互联网使用对农户家庭收入的影响研究

2023-05-19王太清

安徽农业科学 2023年7期

摘要利用中国家庭追踪调查CFPS2018年的调研数据，实证检验了互联网使用对农户家庭收入的影响。结果表明，互联网使用对农户家庭收入具有显著的正向影响，在加入相关控制变量且进行稳健性检验后，该结论依然成立。进一步分析表明，互联网使用对农户家庭工资性收入的促进作用最为显著，且互联网使用通过信息渠道效应这一作用机制来影响农户家庭收入。因此，进一步推动数字乡村建设，完善农村地区数字基础设施，加快互联网技术在农村地区的普及与运用，对于农户家庭增收和农村经济增长具有重要意义。

关键词互联网使用；农户收入；农村经济

中图分类号 S-9 文献标识码 A 文章编号 0517-6611（2023）07-0247-04

doi：10.3969/j.issn.0517-6611.2023.07.057

The Impact of Internet Use on Farmers’ Family Income

WANG Tai-qing

（Economics and Management School of Yangtze University， Jingzhou， Hubei 434023）

Abstract Using the survey data of CFPS2018， this paper empirically tests the impact of Internet use on farmers’ family income. The empirical results show that Internet use has a significant positive impact on farmers’ family income. After adding relevant control variables and robustness test， this conclusion is still valid. Further analysis shows that Internet use plays the most significant role in promoting farmers’ family wage income， and Internet use affects farmers’ family income through the mechanism of information channel effect. Therefore， promoting the construction of digital countryside， improving the digital infrastructure in rural areas， and accelerating the popularization and application of Internet technology in rural areas are of great significance for increasing farmers’ income and rural economic growth.

Key words Internet use;Farmers’ income;Rural economy

作者簡介王太清（1997—），男，湖北荆州人，硕士研究生，研究方向：农业经济理论与政策。

收稿日期 2022-09-05

当前我国正处于从脱贫攻坚向乡村振兴过渡的关键阶段，培养农民造血能力，提高农户家庭收入，是实现乡村振兴战略的重要基础。然而，近年来我国农民收入增加呈现出放缓的趋势，加之新冠疫情的影响，对我国城乡经济均产生了巨大冲击。在当前时期下，如何稳定农村经济发展，促进农民收入增长值得重要关注。

据第49次《中国互联网络发展状况统计报告》的结果，截至2021年12月，我国农村网民规模为2.84亿人，约占全体网民的27.6%，农村地区互联网普及率为57.6%。互联网信息技术在农村地区的广泛普及，能够极大降低农户获取信息的成本，同时由于互联网信息的多样性、时效性等特点，使得农户能及时了解到最新最全的市场动态，有效克服市场信息不对称问题，从而帮助其做出更优的生产经营决策。2022年中央一号文件也明确指出进一步推进数字乡村建设，强化农民数字素养，促进数字信息技术在农村地区的广泛应用。因此，在这一背景下，研究互联网对于农户家庭收入的影响及如何影响具有重要意义。

1 文献综述

当前学者们首先是对于农户家庭收入的影响因素进行了研究。陈蕾等［1］实证研究表明，农村金融会显著促进农户家庭收入的增长，且正规金融的促进作用要优于非正规金融；柯炼等［2］提出土地流转行为会对农户家庭收入产生显著的正向影响，但该影响主要体现在发生土地转出行为的农户家庭，对土地转入农户的收入影响并不显著；陈如静等［3］利用实地调研数据发现，家庭资本、人力资本以及自然资本对农户家庭收入具有显著的正向影响，且生产经验越丰富、种植规模越大、受教育程度越高的以男性为户主的家庭更容易获得较高收入；谭燕芝等［4-5］基于各省市面板数据研究发现，农村产业融合发展对农户家庭收入具有显著的提升作用。

