民收入增加的重要途徑。 本文的研究結(jié)論在一定程度上體現(xiàn)出開(kāi)展農(nóng)村信息基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、提升農(nóng)村地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)普及率對(duì)于提高農(nóng)村居民收入、縮小城鄉(xiāng)居民收入差距的重要意義。

一、引言

黨的十八大以來(lái)， 中國(guó)政府積極實(shí)施精準(zhǔn)扶貧戰(zhàn)略，2020年底如期完成新時(shí)代脫貧攻堅(jiān)目標(biāo)任務(wù)， 現(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)下9899 萬(wàn)農(nóng)村貧困人口全部脫貧，832 個(gè)貧困縣全部摘帽，12.8 萬(wàn)個(gè)貧困村全部出列。①在發(fā)展中國(guó)家行列，我國(guó)首先完成了聯(lián)合國(guó)2030年可持續(xù)發(fā)展議程減貧目標(biāo)。解決農(nóng)民絕對(duì)貧困問(wèn)題之后， 脫貧攻堅(jiān)轉(zhuǎn)向鄉(xiāng)村振興成為現(xiàn)階段我國(guó)三農(nóng)工作的重點(diǎn)之一。 2022年12月，中共中央、國(guó)務(wù)院印發(fā) 《擴(kuò)大內(nèi)需戰(zhàn)略規(guī)劃綱要（2022—2035年）》， 明確了實(shí)施擴(kuò)大內(nèi)需戰(zhàn)略的遠(yuǎn)景目標(biāo)。擴(kuò)大內(nèi)需的關(guān)鍵正是增加農(nóng)民收入。國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，截至2021年底，全國(guó)農(nóng)村人口數(shù)量約為49835 萬(wàn)人， 占我國(guó)總?cè)丝诒戎爻^(guò)35%， 龐大的農(nóng)村居民群體蘊(yùn)藏著巨大的潛在消費(fèi)能力。 但這一群體目前實(shí)際表現(xiàn)出的總體消費(fèi)水平較低。 2021年我國(guó)農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出15916 元， 遠(yuǎn)低于30307 元的城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出水平，同時(shí)城鄉(xiāng)消費(fèi)品零售額比值達(dá)6.44。因此，只有進(jìn)一步提高農(nóng)民收入，才能真正激活農(nóng)村消費(fèi)潛力、擴(kuò)大農(nóng)村消費(fèi)市場(chǎng)規(guī)模、提升農(nóng)村市場(chǎng)消費(fèi)層次和消費(fèi)結(jié)構(gòu)。 農(nóng)村居民增收將是我國(guó)進(jìn)一步持續(xù)擴(kuò)大內(nèi)需、構(gòu)建內(nèi)外雙循環(huán)格局的關(guān)鍵。

現(xiàn)如今，數(shù)據(jù)信息已成為關(guān)鍵性的生產(chǎn)要素。伴隨著數(shù)字技術(shù)革命， 互聯(lián)網(wǎng)等信息基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)收入增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)越來(lái)越大。 2013年我國(guó)互聯(lián)網(wǎng)上網(wǎng)人數(shù)首次突破6 億人，并迅速發(fā)展到2021年的10.32 億人，同期居民人均可支配收入也實(shí)現(xiàn)快速增長(zhǎng)（見(jiàn)圖1）。 中國(guó)城鎮(zhèn)地區(qū)的互聯(lián)網(wǎng)普及率從2007年的26.0%提高到2021年的81.3%，同期農(nóng)村地區(qū)的互聯(lián)網(wǎng)普及率從7.4%提高到57.6%，城鄉(xiāng)差距仍然十分明顯。②世界銀行發(fā)布的《World Development Report 2016: Digital Dividends》指出，在許多情況下數(shù)字技術(shù)促進(jìn)了增長(zhǎng)、擴(kuò)大了機(jī)會(huì)、改善了服務(wù)供給，但它們的總體影響還不夠，而且分布不均。在信息技術(shù)應(yīng)用過(guò)程中，如果農(nóng)村居民始終處于劣勢(shì)，那么城鄉(xiāng)間的數(shù)字鴻溝（尤其是在互聯(lián)網(wǎng)接入方面）顯然不利于扶貧目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)以及已有減貧成果的鞏固。

圖1 2013—2021年中國(guó)互聯(lián)網(wǎng)普及率與居民人均可支配收入

寬帶互聯(lián)網(wǎng)等信息基礎(chǔ)設(shè)施是數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展的前提和基礎(chǔ)。中國(guó)自2013年開(kāi)始加強(qiáng)推進(jìn)網(wǎng)絡(luò)設(shè)施建設(shè)工作，并將“寬帶中國(guó)”進(jìn)一步升級(jí)成國(guó)家戰(zhàn)略。③2013—2020年，“寬帶中國(guó)”戰(zhàn)略的實(shí)施累計(jì)投入達(dá)2 萬(wàn)億元， 然而關(guān)于寬帶建設(shè)乃至互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用對(duì)農(nóng)村居民收入增長(zhǎng)的實(shí)際效果， 尚缺乏足夠的研究。

