互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)、非農(nóng)就業(yè)與農(nóng)戶增收效應(yīng)

朱哲毅 任 秦 寧 可,2 沈月琴*

(1.浙江農(nóng)林大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，杭州 311300;2.浙江農(nóng)林大學(xué) 浙江省鄉(xiāng)村振興研究院，杭州 311300;3.浙江農(nóng)林大學(xué) 生態(tài)文明研究院，杭州 311300)

農(nóng)村信息化發(fā)展日新月異，但農(nóng)戶生產(chǎn)生活面臨的信息不對(duì)稱問題仍被認(rèn)為是阻礙就業(yè)、限制收入水平提升的關(guān)鍵因素，亟需引起關(guān)注。2016—2021年，中國(guó)農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)普及率從33.1%增長(zhǎng)至57.6%(1)數(shù)據(jù)來源：中國(guó)互聯(lián)網(wǎng)信息中心《第49次中國(guó)互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展?fàn)顩r統(tǒng)計(jì)報(bào)告》http:∥www.cnnic.net.cn/hlwfzyj/hlwxzbg/hlwtjbg/202202/t20220225_71727.htm。。與此同時(shí)，農(nóng)村勞動(dòng)力市場(chǎng)暴露出信息通道不流暢[1-2]，就業(yè)信息獲取不足[3]等問題，阻礙了農(nóng)村勞動(dòng)力向非農(nóng)部門轉(zhuǎn)移，制約了收入增長(zhǎng)[4-5]。因此，在互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)快速發(fā)展的當(dāng)下，有必要圍繞互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)與農(nóng)戶收入增長(zhǎng)作進(jìn)一步深入研究。

圍繞農(nóng)戶收入增長(zhǎng)問題，學(xué)者們展開了大量研究。首先，政策實(shí)施影響農(nóng)戶就業(yè)與收入。比如，土地流轉(zhuǎn)政策使得流出農(nóng)戶有穩(wěn)定和充足的時(shí)間從事非農(nóng)就業(yè)[6]，從而提高農(nóng)戶的務(wù)工收入和經(jīng)營(yíng)性收入[7]。其次，要素投入的變化影響農(nóng)戶就業(yè)與收入。比如，技術(shù)進(jìn)步通過優(yōu)化品種、轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力和提高生產(chǎn)率等方式增加了農(nóng)民收入[8]。再者，人力資本也對(duì)就業(yè)與收入有影響，包括健康狀況[9]、年齡和性別[10]、文化程度[11]等因素。一方面，人力資本的提升能增加獲取非農(nóng)工作的概率，非農(nóng)收入增加；另一方面，人力資本提升能提高勞動(dòng)生產(chǎn)率，從而增加農(nóng)業(yè)收入[12]。進(jìn)入數(shù)字經(jīng)濟(jì)時(shí)代后，信息技術(shù)與實(shí)體經(jīng)濟(jì)高度融合，互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)的普及與應(yīng)用更是成為影響當(dāng)代經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率不可忽視的因素[13]。互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)的出現(xiàn)，降低了信息搜尋成本[14]，提升了信息吸納的廣度與深度，在一定程度上弱化了風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避傾向，有效改善了信息不對(duì)稱以及由此產(chǎn)生的逆向選擇與道德風(fēng)險(xiǎn)問題[15-16]。學(xué)者們對(duì)互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)對(duì)農(nóng)戶收入的影響基本達(dá)成一致，大多認(rèn)為互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)的普及促進(jìn)了農(nóng)戶收入增長(zhǎng)[17-19]。

但現(xiàn)有研究在分析上述問題時(shí)，大多將就業(yè)作為整體，尚未區(qū)分就業(yè)形態(tài)。事實(shí)上，非農(nóng)就業(yè)并非只有單一類型，互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)對(duì)不同類型非農(nóng)就業(yè)產(chǎn)生的影響及其作用機(jī)制也不盡相同。根據(jù)雇傭主體的差別，非農(nóng)就業(yè)可進(jìn)一步細(xì)區(qū)分為他人雇傭和自我雇傭兩種。他人雇傭，指農(nóng)戶通過為他人工作獲得非農(nóng)收入。自我雇傭，指農(nóng)戶通過自我經(jīng)營(yíng)的方式獲得非農(nóng)收入，即創(chuàng)業(yè)?；ヂ?lián)網(wǎng)信息技術(shù)對(duì)不同形式非農(nóng)就業(yè)以及農(nóng)戶收入的影響是否存在差異？產(chǎn)生影響的作用機(jī)制是否存在區(qū)別？該影響是否因人力資本的不同而有所差別？

