貧困地區(qū)農(nóng)戶互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用的增收效應(yīng)

胡倫 陸遷

內(nèi)容提要：運(yùn)用貧困地區(qū)793份農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，考察互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用對(duì)農(nóng)戶收入影響的異質(zhì)性及作用機(jī)制。結(jié)果表明，互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用對(duì)農(nóng)戶增收效果比較明顯。在消除農(nóng)戶個(gè)體選擇偏誤后，互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用對(duì)農(nóng)戶總收入、人均純收入、非農(nóng)總收入和農(nóng)業(yè)總收入效應(yīng)分別為25.7%、20.O%、23.5%、29.6%;采用OLS回歸和Heckman回歸估計(jì)互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用對(duì)不同來(lái)源構(gòu)成的收入也均有顯著正向影響;互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用對(duì)農(nóng)戶增收效應(yīng)在不同教育水平和年齡階段具有顯著個(gè)體異質(zhì)性;作用機(jī)制顯示互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用會(huì)降低農(nóng)戶信息搜尋成本、形成較強(qiáng)價(jià)格效應(yīng)、拓展市場(chǎng)參與范圍、提升人力資本，進(jìn)而達(dá)到增收效果。

關(guān)鍵詞：互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù);農(nóng)戶增收;精準(zhǔn)脫貧

中圖分類號(hào)：F323.3

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1003-7543 （2019）02-0074-13

我國(guó)正處于快速的信息化時(shí)期，以手機(jī)和互聯(lián)網(wǎng)為代表的信息技術(shù)在農(nóng)村日益普及。截至2017年12月，我國(guó)網(wǎng)民規(guī)模達(dá)7.72億，互聯(lián)網(wǎng)普及率達(dá)到55.8%，其中農(nóng)村網(wǎng)民規(guī)模為2.09億，占比27.0%。國(guó)家“十三五”規(guī)劃綱要提出，寬帶網(wǎng)絡(luò)覆蓋90%以上貧困村的目標(biāo)要提前完成。為解決小農(nóng)戶與大市場(chǎng)對(duì)接中的信息不對(duì)稱問(wèn)題，各級(jí)政府投入極大熱情，推進(jìn)農(nóng)村現(xiàn)代信息技術(shù)建設(shè)，填補(bǔ)城鄉(xiāng)“數(shù)字鴻溝”。國(guó)家先后組織實(shí)施了“互聯(lián)網(wǎng)”示范工程、新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體信息化應(yīng)用能力培訓(xùn)、農(nóng)民手機(jī)應(yīng)用技能培訓(xùn)等活動(dòng)，以此提升農(nóng)民信息化能力。

那么，手機(jī)和互聯(lián)網(wǎng)使用是否能夠顯著提高貧困地區(qū)農(nóng)戶收入？對(duì)此問(wèn)題的回答，理論界尚未形成一致性的看法。一些學(xué)者認(rèn)為，互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)具有信息傳輸?shù)谋憬菪?、覆蓋廣和滲透性強(qiáng)的特性，能夠減弱和消除市場(chǎng)信息在時(shí)空方面的障礙，節(jié)約交易成本，分享市場(chǎng)擴(kuò)張成果，實(shí)現(xiàn)農(nóng)民增收?；ヂ?lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用能夠促進(jìn)個(gè)體額外工資收入增加25%～30%[1]，積極促進(jìn)個(gè)體找到合適工作[2]，增加非農(nóng)就業(yè)概率[3]和創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)[4]，能夠提高農(nóng)業(yè)信息傳播速度和改善農(nóng)戶收入結(jié)構(gòu)，提升農(nóng)民工福利水平[5]。但也有學(xué)者認(rèn)為，隨著信息技術(shù)的發(fā)展，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)與農(nóng)村貧困地區(qū)之間、沿襲傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的小農(nóng)與新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體之間、城鄉(xiāng)之間形成了一道更加難以逾越的數(shù)字鴻溝，且由于農(nóng)村信息技術(shù)設(shè)施可接觸的機(jī)會(huì)欠缺和互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用能力不足導(dǎo)致大多數(shù)生產(chǎn)者尤其是農(nóng)村貧困地區(qū)的農(nóng)戶未能在信息技術(shù)的幫助下分享到數(shù)字紅利以及促進(jìn)其收入增加。Bon-fadelli研究發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用不利于弱勢(shì)群體貧困戶增收[6]。

隨著現(xiàn)代信息技術(shù)的發(fā)展，手機(jī)和互聯(lián)網(wǎng)使用的增收效應(yīng)引起廣泛討論，但以往文獻(xiàn)無(wú)論在研究?jī)?nèi)容還是方法上都有進(jìn)一步優(yōu)化的余地。一是一些研究使用宏觀數(shù)據(jù)研究互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)與收入之間的關(guān)系，運(yùn)用微觀數(shù)據(jù)資料估計(jì)分析的尚不多見(jiàn)，專門針對(duì)貧困地區(qū)農(nóng)村的實(shí)證研究就更加缺乏;二是在使用微觀數(shù)據(jù)考察互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用對(duì)個(gè)體收入的影響研究中，沒(méi)有考慮個(gè)體互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用的異質(zhì)性，無(wú)法體現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用的增收效應(yīng)在不同群體間的差異性;三是以往文獻(xiàn)主要集中在互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用對(duì)工資性收入、經(jīng)營(yíng)性收入的影響，缺乏對(duì)農(nóng)戶總收入、人均純收入、非農(nóng)收入和農(nóng)業(yè)收入構(gòu)成的影響;四是關(guān)于互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用增收效應(yīng)的研究方法多數(shù)采用傳統(tǒng)線性回歸模型，忽略了樣本選擇存在差異性，可能存在高估或低估互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用的增收效應(yīng)。