其次在农户收入差距的研究方面。高强等［6］利用中国家庭金融调查数据研究发现，农业补贴对农户的增收效应存在个体异质性和区域异质性，而农业补贴增收效应的异质性在一定程度上缩小了农户收入差距；朱永甜等［7］通过调研数据实证研究发现，易地扶贫搬迁对农户家庭收入具有显著的促进作用，且易地扶贫搬迁能有效缩小农户间的非农收入差距；刘新智等［8］指出，农地转出行为会扩大农户间的收入差距，而农地转入则会缩小这种差距，但整体上农地流转行为加大了农户间的收入差距；单德朋等［9］研究指出，农户创业水平的提高会通过扩大农户间的工资性收入差距，进而导致农户间的整体收入差距加大。

关于互联网对农户家庭收入影响的研究则相对较少。金晓彤等［10］研究发现互联网基础设施建设通过提高农村创业型经济的发展，从而推动农户收入。秦芳等［11］利用全国调研数据研究发现，基于互联网技术的农村电子商务通过提升农村创业水平、增加农户非农就业、推动农村土地流转来促进农户收入增长。

通过对现有研究的归纳整理可以看到，学者们对如何促进农户家庭收入、缩小城乡收入差距以及农户间收入差距进行了较为全面的探讨，但关于互联网对农户家庭收入影响的研究仍相对较少。较之前的研究，该研究的创新之处在于：一是探究了互联网这一重要因素对农户家庭收入的影响，并进一步探究了其对于不同收入类型的异质性影响；二是深入分析了互联网影响农户家庭收入的作用机制。

2 数据变量说明与模型构建

2.1 数据来源

该研究使用的微观数据为中国家庭追踪调查（简称CFPS）于2018年收集到的全国数据。CFPS是由北京大学中国社会科学调查中心组织并实施的2年一次的追踪调查数据。该调查覆盖全国25个省（自治区、直辖市），通过成人、少儿、家庭和社区4个板块来调查家庭样本中的全部家庭成员，因此具有较高的全国性和代表性。经过对CFPS2018全样本的筛选，最终获得有效农户样本9 078个。

2.2 变量说明变量说明与描述性统计见表1。

2.2.1 被解释变量——农户家庭收入。选取CFPS问卷调查数据中“全部家庭纯收入”来进行衡量，在实证检验时取对数处理。同时，该研究还将根据问卷中的具体收入类型，包括工资性收入、经營性收入、财产性收入、转移性收入、其他收入，来研究互联网使用对不同家庭收入类型的影响。

2.2.2 解释变量——互联网使用。选取CFPS问卷中的问题“是否使用电脑上网”来进行衡量，若回答为是，则视为使用了互联网，赋值为1；若回答为否，则视为未使用互联网，赋值为0。同时，选取问卷中的问题“是否移动上网”作为核心解释变量的替换变量，进行后续的稳健性检验。

2.2.3 控制变量——分为个体特征控制变量和家庭特征控制变量2类。其中，个体特征控制变量包括农户个体的年龄、性别、学历、婚姻状况、务工经历、健康状况；家庭特征变量包括农户家庭的人口数、创业情况、拥有汽车、出租房屋、出租土地、出租其他资产、家庭金融产品、帮他人务农、家庭成员外出打工。

2.3 模型构建

由于该研究的被解释变量“农户家庭收入”为连续变量，因此通过构建对数线性回归模型来检验互联网使用对于农户家庭收入的影响，具体形式如下：

logFincomei=αi+βiInterneti+δ8Xi+εi（1）

式中，Fincomei表示第i位农户的家庭纯收入；Interneti表示第i位农户是否使用了互联网；Xi表示控制变量，包括个体特征控制变量和家庭特征控制变量；εi为随机误差项并服从正态分布。

3 实证分析

3.1 基准回归分析

表2展示了互联网使用对农村家庭收入影响的基准回归结果。

表2中（1）列为在未加入控制变量时，核心解释变量“互联网使用”对被解释变量“农户家庭收入”的影响。从数据可以看到，在未对其他变量进行控制时，互联网使用对农户家庭收入具有显著的正向影响，与不使用互联网的农户相比，使用互联网的农户其家庭收入会高出40.68%。

