數(shù)據(jù)資本能提升農戶收入嗎？
——基于農戶人力資本投資與社會網絡的作用

許秀梅

(青島農業(yè)大學，山東 青島 266109)

一、引言

2022年2月，國務院出臺的《“十四五”推進農業(yè)農村現(xiàn)代化規(guī)劃》指出我國農民增收面臨嚴峻形勢，如何提升農戶收入成為當前極具緊迫性的問題之一。數(shù)字經濟的悄然興起為農戶增收帶來新的機遇和活力。數(shù)字經濟與三農發(fā)展深度融合，推動數(shù)字農業(yè)成為新時代農業(yè)發(fā)展的主流形態(tài)[1]，催生出眾多的農戶增收新渠道，為提升農戶收入注入新鮮血液。據(jù)農業(yè)農村部測算，2019年我國農業(yè)數(shù)字化水平達24%。2021年12月，國務院出臺《“十四五”數(shù)字經濟發(fā)展規(guī)劃》，重磅推進農業(yè)農村數(shù)字化。在此背景下，探討數(shù)據(jù)資本對農戶收入的影響具有較強現(xiàn)實意義。

數(shù)據(jù)資本以數(shù)字化技術為載體，農戶對數(shù)據(jù)資本的獲取、吸收及應用離不開人力資本支持。人力資本投資較低時，農戶數(shù)據(jù)信息理解能力受限，會制約收入增長。此外，社會網絡也會制約農業(yè)數(shù)據(jù)信息的獲取與傳播，對數(shù)據(jù)資本與農戶收入的關系產生間接作用。人力資本投資、社會網絡對數(shù)據(jù)資本與農戶收入的影響機理何在？亟待解答。

山東是我國農業(yè)大省。近幾年，山東數(shù)字經濟發(fā)展突飛猛進，成為推動農戶收入增加的一股巨大力量。鑒于此，本文基于對山東農戶的調研數(shù)據(jù)，檢驗數(shù)據(jù)資本與農戶收入的關系、社會網絡的中介作用及農戶人力資本投資的門檻作用，為推進數(shù)字鄉(xiāng)村治理、農業(yè)農村現(xiàn)代化與鄉(xiāng)村振興提供參考。

二、相關文獻回顧

對于數(shù)據(jù)資本，國外多使用數(shù)字資本一詞。Tapscott[2]將數(shù)字資本視為數(shù)字經濟時代開發(fā)新產品和服務所依賴的關鍵生產資源。Ragnedda沿襲 Bourdieu的資本定義，指出數(shù)字資本是由個體的數(shù)字應用能力及所獲取的外部數(shù)字技術資源組成，[3]得到學者認可。近年來，國內學者也開始關注數(shù)據(jù)資本。徐翔和趙墨非認為數(shù)據(jù)資本是以互聯(lián)網和數(shù)據(jù)庫為載體，充分數(shù)字化、生產要素化的信息和數(shù)據(jù)，是資本與數(shù)字技術聯(lián)姻的新型資本形態(tài)，由兩部分組成：一是有形數(shù)據(jù)資本，包括各類數(shù)字化技術及載體；二是無形數(shù)據(jù)資本，即對數(shù)據(jù)信息的識別、理解與應用能力。[4]

對于農戶收入的影響機制，相關成果聚焦：(1)互聯(lián)網，通過拓寬就業(yè)渠道，增加非農就業(yè)[5]、降低待業(yè)率[6]、提升工資性收入、緩解收入不平等[7][8]促進農戶增收；(2)數(shù)字經濟，通過農業(yè)數(shù)字化、緩解信貸約束、強化數(shù)字素養(yǎng)促進農戶增收；[9][10](3)人力資本，主要通過勞動性收入實現(xiàn)農戶增收，教育與健康貢獻最大；[11](4)社會資本，對農戶收入的效應具有門檻特征，需要人力資本配合。[12]綜上文獻側重數(shù)據(jù)資本的界定測度，互聯(lián)網、數(shù)字經濟、人力與社會資本對農戶收入的作用，對數(shù)據(jù)資本與農戶收入關系鮮見涉獵。本文的邊際貢獻可能在于：(1)從數(shù)字化接觸和數(shù)據(jù)應用能力兩維度測度農戶的數(shù)據(jù)資本水平，一定程度推動了數(shù)字鄉(xiāng)村治理的經驗研究；(2)估算數(shù)字資本對農戶收入的影響，為探尋農戶增收的前置因素提供豐富證據(jù)；(3)將人力資本投資、社會網絡與數(shù)據(jù)資本、農戶收入納入統(tǒng)一框架，深化了人力資本、社會資本、數(shù)字經濟與三農經濟的相關研究。