基于此，本文利用2016年陜西省貧困縣793份農(nóng)戶微觀數(shù)據(jù)，采用OLS回歸方法、Heckman兩階段回歸及傾向得分匹配方法，討論互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用對(duì)農(nóng)戶總收入、人均純收入、非農(nóng)總收入和農(nóng)業(yè)總收入的影響，并深入分析不同教育背景、年齡下互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用對(duì)農(nóng)戶不同收入結(jié)構(gòu)增長(zhǎng)群組的差異性，進(jìn)而分析互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用的作用機(jī)制。

一、互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用對(duì)農(nóng)戶收入的影響機(jī)制分析

互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用對(duì)農(nóng)戶增收的影響機(jī)制可歸納為四個(gè)方面。

第一，互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用能夠直接降低農(nóng)戶信息搜尋成本。在傳統(tǒng)的中間商交易方式下，農(nóng)產(chǎn)品收購(gòu)、售賣等交易環(huán)節(jié)眾多，另外中間收購(gòu)商利用信息壟斷優(yōu)勢(shì)壓制農(nóng)產(chǎn)品收購(gòu)價(jià)格，提升銷售價(jià)格，從而獲取高額利潤(rùn)，損害農(nóng)戶利益。而互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)通過(guò)提供透明化的農(nóng)產(chǎn)品信息，直接匹配買賣雙方，排斥中間商利潤(rùn)價(jià)格差的盤(pán)剝，尤其是對(duì)農(nóng)戶來(lái)說(shuō)，互聯(lián)網(wǎng)信息化工具的使用對(duì)打破其低水平均衡、改善信息困境、提高信息獲取能力具有重要作用。互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)是克服信息壁壘、促進(jìn)農(nóng)戶收入增加的有效手段。一方面，與沒(méi)有手機(jī)或未使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)戶相比，使用手機(jī)或互聯(lián)網(wǎng)可顯著增加農(nóng)戶在產(chǎn)品銷售和農(nóng)資采購(gòu)等方面的信息可得性，即信息化意味著農(nóng)戶可獲得更為有利的信息，獲得最優(yōu)的產(chǎn)品價(jià)格和經(jīng)營(yíng)利潤(rùn)[7]。另一方面，互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用能突破賣家和買家的時(shí)空限制，形成虛擬交易平臺(tái)，交易的信息和過(guò)往記錄能夠形成大數(shù)據(jù)，降低買家和賣家交易農(nóng)產(chǎn)品的信息搜尋成本。

第二，互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用具有較強(qiáng)的價(jià)格效應(yīng)。現(xiàn)代通信工具使用能夠顯著影響農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格。Goyal指出，印度在互聯(lián)網(wǎng)上提供價(jià)格信息和質(zhì)量測(cè)試項(xiàng)目，該項(xiàng)目的推出導(dǎo)致當(dāng)?shù)卮蠖箖r(jià)格的上漲[8]。Jensen發(fā)現(xiàn)手機(jī)覆蓋提高了漁民的銷售價(jià)格并規(guī)避了漁民損失[9]。也有學(xué)者實(shí)證研究得出，手機(jī)覆蓋的推出降低了農(nóng)場(chǎng)的價(jià)格波動(dòng)程度[10]。在某種程度上，互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)能夠影響農(nóng)戶產(chǎn)品價(jià)格進(jìn)而提升農(nóng)戶收入。

第三，互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用有利于拓展市場(chǎng)參與范圍。與傳統(tǒng)信息技術(shù)相比，手機(jī)或互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)發(fā)展對(duì)農(nóng)戶降低信息成本、克服信息壁壘具有明顯成效[11-12]，對(duì)農(nóng)戶拓展市場(chǎng)參與范圍的影響更加顯著。一方面，互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用作為一種特定的新型媒體，信息技術(shù)的擴(kuò)散功能有助于改變農(nóng)產(chǎn)品在產(chǎn)業(yè)鏈中的劣勢(shì)地位。農(nóng)戶個(gè)體處在生產(chǎn)制造鏈的最低端，其通過(guò)使用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)實(shí)現(xiàn)營(yíng)銷和售后的內(nèi)部化，促進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品由生產(chǎn)低端地位向高端營(yíng)銷服務(wù)地位的延伸，改變農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)部鏈條利潤(rùn)分布不均衡狀態(tài)，增加了參與營(yíng)銷服務(wù)環(huán)節(jié)的機(jī)會(huì)。另一方面，互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)能夠促進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品由省內(nèi)向省外、國(guó)內(nèi)向國(guó)際市場(chǎng)拓展，是連接不同市場(chǎng)的有利工具?；ヂ?lián)網(wǎng)使用連接到的市場(chǎng)規(guī)模越來(lái)越大，農(nóng)戶連接到其他市場(chǎng)的機(jī)會(huì)也越來(lái)越多。銷售渠道拓展和市場(chǎng)范圍擴(kuò)大為農(nóng)戶提供了更多盈利機(jī)會(huì)。

第四，互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用能有效提升人力資本。在信息經(jīng)濟(jì)時(shí)代，以互聯(lián)網(wǎng)和手機(jī)為載體的技術(shù)創(chuàng)新層出不窮，由此出現(xiàn)了互聯(lián)網(wǎng)和手機(jī)偏向型技術(shù)進(jìn)步態(tài)勢(shì)。若把互聯(lián)網(wǎng)和手機(jī)獲取信息資源以提升人力資本作為一種改進(jìn)勞動(dòng)生產(chǎn)率的技能，則意味著擁有更多以互聯(lián)網(wǎng)和手機(jī)為主要互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)的資源渠道代表個(gè)體“技能”水平更高。而現(xiàn)實(shí)中，農(nóng)戶使用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)能夠加強(qiáng)自身學(xué)習(xí)能力和技術(shù)水平，有利于提升農(nóng)戶技能型人力資本。此外，農(nóng)戶利用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)搜索相關(guān)的健康知識(shí)，使農(nóng)戶更加注重鍛煉和保健，有利于保健型人力資本積累。無(wú)論哪種人力資本提升，都能提高農(nóng)戶收入水平。