相較于傳統(tǒng)通信媒介， 互聯(lián)網(wǎng)波及的范圍更廣，而且具有跨時(shí)空能力和較強(qiáng)的溢出性、外部性等網(wǎng)絡(luò)特有屬性。 信息技術(shù)的快速發(fā)展引發(fā)了經(jīng)濟(jì)發(fā)展的科技動(dòng)力轉(zhuǎn)變及相關(guān)從業(yè)者的收入變動(dòng)。 Krueger（1993）最先估算出使用電腦對(duì)從業(yè)者平均收入的回報(bào)率為25%～30%，但這一估計(jì)沒(méi)有控制其他收入決定因素如人力資本、工作特征和個(gè)人異質(zhì)性等。 Akerman et al.（2015）利用挪威寬帶互聯(lián)網(wǎng)公共項(xiàng)目的外生沖擊來(lái)分析寬帶互聯(lián)網(wǎng)對(duì)技能型工人生產(chǎn)力的影響， 結(jié)果表明寬帶采用在執(zhí)行非常規(guī)抽象任務(wù)時(shí)與熟練工人互補(bǔ)， 并在執(zhí)行常規(guī)任務(wù)時(shí)與非熟練工人替代。Zuo（2021）發(fā)現(xiàn)美國(guó)對(duì)低收入家庭的寬帶補(bǔ)貼政策顯著提高低收入者的互聯(lián)網(wǎng)使用，同時(shí)提高他們的就業(yè)可能性和收入?；ヂ?lián)網(wǎng)對(duì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)生產(chǎn)力的影響似乎更大，Hjort & Poulsen（2019）利用沿海海底互聯(lián)網(wǎng)電纜鋪設(shè)的階段性，證明了互聯(lián)網(wǎng)能夠促進(jìn)非洲地區(qū)就業(yè)（其中對(duì)受教育程度較低的工人的就業(yè)影響較小），并提高工人的平均收入。而Jung&López-Bazo（2020）對(duì)巴西區(qū)域數(shù)據(jù)的分析表明，寬帶對(duì)生產(chǎn)率的積極影響在不同地區(qū)并不一致， 除了連接質(zhì)量的差異之外， 生產(chǎn)率較低的地區(qū)似乎從寬帶中獲益更多。 這些文獻(xiàn)多將焦點(diǎn)集中在發(fā)達(dá)國(guó)家或最不發(fā)達(dá)國(guó)家， 而較少探討互聯(lián)網(wǎng)使用如何影響發(fā)展中國(guó)家的居民尤其是農(nóng)村居民的個(gè)體收入。而且， 關(guān)于政府進(jìn)行寬帶等信息基礎(chǔ)設(shè)施投資以鼓勵(lì)生產(chǎn)率和收入增長(zhǎng)的政策必要性辯論無(wú)疑具有重要意義。

現(xiàn)有研究可能在以下幾方面具有可改進(jìn)之處：首先，互聯(lián)網(wǎng)使用具有較強(qiáng)的自選擇偏差，因此在考察其收入促進(jìn)效應(yīng)時(shí)， 因果關(guān)系的識(shí)別較為困難。 這可能是現(xiàn)有研究沒(méi)有對(duì)這一問(wèn)題得出一致結(jié)論的原因， 也是確定農(nóng)村居民互聯(lián)網(wǎng)使用的實(shí)際收益的核心問(wèn)題。此外，過(guò)往研究對(duì)互聯(lián)網(wǎng)使用影響的異質(zhì)性關(guān)注不夠， 針對(duì)“網(wǎng)絡(luò)使用差異”的研究較少。信息技術(shù)是一種技能偏向型技術(shù)進(jìn)步，對(duì)于不同技能水平、不同年齡段、不同性別使用者可能存在異質(zhì)性的影響， 需要分別進(jìn)行探討。 這對(duì)于互聯(lián)網(wǎng)普及過(guò)程中的施政策略和重點(diǎn)方向有重要參考價(jià)值。

因此，本文將利用CFPS2016年和2018年的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)， 檢驗(yàn)互聯(lián)網(wǎng)使用如何影響農(nóng)村居民個(gè)體收入， 主要聚焦互聯(lián)網(wǎng)影響農(nóng)民收入的因果識(shí)別以及影響的機(jī)制和異質(zhì)性問(wèn)題， 試圖從農(nóng)村信息基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和使用方面為“農(nóng)民生活富?！?這一鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略總目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)提供政策建議，以期促進(jìn)農(nóng)民收入較快增長(zhǎng)，持續(xù)縮小城鄉(xiāng)居民貧富差距。

二、理論分析與研究假設(shè)

傳統(tǒng)的“資本-技能”互補(bǔ)假說(shuō)雖然強(qiáng)調(diào)新技術(shù)對(duì)于技能型勞動(dòng)力的增益（申廣軍，2016），但新技術(shù)的應(yīng)用并不必然損害所有非技能勞動(dòng)力的收入（Caselli & Manning，2019）。對(duì)于農(nóng)村居民而言，如將互聯(lián)網(wǎng)作為重要的信息載體， 充分發(fā)揮其信息優(yōu)勢(shì)，也可能從中獲益?；ヂ?lián)網(wǎng)作為推動(dòng)信息通信技術(shù)應(yīng)用普及的核心， 使一定數(shù)量的產(chǎn)出在更大程度上得到關(guān)注、消費(fèi)和使用（Wang & Wright，2020）。 從前農(nóng)村本地需求無(wú)法支撐的、本地生產(chǎn)要素卻具有比較優(yōu)勢(shì)的產(chǎn)品得以進(jìn)入全國(guó)市場(chǎng)，甚至還衍生出鄉(xiāng)村直播等新業(yè)態(tài)。 正如孫杰（2020）指出，互聯(lián)網(wǎng)在降低供給側(cè)市場(chǎng)進(jìn)入門(mén)檻的同時(shí)，能減少需求側(cè)信息檢索和比較成本，擴(kuò)大供需匹配規(guī)模，從而為雙方帶來(lái)紅利。 此外，從商品流通視角出發(fā)， 農(nóng)村電商有利于小農(nóng)戶擺脫被中間商層層剝削和擠壓的弱勢(shì)市場(chǎng)地位， 直接與消費(fèi)者對(duì)接，降低交易環(huán)節(jié)的成本，提高農(nóng)民收入（聶召英和王伊歡，2021）。 更重要的是，互聯(lián)網(wǎng)也能在廣延邊際上提高農(nóng)村居民的收入。 中國(guó)的互聯(lián)網(wǎng)金融不但在落后地區(qū)的發(fā)展速度更快，而且顯著提升家庭收入特別是農(nóng)村低收入群體的收入（張勛等，2019），這是因?yàn)槠涓纳屏宿r(nóng)村居民的創(chuàng)業(yè)行為，并帶來(lái)創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)的均等化，郭峰等（2020）的經(jīng)驗(yàn)研究也支持這一觀點(diǎn)。