基于此，本研究擬結(jié)合當(dāng)前數(shù)字信息化的發(fā)展背景，運(yùn)用一手調(diào)查數(shù)據(jù)，系統(tǒng)考察互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)戶收入的影響，以及從非農(nóng)就業(yè)選擇的角度分析其作用機(jī)制，并識(shí)別了在不同人力資本條件下的差異，以期為促進(jìn)農(nóng)戶增收、推動(dòng)信息化在農(nóng)村的發(fā)展提供參考。

1 理論分析與研究假說

信息效應(yīng)理論常被用于研究信息獲取對(duì)決策者行為的影響[20]。在市場(chǎng)交易過程中，信息掌握不充分的一方會(huì)因信息獲取不完整而承擔(dān)更高昂的交易成本，從而獲得信息的效用大大降低[21]，影響創(chuàng)新發(fā)展能力的提升[22]。信息獲取能力較弱的群體則相對(duì)處于劣勢(shì)地位[23]?；谏鲜隼碚撜J(rèn)識(shí)，本研究將深入分析互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)對(duì)農(nóng)戶收入的影響及其作用機(jī)制。

總體來看，互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)能促進(jìn)農(nóng)戶收入提升。進(jìn)入信息化時(shí)代后，互聯(lián)網(wǎng)作為主要媒介，在推動(dòng)經(jīng)濟(jì)與社會(huì)發(fā)展過程中發(fā)揮著重要作用[24]，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、國(guó)際貿(mào)易、價(jià)格競(jìng)爭(zhēng)以及金融發(fā)展等都產(chǎn)生了重要影響[25-26]。具體而言，基于互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)產(chǎn)生的數(shù)字經(jīng)濟(jì)具有可再生性、非競(jìng)爭(zhēng)性、普惠性和非排他性等優(yōu)點(diǎn)，以及其所具有的高滲透性、外部經(jīng)濟(jì)性和邊際效益遞增性等特點(diǎn)，能通過融合的方式發(fā)揮對(duì)其他生產(chǎn)要素的賦能增效作用，并實(shí)現(xiàn)自我的更新迭代，產(chǎn)生1+1>2的效果，從而為緩解甚至消除相對(duì)貧困提供有效的引領(lǐng)路徑和支撐作用。已有研究表明，互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)的應(yīng)用對(duì)提高個(gè)體收入有顯著的促進(jìn)作用[17,27]。如Kabbiri等[28]和Jensen[29]的研究表明，Information communication technology(ICT)降低了農(nóng)戶獲取市場(chǎng)信息的成本，減少了農(nóng)戶的信息不對(duì)稱問題，進(jìn)而促進(jìn)分散的農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)實(shí)現(xiàn)整合，減少市場(chǎng)價(jià)格的離散度，提升農(nóng)戶福利。主要的作用機(jī)制包括以下兩個(gè)層面：

首先，互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)通過增加他人雇傭機(jī)會(huì)，促進(jìn)了收入增長(zhǎng)。一方面，互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)的普及能促進(jìn)就業(yè)，主要原因在于，一是互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)的普及提升了信息傳播速度和傳播效率，提高了農(nóng)戶信息可獲取性及其對(duì)信息的處理和加工能力，降低了信息搜尋成本[30-31]，緩解農(nóng)戶信息約束的同時(shí)提升了職位匹配效率。二是互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)增加了工作方式的靈活性和自主性，帶動(dòng)了網(wǎng)絡(luò)直播、數(shù)字音樂等新興產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，創(chuàng)造了大量的就業(yè)機(jī)會(huì)[32-33]，使得勞動(dòng)者選擇工作的方式更加靈活[34]，催生了職業(yè)化農(nóng)民和兼業(yè)化農(nóng)民[35]。三是互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)為提升學(xué)習(xí)技能、提高人力資本提供了便利，有助于提升工作效率[36]。另一方面，就業(yè)水平的改善將帶來收入水平的提高[37-38]。如Gao等[39]的研究表明，農(nóng)村電商、互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)等互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的應(yīng)用對(duì)農(nóng)村發(fā)展以及促進(jìn)農(nóng)戶就業(yè)、增加農(nóng)戶收入等方面均發(fā)揮重要作用。