二、數(shù)據(jù)來(lái)源、描述性統(tǒng)計(jì)與研究方法

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

西北農(nóng)林科技大學(xué)課題組于2016年8月組織15名研究生，專項(xiàng)調(diào)查陜西省集中連片區(qū)陜南片區(qū)旬陽(yáng)縣、丹鳳縣和商南縣3個(gè)縣。樣本區(qū)貧困發(fā)生率為6.3%，貧困程度深，扶貧任務(wù)繁重，此地區(qū)具有比較典型的代表性。調(diào)查內(nèi)容包括農(nóng)戶基本情況、農(nóng)戶是否使用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)及其不同收入支出構(gòu)成等情況。調(diào)研采取隨機(jī)抽樣方法，對(duì)7個(gè)鎮(zhèn)27個(gè)村的800農(nóng)戶進(jìn)了問(wèn)卷調(diào)查，剔除異常值和無(wú)效問(wèn)卷，最終獲得有效問(wèn)卷793份，問(wèn)卷有效率為99.13%。

（二）描述性統(tǒng)計(jì)

在變量選擇上，本文使用調(diào)研前一年農(nóng)戶總收入、人均年純收入、非農(nóng)總收入和農(nóng)業(yè)總收入作為結(jié)果變量，以是否使用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)為處理變量，選擇農(nóng)戶戶主特征、家庭特征、村莊特征作為協(xié)變量，具體變量及描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表1（下頁(yè)）。

（三）模型說(shuō)明

為了分析農(nóng)戶使用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)對(duì)總收入、人均純收入的影響，較多研究采用最小二乘法（OLS）。收入方程如下：

本文同時(shí)分析農(nóng)戶使用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)對(duì)家庭非農(nóng)收入、農(nóng)業(yè)收入的影響。貧困地區(qū)農(nóng)戶不同的生計(jì)策略選擇及差異化的兼業(yè)行為導(dǎo)致農(nóng)戶既有農(nóng)業(yè)收入又有非農(nóng)收入，而農(nóng)戶獲得農(nóng)業(yè)收入和非農(nóng)收入行為可視為兩個(gè)過(guò)程：第一個(gè)過(guò)程是農(nóng)戶選擇參與或不參與農(nóng)業(yè)勞動(dòng)、非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)，即參與農(nóng)業(yè)勞動(dòng)、非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)的決策過(guò)程;第二個(gè)過(guò)程是選擇參與農(nóng)業(yè)勞動(dòng)和非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)的農(nóng)戶進(jìn)一步獲得的農(nóng)業(yè)收入、非農(nóng)收入，即參與農(nóng)業(yè)勞動(dòng)、非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)的收入?？梢?jiàn)，只有在觀測(cè)到農(nóng)戶選擇參與農(nóng)業(yè)勞動(dòng)、非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)，才能進(jìn)一步觀測(cè)到此部分農(nóng)戶獲得的農(nóng)業(yè)總收入、非農(nóng)總收入的金額。因此，樣本選擇偏誤問(wèn)題在本文中是存在的。為了解決這種選擇偏差，采用Heckman兩階段模型來(lái)分析互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)總收入、非農(nóng)總收入的影響。

Heckman兩階段模型涉及兩個(gè)方程.即選擇方程和結(jié)果方程，選擇方程采用Logit模型來(lái)估計(jì)農(nóng)戶家庭是否參與農(nóng)業(yè)勞動(dòng)、非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)，第二階段將第一階段通過(guò)選擇方程計(jì)算逆米爾斯比和是否參與農(nóng)業(yè)勞動(dòng)、非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)及其他控制變量作為自變量，而農(nóng)業(yè)收入和非農(nóng)收入為因變量，通過(guò)OLS模型估計(jì)互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)總收入和非農(nóng)總收入的影響，具體公式如下：

貧困地區(qū)農(nóng)戶使用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)不是一個(gè)隨機(jī)行為，也不是隨機(jī)分配的結(jié)果，而是農(nóng)戶根據(jù)自身資源稟賦作出的選擇，是自選擇的結(jié)果。農(nóng)戶是否使用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)不是外生變量，而是虛擬變量。因此，采用OLS來(lái)估計(jì)互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用對(duì)家庭總收入、人均純收入的影響會(huì)產(chǎn)生白選擇導(dǎo)致的偏差問(wèn)題。此外，農(nóng)戶使用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)可能是由個(gè)人特征、家庭特征和村莊特征決定，而這些特征同時(shí)也會(huì)對(duì)農(nóng)業(yè)總收入和非農(nóng)總收入產(chǎn)生影響，這就導(dǎo)致在估計(jì)互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用對(duì)農(nóng)業(yè)總收入和非農(nóng)總收入產(chǎn)生的影響時(shí)存在內(nèi)生性問(wèn)題，即農(nóng)戶使用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)行為與農(nóng)業(yè)總收入和非農(nóng)總收入相關(guān)，也與誤差項(xiàng)相關(guān)。