三、理論分析與假設

(一)數(shù)據(jù)資本對農戶收入的影響

數(shù)據(jù)資本影響農戶收入的渠道主要有兩條路徑：一是農戶擁有手機、電腦、平板等數(shù)字化介質為數(shù)據(jù)信息的獲取與應用提供技術基礎；二是農戶識別、加工及應用數(shù)據(jù)的能力會影響收入水平，其作用機理在于：

1.數(shù)據(jù)資本通過降成本、提效率增加農戶的農業(yè)收入。農戶擁有手機電腦后，通過一次支出與按月固定消費，無限訪問各類數(shù)字平臺，低成本實時接觸農業(yè)數(shù)據(jù)信息，大幅降低信息搜尋成本。[5]依據(jù)信息依賴理論，當搜尋成本降低后，農戶往往表現(xiàn)出依賴傾向，更加趨向于利用數(shù)字化載體進入網絡空間，強化線上信息搜尋，進行農業(yè)技術知識學習、資金融通、農資采購及農產品銷售，提高農業(yè)技術含量、優(yōu)化農產品結構、緩解融資約束、降低生產銷售成本，改善生產效率，促進農業(yè)收入。此外，農戶還通過線上互動交友、自媒體傳播、搜索引擎運用等提升對數(shù)字農業(yè)的認識與接納意愿[7]，轉變陳舊的農業(yè)生產經營理念，精準高效地捕捉數(shù)字農業(yè)新動態(tài)，推進農業(yè)資源的科學配置，提升農業(yè)收入。

2.數(shù)據(jù)資本還通過提升農戶就業(yè)率、創(chuàng)業(yè)率與數(shù)字化素養(yǎng)促進非農收入。首先，伴隨數(shù)據(jù)資本累積，農戶的數(shù)據(jù)資源吸收應用能力不斷增強，能夠更好地獲取招工企業(yè)、職業(yè)中介及培訓機構相關信息，最大化激發(fā)家庭剩余勞動力的就業(yè)潛能，推動自主擇業(yè)，增加非農收入。其次，自媒體等數(shù)字業(yè)態(tài)為農戶提供更多的線上機遇，拓展了創(chuàng)業(yè)渠道，降低了農戶收入對傳統(tǒng)農業(yè)的依賴，且數(shù)據(jù)資本的可復制、共享屬性推進形成高效的創(chuàng)業(yè)信息傳遞路徑，[8]降低農戶的信息壁壘及創(chuàng)業(yè)風險預估，激發(fā)農戶創(chuàng)業(yè)積極性。最后，數(shù)據(jù)資本通過提升農戶數(shù)字化素養(yǎng)實現(xiàn)增收。數(shù)字素養(yǎng)是理解使用計算機數(shù)字資源與信息的思維能力。[12]伴隨數(shù)據(jù)資本增加，農戶在干中學中增強了對數(shù)據(jù)信息的理解能力，對數(shù)字資源表現(xiàn)出積極的接受、學習與應用態(tài)度，潛移默化中建立起個人的數(shù)字化思維，更易從數(shù)字化高度重新審視個人擇業(yè)創(chuàng)業(yè)觀，[13]大大拓展職業(yè)空間，推動非農收入增加。據(jù)此提出：

H1：數(shù)據(jù)資本能夠顯著提升農戶收入。

(二)社會網絡的中介效應

社會網絡是由親戚朋友組成的社會關系網，屬于社會資本范疇。傳統(tǒng)社會網絡面對面交流的特征，使個體交流受限于空間距離。數(shù)字化技術的應用，消除了空間障礙，縮短了物理距離，為農戶提供便捷的社交渠道。