此外， 互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)于不同群體的影響未必相同。 首先，從性別角度而言，女性往往較男性承擔(dān)更多的家庭事務(wù)而無(wú)法全職參與勞動(dòng)力市場(chǎng)，互聯(lián)網(wǎng)在工作中的廣泛應(yīng)用能夠提供更多靈活的職場(chǎng)發(fā)展機(jī)會(huì)、同時(shí)可能削弱男性在職場(chǎng)中的體力比較優(yōu)勢(shì)。 丁述磊和劉翠花（2022a）研究發(fā)現(xiàn)，女性青年群體互聯(lián)網(wǎng)工資溢價(jià)率高于男性， 但技能溢價(jià)率低于男性。而且，互聯(lián)網(wǎng)使用顯著改善女性的家庭地位（李仲武和馮學(xué)良，2022）。 其次，從年齡角度而言， 老年人的健康狀態(tài)隨著年齡的增長(zhǎng)而逐漸下降，學(xué)習(xí)能力會(huì)減弱。不同年齡群體的消費(fèi)觀念和信息甄別等能力的差異也會(huì)導(dǎo)致老年人的互聯(lián)網(wǎng)使用行為差異。 華中昱等（2022）發(fā)現(xiàn)相較于其他傳統(tǒng)資源， 低收入農(nóng)戶數(shù)字技術(shù)接入鴻溝的差距明顯更小， 并且在年輕群體中差距收縮更為明顯； 考慮不同年齡段群體互聯(lián)網(wǎng)使用率和就業(yè)質(zhì)量有明顯差異，相較80 后和90 后群體，互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)70 后和60 后及以上群體的正向影響最?。ǘ∈隼诤蛣⒋浠ǎ?022b）。最后，從教育程度角度而言， 偏向型技術(shù)進(jìn)步理論預(yù)測(cè)互聯(lián)網(wǎng)等信息技術(shù)與高教育程度個(gè)體是互補(bǔ)的， 與低教育程度個(gè)體卻是替代的（Autor et al.，1998）。 受教育水平較高的人群在同一地區(qū)相同信息基礎(chǔ)設(shè)施投入中，可以獲得更高的邊際收益。陳飛等（2021）發(fā)現(xiàn)， 互聯(lián)網(wǎng)普及對(duì)于平均受教育程度高的家庭收入促進(jìn)效應(yīng)更強(qiáng)；華怡婷和石寶峰（2022）關(guān)于互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)村家庭金融市場(chǎng)參與行為影響的研究也得出類似結(jié)論， 認(rèn)為互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)配置的影響主要體現(xiàn)在成員受教育程度高的家庭。

基于以上分析，本文提出假設(shè)1：互聯(lián)網(wǎng)使用可以提升農(nóng)村居民的收入， 但這種提升作用對(duì)于不同群體具有異質(zhì)性。

互聯(lián)網(wǎng)讓人們更加便利地獲取所需要的信息，增加個(gè)體發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)機(jī)會(huì)的能力。在當(dāng)今信息社會(huì)， 掌握充分的信息量就意味著占據(jù)物質(zhì)財(cái)富分配的先機(jī)。使用互聯(lián)網(wǎng)、將互聯(lián)網(wǎng)作為主要信息獲取渠道本身， 就能夠降低農(nóng)村居民信息搜索和獲取的成本（Aker & Mbiti，2010），從而直接提升個(gè)體獲取信息（包括各類機(jī)會(huì)、知識(shí)技能信息等）的數(shù)量。吳佳璇等（2022）基于2013、2015 和2019年對(duì)中國(guó)西南山區(qū)612 戶農(nóng)戶追蹤調(diào)查的三期面板數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)隨著時(shí)間的推移，互聯(lián)網(wǎng)使用促進(jìn)農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)的作用越來(lái)越顯著， 該正向作用主要是通過(guò)促進(jìn)農(nóng)戶信息獲取這一機(jī)制得以實(shí)現(xiàn)的。信息的有效供給是農(nóng)民跨越“數(shù)字鴻溝”、享受“信息紅利”的關(guān)鍵，應(yīng)致力于提高農(nóng)民的信息獲取能力（許竹青等，2013）。

首先，對(duì)傳統(tǒng)務(wù)農(nóng)者群體而言，過(guò)去信息不對(duì)稱限制他們進(jìn)入市場(chǎng)，而信息和通信技術(shù)（ICT）平臺(tái)則為他們提供了進(jìn)入市場(chǎng)的機(jī)會(huì)， 提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率（Ogutu et al.，2014），從而實(shí)現(xiàn)增收。 其次，對(duì)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)者及經(jīng)營(yíng)者群體而言，互聯(lián)網(wǎng)可以拓寬他們創(chuàng)業(yè)、經(jīng)營(yíng)所需的信息渠道，提高市場(chǎng)效率，打破時(shí)空交易局限，為增收提供新的市場(chǎng)機(jī)會(huì)。如Shimamoto et al.（2015）認(rèn)為手機(jī)上網(wǎng)能夠幫助農(nóng)民獲取其他市場(chǎng)的價(jià)格信息， 有助于提高本地市場(chǎng)農(nóng)產(chǎn)品銷售價(jià)格。最后，對(duì)受雇就業(yè)者群體而言，他們將互聯(lián)網(wǎng)作為主要信息獲取渠道，不僅有利于實(shí)現(xiàn)標(biāo)準(zhǔn)就業(yè)，還會(huì)顯著促進(jìn)機(jī)會(huì)型的創(chuàng)業(yè)，也能夠提高各類型就業(yè)的收入水平 （毛宇飛等，2019）。

基于以上分析，本文提出假設(shè)2：互聯(lián)網(wǎng)使用主要通過(guò)發(fā)揮“信息獲取主要渠道”的作用來(lái)影響農(nóng)村居民的收入。

三、模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說(shuō)明

（一）模型設(shè)定

聚焦互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)村居民收入增長(zhǎng)的影響，參考明瑟收入方程，本文使用的截面OLS 模型設(shè)定如下：

其中， 被解釋變量Yi表示農(nóng)村居民i 的個(gè)體年收入（對(duì)數(shù)形式），核心解釋變量interneti表示個(gè)體在2018年是否上網(wǎng)，其系數(shù)β 反映互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)個(gè)體收入的影響效果。 Xi表示一系列可觀測(cè)的個(gè)體層面、家庭層面和城市層面的控制變量，εi表示標(biāo)準(zhǔn)殘差項(xiàng)。

考慮到互聯(lián)網(wǎng)使用和收入之間可能存在反向因果關(guān)系問(wèn)題，即可能存在兩種不同的影響方向：一方面， 由于互聯(lián)網(wǎng)使用的增加而導(dǎo)致農(nóng)村居民個(gè)體收入的增加；另一方面，由于農(nóng)村居民個(gè)體收入的提高， 可能在短期內(nèi)就會(huì)增加互聯(lián)網(wǎng)等信息基礎(chǔ)設(shè)施的使用時(shí)長(zhǎng)和頻率。因此，為了衡量預(yù)期的效果， 必須剔除收入增長(zhǎng)對(duì)互聯(lián)網(wǎng)使用需求增加的影響。 本文采用工具變量法以及核心解釋變量滯后結(jié)合子樣本回歸這兩種策略來(lái)處理內(nèi)生性問(wèn)題， 同時(shí)在模型中控制了必要的農(nóng)村居民的個(gè)人與家庭層面特征、城市層面特征。