因此，本文采用傾向得分匹配法來(lái)解決這種自選擇導(dǎo)致的偏差問(wèn)題。Rosenbaum&Rubin于1983年提出通過(guò)構(gòu)建反事實(shí)框架將非隨機(jī)數(shù)據(jù)近似隨機(jī)化[13]，即由于數(shù)據(jù)缺失在無(wú)法觀察到使用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)的農(nóng)戶如果沒(méi)有使用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)的家庭收入，只能觀測(cè)到使用信息技術(shù)后的家庭收入，由此提出采用傾向得分作為農(nóng)戶使用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)的概率。一般采用Logit模型根據(jù)影響農(nóng)戶使用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)的特征計(jì)算每個(gè)家庭的傾向得分，就能在沒(méi)有使用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)的家庭中找到與使用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)家庭相似的對(duì)照組，構(gòu)建一個(gè)近似隨機(jī)化的數(shù)據(jù)。根據(jù)Rosenbaum等的定義，處理者的平均效應(yīng)為：

傾向得分匹配的匹配方法有多種，大部分不存在適用的絕對(duì)好方法，尤其在實(shí)證過(guò)程中，采用不同的匹配方法比較其匹配結(jié)果，如果得到匹配結(jié)果相似，說(shuō)明結(jié)論是穩(wěn)健的。而在本文中主要采用近鄰匹配、半徑匹配、核匹配、局部線性回歸匹配來(lái)進(jìn)行具體匹配。

三、實(shí)證分析

（一）OLS回歸模型與Heckman兩階段回歸模型的估計(jì)結(jié)果

本文分別采用OLS與Heckman兩階段回歸模型估計(jì)互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用對(duì)農(nóng)戶收入效應(yīng)的影響，結(jié)果如表2（下頁(yè)）所示。不難發(fā)現(xiàn)，OLS回歸結(jié)果的P值均通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)，Heckman回歸模型中的逆米爾斯比均通過(guò)10%的顯著性檢驗(yàn)?？梢?jiàn)，本文采用OLS與Heckman兩階段回歸模型是合適的。

基于OLS模型估計(jì)互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用對(duì)農(nóng)戶總收入和人均純收入的收入效應(yīng)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶是否使用信息通信技術(shù)對(duì)其總收入和人均純收入均在1%的顯著性水平上產(chǎn)生正向顯著影響，使用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)的農(nóng)戶比未使用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)的總收入和人均純收入分別高出23.4%、20.6%。同時(shí)，戶主年齡、戶主性別、是否有村干部、撫養(yǎng)系數(shù)比對(duì)農(nóng)戶人均純收入產(chǎn)生顯著影響;每年通信總費(fèi)用、通信技術(shù)使用便捷程度、村莊自然災(zāi)害對(duì)農(nóng)戶總收入產(chǎn)生顯著影響?；贖eckman兩階段回歸模型的估計(jì)結(jié)果如表2所示。在矯正農(nóng)戶家庭參與農(nóng)業(yè)勞動(dòng)和非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)選擇性偏差后，相比未使用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)的農(nóng)戶，使用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)的農(nóng)戶的非農(nóng)總收入和農(nóng)業(yè)總收入分別高22.3%和32%，且在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。此外，戶主年齡、戶主教育程度、戶主職業(yè)、村莊類型是顯著影響農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)勞動(dòng)和非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)的共同因素，而戶主性別、戶主職業(yè)顯著影響農(nóng)戶非農(nóng)收入，戶主性別、村莊類型、村莊地理特征顯著影響農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入。

（二）傾向得分匹配法的估計(jì)結(jié)果

采用傾向得分匹配的第一步是估計(jì)傾向得分，選擇匹配是關(guān)鍵，選擇變量必須同時(shí)影響農(nóng)戶互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用以及家庭收入，同時(shí)選擇變量也不會(huì)因?yàn)檗r(nóng)戶使用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)而受到影響，因此本文選擇戶主年齡、戶主教育程度、戶主性別、戶主職業(yè)、是否有村干部、撫養(yǎng)系數(shù)比、男性勞動(dòng)人數(shù)、家庭耕地面積、通信總費(fèi)用、村莊類型、村莊地理特征、村莊自然災(zāi)害作為匹配變量。本文使用Stata15.0軟件運(yùn)行模型，方程估計(jì)結(jié)果如表3所示。表3顯著模型P值在1%水平上顯著，模型擬合度較好。

從表3可以看出，本文選組的協(xié)變量對(duì)農(nóng)戶使用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)行為有顯著影響，其中戶主年齡、撫養(yǎng)系數(shù)比、村莊自然災(zāi)害顯著負(fù)向影響農(nóng)戶使用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)，戶主教育程度、男性勞動(dòng)力人數(shù)顯著正向影響農(nóng)戶使用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)，戶主性別、戶主職業(yè)、是否有村干部、家庭耕地面積、通信總費(fèi)用、村莊類型和村莊地理特征對(duì)農(nóng)戶使用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)不顯著。

