互聯網使用對農戶農業增收的影響
——基于農業信貸可得性和社會資本視角的研究

潘北嘯，丁志勇

（1.北京銀行 博士后科研工作站，北京 100033；2.清華大學 五道口金融學院博士后流動站，北京 100083；3.北京銀行 研究發展部，北京 100033）

一、引言

黨的二十大報告提出“加快建設網絡強國、數字中國”。2014年2月，習近平總書記在中央網絡安全和信息化領導小組第一次會議上提出建設網絡強國的目標：“要從國際國內大勢出發，總體布局，統籌各方，創新發展，努力把我國建設成為網絡強國?！苯ㄔO網絡強國戰略目標的提出，使得我國互聯網基礎設施建設得到飛速發展。截至2022 年年末，我國有200 萬個5G 基站、50 萬個5G 行業終端；光纖覆蓋率已經達到99%，算力總規模已達到150EFlops，位居全球第二。①數據來源于華為公司輪值董事長胡厚崑在第七屆華為全聯接大會上的講話。農村地區互聯網基礎設施建設也隨之全面強化，2021 年我國現有行政村在實現“村村通寬帶”的基礎上，2022 年實現了“縣縣通5G”。我國互聯網基礎設施的不斷完善使網民數量持續增長。中國互聯網絡信息中心的數據顯示，截至2022 年6月末，我國網民數量達到10.51 億人，使用手機上網的比例達到99.6%，互聯網普及率達到74.4%，農村地區互聯網普及率達到58.8%?；ヂ摼W基礎設施的完善提升了我國全要素生產率[1]，提高了區域創新效率[2]，縮小了城鄉收入差距[3]，提高了農業生產率[4]。

當前，農業農村現代化亟待加快推進，“互聯網+”為農民的生產生活提供了內容豐富、快捷高效的數據信息服務，為鄉村振興注入新活力?；ヂ摼W技術正加速向農業農村延伸和滲透，成為農民增收和城鄉融合的重要途徑[5-6]。近十年來，互聯網經濟在農村取得了長足發展。農民使用互聯網開展鄉村治理、學習、社交、購物，甚至使用互聯網銷售農產品和手工藝品?！疤詫毚濉薄膀v訊為村”、農村微商、農村電商服務站、農村電商產業園、農資電商、農村直播電商等新現象快速發展。

在2022年12月召開的中央農村工作會議上，習近平總書記強調，要堅持把增加農民收入作為“三農”工作的中心任務，千方百計拓寬農民增收致富渠道。根據國家統計局的數據，2016—2022 年，城鎮居民人均可支配收入由33616元增長至49283元，同比增長46.61%；同期農村居民人均可支配收入由12363元增長至20133元，同比增長62.85%。雖然農村居民收入的增長幅度高于城鎮居民，但城鄉收入比為2.45∶1，城鄉收入絕對數的差距仍然較大，研究如何持續增加農村居民收入對實現共同富裕、建設農業強國都具有現實意義。新階段促進農民持續增收需要在工資性收入穩步增長的同時，確保經營性收入較快和穩定增長[7]。2019 年中國家庭金融調查數據顯示，農村家庭從事農業生產經營的比例高達73.61%，而農業生產經營收入是農村家庭重要的收入來源之一，約占總收入的33.93%[8]。在此背景下，農業生產經營可能成為促進農戶持續增收的重要補充途徑。同時，農業生產經營活動連接著鄉村產業，產業振興是鄉村振興的重中之重。產業興旺能夠帶動農戶就業和增收，提升農村的生機和活力，為鄉村振興積累堅實的物質基礎。因此，研究如何更好地賦能家庭農業生產經營活動并增加農戶家庭農業收入具有現實意義。