其次，互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)增加了自我雇傭機(jī)會(huì)，促進(jìn)了收入增長(zhǎng)。在互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)推廣與普及的過程中，農(nóng)戶獲取融資的門檻降低[40]、獲取知識(shí)和資源的能力增加[41]、社交網(wǎng)絡(luò)隨之拓展[42]，創(chuàng)業(yè)成功概率增加，創(chuàng)業(yè)的成功將能顯著提升收入水平[43]。具體包括：在物質(zhì)資本方面，互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)的發(fā)展，使得金融服務(wù)的邊際成本降低[44-45]，融資信息和融資渠道增加[46]，一定程度上緩解了自我雇傭者的物質(zhì)資本壓力，提升創(chuàng)業(yè)成功概率；在人力資本方面，互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)的發(fā)展提供了網(wǎng)絡(luò)學(xué)習(xí)通道，勞動(dòng)技能的提升更為便利，獲取創(chuàng)業(yè)知識(shí)和創(chuàng)業(yè)資源的能力增加[47]，創(chuàng)業(yè)成功概率增加；在社會(huì)資本方面，一方面，互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)打破了距離與時(shí)間的障礙，減少了交通成本和驗(yàn)證成本，促進(jìn)社會(huì)資本與社交網(wǎng)絡(luò)的積累[48-49]，進(jìn)一步提升創(chuàng)業(yè)成功率[50]。另一方面，互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)有助于減少投資者和創(chuàng)業(yè)者間的信息不對(duì)稱[51-52]，減弱不確定性對(duì)生產(chǎn)和投資的影響[53-54]，從而提高成功概率。

此外，互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)對(duì)農(nóng)戶收入的影響會(huì)因人力資本差異而有所差別。一方面，人力資本是蘊(yùn)藏在勞動(dòng)者體內(nèi)的體力、知識(shí)和技能的總和，有研究表明，互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)對(duì)收入水平更高、受教育程度更高、健康程度更好、勞動(dòng)技能水平更高的群體產(chǎn)生的影響更為明顯[55-56]。由于農(nóng)戶自身稟賦相對(duì)較弱，其所掌握的互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)和實(shí)際使用需求不完全區(qū)配[57]，這將在一定程度上影響互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)的效果。對(duì)于大部分農(nóng)戶而言，手機(jī)等常見的互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用工具僅僅提供休閑娛樂功能，并未用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、尋找非農(nóng)就業(yè)等途徑[58]，因此對(duì)收入增長(zhǎng)的影響也相對(duì)有限。

假說1：互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)的使用對(duì)農(nóng)戶收入增加有顯著促進(jìn)作用。

假說2：互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)通過增加他人雇傭影響農(nóng)戶收入，互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用越多，他人雇傭的機(jī)會(huì)越多，對(duì)收入增加的促進(jìn)作用越大。

假說3：互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)通過增加自我雇傭影響農(nóng)戶收入，互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用越多，自我雇傭成功的概率越大，對(duì)收入增加的促進(jìn)作用越大。

假說4：互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)對(duì)農(nóng)戶收入的影響因人力資本差異而存在差別，人力資本水平越高，對(duì)收入增加的促進(jìn)作用越大。

2 變量、模型與數(shù)據(jù)來源

2.1 計(jì)量模型

2.1.1基準(zhǔn)回歸

為了驗(yàn)證本研究的假說，采用OLS二元模型建立基準(zhǔn)回歸，選取農(nóng)戶非農(nóng)收入作為被解釋變量，互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用作為核心解釋變量，考察互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用對(duì)農(nóng)戶非農(nóng)收入的影響，基準(zhǔn)模型如下：

lnYi=α+βInterneti+γXi+εi

(1)

式中：lnYi為被解釋變量，表示農(nóng)戶非農(nóng)收入的對(duì)數(shù)；解釋變量Internet為是否使用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)；解釋變量Xi則為影響農(nóng)戶收入的控制變量，主要包括農(nóng)戶的個(gè)人特征、家庭特征、村莊經(jīng)濟(jì)社會(huì)特征、區(qū)域虛擬變量；α為常數(shù)項(xiàng)；β和γ為模型的估計(jì)系數(shù)；εi為模型的擾動(dòng)項(xiàng)。

2.1.2Heckman模型

為解決模型可能存在的樣本自選擇問題以及進(jìn)一步檢驗(yàn)互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用對(duì)農(nóng)民非農(nóng)收入的影響，采用Heckman兩階段模型重新估計(jì)互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用與農(nóng)民非農(nóng)收入的關(guān)系。Heckman模型涉及兩個(gè)方程，即選擇方程和結(jié)果方程，具體到本研究，采用Probit模型來估計(jì)農(nóng)戶是否參與非農(nóng)就業(yè)，第二階段將第一階段通過選擇方程計(jì)算出的逆米爾斯比和是否使用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)以及其他變量一起作為自變量，而農(nóng)戶非農(nóng)收入變量作為因變量，通過OLS模型估計(jì)互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)對(duì)農(nóng)戶非農(nóng)收入的影響。具體表達(dá)式如下：