1.數(shù)據(jù)資本為農戶提供各類在線交友、親戚互動、專家咨詢等機會，降低溝通成本，擴展農戶的社會網絡空間。農戶借助手機電腦及線上交流工具，能夠實時與技術專家、消費者、電商等利益相關者互動，找到價值認同的線上群體，通過強化網絡關系與人情資源，將虛擬社會資本轉化為現(xiàn)實社會資源，擴大社會網絡規(guī)模，優(yōu)化社會網絡結構。

2.社會網絡通過降低信息不對稱、實現(xiàn)資源交換，推進農戶增收。依據(jù)社會嵌入理論，行為個體做出經濟決策時會受到嵌入社會網絡的影響。在具有關系本位的農村，農業(yè)生產面臨自然和社會的雙重風險，社會網絡具有的達高性、異質性和廣泛性特征，[12]既可以提高農業(yè)信息數(shù)量與質量，還可擴大農產品交易覆蓋范圍，增加透明度，降低風險沖擊，促進農戶增收。另外，農業(yè)勞動力市場天然不對稱，社會網絡作為重要的人情資源，可幫助農戶在同等條件下盡快獲得就業(yè)創(chuàng)業(yè)機會，促進非農收入增加。

綜上，伴隨數(shù)據(jù)資本積累，社會網絡的資源利用效率及人情互動會增加，進而促進農戶收入。據(jù)此提出：

H2：社會網絡對數(shù)據(jù)資本與農戶收入具有顯著的中介作用。

(三)農戶人力資本投資的門檻效應

依據(jù)人力資本理論，行為個體的人力水平決定了要素配置能力。農戶人力稟賦有別，數(shù)據(jù)應用能力各異，導致其收入狀況差異明顯。伴隨受教育層次的提高，農戶對數(shù)字技術及數(shù)據(jù)資源的認知、理解與應用能力相應增強，這有助于拓寬線上增收渠道。此外，農戶健康狀況也具有重要影響。只有身心良好的農戶，才能以積極心態(tài)迎接數(shù)字化機遇與挑戰(zhàn)，更好地提升個人的數(shù)字動態(tài)能力、實現(xiàn)增收。因此，人力資本投資具有一定的門檻特征：

當人力資本投資低于門檻值時，農戶教育水平低下，身心素質一般，對新知識的理解能力較差，[11]數(shù)字化技術與技能儲備相對不足、很難高效捕捉并識別數(shù)據(jù)信息，只能通過交友軟件拓展親友空間與社會網絡關系，間接獲取涉農信息，對收入的影響有限。盡管有些新生代農民具有強烈的數(shù)字接觸與線上學習欲望，但由于基礎儲備不足，不具備相應的數(shù)據(jù)吸收整合能力，制約數(shù)據(jù)資本的利用效果，限制收入提升。

當人力資本投資達到門檻值時，農戶的教育水平、身心健康都會跟進提高，知識吸收能力相應增強，能夠利用數(shù)字化介質積極捕捉農業(yè)資源并對其進行整合利用，提高生產技能及效率。[6]伴隨學習能力的增強，農戶對傳統(tǒng)農業(yè)經營收入的依賴性減弱，更傾向于利用手機電腦獲取數(shù)字信息，拓展線上社會網絡，利用線上社會關系及資源實現(xiàn)自主創(chuàng)業(yè)，通過增加勞動收入擴大數(shù)據(jù)資本的增收效應。

綜上，數(shù)據(jù)資本、社會網絡及農戶收入的關系隨人力投資而異。據(jù)此提出：

H3：數(shù)據(jù)資本對農戶收入的影響以農戶人力資本投資為門檻條件。

H3(a)：人力投資較低時，數(shù)據(jù)資本與農戶收入關系不顯著，跨越門檻后兩者正相關。

H3(b)：人力投資較低時，社會網絡具有完全中介效應，跨越門檻后具有部分中介效應。

四、研究設計

(一)數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)源自團隊的鄉(xiāng)村振興調研。2020年6—8月，團隊對山東農戶進行調研，采用隨機抽樣法，依據(jù)2019年人均GDP將 78個縣劃分高中低三層，每層抽取3個縣，每個縣抽取3個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)抽取3個村莊，每個村莊抽取20個農戶，通過入戶訪談與發(fā)放問卷，共收集1680份農戶信息，剔除數(shù)據(jù)缺失或含不知道、不適用等樣本，有效問卷1445份，有效率86%。