表2中（2）、（3）列为依次加入个体特征控制变量和家庭特征控制变量后，互联网使用对农户家庭收入的影响。从数据中可以看到，通过加入相关控制变量，核心解释变量“互联网使用”的影响系数有所下降，但模型整体的R2则显著提高，说明在加入相关控制变量后，模型的解释能力更优，检验结果更具有可信度。因此，互联网使用对于农户家庭收入会产生显著的正向影响，互联网使用每提高1单位，农户家庭收入将会增加16.45%。

从表2列（3）数据可以看到相关控制变量对于农户家庭收入的影响。

在个体特征方面，农户的年龄以及性别不会对农户家庭收入造成影响；农户的健康状况、受教育程度以及务工经历均会对农户家庭收入产生显著的正向影响，其原因可能在于这3种因素反映了农户的人力资本，身体健康的农户不但能有效减少家庭的医疗开支，同时越健康的农户无论是在农业生产经营中还是务工求职上都更具有持续性，学历越高的农户往往能够具备更多的知识和技能，因此在家庭的生产经营或外出务工求职上更具优势，而具有务工经历的农户，更可能会积累丰富的社会资本和经营经验，从而提升家庭的收入水平。婚姻状况同样会对农户家庭收入产生显著的正向影响，与未婚农户相比，已婚农户的家庭收入会高出18.42%。

在家庭特征方面，农户的家庭人口数会对家庭收入产生显著的正向影响，家庭人口每多出1人，会使农户家庭收入提高6.25%，其原因可能在于家庭人口的增多会在一定程度上增加家庭的收入来源；农户家庭中有成员从事个体经营或开办私营企业，即进行创业活动会显著提高农户家庭收入；农户家庭的汽车拥有情况也会对收入造成显著影响，与没有汽车的农户家庭相比，拥有汽车的农户家庭其收入会高出36.59%；出租房屋、出租土地、出租其他资产均会对农户家庭收入产生显著的正向影响，其原因可能在于，通过进行资产出租活动能够获取更多的租金收入，扩大家庭收入来源，从而提升家庭收入；农户家庭持有金融理财产品对家庭收入的影响也十分显著，其原因可能在于持有金融理财产品的农户家庭具有更高的风险意识和偏好，因此会更可能通过投资等金融活动来提高自身收入水平；家庭有成员外出打工能够拓展农户家庭的收入渠道，是家庭获取更多的工资性收入，进而促进农户家庭收入的提高；帮其他农户务农对于农户家庭收入的影响并不显著。

3.2 稳健性检验

该研究运用变量替换法来对模型进行稳健性检验，以确保结论的准确性。具体而言，将核心解释变量“电脑上网”替换为与之相似的变量“移动上网”进行稳健性检验，检验结果见表3。

从表3数据可以看到，在将核心解释变量“电脑上网”替换为“移动上网”之后，其对于被解释变量“农户家庭收入”的影响依然显著，且系数符号与替换前一致，说明该研究结果稳健，即互联网使用会对农户家庭收入产生显著的正向影响。

3.3 异质性检验

该研究分析互联网使用对不同家庭收入的影响，鉴于数据可得性和有效性，该研究列入了5类家庭收入类型，分别为工资性收入、经营性收入、财产性收入、转移性收入和其他收入，将其分别代入模型进行回归检验，结果见表4。

从表4数据可以看到，互联网使用对于家庭的工资性收入最为显著，而对于其他收入类型的影响并不显著，互联网使用每增加一单位，会使农户家庭收入提高约46.47%。其原因可能在于，互联网作为信息时代下的重要信息获取渠道，能有效降低信息门槛，克服市场中的信息不对称问题，农户通过使用互联网，可以获取更丰富的就业信息，找到适合自己的工作，拓宽收入来源，也能通过网络平台或自媒体积累社会资本，拓展用户范围，促进家庭农副产品的销售，因此对家庭的工资性收入更加明显。