Probit(employ=1)=α+βInterneti+γXi+εi

(2)

lnYi=α+βInterneti+γXi+ηλ+εi

(3)

其中：式(2)為Heckman模型第一階段的樣本選擇模型，employ為二元變量：當(dāng)農(nóng)戶有自我雇傭或者他人雇傭時(shí)取1，反之則取0。式(3)為Heckman模型第二階段的影響模型，對(duì)于該方程，當(dāng)且僅當(dāng)Probit(employ=1)>0時(shí)，lnYi才會(huì)被觀測(cè)到。與式(2)相比，式(3)中加入了逆米爾斯比率λ作為新的解釋變量，以克服樣本的選擇性偏差問題，同時(shí)剔除與農(nóng)戶就業(yè)選擇直接相關(guān)但與收入間接相關(guān)的“村企業(yè)數(shù)”變量，以符合Heckman模型設(shè)定原則。

2.1.3中介效應(yīng)模型

互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用可能通過促進(jìn)就業(yè)，進(jìn)而提高居民非農(nóng)收入。為此，本研究進(jìn)一步構(gòu)建中介效應(yīng)模型以檢驗(yàn)他人雇傭或自我雇傭的影響，具體模型設(shè)定如下：

Worki=α+βInterneti+γXi+εi

(4)

lnYi=α+βworki+γXi+εi

(5)

lnYi=α+βInterneti+γworki+φXi+εi

(6)

式中：Worki表示非農(nóng)就業(yè)選擇中的他人雇傭或自我雇傭，采用“是否通過打工賺錢”“是否通過自我經(jīng)營(yíng)的方式”分別衡量他人雇傭和自我雇傭，其他變量定義與式(1)一致。為保證回歸結(jié)果可比，在檢驗(yàn)他人雇傭中介效應(yīng)時(shí)模型時(shí)只包含有他人雇傭和沒有非農(nóng)就業(yè)參與行為的農(nóng)戶，在檢驗(yàn)自我雇傭中介效應(yīng)模型時(shí)只包含有自我雇傭和沒有非農(nóng)就業(yè)參與行為的農(nóng)戶。

2.2 數(shù)據(jù)來源

本研究所用數(shù)據(jù)來自課題組2021年實(shí)地走訪浙江省開化、常山、淳安、建德4縣獲得的480戶農(nóng)戶數(shù)據(jù)。為進(jìn)一步增強(qiáng)樣本的代表性和數(shù)據(jù)可靠性，調(diào)查采取了兩個(gè)策略：一是調(diào)查選擇了經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異明顯和地區(qū)跨度較大的4個(gè)縣。其中，開化、常山代表經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低且信息相對(duì)閉塞的山區(qū)，淳安、建德代表經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對(duì)較高且信息化發(fā)展程度較高地區(qū)。二是在綜合考慮4個(gè)縣經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的基礎(chǔ)上，每個(gè)縣隨機(jī)選取3個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)，每個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)隨機(jī)選取2個(gè)村，每個(gè)村選取20戶農(nóng)戶進(jìn)行問卷調(diào)查。在剔除無(wú)效問卷后，獲得有效問卷480份。調(diào)查內(nèi)容主要包括：①農(nóng)戶家庭基本情況；②農(nóng)戶社會(huì)資本狀況；③互聯(lián)網(wǎng)使用情況(互聯(lián)網(wǎng)使用功能，互聯(lián)網(wǎng)使用頻率，互聯(lián)網(wǎng)接觸時(shí)間)；④互聯(lián)網(wǎng)對(duì)生產(chǎn)生活的影響(互聯(lián)網(wǎng)對(duì)生產(chǎn)的影響：網(wǎng)上找工作和網(wǎng)銷農(nóng)產(chǎn)品情況，互聯(lián)網(wǎng)對(duì)生活影響：網(wǎng)購(gòu)和電子支付情況)。

2.3 變量選擇

被解釋變量為農(nóng)戶非農(nóng)收入水平，用家庭決策者年非農(nóng)收入來衡量。核心解釋變量為互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用，采用家庭決策者使用行為衡量，使用賦值為1，否則賦值為0。

控制變量Xi為影響農(nóng)戶收入的其他變量。為了避免變量?jī)?nèi)生帶來的影響，本研究考慮了家庭特征變量、家庭決策者特征變量以及地區(qū)變量等各種可能影響農(nóng)戶收入的因素以防止變量遺漏，并使用代理變量。樣本的描述性統(tǒng)計(jì)見表1。