(二)變量界定

被解釋變量—農戶收入(LNINCOME)。筆者將農戶收入界定為農業(yè)收入、工資收入、經營收入和財產收入的總和。為減少異方差影響，取對數(shù)形式LNINCOME。

解釋變量—數(shù)據(jù)資本(DC)。數(shù)據(jù)資本天然依托于數(shù)字化載體。農戶數(shù)據(jù)資本測度需權衡兩方面：一是農戶對數(shù)字技術載體的接觸；二是農戶對數(shù)據(jù)信息的獲取、吸收與應用。筆者將農戶數(shù)據(jù)資本界定為農戶數(shù)字化接觸和數(shù)據(jù)應用能力兩維度，具體題項見表1。

從數(shù)字化接觸題項看，農戶手機擁有量為2.582，差異較小，表明手機已較普遍；農戶電腦擁有量為0.993，標準差1.624，表明電腦尚待普及；農戶其他數(shù)字載體僅為0.482，差異較大，表明對平板及農業(yè)數(shù)智設備等配置偏少，僅少量家庭擁有(新生代農民為主)；農戶數(shù)字接觸的次數(shù)、時間均居一般水平，差異不大。另從數(shù)據(jù)應用能力看，農戶的線上親友互動較高，數(shù)據(jù)的獲取理解能力略低于平均，但主動線上學習及數(shù)據(jù)應用能力明顯較低，表明農戶的數(shù)據(jù)應用以線上交流為主。進一步，KMO和Bartlett球形度檢驗表明適合進行因子分析。利用主成分分析法提取數(shù)字化接觸因子TC和數(shù)據(jù)應用能力因子CC，以方差貢獻為權重得到農戶數(shù)據(jù)資本DC。

表1 數(shù)據(jù)資本測度

中介變量-社會網絡(SN)?；趥鹘y(tǒng)習俗與鄉(xiāng)土社會的差序格局，既往文獻利用親戚朋友數(shù)量[12]、親朋好友聚會頻率作為測度指標?？紤]到中國農村多靠聚會維系社會關系，本文采用親朋好友聚會頻率衡量農戶社會網絡。

門檻變量—人力資本投資(HC)。人力資本投資能夠創(chuàng)造個人、社會和經濟福祉的知識、技能、能力和素質。[11]鑒于教育和健康是人力資本投資的核心，本文使用教育培訓與醫(yī)療保健支出的對數(shù)，簡單平均后構建人力資本投資指數(shù)，記為HC。

控制變量。參考相關研究結果，選取戶主年齡、性別、工作性質、教育程度及農戶人口規(guī)模、健康狀況、供養(yǎng)大學生、區(qū)域經濟水平及數(shù)字鄉(xiāng)村示范等控制變量，詳見表2。

(三)模型設計

為驗證H1的存在，借鑒現(xiàn)有研究成果[7]構建線性回歸模型(1)：

LNINCOMEi=β0+β1×DCi+αi×Controlsi+ei

(1)

LNINCOMEi表示農戶i的收入對數(shù)；DCi表示農戶i的數(shù)據(jù)資本。ei是隨機誤差項。Controlsi為控制變量集，以下同。考慮到很難區(qū)分農戶獲取數(shù)據(jù)資本的收入差異，為滿足一致性要求，分別選用分層回歸和傾向得分匹配法(PSM)進行估計，以控制樣本自選擇偏差所致的內生性。

為驗證H2的存在，借鑒已有研究成果，構建中介效應模型(2)—(3)，并結合模型(1)檢驗社會網絡的中介效應：

SNi=β0+β1×DCi+αi×Controlsi+ei

(2)

LNINCOMEi=β0+β1×DCi+β2×SNi+αi×Controlsi+ei

(3)