本文研究發現，互聯網使用對家庭農業生產經營產生了賦能效應，為增加農戶的農業收入增添了新動力。中華人民共和國商務部的數據顯示，2022年全國農產品網絡零售呈現較好的增長趨勢，全國農產品網絡零售額5313.8 億元，同比增長9.2%。通過使用互聯網帶動農業增收已在局部地區得到了驗證。例如全國多地縣委書記、縣長直播帶貨，在線助農推介、銷售特色農產品，帶動了農戶增收等；再如蘋果種植大戶通過電商直播增加了蘋果銷量，提升了蘋果的銷售價格。②案例來源于央廣網：https://baijiahao.baidu.com/s?id=1707128663631809096wfr=spiderfor=pc。在文獻研究的基礎上，本文從整體上驗證了互聯網使用對農戶農產品銷售以及家庭農業增收的影響，并對其中的中介效應進行了分析，這在一定程度上深化了對互聯網使用增加農戶收入的認識，并為制定數字鄉村政策提供了一定的理論參考和經驗依據。

本文余下部分安排如下：第二部分是文獻綜述與研究假設；第三部分是研究設計；第四部分是實證分析；第五部分是中介效應分析；第六部分是異質性分析；第七部分是穩健性檢驗；第八部分是結論與建議。

二、文獻綜述與研究假設

（一）文獻綜述

現有圍繞農業生產經營的文獻，主要研究了互聯網使用對農業生產和農產品市場效率的影響。一是互聯網使用對農業生產率產生了影響?；ヂ摼W使用顯著提升了農戶農業全要素生產率[4]。二是互聯網使用影響了農業產量和種植結構。通過使用互聯網，農戶的大豆產量平均提高19%[9-10]，而來自田野實驗的研究發現，使用互聯網的農民優化了種植結構，種植更多種類的農作物[11]。三是互聯網使用影響了農業技術使用。通過使用互聯網帶動了農村家庭秸稈還田技術的推廣和應用[12]。

農產品市場效率方面，一是互聯網使用降低了信息搜尋成本。在基礎設施差、市場分散的地方，農戶和收購商都面臨著較高的信息搜尋成本，信息匱乏導致農戶無法做出最優決策，產生市場之間存在多個價格的低效率現象[13-14]?；ヂ摼W使用極大降低了信息搜尋成本，增加了市場搜尋行為，從而提高了農產品市場效率[5]。二是互聯網使用提高了農產品價格。由于交通不便、距離市場遠以及農戶和市場缺乏溝通等原因，農戶難以及時掌握農產品的市場價格[15]，而農戶通過使用互聯網能夠更好地掌握農產品價格和變化趨勢，這有效降低了信息不對稱問題，提升了農戶的議價能力，從而提高了農產品價格[5]。這些價格提高的農產品包括大豆等農作物[9]。三是互聯網使用提高了農產品銷量?；ヂ摼W重塑了農產品流通渠道，帶動了偏遠地區更多的農產品走向市場，擴大了市場并增加銷量[16]。

在互聯網使用增加農業產量、優化種植結構、提高農產品價格和銷量的研究基礎上，現有文獻進一步研究了互聯網使用對家庭農業生產經營收入的影響并發現了顯著的正向效應[5,7,16]，但主要從互聯網解決市場分割的角度進行研究[7]。通過梳理現有文獻，本文的邊際貢獻主要在以下幾方面。

一是研究互聯網使用對農戶農業收入的影響具有一定的理論和現實意義。理論層面，本文補充了互聯網使用與農戶收入的研究，有利于拓展對此領域的規律性認識?，F實層面，近年來互聯網基礎設施在農村持續完善，農村淘寶、電商直播等互聯網經濟在農村迅速發展，互聯網持續賦能農民。在此背景下，研究互聯網如何賦能農業生產經營活動、如何影響農戶農業收入都具有一定的現實意義。二是較好地識別了互聯網使用對農戶農業收入的影響。本文基于2019年中國家庭金融調查數據，運用LPM 模型加工具變量的方法，更好地識別了互聯網使用與農戶農業收入的因果關系。三是從家庭農業信貸可得性、社會資本角度深入討論了互聯網使用對農戶農業收入的中介效應，對現有文獻做了一定的補充。