從表1可知，全部樣本中約有80.63%的農(nóng)戶使用互聯(lián)網(wǎng)，對(duì)比未使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)民可以發(fā)現(xiàn)，使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)戶非農(nóng)收入平均水平更高。從全部樣本的年齡分布來看，平均年齡56.28歲；其中，使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)戶的平均年齡為53.49歲，未使用互聯(lián)網(wǎng)67.90歲。從性別情況來看，男性使用互聯(lián)網(wǎng)的比例更高。從受教育程度的特征來看，全部樣本農(nóng)戶的平均受教育程度為初中；對(duì)比未使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)戶，使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)戶受教育程度更高。從全部樣本的非農(nóng)就業(yè)選擇情況來看，他人雇傭的農(nóng)戶占比40.2%，在使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)戶中選擇他人雇傭占比為49.1%，未使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)戶中選擇他人雇傭占比3.2%；同時(shí)，自我雇傭的農(nóng)戶占比14.4%；其中，在使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)戶中選擇自我雇傭占比17.7%，未使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)戶中選擇自我雇傭占比1.1%。綜上所述，年齡處于中年，受教育程度高的男性并且從事他人雇傭或者自我雇傭的非農(nóng)就業(yè)的農(nóng)戶使用互聯(lián)網(wǎng)的比例較高；反之，使用互聯(lián)網(wǎng)的比例較低。

3 實(shí)證分析

3.1 互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用對(duì)非農(nóng)收入影響

表2報(bào)告了基準(zhǔn)模型的估計(jì)結(jié)果。僅考慮“個(gè)體是否使用互聯(lián)網(wǎng)”這一關(guān)鍵因素時(shí)，互聯(lián)網(wǎng)使用在1%的顯著性水平下正向影響農(nóng)戶收入，表明互聯(lián)網(wǎng)使用能夠顯著促進(jìn)農(nóng)戶非農(nóng)收入?？紤]遺漏變量可能影響結(jié)果的穩(wěn)健性，依次添加農(nóng)戶戶主特征變量、家庭特征變量與村莊特征變量后，互聯(lián)網(wǎng)使用仍在1%的顯著性水平下正向影響農(nóng)戶非農(nóng)收入。在沒有消除內(nèi)生性的情況下，該回歸結(jié)果只能說明互聯(lián)網(wǎng)使用和農(nóng)戶非農(nóng)收入的正向關(guān)系非常顯著?？赡艿慕忉屖?，使用互聯(lián)網(wǎng)拓展了農(nóng)戶獲取信息的渠道，農(nóng)戶能夠更快捷、更有效地獲取非農(nóng)就業(yè)的信息，更容易學(xué)習(xí)到新技能、新知識(shí)，從而獲得非在就業(yè)的概率增加，促進(jìn)收入增加。

表2 互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)對(duì)農(nóng)戶非農(nóng)收入的影響Table 2 Impact of Internet information technology on farmers’ off-farm income

表2(續(xù))

從表2中還可以觀察到其他變量對(duì)個(gè)人非農(nóng)收入水平的影響。個(gè)人特征控制變量中，性別虛擬變量的系數(shù)顯著為正，這說明男性農(nóng)戶非農(nóng)收入高于女性農(nóng)戶非農(nóng)收入；家庭特征控制變量方面，土地面積的系數(shù)顯著為負(fù)，這說明，家庭土地面積越多，從事農(nóng)業(yè)的概率可能會(huì)增大，而從事非農(nóng)就業(yè)的概率可能會(huì)減小，進(jìn)而影響農(nóng)戶非農(nóng)收入。村級(jí)特征控制變量方面，農(nóng)戶所在村的企業(yè)數(shù)量在10%的水平上正向影響農(nóng)戶非農(nóng)收入，說明村里企業(yè)數(shù)量越多，農(nóng)戶獲得非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)也越多，越容易提高其收入。

3.2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

隨著電腦、手機(jī)的發(fā)展與普及，手機(jī)上網(wǎng)逐漸成為互聯(lián)網(wǎng)使用最為普遍的方式。因此，本研究利用問卷中“手機(jī)上網(wǎng)時(shí)長(zhǎng)”的回答數(shù)據(jù)構(gòu)造變量，更換互聯(lián)網(wǎng)使用的度量方式，代入基準(zhǔn)模型回歸中進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。從表3的回歸結(jié)果可知，逐步加入農(nóng)戶個(gè)體特征、家庭特征和村莊特征變量，手機(jī)上網(wǎng)時(shí)長(zhǎng)均在1%水平顯著為正，表明手機(jī)上網(wǎng)能夠提高農(nóng)戶的非農(nóng)收入，表明本研究的核心結(jié)論沒有受到互聯(lián)網(wǎng)使用衡量方式的影響，說明回歸結(jié)果穩(wěn)健。