SNi表示中介變量—農戶i的社會網絡。模型1的β1是數(shù)據(jù)資本對農戶收入的總效應，模型2的β1是數(shù)據(jù)資本對社會網絡的作用，模型3的β1和β2代表數(shù)據(jù)資本、社會網絡對農戶收入的直接效應，社會網絡的中介效應為(2)式β1和(3)式β2的乘積。若兩系數(shù)有一個不顯著，需結合Bootstrap檢驗。

為驗證H3的存在，構建門檻模型(4)—(9)：

LNINCOMEi=β0+β1×DCi+αi×Controlsi+ei，HCi≤γ

(4)

SNi=β0+β1×DCi+αi×Controlsi+ei，HCi≤γ

(5)

LNINCOMEi=β0+β1×DCi+β2×SNi+αi×Controlsi+ei，HCi≤γ

(6)

LNINCOMEi=α0+α1×DCi+βi×Controlsi+ei，HCi≤γ

(7)

SNi=α0+α1×DCi+βi×Controlsi+ei，HCi≤γ

(8)

LNINCOMEi=α0+α1×DCi+α2×SNi+βi×Controlsi+ei，HCi≤γ

(9)

HCi代表門檻變量—農戶i的人力資本投資，γ是待估門檻值。根據(jù)不同門檻值γ，將樣本劃分成兩個組別：(4)式β1和(7)式α1表示HCii≤γ、HC>γ時數(shù)據(jù)資本對農戶收入的系數(shù)，若兩者不相等，存在門檻效應，反之不存在。

(四)主要變量描述結果

主要變量描述結果見表2。農戶的數(shù)字化接觸及數(shù)據(jù)應用能力均值1.314和0.837，標準差0.821和1.793，農戶的數(shù)字化接觸水平略高一些，差距不大，但數(shù)據(jù)應用能力偏低，差距也明顯。農戶數(shù)據(jù)資本均值0.942，標準差1.258，整體水平不高。農戶收入均值8.194，居中等水平，但個體差異較大。人力資本投資均值2.968，略顯偏低。社會網絡均值2.745，表明農戶平時聚會不太頻繁。控制變量方面，戶主年齡偏大、受教育年限偏少且以農業(yè)經營為主，除戶主受教育程度、農戶供養(yǎng)大學生、數(shù)字鄉(xiāng)村示范村、鄉(xiāng)村數(shù)字平臺、區(qū)域經濟水平標準差略大外，其他變量差異均不大。

表2 變量界定與描述

五、結果分析

(一)基準回歸結果

首先進行PSM共同支撐假設檢驗，發(fā)現(xiàn)處理組與控制組傾向得分重疊較大，匹配度較高。為增強可靠性，另進行控制變量平衡性檢驗，除處理變量外，其余變量均無系統(tǒng)差異。表3給出傾向得分的結果，分別選用近鄰匹配、卡尺匹配、核匹配比較，無論是全樣本還是處理樣本，數(shù)據(jù)資本與農戶收入的效應大致相同。進一步比較匹配結果，發(fā)現(xiàn)擁有數(shù)據(jù)資本的農戶收入水平高出0.346，而處理組高出0.339，初步驗證假設H1。

表4給出數(shù)據(jù)資本與農戶收入的分層回歸結果。第一列僅顯示控制變量的影響，第二列檢驗數(shù)據(jù)資本對農戶收入的直接影響，第三至四列檢驗社會網絡的中介效應。第一列顯示，各控制變量與農戶收入的系數(shù)均為正，且達到10%以上的顯著性，其中戶主受教育程度、農戶相對收入感知農戶健康狀況、數(shù)字鄉(xiāng)村示范村、鄉(xiāng)村數(shù)據(jù)平臺顯著性較高，對農戶收入的影響更明顯。加入數(shù)據(jù)資本后，第二列中數(shù)據(jù)資本對農戶收入的系數(shù)為0.017，1%水平上顯著，支持H1的存在，佐證了Ragnedda[3]、張永麗[5]的結論，彰顯了農戶擁有手機電腦等數(shù)字載體、接觸數(shù)字平臺獲取數(shù)據(jù)信息、強化應用能力能夠實現(xiàn)增收。