（二）研究假設

由于地理和制度等因素的限制，鄉村居民在信息獲取渠道和能力方面與城鎮居民相比而言較弱[17]。西奧多·舒爾茨所著的《改造傳統農業》認為，農戶是追求利潤最大化的理性經濟人。根據搜尋理論，農戶會在特定資源、技術和信息約束下決定信息資源搜尋程度。當搜尋成本較高時，農戶會限制其搜尋行為，在有限信息條件下做出生產決策；而當信息搜尋成本較低時，農戶將進行更加充分的信息搜尋，從而有更大可能優化資源配置，提高收入水平。而互聯網作為推動信息通信技術應用普及的核心可以降低農戶信息搜尋成本[5,16]，促進農戶增收。信息創造了價值，互聯網所帶來的大量農業信息促進了家庭更好地從事農業生產經營，增加了家庭農業收入，具體機制如下。一是互聯網使用能夠優化農產品種植養殖結構?；ヂ摼W使用提高了農戶獲取信息的效率，使得農戶了解農產品市場行情并及時根據市場情況調整生產經營結構?；ヂ摼W使用可顯著優化農民的種植結構，增加農戶種植的農作物種類[11]。二是互聯網使用所帶來的科學的農業信息改變了農戶觀念，提升了科學素養，提高了農產品質量和農業生產力[9-10,18]。三是互聯網使用降低了農戶和收購商之間的信息不對稱，提升了農產品的銷售能力和收購商的收購能力，增加了家庭農業收入[16]。四是互聯網使用提高了農產品的銷售價格[5,16]。農戶傳統的農產品銷售渠道有兩種：一種渠道是到就近的農貿市場銷售，另外一種渠道是賣給上門收購的中間商。由于基礎設施落后、市場交流不暢等問題，農戶通常難以及時掌握農產品市場價格，而互聯網使用能夠為農戶提供更加全面的農業行情和農產品價格信息，極大地提升了農戶對市場價格的掌控能力。因此互聯網使用有效提高了農產品價格，有助于農戶做出最優的市場決策[16,18]。五是擴大市場和銷路[16,19]。除了農貿市場銷售和中間商收購兩種銷售渠道，農戶使用互聯網還開辟了其他銷售渠道，微商、鄉村直播帶貨、淘寶村等網上銷售方式迅速發展，農村具有要素優勢而本地需求無法支撐的農產品可以由區（縣）向省內、省內向省外市場拓展?；ヂ摼W在降低供給側市場進入門檻的同時，能減少需求側信息檢索和比較成本，擴大供需匹配規模，從而為供需雙方帶來紅利[20]。同時，網上銷售使農戶直接與消費者對接，避免了中間商對利潤的盤剝，增加了農戶收入。從產業融合的角度看，鄉村直播帶貨、淘寶村等網上銷售方式的迅速發展促進了農村一、二、三產業融合，提升了農村經濟發展水平，增加了農民收入。綜上所述，本文提出如下假設。

假設1：農戶使用互聯網增加了家庭農業收入，增加了農產品通過網上銷售的比例。

互聯網使用大幅降低了金融機構對農戶的信息搜尋成本，農戶通過使用互聯網顯著提升了金融服務的可觸達性，互聯網與金融融合有效突破了地理區位的局限，提高了借貸服務產品的針對性，提升了農戶信貸可得性[21]。在獲得農業信貸以后，農戶的初始資源稟賦提高，可以購買農業生產資料和雇傭工人，擴大農業生產經營規模，增加農業收入。同時，家庭社會資本是影響農業收入的重要因素[22]?；ヂ摼W提供了一種新的、高效的交流方式，通過使用互聯網，農戶與親友交流互動的頻率和范圍大幅提高，這有助于農戶更好地構建社會網絡，促進農戶社會資本的積累。綜上所述，本文提出如下假設。