（二）變量構(gòu)造與描述性統(tǒng)計(jì)

本文的核心被解釋變量Yi是農(nóng)村居民的個(gè)體年收入的對(duì)數(shù)，統(tǒng)一使用2018年CFPS 調(diào)查所得的、經(jīng)調(diào)整后與2010年數(shù)據(jù)可比的收入變量。核心解釋變量是2018年調(diào)查時(shí)個(gè)體反饋的互聯(lián)網(wǎng)使用情況。

控制變量包含地區(qū)、家庭和個(gè)人三個(gè)層面的控制變量。在地區(qū)特征層面，主要控制了：（1）地級(jí)市人均GDP 對(duì)數(shù)（地區(qū)工業(yè)企業(yè)的發(fā)展與宏觀經(jīng)濟(jì)的運(yùn)行環(huán)境相關(guān)）；（2）地級(jí)市人均財(cái)政支出對(duì)數(shù)（地區(qū)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展情況的衡量之一）；（3）地級(jí)市固定資產(chǎn)投資對(duì)數(shù)（工業(yè)投資是工業(yè)發(fā)展的物質(zhì)基礎(chǔ)和技術(shù)條件）；（4）地級(jí)市外商投資對(duì)數(shù)（考慮到外商投資對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的作用）。在家庭特征層面，主要控制了：（1）人均對(duì)數(shù)家庭凈資產(chǎn)（CFPS家庭問(wèn)卷中家庭總資產(chǎn)與總負(fù)債的差值取自然對(duì)數(shù)處理）；（2）家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)（以過(guò)去12 個(gè)月送人情禮的價(jià)值來(lái)衡量）。 在個(gè)體特征層面，控制戶主的個(gè)體特征變量，④主要包括性別、年齡及其平方值、受教育年限、婚姻狀況、政治面貌和自評(píng)健康狀況（最健康的評(píng)價(jià)取值1，非常不健康的評(píng)價(jià)取值5）。

表1 展示了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，其中核心解釋變量個(gè)體互聯(lián)網(wǎng)使用的均值為0.372，對(duì)照中國(guó)互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展?fàn)顩r統(tǒng)計(jì)調(diào)查數(shù)據(jù)，⑤介于2017年底和2018年底農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)普及率的兩個(gè)數(shù)值（35.4%和38.4%）之間，說(shuō)明樣本代表性良好。 另外，農(nóng)村居民中男性占比為48.2%，平均年齡為51.871 歲（在這一平均年齡的前提下，婚姻狀態(tài)變量的平均值為0.898 是可以接受的），平均受教育年限為6.484年， 其他變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果也均在正常范圍內(nèi)。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

（三）數(shù)據(jù)來(lái)源

“中國(guó)家庭動(dòng)態(tài)追蹤調(diào)查”由北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心組織實(shí)施，基線調(diào)查開(kāi)始于2010年， 并繼續(xù)在2012、2014、2016、2018年每?jī)赡赀M(jìn)行一次全樣本的追蹤調(diào)查。本文主要使用2016年和2018年CFPS 兩個(gè)層面的數(shù)據(jù)，分別是成人問(wèn)卷中可能與個(gè)體收入相關(guān)的個(gè)人信息變量（包括互聯(lián)網(wǎng)使用情況、性別、年齡、婚姻狀況、政治面貌、受教育程度、自評(píng)健康狀況等）和家庭問(wèn)卷中可能影響個(gè)體獲取收入的家庭環(huán)境信息變量（包括家庭規(guī)模、家庭凈資產(chǎn)、人情支出等）。 同時(shí)，匹配基于《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》整理出的城市特征數(shù)據(jù)，構(gòu)成完整的截面數(shù)據(jù)。

四、互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)民個(gè)體收入影響的實(shí)證分析

（一）互聯(lián)網(wǎng)使用與農(nóng)村居民個(gè)體收入的相關(guān)性分析

首先進(jìn)行最小二乘法（OLS）估計(jì)。 在逐步控制樣本的個(gè)體特征、家庭特征和地區(qū)特征后，回歸結(jié)果表明， 使用互聯(lián)網(wǎng)這一行為始終顯著促進(jìn)農(nóng)村居民個(gè)體年收入的增加。從表2 的列（1）結(jié)果可以看到，加入個(gè)體、家庭和城市三個(gè)層面的控制變量后， 農(nóng)村居民個(gè)體使用互聯(lián)網(wǎng)會(huì)使其個(gè)體年收入提升71.0%。 另外，多數(shù)控制變量在顯著性和符號(hào)方向方面都較為理想（統(tǒng)計(jì)顯著性較高，系數(shù)作用方向較為契合理論預(yù)期）。年齡和其平方項(xiàng)對(duì)收入的影響系數(shù)均為負(fù)， 表面上看這似乎與普遍認(rèn)識(shí)中的年齡對(duì)收入的“倒U 型”影響不符，但結(jié)合2018年CFPS 調(diào)查樣本中農(nóng)村居民個(gè)體平均年齡近52 歲這一客觀現(xiàn)實(shí)，就能理解這一結(jié)果出現(xiàn)的合理性。受教育年限在1%的顯著性水平上提升農(nóng)村居民個(gè)體年收入；黨員身份在5%的顯著性水平上提升農(nóng)村居民個(gè)體年收入；已婚狀態(tài)在1%的顯著性水平上降低收入（可能是由于非婚狀態(tài)的個(gè)體家庭負(fù)擔(dān)更輕）；自評(píng)健康狀態(tài)（不健康的程度）在1%的顯著性水平上降低收入。家庭層面的人均家庭凈資產(chǎn)和人情支出對(duì)收入的影響系數(shù)為正。地區(qū)層面的控制變量除了人均外商投資外， 其他變量對(duì)收入的影響也為正。