（三）農(nóng)戶使用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)對(duì)收入的影響

表4（下頁(yè)）給出了互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用對(duì)農(nóng)戶收入的處理效應(yīng)估計(jì)結(jié)果。就農(nóng)戶總收入而言，使用鄰近匹配法得到的處理組平均處理效應(yīng)（ATT）為0.261，且在1%的水平上顯著。使用半徑匹配法、核匹配法和局部線性回歸匹配法得到ATT分別是0.262、0.244、0.261，且均在1%的水平上顯著。四種匹配方法結(jié)果相似，一定程度上反映了匹配結(jié)果的穩(wěn)定性，同時(shí)說(shuō)明在消除使用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)的家庭以及未使用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)家庭可觀測(cè)異質(zhì)性導(dǎo)致的顯性偏差后，使用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)的家庭總收入比其如果未使用通信技術(shù)的家庭總收入高25.7%。相比OLS估計(jì)結(jié)果，收入效應(yīng)增加了2.3%，說(shuō)明傳統(tǒng)線性回歸模型沒(méi)有考慮選擇性偏差，低估了互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用對(duì)農(nóng)戶總收入的處理效應(yīng)。就人均純收入而言，使用近鄰匹配、半徑匹配、核匹配、局部線性回歸匹配的處理組平均處理效應(yīng)分別是0.197、0.196、0.206、0.201，且均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。四種匹配方法的平均處理效應(yīng)值和顯著性水平都類似，說(shuō)明估計(jì)結(jié)果比較穩(wěn)定，同時(shí)表明使用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)的農(nóng)戶比其如果未使用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)農(nóng)戶人均純收入高20%左右，比OLS回歸模型估計(jì)結(jié)果低0.6%。就非農(nóng)總收入而言，使用近鄰匹配、半徑匹配、核匹配、局部線性回歸匹配的處理組平均處理效應(yīng)分別是0.245、0.233、0.231、0.230，且均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，四種匹配方法的平均處理效應(yīng)值和顯著性水平都類似，說(shuō)明估計(jì)結(jié)果比較穩(wěn)定，同時(shí)表明使用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)的農(nóng)戶比其如果未使用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)時(shí)農(nóng)戶非農(nóng)總收入高23.5%.比Heckman回歸模型估計(jì)結(jié)果高1.2%。就農(nóng)業(yè)總收入而言，使用近鄰匹配、半徑匹配、核匹配、局部線性回歸匹配的處理組平均處理效應(yīng)分別是0.314、0.295、0.291、0.284.且均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著.四種匹配方法的平均處理效應(yīng)值和顯著性水平都類似.說(shuō)明估計(jì)結(jié)果比較穩(wěn)定，同時(shí)表明使用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)的農(nóng)戶比其如果未使用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)總收入高29.6%。

（四）不同方法估計(jì)出的互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用對(duì)農(nóng)戶收入影響的差異分析

從表5可以看出，OLS回歸模型的估計(jì)結(jié)果表明，使用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)的農(nóng)戶比其如果未使用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)的農(nóng)戶總收入、人均純收入高23.4%、20.6%.相比傾向得分匹配估計(jì)結(jié)果，OLS估計(jì)回歸結(jié)果總收入增收效應(yīng)低估2.3%;平均純收入增收效應(yīng)高估0.6%。

Heckman回歸模型的估計(jì)結(jié)果表明.使用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)的農(nóng)戶比其如果未使用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)的農(nóng)戶非農(nóng)總收入和農(nóng)業(yè)總收入高22.3%、32.0%。雖然使用Heckman方法修正了不同選擇性偏差，估計(jì)的收入效應(yīng)也不相同，嚴(yán)格意義上結(jié)果不具有可比性，但使用Heckman方法與傾向得分匹配法的結(jié)果表明在修正了選擇性偏差后，使用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)對(duì)農(nóng)戶家庭非農(nóng)總收入和農(nóng)業(yè)總收入有較高的顯著正向效應(yīng)。相比傾向得分匹配估計(jì)結(jié)果，Heckman回歸結(jié)果得到的非農(nóng)總收入增收效應(yīng)低估1.2%;農(nóng)業(yè)總收入增收效應(yīng)高估2.4%。

（五）匹配的平衡性檢驗(yàn)

為了保證傾向得分匹配的估計(jì)質(zhì)量，需要對(duì)四種匹配方法作出平衡性檢驗(yàn)，以檢驗(yàn)匹配后處理組與控制組農(nóng)戶之間解釋變量是否存在系統(tǒng)差別，結(jié)果如表6（下頁(yè)）所示。四種方法匹配后，Pseudo R2的值都幾乎為零，LR ch12似然比檢驗(yàn)匹配前在1%水平上顯著被拒絕，而匹配后都未被拒絕，標(biāo)準(zhǔn)偏差均值（Mean Bias）和標(biāo)準(zhǔn)偏差中位數(shù)（MedBias）都大幅下降，并且四種匹配方法匹配后的B值均小于25%。由此可以推斷，經(jīng)過(guò)傾向得分匹配最大限度降低了處理組與控制組的可觀測(cè)變量顯性偏差，通過(guò)了平衡性檢驗(yàn)，表明傾向得分估計(jì)和樣本匹配是成功的。

四、拓展性研究

（一）分群估計(jì)

上文已經(jīng)考察互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用對(duì)農(nóng)戶不同收入構(gòu)成的影響，并得到了互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用有助于提升農(nóng)戶收入的結(jié)論。但上述結(jié)論只是全樣本層面的平均效應(yīng)，并沒(méi)有考慮不同農(nóng)戶群體教育程度、年齡之間的差異。為此，此部分考察不同教育程度、不同年齡階段農(nóng)戶使用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)對(duì)其收入影響的異質(zhì)性，估計(jì)結(jié)果如表7所示。