表3 互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)對(duì)農(nóng)戶非農(nóng)收入的影響Table 3 The impact of Internet information technology on farmers’ off-farm income

3.3 內(nèi)生性處理

由于通過互聯(lián)網(wǎng)獲取信息屬于個(gè)人決策行為，可能因遺漏變量和反向因果而存在潛在的內(nèi)生性問題。一方面，反向因果問題。收入水平可能會(huì)影響農(nóng)戶對(duì)互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)的重要性程度判斷，從而產(chǎn)生反向因果問題。一般而言，高收入農(nóng)戶對(duì)互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)的依賴程度高，對(duì)互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)的重要性程度評(píng)價(jià)也越高。因此，本研究不能排除“反向因果”存在的可能性。另一方面，遺漏變量問題。由于很難控制所有影響農(nóng)戶收入的變量，本研究可能存在遺漏變量的問題。盡管前文互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)對(duì)收入的影響不隨控制變量的增加而顯著變化，但某些難以準(zhǔn)確衡量的變量(如接受新事物的能力、智商等)將會(huì)同時(shí)影響其對(duì)互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)的重要性判斷以及收入狀況，即不能排除“遺漏變量”存在的可能性。潛在內(nèi)生性問題的存在將會(huì)導(dǎo)致估計(jì)系數(shù)不一致，為控制內(nèi)生性問題對(duì)回歸結(jié)果造成的影響，本研究通過工具變量法、Heckman兩階段法進(jìn)行回歸，以減弱內(nèi)生性造成的估計(jì)偏誤。

在工具變量選擇方面本研究參考已有文獻(xiàn)，選取個(gè)體所在的村莊層面的互聯(lián)網(wǎng)普及率作為工具變量進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)[59]。工具變量的合理性依賴于相關(guān)性條件和排他性約束，工具變量回歸要求所尋找的工具變量與內(nèi)生變量(互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù))相關(guān)，并且與影響農(nóng)戶收入的不可觀測(cè)因素?zé)o關(guān)。第一，對(duì)于相關(guān)性條件，村莊互聯(lián)網(wǎng)普及是城鄉(xiāng)居民使用互聯(lián)網(wǎng)的前提條件之一，村莊互聯(lián)網(wǎng)普及率越高，農(nóng)戶使用互聯(lián)網(wǎng)的概率越大。可見，村莊互聯(lián)網(wǎng)普及率和互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)的使用具有相關(guān)性。第二，對(duì)于排他性約束，村莊互聯(lián)網(wǎng)普及率與個(gè)體收入并不直接相關(guān)，滿足工具變量的外生性假設(shè)。在Heckman兩階段模型中，第一階段考慮互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)就業(yè)選擇的影響，在此基礎(chǔ)上，考察其對(duì)收入的影響。

內(nèi)生性處理的結(jié)果如表4所示。從工具變量回歸結(jié)果可知，工具變量和潛在內(nèi)生性變量在1%、5%的水平上顯著，工具變量結(jié)果系數(shù)有變化，但沒有改變前述的結(jié)論。同時(shí)考慮樣本自選擇問題，從Heckman兩階段模型估計(jì)結(jié)果可知，互聯(lián)網(wǎng)使用在1%的顯著水平下正向影響農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)選擇，但對(duì)非農(nóng)收入的影響尚沒有明確的關(guān)系。

表4 內(nèi)生性處理Table 4 Endogenetic treatment

3.4 基于農(nóng)戶收入水平分解的進(jìn)一步分析

此外，本研究進(jìn)一步估計(jì)不同收入水平的農(nóng)戶使用互聯(lián)網(wǎng)對(duì)其非農(nóng)收入的影響，對(duì)其構(gòu)建分位數(shù)回歸模型，進(jìn)一步進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。分位數(shù)回歸結(jié)果如表5所示。可以看出，互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)戶非農(nóng)收入的影響隨著分位點(diǎn)的提高而提高，當(dāng)分位數(shù)點(diǎn)在0.20、0.25和0.30時(shí)，互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)戶非農(nóng)收入的影響并不顯著，當(dāng)分位數(shù)點(diǎn)在0.50以后，互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)戶的收入的影響在1%的水平下顯著，并且隨著分位點(diǎn)的提高，顯著程度水平越高。這表明，互聯(lián)網(wǎng)的使用能夠提高高收入農(nóng)戶的收入，可能進(jìn)一步拉大農(nóng)村內(nèi)部收入差距。

表5 農(nóng)戶收入分位數(shù)回歸Table 5 Quantile regression of household income

4 互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用對(duì)非農(nóng)收入的作用機(jī)制