（二）互聯(lián)網(wǎng)使用影響農(nóng)村居民個(gè)體收入的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文利用《縣域數(shù)字鄉(xiāng)村指數(shù) （2018）》⑥和CFPS年度截面數(shù)據(jù)（2018），檢驗(yàn)2018年的“縣域數(shù)字鄉(xiāng)村指數(shù)”與對(duì)應(yīng)年份《中國(guó)家庭動(dòng)態(tài)追蹤調(diào)查 （CFPS）》 農(nóng)村居民個(gè)體使用互聯(lián)網(wǎng)的相關(guān)關(guān)系， 結(jié)果發(fā)現(xiàn)兩者具有正相關(guān)關(guān)系， 因此可以用“縣域數(shù)字鄉(xiāng)村指數(shù)”替代“農(nóng)村居民個(gè)體互聯(lián)網(wǎng)使用”，進(jìn)行OLS 回歸，檢驗(yàn)縣域?qū)用鏀?shù)字鄉(xiāng)村指數(shù)與農(nóng)村居民個(gè)體收入的關(guān)系，作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

表2 的列（2）用“縣域數(shù)字鄉(xiāng)村指數(shù)”替代“農(nóng)村居民個(gè)體互聯(lián)網(wǎng)使用”， 通過(guò)2018年的截面數(shù)據(jù)OLS 回歸，發(fā)現(xiàn)所在地區(qū)的數(shù)字鄉(xiāng)村指數(shù)得分對(duì)農(nóng)村居民收入的影響仍然顯著為正， 說(shuō)明基準(zhǔn)回歸的估計(jì)結(jié)果較為穩(wěn)健。

表2 互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)村居民個(gè)體收入的影響

（三）互聯(lián)網(wǎng)使用與農(nóng)村居民個(gè)體收入的因果分析

農(nóng)村居民個(gè)體互聯(lián)網(wǎng)的使用與其收入之間可能存在反向因果關(guān)系問(wèn)題， 即可能存在兩種不同的影響方向：一方面，由于使用互聯(lián)網(wǎng)而獲取到更多信息等，促使農(nóng)村居民在生產(chǎn)、經(jīng)營(yíng)、務(wù)工等方面做出更優(yōu)決策，從而提升個(gè)體收入；另一方面，由于互聯(lián)網(wǎng)使用有成本， 收入更高的農(nóng)村居民有更高的經(jīng)濟(jì)能力，更有可能使用互聯(lián)網(wǎng)。本文采取了兩種策略來(lái)處理反向因果問(wèn)題。

1.工具變量法

第一種策略是使用工具變量法， 本文借鑒羅明忠和劉子玉（2022）的做法，將農(nóng)村居民所在區(qū)縣平均互聯(lián)網(wǎng)使用情況作為相應(yīng)的工具變量，并據(jù)此開(kāi)展2SLS 估計(jì)。 第一，農(nóng)村居民個(gè)體所在一定區(qū)域內(nèi)除本人之外的其他個(gè)體的互聯(lián)網(wǎng)使用情況，比如鄰里、親友甚至是當(dāng)?shù)卣w使用氛圍等，會(huì)對(duì)其互聯(lián)網(wǎng)使用產(chǎn)生影響。一般認(rèn)為，該網(wǎng)絡(luò)平均運(yùn)用水平越高， 那么個(gè)體就有更大概率接入網(wǎng)絡(luò)。 因此符合工具變量的相關(guān)性要求。 第二，區(qū)縣范圍內(nèi)其他農(nóng)民互聯(lián)網(wǎng)使用的均值屬于區(qū)域?qū)用娴淖兞浚?與屬于微觀層面的農(nóng)村居民個(gè)體收入這一被解釋變量分屬不同觀測(cè)層次， 很難直接影響農(nóng)村居民的個(gè)體收入。 因此符合工具變量的外生性要求。

表2 的列（3）顯示了加入“所在區(qū)縣的平均互聯(lián)網(wǎng)使用情況” 這一工具變量后的2SLS 估計(jì)結(jié)果。 對(duì)比發(fā)現(xiàn)，原OLS 回歸可能低估個(gè)體互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)被解釋變量農(nóng)村居民個(gè)體收入的影響程度。經(jīng)IV 修正后，互聯(lián)網(wǎng)使用仍然在1%的水平上顯著促進(jìn)農(nóng)村居民個(gè)體收入的提高。 此外， 審視2SLS 回歸中的第一階段結(jié)果，能夠?qū)υ摴ぞ咦兞坑行赃M(jìn)行判斷。本文所選定的工具變量（區(qū)縣平均互聯(lián)網(wǎng)使用）的第一階段估計(jì)系數(shù)在1%的水平上顯著， 且關(guān)鍵診斷統(tǒng)計(jì)量中F 統(tǒng)計(jì)量大于經(jīng)驗(yàn)值10，stock-yogo 檢驗(yàn)結(jié)果Minimum eigenvalue statistic 值大于16.38， 由此得出該工具變量并非弱工具變量，“所在區(qū)縣的平均互聯(lián)網(wǎng)使用情況”與核心解釋變量“個(gè)體互聯(lián)網(wǎng)使用情況”滿足強(qiáng)相關(guān)的要求。

2.子樣本回歸

使用IV 估計(jì)可能無(wú)法真正將反向因果問(wèn)題處理干凈。因此，本文添加另一個(gè)角度的論證來(lái)處理反向因果問(wèn)題：將“互聯(lián)網(wǎng)使用”這一核心解釋變量滯后2年，再進(jìn)行OLS 回歸，證明互聯(lián)網(wǎng)對(duì)收入的影響確實(shí)存在，而且很強(qiáng)；同時(shí)通過(guò)子樣本回歸方式， 證明收入對(duì)互聯(lián)網(wǎng)的反向影響沒(méi)有那么強(qiáng)，不會(huì)對(duì)本文的結(jié)論可靠性產(chǎn)生威脅。

城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)廣泛存在于中國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)的各個(gè)領(lǐng)域， 互聯(lián)網(wǎng)等信息技術(shù)發(fā)展領(lǐng)域也不例外。2014年以來(lái)，4G 通信網(wǎng)絡(luò)大規(guī)模商用， 過(guò)去PC時(shí)代被大概率拒之于信息化門(mén)外的農(nóng)村地區(qū)也逐漸邁入信息化時(shí)代， 城鄉(xiāng)互聯(lián)網(wǎng)普及率差異在2015年出現(xiàn)縮小趨勢(shì)。 農(nóng)村居民得以通過(guò)各式各樣、價(jià)格日益低廉的移動(dòng)智能終端設(shè)備使用互聯(lián)網(wǎng)， 信息獲取渠道和能力都大幅提升， 其就業(yè)選擇、各類收入也開(kāi)始受到網(wǎng)絡(luò)應(yīng)用的影響。