分教育樣本來(lái)看，教育年限大于6年的樣本使用近鄰匹配法、半徑匹配法、核匹配法和局部線性回歸匹配法，得到農(nóng)戶總收入效應(yīng)分別是0.338、0.351、0.360、0.366，分別1%、1%、1%、5%的水平上顯著。同理，農(nóng)戶人均純收入效應(yīng)分別是0.250、0.234、0.260、0.252，分別在1%、1%、1%和5%的水平上顯著;農(nóng)戶非農(nóng)總收入效應(yīng)分別是0.329、0.301、0.315、0.288，分別在1%、1%、1%、5%的水平上顯著;農(nóng)戶農(nóng)業(yè)總收入效應(yīng)分別是0.372、0.344、0.352、0.366，分別在1%、1%、1%、5%的水平上顯著。教育年限小于6年的樣本使用近鄰匹配法、半徑匹配法、核匹配法和局部線性回歸匹配法得到農(nóng)戶總收入ATT不顯著。教育年限大于6年的樣本農(nóng)戶總收入、人均純收入、非農(nóng)總收入和農(nóng)業(yè)總收入的收入效應(yīng)均大于教育年限小于6年的樣本農(nóng)戶收入效應(yīng)，說(shuō)明相比受教育程度較低的農(nóng)戶而言，教育程度較高的農(nóng)戶使用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)帶來(lái)的收入效應(yīng)更為明顯，可能的解釋是教育程度較高的農(nóng)戶獲取和利用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)資源的能力較強(qiáng)，且擁有的信息資源的質(zhì)量也較高，因此能夠獲得更高的互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用的收入回報(bào)。

分年齡樣本來(lái)看，年齡小于50歲的樣本使用近鄰匹配法、半徑匹配法、核匹配法和局部線性回歸匹配法得到農(nóng)戶總收入效應(yīng)顯著為正，分別為0.346、0.490、0.419、0.464，而相比年齡大于50歲的樣本，農(nóng)戶總收入效應(yīng)不顯著，說(shuō)明使用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)帶來(lái)的總收入效應(yīng)對(duì)年齡小的農(nóng)戶更加顯著。但年齡大于50歲的樣本使用近鄰匹配法、半徑匹配法、核匹配法和局部線性回歸匹配法得到農(nóng)戶人均純收入、非農(nóng)總收入、農(nóng)業(yè)總收入的平均處理效應(yīng)均值分別為0.280、0.323、0.354，均高于年齡小于50歲樣本農(nóng)戶的收入效應(yīng)，說(shuō)明農(nóng)戶互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用帶來(lái)的人均純收入、非農(nóng)總收入、農(nóng)業(yè)總收入的平均處理效應(yīng)對(duì)年齡大于50歲的樣本農(nóng)戶更加顯著。分年齡段的差異分析顯示：互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用對(duì)年齡較小農(nóng)戶的總收入促進(jìn)效應(yīng)顯著高于年齡較大者，但其帶來(lái)的人均純收入、非農(nóng)總收入、農(nóng)業(yè)總收入的正向效應(yīng)對(duì)年齡較大者作用比較明顯，不論如何，互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用對(duì)不同年齡農(nóng)戶收入構(gòu)成具有顯著的促進(jìn)作用。

（二）作用機(jī)制分析

實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用對(duì)農(nóng)戶不同收入構(gòu)成存在顯著的正向影響，那么促進(jìn)農(nóng)戶增收的具體機(jī)制是什么呢？互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用可能從四方面影響農(nóng)戶收入：一是互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用能夠豐富信息獲取渠道.幫助農(nóng)戶及時(shí)把握市場(chǎng)動(dòng)態(tài)，增加收入所需的各種技能并且降低交易成本;二是互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用通過(guò)提供市場(chǎng)消費(fèi)的路徑、促進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格提升，從而促進(jìn)農(nóng)戶積極獲取不同收入;三是互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用能夠維持和提升人力資本，增強(qiáng)農(nóng)戶體魄;四是互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用能夠拓展市場(chǎng)范圍，進(jìn)而增加農(nóng)戶收入。

本文用使用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)“對(duì)信息搜尋的容易度”“對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的討價(jià)還價(jià)能力”“對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)程度的知曉度”“對(duì)買賣雙方交易的滿意程度”作為交易成本指標(biāo)，用因子分析提取公因子：價(jià)格效應(yīng)用“您使用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)對(duì)獲取農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)價(jià)格信息的容易程度”表征，“非常不容易”取值為1.“不容易”取值為2.“一般”取值為3.“容易”取值為4.“非常容易”取值為5;使用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)對(duì)獲取健康知識(shí)的容易程度作為家庭人力資本的代理變量;用農(nóng)產(chǎn)品銷售市場(chǎng)范圍作為市場(chǎng)范圍的代理變量，“省內(nèi)市場(chǎng)”取值為0，“省外市場(chǎng)”取值為1。

表8（下頁(yè)）顯示了互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用對(duì)信息搜尋成本、較強(qiáng)的價(jià)格效應(yīng)、拓展市場(chǎng)參與范圍、提升人力資本的影響。從表8第1列可以看出，互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用確實(shí)降低了農(nóng)戶交易成本;從表8第2列可以看出，互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的影響在1%的水平上顯著為正，說(shuō)明通信技術(shù)使用能正向影響農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格;從表8第3列可以看出，互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用能夠增加農(nóng)戶人力資本存量;從表8第4列可以看出，通信技術(shù)使用能增加市場(chǎng)范圍，可能是互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用能夠提供較多的市場(chǎng)信息資源，降低市場(chǎng)進(jìn)入壁壘，從而拓展市場(chǎng)范圍。

五、研究結(jié)論與政策建議

本文利用2016年陜西省貧困縣793份農(nóng)戶微觀數(shù)據(jù)，采用OLS回歸方法、Heckman兩階段回歸及傾向得分匹配方法（PSM）分析了互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用對(duì)農(nóng)戶總收入、人均純收入、非農(nóng)總收入和農(nóng)業(yè)總收入的影響效應(yīng)及群體異質(zhì)性和作用機(jī)制。