表3 傾向得分匹配結果

表4 分層回歸結果

(二)中介效應檢驗

表4的3—4列給出數(shù)據(jù)資本、社會網絡與農戶收入的回歸結果。其中，數(shù)據(jù)資本對農戶收入、社會網絡的系數(shù)為0.017和0.028(1%水平顯著)。加入社會網絡后，數(shù)據(jù)資本系數(shù)降至0.014，此時社會網絡的系數(shù)0.143，未達顯著，需進行 Bootstrap檢驗。本文利用SPSS 26.0軟件設定樣本重復5000次，在95%置信區(qū)間下，采用Percentile與Bias-corrected區(qū)間估計法，驗證社會網絡的中介關系，見表5。兩種區(qū)間估計的下限與上限分別為[0.022，0.267]、[0.007，0.013]，均不包含0值，表明數(shù)據(jù)資本對農戶收入的中介效應顯著，為部分中介效應，H2成立。

表5 中介效應檢驗

(三)門檻效應檢驗

1.門檻存在性。利用stata15.1軟件，設定存在單一門檻、雙重門檻和三重門檻，反復自抽樣300次檢驗門檻顯著性，結果見表6。當以LNINCOME為被解釋變量、DC為解釋變量、HC為門檻變量時，單門檻檢驗F值34.67，P值0.017，5%水平下拒絕原假設，存在單一門檻；雙門檻檢驗F值9.51，P值0.617，三重門檻F值10.292，P值0.704，未得到支持。

表6 門檻檢驗

2.門檻真實性。使用格柵搜索法得到LM值和P值分別為26.746和0.00，表明人力資本投資具有顯著的門檻效應，門檻估計值為3.489，位于95%置信區(qū)間內，門檻估計值等于真實門檻值，異方差檢驗P值 0.00，1%水平不能拒絕原假設，不存在異方差。結合前面描述統(tǒng)計，農戶人力資本投資均值2.968，中位數(shù)2.754，超一半農戶未跨越門檻值3.489，農戶人力投資還有待加大。

3.門檻回歸分析。區(qū)分低人力資本投資(HC≤3.489)和高人力資本投資(HC>3.489)進行門檻回歸，以比較數(shù)據(jù)資本與農戶收入關系及社會網絡的中介效應差異，見表7。當HC≤3.489時，數(shù)據(jù)資本對農戶收入的系數(shù)為0.008，未達顯著，表明人力投資較低時，農戶理解吸收新知識的能力有限，對數(shù)字技術及數(shù)據(jù)資源的應用較差，數(shù)據(jù)資本難以轉化為農戶的數(shù)據(jù)動態(tài)能力，對增收的作用較小。當HC>3.489時，數(shù)據(jù)資本與農戶收入的系數(shù)0.023且1%水平顯著，增收效應明顯提高。綜上，農戶的人力投資只有跨越門檻值后，數(shù)據(jù)資本對農戶收入的正效應才會顯著，數(shù)據(jù)資本與農戶收入不是簡單的線性關系，而是以人力資本投資為門檻，支持了假設H3、H3(a)。

進一步分析區(qū)分門檻后的數(shù)據(jù)資本、社會網絡與農戶收入關系。HC≤3.489時，數(shù)據(jù)資本、社會網絡對農戶收入的系數(shù)為0.002和0.005，不顯著；數(shù)據(jù)資本對社會網絡的系數(shù)0.001，5%水平顯著，表明社會網絡中介效應的前半路徑被證實，但后半路徑不明顯，還需再檢驗。Bootstrap結果表明，Percentile 95%下的直接效應區(qū)間包含0，間接效應不含0，僅支持了間接效應。HC>3.489時，數(shù)據(jù)資本對農戶收入的系數(shù)0.023，對社會網絡的系數(shù)0.017，社會網絡對農戶收入的系數(shù)0.143，均達到1%的顯著性，且數(shù)據(jù)資本對農戶收入的系數(shù)由0.023下降至0.018，部分中介效應得以驗證。綜上，伴隨人力資本投資的提高，社會網絡的間接作用由完全中介轉變?yōu)椴糠种薪?，支持了H3(b)的存在，揭示了人力資本投資并未根本改變社會網絡的中介關系，但當農戶跨越人力投資門檻后，數(shù)據(jù)資本的直接效應增強，社會網絡的中介效應有所削弱。