借鑒張世虎和顧海英（2020）的做法，選取CFPS 數(shù)據(jù)庫(kù)2016年及以后的調(diào)查數(shù)據(jù)構(gòu)造OLS模型。 2016年互聯(lián)網(wǎng)使用數(shù)據(jù)體現(xiàn)的是農(nóng)村地區(qū)剛剛進(jìn)入移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)時(shí)代，對(duì)2018年的截面OLS 模型而言，可以認(rèn)為是外生的。 因此，基于CFPS2016年的調(diào)查數(shù)據(jù)構(gòu)造互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用變量， 基于CFPS2018年調(diào)查數(shù)據(jù)構(gòu)造其他變量，以此來(lái)處理內(nèi)生性問(wèn)題。即仍然主要基于2018年的數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)量分析，但唯獨(dú)將核心解釋變量“互聯(lián)網(wǎng)使用情況”的取值滯后2年，以期在一定程度上緩解模型中的反向因果問(wèn)題。 使用的截面OLS 模型設(shè)定如下：

其中， 被解釋變量Yi表示農(nóng)村居民2018年的個(gè)體年收入，核心解釋變量L.interneti表示個(gè)體在2016年是否上網(wǎng)，其系數(shù)β 反映互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用對(duì)個(gè)體收入的影響效果。 Xi表示一系列可觀測(cè)的個(gè)體層面、家庭層面和城市層面的控制變量（2018年），εi表示標(biāo)準(zhǔn)殘差項(xiàng)。

最小二乘法（OLS）的估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表3。在逐步控制樣本的個(gè)體特征、家庭特征和地區(qū)特征后，2016年農(nóng)村居民個(gè)體使用互聯(lián)網(wǎng)在1%的顯著性水平上提高其2018年的個(gè)體年收入。 在加入個(gè)體、家庭和城市三個(gè)層面的控制變量后，2016年農(nóng)村居民個(gè)體使用互聯(lián)網(wǎng)會(huì)使其2018年的個(gè)體年收入顯著提升77.9%。 由此可見(jiàn)，核心解釋變量“個(gè)體是否使用互聯(lián)網(wǎng)”在滯后2年取值后，依然能夠顯著提升農(nóng)村居民個(gè)體收入。

表3 互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)民個(gè)體年收入的影響（核心解釋變量滯后）

另一方面， 如果存在收入提高促進(jìn)互聯(lián)網(wǎng)使用這一反向因果效應(yīng)， 則無(wú)論農(nóng)村居民是否從事經(jīng)營(yíng)活動(dòng)，其互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)收入的OLS 回歸結(jié)果應(yīng)始終存在顯著正向影響。 考慮到2018年前后，上網(wǎng)的成本已經(jīng)大大降低，對(duì)于農(nóng)村居民而言，擁有一部智能手機(jī)就可以上網(wǎng)。因此本文認(rèn)為，農(nóng)村居民收入提高對(duì)使用互聯(lián)網(wǎng)的影響只發(fā)生在低收入?yún)^(qū)間段， 當(dāng)收入超過(guò)一個(gè)閾值 （個(gè)體年收入5000 元）后，⑦就不再存在這一反向因果的影響。

據(jù)此， 本文篩選出不存在經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的以及不存在經(jīng)營(yíng)活動(dòng)且個(gè)體年收入高于5000 元的兩個(gè)子樣本。對(duì)于這兩個(gè)子樣本的人群而言，由于不涉及創(chuàng)業(yè)或經(jīng)營(yíng)活動(dòng)， 互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)其收入的正向影響應(yīng)當(dāng)會(huì)消失。 但如果存在收入提高促進(jìn)互聯(lián)網(wǎng)使用這一反向因果效應(yīng)， 則無(wú)論收入來(lái)源是經(jīng)營(yíng)性收入還是工資性收入， 其提高都會(huì)一樣促進(jìn)互聯(lián)網(wǎng)使用的增加， 故互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)收入的OLS回歸結(jié)果仍然會(huì)呈現(xiàn)正向顯著影響。

子樣本回歸結(jié)果見(jiàn)表4，其中列（1）是表2 中互聯(lián)網(wǎng)使用行為對(duì)于農(nóng)村居民個(gè)體年收入影響的全樣本OLS 回歸結(jié)果，列（2）是經(jīng)營(yíng)性收入為0的子樣本OLS 回歸結(jié)果，列（3）是經(jīng)營(yíng)性收入為0且個(gè)體年收入大于5000 元的子樣本OLS 回歸結(jié)果（子樣本的樣本量2981，占經(jīng)營(yíng)性收入為0 樣本的91.5%）。 可以看到，對(duì)比全樣本而言，經(jīng)營(yíng)性收入為0 的農(nóng)村居民使用互聯(lián)網(wǎng)對(duì)其個(gè)體收入的正向影響大大減弱； 當(dāng)在此基礎(chǔ)上再限制個(gè)體年收入高于5000 元這一標(biāo)準(zhǔn)之后，使用互聯(lián)網(wǎng)對(duì)農(nóng)村居民個(gè)體收入的正向影響變得不再顯著。 這一結(jié)果證明收入對(duì)互聯(lián)網(wǎng)的反向影響沒(méi)有那么強(qiáng)，不會(huì)對(duì)本文的結(jié)論可靠性產(chǎn)生威脅。

表4 互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)于農(nóng)民個(gè)體年收入的影響（子樣本回歸）