假設2：互聯網使用通過提升農業信貸可得性、增加社會資本等渠道增加了農戶的農業收入。

三、研究設計

（一）數據來源

本文使用的數據來源于西南財經大學中國家庭金融調查與研究中心2019 年在全國范圍內開展的大調查，數據涵蓋全國29 個省區市、150 余個地級市、270 余個縣共計34600 余戶家庭，詳細記錄了家庭的人口統計學特征、資產負債情況、收入支出情況、保險保障情況、基層治理及主觀評價情況，樣本的代表性強且數據質量高[23]。由于本文研究的是家庭農業生產經營問題，屬于鄉村振興范疇，所以樣本限定在農村地區家庭。2019 年中國家庭金融調查數據共計11821 戶農村家庭樣本，剔除數據缺失的樣本，最終得到11794戶農村家庭數據。

（二）變量定義

1.被解釋變量

本文被解釋變量為農戶農業收入，包括農業毛收入、農業純收入、網絡銷售占比等。其中農業毛收入定義為2018 年家庭銷售農產品所獲得的毛收入；農業純收入定義為2018 年家庭農產品銷售毛收入減各項成本支出所獲得的收入，其中成本支出包括農資品采購、雇用人工、農用機械購買及租賃、運輸費、其他成本；網絡銷售占比定義為家庭通過網絡銷售渠道出售農產品金額占農產品總銷售額的百分比。分類型農產品的收入定義為不同類型的農產品的銷售收入。本文在后續實證分析中對所有農業收入取對數處理。

2.解釋變量

解釋變量為互聯網使用和互聯網接觸渠道。目前家庭主要通過電腦（臺式、筆記本、平板等）或手機等渠道上網，參考一些文獻的方法，將農戶擁有電腦或手機定義為互聯網使用[24]?；ヂ摼W接觸渠道度量了農戶接觸互聯網的渠道數量，如果農戶沒有電腦和手機則賦值為0，如果農戶只有其中一種上網工具則賦值為1，如果農戶同時擁有兩種上網工具則賦值為2。

3.控制變量與中介變量

參考以往文獻，本文的控制變量包括戶主特征變量、村莊特征變量和地區特征變量[25]。其中戶主特征變量包括性別、年齡、受教育年限、婚姻狀況和健康狀況；家庭特征變量包括家庭規模、少兒撫養比、老人撫養比；村莊特征變量包括丘陵地區、高山地區、高原地區、平原地區、草原地區、漁村地區。數據來源于社區調查問卷。

中介變量包括農業信貸可得性和社會資本。參考一些文獻的方法，如果農戶獲得農業信貸則賦值為1，否則為0[21]。社會資本用家庭的送禮支出來度量[22]。

（三）實證策略

根據明瑟收入方程以及研究收入問題的經典文獻[26]，同時借鑒文獻研究互聯網使用與農戶收入的計量方法[19]，為了考察互聯網使用對農戶農業收入的影響，本文將模型設立如下：

在公式（1）、公式（2）和公式（3）中，agri_inci、net_agri_inci、internet_agri_ratioi分別表示第i 個農戶的農業毛收入、農業純收入和網絡銷售占比，interneti表示第i 個農戶的互聯網使用情況，Xi為控制變量向量，εi為殘差項。

（四）內生性討論與工具變量說明

1.內生性討論

盡管本文控制了戶主、村莊和地區特征變量，但仍可能存在遺漏變量、互為因果導致的內生性問題。一方面，可能存在遺漏變量導致的內生性問題。殘差項中存在的借貸習慣，當地的風俗、文化及地區的互聯網掌握能力等不可觀測的變量，可能既影響互聯網使用又會影響家庭收入，從而產生內生性。另一方面，可能存在逆向因果導致的內生性問題。隨著收入增加，家庭對物質生活品質的追求不斷提高，家庭會使用性能更好的互聯網設備和速度更快的網絡服務，從而獲取信息更為便捷高效，這就導致逆向因果現象。