表7 門檻回歸結果

(四)穩(wěn)健檢驗

1.內生性處理。自選擇、遺漏變量及交互影響是內生性問題的主要原因。為降低內生性，做以下穩(wěn)健處理(見表8)：(1)差分處理。鑒于數(shù)據(jù)資本可能存在自選擇行為，按照農戶是否擁有數(shù)據(jù)資本劃分處理組與對照組，應用DID模型測算，發(fā)現(xiàn)僅全樣本、高HC樣本數(shù)據(jù)資本的系數(shù)顯著，低HC樣本不顯著，支持了前述假設。另選用IPWAR、RA和IPW模型與傾向得分進行比較，結果大致相同；(2)尋求工具變量。參考現(xiàn)有文獻[12][13]，選取陌生人信任度為社會網絡的替代變量進行2SLS估計。第一階段F值64.08，遠超10，不存在弱工具變量。第二階段Hausman P值0.002，社會網絡的中介作用仍顯著；(3)聯(lián)立方程。既有文獻發(fā)現(xiàn)，農戶收入、數(shù)據(jù)資本、社會網絡及人力資本存在明顯的反向因果關系。一方面，人力資本與社會網絡會顯著影響農戶的數(shù)字化水平與收入，另一方面，農戶收入對社會網絡具有一定的互補效應，收入降低會嚴重制約人力投資。為降低反向因果的影響，構建聯(lián)立方程再回歸，發(fā)現(xiàn)數(shù)據(jù)資本的直接效應、社會網絡的中介效應略有下降，但仍顯著。另以HC為門檻區(qū)分樣本再檢驗，也支持了H3的存在(限篇幅，未列出)。

表8 穩(wěn)健測試結果

2.其他檢驗。另選取農戶數(shù)字化接觸TC與數(shù)據(jù)應用能力CC替代DC重新測算，發(fā)現(xiàn)系數(shù)均顯著。另選擇戶主年齡25—55歲的農戶為對象精簡樣本再回歸，數(shù)據(jù)資本對農戶收入的系數(shù)在1%水平為正，支持了基準結果。

六、結論與啟示

本文基于山東農戶的調研數(shù)據(jù)，檢驗了數(shù)據(jù)資本對農戶收入的影響及人力資本投資、社會網絡的作用。研究發(fā)現(xiàn)：(1)數(shù)據(jù)資本對農戶收入具有顯著的正效應；(2)社會網絡是數(shù)據(jù)資本與農戶收入的顯著中介變量；(3)農戶人力資本投資是數(shù)據(jù)資本與農戶收入的單門檻變量，當人力投資未達門檻值時，數(shù)據(jù)資本對農戶收入的影響不顯著，且社會網絡具有完全中介作用；當人力投資跨越門檻值時，數(shù)據(jù)資本與農戶收入的具有正向關系及社會網絡的部分中介效應較明顯。

以上結論不僅為農戶增收因子提供豐富的證據(jù)支持，也拓展了社會資本、人力資本理論的研究視域，對數(shù)字鄉(xiāng)村治理、農業(yè)農村現(xiàn)代化與鄉(xiāng)村振興具有多重啟示：第一、加快推進農村地區(qū)數(shù)字基礎設施建設，改善農戶數(shù)字化接觸狀況，通過在線幫扶、數(shù)字技能培訓、推廣與宣傳等形式激發(fā)農戶應用數(shù)字載體獲取農業(yè)數(shù)據(jù)資訊的興致，強化農戶對數(shù)據(jù)信息的感性認識，提高在線搜索、吸收與應用農業(yè)大數(shù)據(jù)的能力；第二，引導農戶重視并積極建構線上線下的社會網絡，以緩解涉農信息不對稱，即時獲取豐富的農業(yè)數(shù)據(jù)資源，擴大社會性交換的經濟效果；第三，大力度提升數(shù)據(jù)資本的同時，農戶還需不斷加大人力資本投資，以便盡快跨越門檻值，最大程度地釋放數(shù)據(jù)資本的增收潛能。