4.1 互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用與他人雇傭就業(yè)

表6報(bào)告了他人雇傭就業(yè)作為中介變量的模型估計(jì)結(jié)果。首先，互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)戶非農(nóng)收入有顯著正向影響，結(jié)論同基準(zhǔn)回歸；其次，互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)戶是否選擇他人雇傭有顯著正向影響；最后，同時(shí)納入互聯(lián)網(wǎng)使用和他人雇傭決策，此時(shí)他人雇傭的系數(shù)仍然在1%水平上顯著為正，而互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)的系數(shù)則不顯著，互聯(lián)網(wǎng)對(duì)收入的影響被他人雇傭完全解釋。因此，可視他人雇傭?yàn)橹薪樽兞?，即互?lián)網(wǎng)使用可以通過他人雇傭進(jìn)而影響農(nóng)戶非農(nóng)收入。Heckman模型的估計(jì)結(jié)果、工具變量模型的回歸結(jié)果，均與中介效應(yīng)模型的結(jié)果解讀一致。上述結(jié)果驗(yàn)證了本研究的研究假說2。

表6 互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)、他人雇傭與農(nóng)戶收入估計(jì)結(jié)果Table 6 Estimated results of Internet information technology, employment of others and household income

4.2 互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用與自我雇傭就業(yè)

表7報(bào)告了自我雇傭就業(yè)作為中介變量的模型估計(jì)結(jié)果。首先，互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)戶非農(nóng)收入有顯著的正向影響，結(jié)論同基準(zhǔn)回歸；其次，互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)戶是否自我雇傭有顯著正向影響最后，同時(shí)納入互聯(lián)網(wǎng)和自我雇傭決策，此時(shí)自我雇傭仍然對(duì)非農(nóng)收入有顯著的正向影響，且系數(shù)在1%水平上顯著異于0，而互聯(lián)網(wǎng)使用系數(shù)則不顯著，可視為自我雇傭?yàn)橹薪樽兞?，即互?lián)網(wǎng)使用通過自我雇傭進(jìn)而影響農(nóng)戶收入。Heckman模型估計(jì)結(jié)果、工具變量模型的回歸結(jié)果，均與中介效應(yīng)驗(yàn)證結(jié)果一致。上述結(jié)果驗(yàn)證了本研究的研究假說3。

表7 互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用、自我雇傭與農(nóng)戶收入估計(jì)結(jié)果Table 7 Internet information technology use, self-employment and household income estimation results

4.3 互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)增收效應(yīng)的異質(zhì)性分析

本研究將人力資本從知識(shí)水平、健康水平和能力水平度3個(gè)維度衡量，對(duì)互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)影響農(nóng)戶非農(nóng)收入進(jìn)行異質(zhì)性分析。從知識(shí)水平看，本研究用樣本農(nóng)戶實(shí)際受教育年限來衡量的農(nóng)戶的知識(shí)水平。從結(jié)果來看，互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用與農(nóng)戶的知識(shí)水平的交互項(xiàng)不顯著?？赡艿脑蚴牵r(nóng)戶整體受教育水平偏低且變異程度不明顯，因此弱化了知識(shí)水平在互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用和收入增長(zhǎng)方面的作用。

從健康水平看，本研究用樣本農(nóng)戶健康狀況的自我評(píng)價(jià)來衡量農(nóng)戶的健康水平(2)身體狀況選項(xiàng)分為1=身體抱恙；2=身體較為虛弱；3=一般；4=良好；5=身體健康。。從結(jié)果來看，互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用與農(nóng)戶的健康水平的交互項(xiàng)在5%的水平上顯著，且系數(shù)為正，表明互聯(lián)網(wǎng)使用能顯著提高健康狀況較好的農(nóng)戶的收入。健康是其他人力資本投資的前提，健康程度將直接影響非農(nóng)就業(yè)獲取的概率，從而對(duì)收入產(chǎn)生影響。

從能力水平看，農(nóng)戶的能力水平借鑒了國(guó)內(nèi)外學(xué)者生計(jì)能力評(píng)估指標(biāo)方法[60-61]，從農(nóng)戶的年齡、受教育程度、健康狀況以及非農(nóng)就業(yè)4個(gè)層面構(gòu)建了本研究農(nóng)戶能力指標(biāo)體系。一般而言，年齡越輕，受教育程度越高，身體健康狀況越好以及有從事非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷的農(nóng)戶，能力水平越高。越考慮到指標(biāo)體系內(nèi)容較多，因此采用熵值法對(duì)農(nóng)戶能力各指標(biāo)進(jìn)行客觀賦權(quán)。從結(jié)果來看，互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用與農(nóng)戶的能力水平的交互項(xiàng)在5%的水平上顯著，且系數(shù)為正，表明互聯(lián)網(wǎng)能顯著提高能力水平較好的農(nóng)戶的收入。能力越強(qiáng)的農(nóng)戶，學(xué)習(xí)能力和創(chuàng)新意識(shí)也相對(duì)更強(qiáng)，獲得高收入就業(yè)機(jī)會(huì)的可能性越大。