2.工具變量說明

為克服內生性，本文參考文獻設計工具變量的方法，以區（縣）層面平均上網比例作為農戶互聯網使用的工具變量[6,21,27]。一方面，區（縣）層面的上網比例通常代表著當地互聯網基礎設施的完善程度，平均上網比例越高代表當地互聯網基礎設施越完善，從而與該地區家庭使用互聯網的概率呈正相關。另一方面，區（縣）層面的平均上網比例不會對單個家庭的農業收入產生直接影響。該工具變量在不同區（縣）之間的組間差異可以保證估計具有技術可行性和現實意義。

（五）描述性統計

如表1 所示，農村家庭農業毛收入的均值為1.062萬元，經濟作物收入的均值為0.415萬元，這表明經濟作物收入占農村家庭農業收入的比重最高。有58.5%的農戶使用互聯網；農村家庭戶主是男性的比例為85.7%，戶主平均年齡58歲，平均受教育年限為初中，已婚比例為86.8%，健康狀況為“一般”。農村家庭規模的均值為3 人，少兒撫養比的均值為10.2%，老人撫養比的均值為40.2%。

表1 變量描述性統計

四、實證分析

（一）基準回歸結果與分析

如表2 所示，第（1）列和第（2）列主要考察了互聯網使用對農戶農業毛收入的影響，第（3）列和第（4）列主要考察了互聯網使用對農戶農業純收入的影響，第（5）列和第（6）列主要考察了互聯網使用對農戶農產品網絡銷售占比的影響。由于第（1）列、第（3）列、第（5）列的OLS 估計結果可能存在內生性問題，所以本文主要分析使用2SLS 估計的結果。第（2）列互聯網使用的估計系數為3.257，且在1%的水平下顯著，表明互聯網使用顯著增加了農戶的農業毛收入。第（4）列互聯網使用的估計系數為5.294，同樣在1%的水平下顯著，表明互聯網使用顯著增加了農戶的農業純收入。第（6）列互聯網使用的估計系數為0.899，且在1%的水平下顯著，表明互聯網使用顯著提升了農戶通過網絡渠道出售農產品收入占農業總收入的比例。第（2）列、第（4）列、第（6）列顯示了用Durbin-Wu-Hauseman 檢驗的互聯網使用內生性估計結果，均在5%的水平下拒絕了不存在內生性假設，說明互聯網使用存在內生性。在2SLS估計結果中，一階段F 值為235.92，工具變量t 值為16.84。根據F 值大于10%的偏誤水平下的臨界值16.38，因此使用區（縣）層面平均上網比例作為農戶互聯網使用的工具變量是合適的，不存在弱工具變量問題[28]。

表2 互聯網使用對農戶農業收入的影響

綜上所述，假設1得到驗證。

控制變量基本符合預期，以第（1）列估計結果為主。戶主性別的估計系數為0.856，表明戶主為男性的家庭農業收入更高。戶主年齡與家庭農業收入之間呈“倒U”形關系，家庭農業收入也符合生命周期理論。年輕戶主家庭傾向進城務工，老年戶主家庭因體力所限而不愿繼續務農，中年戶主家庭從事農業生產經營積極性最高，農業收入多。戶主已婚家庭的農業收入更高。戶主健康狀況越好的家庭，農業收入平均增加31.6%，可能的原因是戶主的健康狀況越好，從事農業生產經營活動的意愿更高，農業收入增加。家庭規模每增加1 人，農業收入平均增加13.8%，可能的原因是規模越大的家庭，勞動力人口越多，農業收入越高。少兒撫養比提升顯著降低了家庭農業收入，同時老人撫養比提升顯著降低了家庭農業收入。從村莊特征變量來看，平原地區、漁村地區的估計系數均在1%的水平下顯著為正，而農戶在高山地區會顯著降低家庭的農業收入。