第一，運(yùn)用傳統(tǒng)的線性回歸方法、Heckman兩階段回歸及傾向得分匹配方法（PSM）的實(shí)證結(jié)果表明，使用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)對(duì)農(nóng)戶收入來(lái)源構(gòu)成有顯著促進(jìn)作用，主要對(duì)總收入和農(nóng)業(yè)收入的貢獻(xiàn)較大，而對(duì)人均純收入、非農(nóng)總收入的影響有限。其中，戶主年齡、撫養(yǎng)系數(shù)比、村莊自然災(zāi)害顯著負(fù)向影響農(nóng)戶使用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)，戶主教育程度、男性勞動(dòng)力人數(shù)顯著正向影響農(nóng)戶使用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)。

第二，OLS回歸結(jié)果表明，使用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)的農(nóng)戶總收入和人均純收入比未使用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)的分別高出 23.4%、20.6%。Heckman兩階段回歸模型在矯正農(nóng)戶家庭參與非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)和農(nóng)業(yè)勞動(dòng)選擇性偏差后，表明使用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)的農(nóng)戶的非農(nóng)業(yè)總收入和農(nóng)業(yè)收入比未使用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)的農(nóng)戶分別高出22.3%和32%。傾向得分匹配考慮農(nóng)戶使用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)異質(zhì)性的情形，估計(jì)出使用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)的農(nóng)戶比如果未使用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)農(nóng)戶的總收入、人均純收入、非農(nóng)總收入和農(nóng)業(yè)收入效應(yīng)分別高25.7%、20.0%、23.5%、29.6%。與傾向得分匹配估計(jì)方法比較可知，運(yùn)用OLS回歸低估了互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用對(duì)農(nóng)戶總收入增收效應(yīng)的2.3%，而高估了人均純收入增收效應(yīng)的0.6%;運(yùn)用Heckman模型則低估了互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用對(duì)非農(nóng)總收入增收效應(yīng)的1.2%，但高估了農(nóng)業(yè)總收入增收效應(yīng)的2.4%。

第三，互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用對(duì)農(nóng)戶收入增長(zhǎng)效應(yīng)不會(huì)是同質(zhì)、等量狀態(tài)，因農(nóng)戶資本稟賦存在差異性，農(nóng)戶內(nèi)部必然出現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用增收效應(yīng)的差異。受教育程度在6年以上的農(nóng)戶互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用的增收效應(yīng)大于受教育程度在6年以下的農(nóng)戶;互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用僅對(duì)年齡為50歲以下的農(nóng)戶的總收入更為顯著，但其對(duì)年齡在50歲以上的農(nóng)戶的人均純收入、非農(nóng)總收入、農(nóng)業(yè)總收入的平均處理效應(yīng)更為顯著。

第四，互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用通過(guò)降低信息搜尋成本、形成較強(qiáng)的價(jià)格效應(yīng)、拓展市場(chǎng)參與范圍和提升人力資本等四種機(jī)制促進(jìn)農(nóng)戶增收。

通過(guò)上述結(jié)論，提出如下建議：

第一，加快農(nóng)村貧困地區(qū)通信技術(shù)設(shè)施建設(shè)，拓寬增收渠道。鑒于互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用對(duì)農(nóng)戶收入增加具有正向效應(yīng)，政府需要增加農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)設(shè)施投資，消除農(nóng)村貧困地區(qū)因數(shù)字鴻溝造成的“信息落差”“知識(shí)分割”“貧富分化”等問(wèn)題;努力提升互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)供給能力，降低以手機(jī)、互聯(lián)網(wǎng)為代表的互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用費(fèi)率，提升上網(wǎng)速度，尤其要加快農(nóng)村貧困地區(qū)光纖寬帶網(wǎng)絡(luò)、光纖到戶和無(wú)線基站建設(shè)，與此同時(shí)要為農(nóng)村貧困地區(qū)提供快捷、網(wǎng)絡(luò)性能更穩(wěn)定及優(yōu)質(zhì)低價(jià)的網(wǎng)絡(luò)傳輸存儲(chǔ)服務(wù)[14]，以改善農(nóng)村地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施落后的局面。要大力推廣“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”計(jì)劃.促進(jìn)互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用與農(nóng)業(yè)實(shí)體經(jīng)濟(jì)深度融合，構(gòu)建更加先進(jìn)、方便、實(shí)惠的經(jīng)營(yíng)體系和網(wǎng)絡(luò)銷售平臺(tái)，以拓寬農(nóng)戶增收渠道。

第二，實(shí)施差異化的互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)培訓(xùn).提升農(nóng)戶信息獲取能力。我國(guó)農(nóng)戶接受教育水平相對(duì)較低且年齡較大，導(dǎo)致其在使用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)等實(shí)際操作中有效接受和辨識(shí)信息的能力較弱。因此，針對(duì)不同年齡和教育水平的農(nóng)戶，應(yīng)實(shí)施差異化的互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)推廣與應(yīng)用措施。一方面，在互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用教育分層中，互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用對(duì)學(xué)歷在小學(xué)以上的農(nóng)戶的收入帶動(dòng)作用更大，因此要將互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)應(yīng)用瞄準(zhǔn)具有一定教育水平的農(nóng)戶，針對(duì)接受過(guò)九年義務(wù)教育的農(nóng)戶，積極引導(dǎo)并培養(yǎng)其獲取優(yōu)質(zhì)信息的意識(shí)，利用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)更大程度地提升此類農(nóng)戶收入。另一方面，要重視低文化素質(zhì)農(nóng)戶，普及此類農(nóng)戶九年義務(wù)教育，同時(shí)政府對(duì)此類農(nóng)戶要實(shí)施多樣化的互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)培訓(xùn)模式，并鼓勵(lì)具有血緣、地緣關(guān)系的農(nóng)戶之間進(jìn)行互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)交流，以提升此類農(nóng)戶的信息獲取能力。增加互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)資源收入回報(bào)率。同時(shí)，不同年齡段農(nóng)戶互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)增收效果具有顯著差異性。針對(duì)不同年齡群體，要實(shí)現(xiàn)多方合力支持互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)推廣，以縮小不同年齡群體之間的數(shù)字紅利差距。一方面，針對(duì)年齡較大且信息接收能力較弱的農(nóng)戶有必要進(jìn)行“一對(duì)一”專人輔導(dǎo)互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用的知識(shí)和實(shí)際操作步驟，提升其互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)基本知識(shí)及相關(guān)的基本技術(shù)技能，防止老齡化帶來(lái)的收入下降問(wèn)題。另一方面，年齡較小且信息接收能力較強(qiáng)的農(nóng)戶可以通過(guò)網(wǎng)絡(luò)慕課學(xué)習(xí)等方式積極主動(dòng)地學(xué)習(xí)金融基礎(chǔ)知識(shí)[15]，了解市場(chǎng)銷售渠道信息。