5 結(jié)論與政策建議

本研究基于信息效應(yīng)理論，運(yùn)用浙江省4縣調(diào)查數(shù)據(jù)，研究了互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用對(duì)農(nóng)戶收入的影響及其作用機(jī)制。研究結(jié)論表明：第一，互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)戶的收入有顯著的促進(jìn)作用，采用替換被解釋變量進(jìn)行穩(wěn)健性估計(jì)和運(yùn)用工具變量、Heckman模型對(duì)潛在內(nèi)生性問題進(jìn)行處理后，仍然顯示互聯(lián)網(wǎng)使用會(huì)對(duì)農(nóng)戶的收入水平有顯著的正向影響。第二，促進(jìn)農(nóng)戶自我雇傭和他人雇傭是互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用影響農(nóng)戶收入的主要途徑，即互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用能夠促進(jìn)非農(nóng)就業(yè)選擇，提高農(nóng)戶進(jìn)行他人雇傭的機(jī)會(huì)，促進(jìn)農(nóng)戶進(jìn)行自我雇傭的概率。第三，互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用對(duì)農(nóng)戶的收入的影響存在差異，受教育程度較高群體、能力水平較強(qiáng)及男性農(nóng)戶收入的影響較大。同時(shí)，互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)使用對(duì)于低收入農(nóng)戶使用互聯(lián)網(wǎng)的邊際收益明顯低于高收入農(nóng)戶，因而互聯(lián)網(wǎng)可能擴(kuò)大了農(nóng)戶之間的收入差距。

表8 互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)與農(nóng)戶非農(nóng)收入：農(nóng)戶人力資本異質(zhì)性Table 8 Internet information technology and farmers’ off-farm income: heterogeneity of farmers’ human capital

本研究的研究結(jié)論具有重要的啟示。第一，從個(gè)體層面，農(nóng)戶應(yīng)當(dāng)提升自身信息意識(shí)和信息能力，建立終身學(xué)習(xí)的理念，同時(shí)增強(qiáng)互聯(lián)網(wǎng)用于學(xué)習(xí)、工作和商業(yè)活動(dòng)的頻率，進(jìn)而促使互聯(lián)網(wǎng)在農(nóng)村地區(qū)成為一種生產(chǎn)力工具。第二，從社區(qū)(村)層面，首先，極構(gòu)建就業(yè)創(chuàng)業(yè)平臺(tái)，整合信息資源，保證就業(yè)創(chuàng)業(yè)信息公開，不斷擴(kuò)寬農(nóng)民的非農(nóng)就業(yè)渠道；其次，發(fā)揮好村干部互聯(lián)網(wǎng)示范引領(lǐng)作用。利用好通信、直播、短視頻、電商等，積極引導(dǎo)民眾關(guān)注就業(yè)創(chuàng)業(yè)。第三，從國(guó)家層面，首先，加強(qiáng)農(nóng)村地區(qū)寬帶基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)，寬帶基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)是提升農(nóng)戶互聯(lián)網(wǎng)使用頻率的基礎(chǔ)，提升網(wǎng)絡(luò)供給能力，改變農(nóng)村網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施的落后局面；其次，積極有效利用互聯(lián)網(wǎng)平臺(tái)，為農(nóng)戶構(gòu)建多方面的增收途徑，打破農(nóng)村信息孤島困境；最后，積極推動(dòng)農(nóng)村地區(qū)基礎(chǔ)教育和職業(yè)技術(shù)培訓(xùn)的發(fā)展，強(qiáng)化對(duì)農(nóng)戶信息素質(zhì)的培養(yǎng)，提高互聯(lián)網(wǎng)使用的意識(shí)。

然而，本研究也存在一定的局限性。盡管本研究識(shí)別了互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)對(duì)不同收入水平農(nóng)戶影響的差異，但這仍然難以精準(zhǔn)識(shí)別互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)的需求對(duì)象。在后續(xù)研究中，將進(jìn)一步細(xì)化農(nóng)戶群體，在此基礎(chǔ)上深入考察互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)的增收作用及影響差異，以更好地促進(jìn)收入增長(zhǎng)，促進(jìn)共同發(fā)展。