（四）互聯(lián)網(wǎng)使用影響農(nóng)村居民個(gè)體收入的異質(zhì)性分析

性別、年齡、受教育程度等個(gè)人因素不同的農(nóng)村居民， 在信息獲取偏好和相應(yīng)產(chǎn)生的信念更新等方面必然不一樣， 故有必要進(jìn)一步分析互聯(lián)網(wǎng)使用影響農(nóng)村居民個(gè)體收入的差異。 本文通過(guò)分組回歸的方式對(duì)不同性別、年齡和受教育程度的個(gè)體進(jìn)行異質(zhì)性討論。限于篇幅，本文省略了直接OLS 回歸結(jié)果，表5 是加入工具變量后的2SLS 估計(jì)結(jié)果，其中列（1）和列（2）顯示了分性別IV-OLS回歸的結(jié)果， 互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)村男性和女性居民的收入都有顯著提升。 隨著互聯(lián)網(wǎng)在農(nóng)村地區(qū)的普及， 大批農(nóng)村電商創(chuàng)業(yè)并帶動(dòng)發(fā)展起來(lái)的上下游產(chǎn)業(yè)鏈、服務(wù)業(yè)，創(chuàng)造了諸多如客服、快遞員、手藝人等就業(yè)機(jī)會(huì)，許多崗位具有“多樣、靈活、就近”等特征，使得原本在就業(yè)市場(chǎng)上“乏人問(wèn)津”的農(nóng)村女性居民也有更大的可能找到適合的“離土不離鄉(xiāng)”的工作機(jī)會(huì)。列（3）和列（4）顯示了分年齡組IV-OLS 回歸的結(jié)果， 互聯(lián)網(wǎng)使用促進(jìn)了農(nóng)村65 歲以下居民的收入提高 （在1%的水平上顯著），但對(duì)于65 歲以上（含）居民的收入沒(méi)有顯著影響。 區(qū)別于互聯(lián)網(wǎng)對(duì)年輕人主要帶來(lái)便利的事實(shí)，對(duì)于老人而言，更有可能是被飛速發(fā)展的信息時(shí)代拋在身后。尤其對(duì)農(nóng)村老年居民來(lái)說(shuō)，家中的青壯年可能外出務(wù)工， 難以得到年輕家人的文化反哺，同時(shí)經(jīng)濟(jì)能力更差，互聯(lián)網(wǎng)給他們帶來(lái)的收益遠(yuǎn)遠(yuǎn)不如其他群體。 列（5）和列（6）顯示了是否完整接受九年義務(wù)教育的分組IV-OLS 回歸結(jié)果， 互聯(lián)網(wǎng)使用行為對(duì)這兩個(gè)不同教育程度分組的群體的收入都有顯著的促進(jìn)效應(yīng)， 其中對(duì)于完整接受義務(wù)教育的農(nóng)村居民的影響系數(shù)絕對(duì)值更大。

表5 互聯(lián)網(wǎng)使用影響農(nóng)村居民群體收入的異質(zhì)性分析（IV-OLS）

五、互聯(lián)網(wǎng)使用影響農(nóng)民收入的機(jī)制探討

互聯(lián)網(wǎng)等信息基礎(chǔ)設(shè)施本身只是一種 “死物”，地區(qū)擁有信息基礎(chǔ)設(shè)施并不能直接提高區(qū)域個(gè)體的收入。因此，需進(jìn)一步探討互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)村居民個(gè)體收入影響的具體機(jī)制。由于數(shù)據(jù)所限，無(wú)法直接匹配得到個(gè)體互聯(lián)網(wǎng)使用和個(gè)體生產(chǎn)率變化的測(cè)量， 因此本文嘗試從其他視角進(jìn)行機(jī)制探索——互聯(lián)網(wǎng)使用能否增加個(gè)體獲取信息的渠道。

互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用通過(guò)拓寬信息渠道等形式， 降低信息搜索成本（Goldfarb & Tucker，2019），直接增加了個(gè)體獲取信息的數(shù)量， 提高個(gè)體對(duì)信息的關(guān)注、提升知識(shí)水平以及擴(kuò)大關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，從而緩解了城鄉(xiāng)之間的信息鴻溝問(wèn)題，使之“主動(dòng)求變”，驅(qū)動(dòng)農(nóng)村居民的多樣化就業(yè)。 尤其對(duì)于經(jīng)營(yíng)創(chuàng)業(yè)的農(nóng)民，互聯(lián)網(wǎng)可以使其綜合收入水平得到提升。本文假設(shè)互聯(lián)網(wǎng)使用可能通過(guò)“信息獲取主要渠道”這一中介變量對(duì)農(nóng)村居民收入產(chǎn)生影響， 也即信息獲取主要渠道發(fā)揮了中介作用。

關(guān)于“信息獲取主要渠道”這一中介變量的衡量，本文根據(jù)CFPS 數(shù)據(jù)中回答“您了解信息的主要渠道有”這一問(wèn)題時(shí)是否選擇“互聯(lián)網(wǎng)”這一選項(xiàng)，來(lái)構(gòu)建虛擬變量，具體做法參見(jiàn)郭士祺和梁平漢（2014）的研究。

為了驗(yàn)證這一中介作用是否存在， 本文借鑒溫忠麟和葉寶娟（2014）的中介效應(yīng)模型，檢驗(yàn)“互聯(lián)網(wǎng)作為信息獲取主要渠道”的中介效應(yīng)。回歸結(jié)果如表6 所示，列（1）為互聯(lián)網(wǎng)使用影響農(nóng)村居民個(gè)體收入的基準(zhǔn)OLS 回歸結(jié)果，顯示互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)村居民個(gè)體收入總體上有顯著影響；列（2）為互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)中介變量的影響， 結(jié)果顯示個(gè)體使用互聯(lián)網(wǎng)對(duì)2018年將互聯(lián)網(wǎng)作為“信息獲取主要渠道”產(chǎn)生促進(jìn)作用，且估計(jì)結(jié)果在1%的水平上顯著；列（3）將中介變量和核心解釋變量一起加入方程， 仍然以農(nóng)村居民個(gè)體年收入對(duì)數(shù)作為被解釋變量， 結(jié)果顯示在控制了自變量互聯(lián)網(wǎng)使用的影響后, 中介變量對(duì)因變量農(nóng)村居民個(gè)體收入對(duì)數(shù)的影響仍顯著。 綜上，中介效應(yīng)顯著，即互聯(lián)網(wǎng)使用可能通過(guò)“信息獲取主要渠道”這一中介變量對(duì)農(nóng)村居民收入產(chǎn)生影響。

表6 互聯(lián)網(wǎng)使用影響農(nóng)村居民個(gè)體收入的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