（二）進一步分析

1.互聯網使用對農戶不同農業收入的影響

根據表2 的估計結果可知，農戶使用互聯網顯著增加了家庭的農業收入。在此基礎上，表3 則進一步研究了互聯網使用對不同類型農業收入的影響。根據2019 年中國家庭金融調查問卷，家庭農業生產經營活動主要包括糧食作物種植、經濟作物種植、林木種植和采運、畜禽飼養、水產養殖和捕撈、其他共計6 大類。第（1）列估計結果顯示，農戶使用互聯網對家庭糧食收入的影響不顯著。第（2）列估計結果顯示，農戶使用互聯網顯著增加了家庭的經濟作物收入。此外，第（3）列的估計結果表明，農戶使用互聯網使得家庭林木收入顯著增加25.2%。

表3 互聯網使用對農戶農業收入的影響：分類型研究（2SLS）

2.互聯網接觸渠道對家庭農業收入的影響

表4 第（1）列估計結果顯示，互聯網接觸渠道的估計系數為2.195，且在1%的水平下顯著，表明農戶的互聯網接觸渠道增多顯著增加了家庭農業毛收入。第（2）列和第（3）列的估計結果說明，農戶的互聯網接觸渠道增加能夠顯著增加家庭農業純收入，顯著提升家庭通過網絡渠道出售農產品收入占農業總收入的比重?；ヂ摼W接觸渠道越多，農戶獲取的農產品價格、農業生產資料、病蟲害防治等各類農業信息越豐富，這就越有利于農戶優化生產經營決策，從而增加農業收入。

表4 互聯網接觸渠道對農戶農業收入的影響（2SLS）

五、中介效應分析

本文將從兩個方面對互聯網使用影響農戶農業收入的中介效應進行分析。一方面，互聯網使用提升了農業信貸可得性。通過使用互聯網改變了傳統的金融觸達方式，農戶可以享受到數字金融提供的數字普惠金融服務，這有效提升了家庭農業信貸可得性。獲得信貸后，農戶可以購買農資品、雇用工人，最終通過銷售生產的農產品獲得收入。另一方面，通過使用互聯網，農戶的親友圈持續擴大，社會交往更加方便和頻繁。通過微商或微信朋友推薦，農戶的銷路擴展，農業收入增加。

本文參考現有文獻經典的研究方法，在中介效應分析中檢驗互聯網使用能否提高農業信貸可得性和社會資本，則兩類情況對提高家庭農業收入的影響是直接而顯然的[29]。表5 第（1）列對農業信貸可得性的中介效應進行檢驗，互聯網使用的邊際效應為0.531，在5%的水平下顯著，說明當農戶使用互聯網時，獲得農業信貸的概率顯著提高。因此，互聯網使用通過提升農戶的農業信貸可得性而增加了家庭農業收入。表5 第（2）列的估計結果顯示，互聯網使用的估計系數為3.377，且在1%的水平下顯著，表明互聯網使用會顯著增加農戶的社會資本。因此，互聯網使用通過積累農戶社會資本的方式增加了家庭農業收入。綜上所述，假設2得到驗證。

表5 互聯網使用對農戶農業收入的影響：中介效應分析

六、異質性分析

本文按照地域劃分，分析了不同地域中互聯網使用對農戶農業收入的影響。表6 的估計結果顯示，在西部地區和東北部地區的農村家庭中，互聯網使用的估計系數均在1%的水平下顯著，但在東部地區和中部地區的農村家庭中，互聯網使用的估計系數不顯著。估計結果表明，相對于東部地區和中部地區的農村家庭，農戶使用互聯網對家庭農業收入的增加效應主要存在于西部地區和東北部地區。在東部地區和中部地區，市場經濟發展水平較高，依托完善的商業物流體系即可銷售農產品，同時該地區人口數量多且人口密集，市場對農產品的需求量較大，因此在這一地區農戶使用互聯網對家庭農業收入的增加效應不明顯。相反，在西部地區和東北部地區，商業物流體系還不夠完善，信息可得性有待加強，這導致農戶市場參與程度較低，外加該地區人口數量少且人口密度低，市場對農產品的需求量有限，這些因素都阻礙了農產品銷售和農戶農業收入增加?；ヂ摼W有效帶動了生產與市場需求的精準匹配，重塑了農產品流通渠道，同時還突破了時空限制，帶動了偏遠地區的農產品走向市場。