3.4 作用机制分析

在数字信息时代，互联网具有强大的信息渠道效应，它能够降低信息获取门槛，使用者能够利用互联网技术获取更全面更准确的信息，且通过将互联网上的相关信息进行对比，能够帮助使用者更好地判断，克服了信息的不对称性。对于农户而言，通过使用互联网，不仅能够使其接触到更多的客户，积累丰富的社会资本，同时能让其了解到不同客户对于产品或服务的不同需求，从而帮助其提高销售效率，提升销售收入。此外，互联网还能为农户提供更多的就业信息和创业信息，帮助其发现商业机会，如农村自媒体创业等，增加农户的收入渠道。因此，该研究对互联网所具有的信息渠道效应这一可能的作用机制进行检验。选取CFPS问卷中的问题“通过互联网获取信息的重要性”来衡量这一机制，该问题的回答分为1～5这5种重要程度，其中1表示非常不重要，5表示非常重要。将其放入模型中进行中介效应检验，结果见表5。

从表5数据可以看到，在保持对相关控制变量控制的基础上，核心解释变量“电脑上网”对信息渠道效应具有显著的正向影响，同时信息渠道效应也会显著促进农户家庭收入。因此，互联网的信息渠道效应为互联网使用影响农户家庭收入的作用机制，农户通过使用互联网，利用互联网的信息渠道效应提高了农业生产销售效率，促进了农户的就业创业行为，进而是农户家庭收入得到提高。

4 结论与政策建议

该研究利用中国家庭最终调查CFPS2018年的调研数据，实证检验了互联网使用对农户家庭收入的影响。实证研究结果表明，互联网使用会对农户家庭收入产生显著的正向影响，互联网使用每增加1单位，农户家庭收入将会提高16.45%，且该结论通过了稳健性检验。进一步的异质性分析表明，互联网使用对于农户家庭工资性收入的影响最为显著，而对于经营性收入、财产性收入、转移性收入和其他收入的影响均不显著。此外，还探究了互联网使用影响农户家庭收入的作用机制，结果显示互联网使用通过信息渠道效应这一作用机制来影响农户家庭收入。因此，通过对互联网技术的使用，能够有效促进农户家庭收入的增长。基于以上结论，得出以下政策启示：

（1）加强数字乡村建设。进一步推动数字基础设施在农村地区的普及与完善，提升农村地区网络通信服务质量。使农户能够使用且愿意使用互联网技术，简化并优化互联网技术的使用门槛，让农村地区的男女老少都能享受现代化数字技术带来的信息效应和经济效益。

（2）探索数字经营模式。充分将互联网技术与农业生产和农村生活相结合，打造农产品电子商务示范村，利用互联网技术带动农业生产和销售，促进农村经济发展。同时可以借助互联网平台，经营多形式、多种类的农户自媒体，从而更广泛地宣传“三农”文化，吸引更多投资，鼓励年轻劳动力返乡创业。

（3）开展数字技术培训。加强农民的数字素养，使农户能够掌握并熟练运用现代数字技术，拓展数字信息技术的使用场景，着眼于解决“三农”实际问题，让互联网技术能够有效推动农业农村现代化发展。

参考文献

［1］陈蕾，蔡雪雄，古洋洋.正规金融、非正规金融与农户收入增长［J］.财贸研究，2022，33（2）：42-51.

［2］柯炼，汪小勤，陈地强.土地流转与农户收入增长：基于收入结构的视角［J］.中国人口·资源与环境，2022，32（1）：127-137.

［3］陈如静，郑少锋.资本禀赋、专业化生产程度与农户收入：基于山东省寿光市的调研数据［J］.世界农业，2022（4）：109-119.

［4］谭燕芝，姚海琼.农村产业融合发展的农户增收效应研究［J］.上海经济研究，2021，33（9）：91-102.

［5］赵斌杰，李春园.乡村振兴战略下内蒙古农村产业融合对农牧民增收的影响机理研究［J］.安徽农业科学，2019，47（22）：235-237，279.

［6］高强，曹翔.农业补贴、资源禀赋与农户收入差距［J］.财政科学，2021（12）：66-80.

［7］朱永甜，余劲.易地扶贫搬迁对农户收入及收入差距的影响：基于陕南三市1680份农户数据［J］.资源科学，2021，43（10）：2013-2025.

［8］刘新智，周韩梅，王小华.农地流转缩小农户收入差距了吗？——基于CFPS的微观证据［J］.农林经济管理学报，2021，20（4）：501-510.