六、結(jié)論與政策建議

本文在探討互聯(lián)網(wǎng)使用影響收入的理論基礎(chǔ)上，利用CFPS2016年和2018年的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：（1）互聯(lián)網(wǎng)使用顯著促進(jìn)農(nóng)村居民個(gè)體的收入提升， 但這種提升作用對(duì)于不同群體具有異質(zhì)性。 截面OLS 模型估計(jì)結(jié)果表明， 農(nóng)村居民使用互聯(lián)網(wǎng)會(huì)使其個(gè)體年收入提升約71.0%。 為處理內(nèi)生性問(wèn)題，本文將農(nóng)民所在區(qū)縣的平均互聯(lián)網(wǎng)使用作為工具變量進(jìn)行2SLS估計(jì)，經(jīng)IV 修正后，互聯(lián)網(wǎng)使用仍然在1%的顯著性水平上促進(jìn)農(nóng)村居民個(gè)體收入的提高。同時(shí)，通過(guò)核心解釋變量滯后和子樣本回歸等方法， 本文證明收入對(duì)互聯(lián)網(wǎng)的反向影響沒(méi)有那么強(qiáng)， 不會(huì)對(duì)本文的結(jié)論可靠性產(chǎn)生威脅。進(jìn)一步根據(jù)性別、年齡和受教育程度對(duì)互聯(lián)網(wǎng)使用的增收影響進(jìn)行異質(zhì)性分析后發(fā)現(xiàn)： 互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)村男性和女性居民的收入都有顯著的正向影響；但對(duì)65 歲以上（含）居民的收入沒(méi)有顯著影響；受教育年限越長(zhǎng)， 農(nóng)村居民通過(guò)互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施完善獲得的收入增長(zhǎng)越多。 （2）互聯(lián)網(wǎng)使用主要通過(guò)發(fā)揮“信息獲取主要渠道”的作用來(lái)影響農(nóng)村居民的收入。 信息獲取相關(guān)功能的使用有更大可能將互聯(lián)網(wǎng)信息轉(zhuǎn)換為有經(jīng)濟(jì)價(jià)值的行為。 因此本文采用個(gè)體是否將互聯(lián)網(wǎng)視為“信息獲取主要渠道”作為中介變量， 較好地排除了僅使用互聯(lián)網(wǎng)進(jìn)行娛樂(lè)等情況的干擾，發(fā)現(xiàn)“信息獲取主要渠道”是互聯(lián)網(wǎng)促進(jìn)大部分農(nóng)村居民收入增加的重要機(jī)制。

基于上述研究結(jié)論，本文提出如下政策建議：（1）鑒于中國(guó)農(nóng)村寬帶互聯(lián)網(wǎng)等信息基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的“收益”仍然是可觀的，政府應(yīng)切實(shí)履行提供基本公共服務(wù)均等化的義務(wù)， 把握數(shù)字化發(fā)展面臨的絕佳機(jī)遇，發(fā)揮信息技術(shù)在“大眾創(chuàng)業(yè)、萬(wàn)眾創(chuàng)新”中的引領(lǐng)性和顛覆性作用，進(jìn)一步提高城鄉(xiāng)地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)的普及率，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展。 （2）考慮到互聯(lián)網(wǎng)收入促進(jìn)作用的群體異質(zhì)性，應(yīng)進(jìn)一步加大對(duì)農(nóng)村地區(qū)居民的教育投入水平，促進(jìn)人力資本不斷提升，加強(qiáng)農(nóng)村居民互聯(lián)網(wǎng)使用等信息科技應(yīng)用水平， 以便他們獲取更好的學(xué)習(xí)和工作機(jī)會(huì)，從而實(shí)現(xiàn)收入的提升。（3）互聯(lián)網(wǎng)使用在促進(jìn)農(nóng)民增收過(guò)程中主要通過(guò)“信息獲取主要渠道”發(fā)揮作用，即通過(guò)拓展獲取信息的渠道，改變農(nóng)村居民的信息條件、使其享有和城鎮(zhèn)居民同等的經(jīng)濟(jì)機(jī)會(huì)。故建議加強(qiáng)農(nóng)村信息基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)， 并完善信息流變化帶來(lái)的物流、資金流等各方面變化的配套支持政策，讓農(nóng)村居民更為快速地獲取豐富的信息，增強(qiáng)謀生能力，持續(xù)縮小城鄉(xiāng)居民貧富差距。

注釋：

①數(shù)據(jù)來(lái)源：國(guó)務(wù)院新聞辦公室發(fā)表的《中國(guó)的全面小康》白皮書(shū)。

②數(shù)據(jù)來(lái)源：《第47 次中國(guó)互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展?fàn)顩r統(tǒng)計(jì)報(bào)告》，中國(guó)互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)信息中心，2021年2月。

③工信部等部門(mén)在2014 至2016年先后篩選120 個(gè)城市，將它們作為“寬帶中國(guó)”試點(diǎn)。

④傳統(tǒng)意義上的戶主是指戶籍上的一家之主、戶籍上一戶的負(fù)責(zé)人，一般為戶口簿的第一個(gè)戶籍人口。 CFPS 問(wèn)卷設(shè)計(jì)沒(méi)有直接采集戶主信息， 但從經(jīng)濟(jì)的角度出發(fā)，包含了若干與“戶主”強(qiáng)相關(guān)的問(wèn)題：主事者、決策者、財(cái)務(wù)管理者、房產(chǎn)所有者。 本文主要依據(jù)財(cái)務(wù)管理者這一概念，進(jìn)行“戶主”變量的賦值。

⑤數(shù)據(jù)來(lái)源：《第43 次中國(guó)互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展?fàn)顩r統(tǒng)計(jì)報(bào)告》，中國(guó)互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)信息中心，2019年2月。

⑥該報(bào)告由北大新農(nóng)村發(fā)展研究院與阿里研究院聯(lián)合發(fā)布，首次以縣域?yàn)榛締卧?，全面梳理鄉(xiāng)村基礎(chǔ)設(shè)施、鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)、鄉(xiāng)村生活、鄉(xiāng)村治理等方面的數(shù)字化內(nèi)容及具體表征，系統(tǒng)構(gòu)建了縣域數(shù)字鄉(xiāng)村指標(biāo)體系，全面評(píng)估了我國(guó)1880 個(gè)縣（不包括970 個(gè)市轄區(qū)和1 個(gè)特區(qū)）數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展的實(shí)際水平。

⑦根據(jù)民政部數(shù)據(jù)，截至2018年底，全國(guó)共有農(nóng)村低保對(duì)象3519.7 萬(wàn)人，農(nóng)村低保標(biāo)準(zhǔn)達(dá)到4833 元/人/年。 根據(jù)《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2019年》數(shù)據(jù)，2018年度中國(guó)農(nóng)村居民人均支出中“食品煙酒”、“衣著”和“生活用品及服務(wù)”這三項(xiàng)支出合計(jì)為5013.8 元。 因此，本文將農(nóng)村居民個(gè)體低收入閾值設(shè)置為5000 元/年是較為合理的。