表6 互聯網使用對農戶農業收入的影響：地域異質性分析（2SLS）

根據新一線城市研究所發布的《2019 年中國城市分級名單》，本文將城市劃分為一線、新一線、二線、三線、四線和五線共計6 個層級。表7 的估計結果顯示，農戶使用互聯網對家庭的農業增收效應主要存在于四線、五線城市。表6和表7的估計結果一致表明，相比經濟發達的地區，互聯網使用對農村家庭的農業增收效應在偏遠地區更加有效。

表7 互聯網使用對農戶農業收入的影響：城市異質性分析（2SLS）

如表8所示，在戶主受教育年限小于9年的農村家庭，互聯網使用顯著增加了家庭的農業收入和網絡銷售占比；在戶主受教育年限大于9 年的農村家庭，互聯網使用對家庭農業收入和網絡銷售占比的影響不顯著。一方面，戶主受教育年限大于9 年的農村家庭自身農業知識豐富，農業生產和經營等各方面的能力通常比較好，互聯網使用對家庭農業收入的影響并不明顯。另一方面，互聯網使用為戶主受教育年限小于9 年的農村家庭帶來了農業技術、農產品市場、病蟲害防治、農業生產資料等豐富的農業信息，幫助這部分農戶優化農產品種植養殖結構，提高了農產品質量，提升了農戶與收購商的價格博弈能力，降低了農戶的生產成本，增加了農業收入。

表8 互聯網使用對農戶農業收入的影響：受教育年限異質性分析（2SLS）

七、穩健性檢驗

為了驗證上述研究結論的可靠性，本文進行了穩健性檢驗。

（一）近似外生的工具變量法

近似外生的工具變量估計理論提出了置信區間集合方法（UCI）和近似零方法（LTZ）這兩種檢驗[30]。為了進一步驗證工具變量的可靠性，本文使用近似外生的工具變量估計理論進行檢驗。置信區間集合方法（UCI）的基本原理假定工具變量是不完美的，允許工具變量與被解釋變量Y之間存在相關關系，在給定相關系數γ 的取值范圍后，能夠推導得到內生解釋變量的真實估計系數β的置信區間。當設定γ 的取值范圍是（-2，2）時，可以在99%的水平下認為農戶使用互聯網對家庭農業毛收入的真實估計系數的取值區間為（-1.175，4.368），農戶使用互聯網對家庭農業純收入的真實估計系數的取值區間為（-0.52，5.731），農戶使用互聯網對家庭網絡銷售占比的真實估計系數的取值區間為（-2.016，2.740），使用2SLS 估計的系數分別為3.257、5.294、0.899，估計系數均在取值區間范圍內。所以，即使是在該工具變量的外生性不能完全滿足的情況下，估計結果還是比較準確的。如表9所示，使用近似零方法（LTZ）得到估計系數分別為1.584、2.589、0.354，均顯著為正。這表明在近似外生的情形下，農戶使用互聯網顯著增加了家庭農業收入，提高了家庭網絡銷售占比。

表9 穩健性檢驗1：工具變量的LTZ估計

（二）替換核心解釋變量

本文使用“農戶是否網購”作為農村家庭互聯網使用的代理變量[24]。表10 第（1）列至第（3）列的估計結果仍與主回歸結果保持一致。第（1）列的估計結果說明，互聯網使用顯著增加了農村家庭的農業毛收入。第（2）列互聯網使用的估計系數為1.444，在1%的水平下顯著，說明互聯網使用顯著增加了農村家庭的農業純收入。第（3）列的估計結果說明，農戶使用互聯網顯著增加了通過網上渠道銷售農產品所獲得的收入占農業總收入的比重。