第三，充分挖掘互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)的能動(dòng)效用機(jī)制。為促使農(nóng)戶有效使用互聯(lián)網(wǎng)，有必要完善互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施及其配套設(shè)施，通過(guò)互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)推動(dòng)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)社會(huì)的發(fā)展。充分發(fā)揮互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)對(duì)降低農(nóng)戶市場(chǎng)信息搜尋成本的作用，提升互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)“點(diǎn)對(duì)點(diǎn)”“面對(duì)面”信息平臺(tái)的共享程度。農(nóng)戶應(yīng)積極利用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)，通過(guò)線上線下農(nóng)產(chǎn)品商品交易、進(jìn)行支付結(jié)算及社會(huì)往來(lái)等形式融人數(shù)字社會(huì)[16]，積累自身的互聯(lián)網(wǎng)無(wú)形信用資產(chǎn)，降低農(nóng)戶潛在交易成本。鼓勵(lì)農(nóng)戶利用市場(chǎng)公共信息資源，充分發(fā)揮微信等新媒體運(yùn)營(yíng)商信息終端普及率高的優(yōu)勢(shì)，積極拓展農(nóng)產(chǎn)品交易市場(chǎng)參與范圍，提高互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)的覆蓋率和使用的回收率。與此同時(shí)，要充分利用互聯(lián)網(wǎng)為貧困地區(qū)農(nóng)村家庭提供的提升人力資本的健康知識(shí)，打造農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)健康生態(tài)信息平臺(tái)。

參考文獻(xiàn)

[1] FELDMAN D C，KLA AS B S.Internet job hunt-ing： a field study of applicant experience withon-line recruiting[J]. Human Resource Man-agement， 2002， 41（2）： 175-192.

[2]馬俊龍，寧光杰.互聯(lián)網(wǎng)與中國(guó)農(nóng)村勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)[J].財(cái)經(jīng)科學(xué)，2017（7）：50-63.

[3]周洋，華語(yǔ)音.互聯(lián)網(wǎng)與農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)：基于CFPS數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2017（5）：111-119.

[4]黃昊，舒何軍.新媒體、社會(huì)資本與農(nóng)民工的工作搜尋——基于長(zhǎng)三角四市的調(diào)查分析[J].南京農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2018 （1）：161-162.

[5]BONFADELLI H.The internet and knowledgegaps：a theoretical and empirical investigation[J]. European Joumal of Communication，2002，17（1）： 65-84。

[6]侯建昀，霍學(xué)喜.信息化能促進(jìn)農(nóng)戶的市場(chǎng)參與嗎？——來(lái)自中國(guó)蘋(píng)果主產(chǎn)區(qū)的微觀證據(jù)[J].財(cái)經(jīng)研究，2017（1）：134-144.

[7]APARAJITA G.Information， direct access tofarmers， and rural market performance incentral India[J].American Economic， Journal：Applied Economics， 2010， 2（3）： 22-45.

[8]ROBERT， J. The digital provide： information（technology）， market performance and welfarein the south India fisheries sector[J]. The Quar-terly Joumal of Economics， 2007， 122 （3）：879-924.

[9]KYEONG H L， BELLEMARE M F. Lookwho's talking： the impacts of the intrahouse-hold allocation of mobile phones on agricul-tural prices [J]. Joumal of Development Studies，2013， 49（5）： 624-640.

[10]jOHN， J， CHARLES M， EMILY O. Transactioncosts and smallholder farmers' participationin banana markets in the Great Lakes Regionof Burundi， Rwanda and the Democratic， Re-public of Congo[J]. Africa Joumal of Agricul-tural Economics， 2010， 6（1）： 302-317.

[11]PAMPHILE K D. Transaction costs in thetrading system of cashew nuts in the northof Benin： a field study[J]. American Journalof Economics and Sociology， 2012， 71 （2）：277-297.

[12]馬奔，溫亞利.生態(tài)旅游對(duì)農(nóng)戶家庭收入影響研究——基于傾向得分匹配法的實(shí)證分析[J].中國(guó)人口·資源與環(huán)境，2016 （10）：152-160.

[13]ROSENBAUM P R，RUBIN D B.The centralrole of the propensity score in observationalstudies for causal effects[Jl. Biometrika， 1983，70（1）： 41-55.

[14]杜振華.“互聯(lián)網(wǎng)+”背景的信息基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)愿景[J].改革，2015 （10）：113-120.

[15]胡金焱，李建文.“雙創(chuàng)”背景的新型金融模式：解構(gòu)P2P網(wǎng)絡(luò)借貸[J].改革，2018 （3）：74-89.

[16]來(lái)有為，王開(kāi)前.中國(guó)跨境電子商務(wù)發(fā)展形態(tài)、障礙性因素及其下一步[J].改革，2014（5）：68-74.