表10 穩健性檢驗2：更換互聯網使用的定義（2SLS）

八、結論與建議

黨的十八大以來，習近平總書記高度重視農業強國建設，強調要把增加農民收入作為“三農”工作的中心任務，千方百計拓寬農民增收致富渠道。當前在經濟進入新常態、城鎮吸納就業能力減弱的背景下，探索促進農民持續增收的新動力對于全面推進鄉村振興、實現共同富裕都具有重要意義。作為農村家庭總收入來源33.93%的農業生產經營收入有可能成為農戶增收致富的重要渠道，發展農業生產經營有利于依托農業農村特色資源做好“土特產”文章，帶動產業振興，筑牢鄉村振興的基礎。近十多年來，農村地區互聯網基礎設施得到了全面優化和完善，農村地區互聯網普及率已達58.8%。受益于互聯網基礎設施的持續完善，農戶可以使用互聯網開展學習、工作、社交、購物、鄉村治理等。與此同時，互聯網經濟也在農村迅速發展。2022 年全國農村網絡零售額達2.17 萬億元，同比增長3.6%。農民使用互聯網銷售農產品、手工藝品等，“淘寶村”“騰訊為村”、農村電商產業園、農村電商直播等互聯網經濟迅速發展。通過使用互聯網，農產品的價格得到提高，農產品質量和產量得到提升，并且互聯網重塑了農產品流通渠道，從前農村本地供給充足的、本地生產要素卻具有比較優勢的農產品得以進入全國市場。通過農村電商直播、“淘寶村”、農村電商產業園等互聯網使用方式帶動農村家庭農業增收已在局部地區形成了直觀的驗證，本文通過使用2019 年中國家庭金融調查數據從整體上對此課題進行了研究。

本文為“互聯網+”帶動農戶農業增收提供了家庭層面的經驗證據?；?019 年中國家庭金融調查數據，本文實證研究發現，農戶使用互聯網顯著增加了家庭農業收入，增加了通過互聯網銷售農產品的比重。分類型研究發現，互聯網使用主要增加了農戶銷售經濟作物和林木的收入。農戶接觸的互聯網渠道越多，農業信息越豐富，農業增收效應越明顯。中介效應分析發現，農戶通過使用互聯網大幅提升了普惠金融的觸達性，通過普惠型信貸促進了農業生產經營和農業增收。同時，互聯網使用提升了農戶的社會資本，增加了農業收入。地域異質性研究發現，在西部地區和東北地區、四五線城市，互聯網使用對家庭農業收入的正向效應更顯著。戶主受教育年限異質性研究發現，互聯網使用對家庭農業收入的正向效應主要存在于受教育年限小于9 年的家庭。

綜上分析，本文提出如下政策建議。一是加大對經濟不發達地區的信息基礎設施的投入力度。有效擴大經濟不發達地區農戶的互聯網可及性，提升互聯網速度和農戶的上網體驗，彌合“數字鴻溝”，從而增加農村家庭的農業收入。二是提升農戶的互聯網使用技能。培養農戶敢用互聯網、能用互聯網、會用互聯網的能力。建議相關部門為農戶專門開發電腦應用程序和手機App，提供農產品價格、農產品市場需求、農業知識和技術、病蟲害防治等綜合信息服務，有效提升農村家庭對農業信息的搜尋效率和搜尋能力。同時，提升農戶的互聯網使用技能，通過互聯網經濟、數字經濟助力鄉村振興。三是適當增加經濟作物和林木的種植。依托互聯網賦能，增加農戶的經濟作物種植和林木種植能夠增加家庭的農業收入。