清研智库：为什么农村需要新基建？互联网使用显著推动农民增收！

先说结论：使用互联网的农村居民比不使用互联网的农村居民更有可能进行创业活动，性别和文化程度对农村创业的影响显著。互联网使用对农村居民收入增长的直接影响大于农村居民创业和非农就业的间接影响，而农村居民创业的间接效应，大于非农就业。

农民收入的增加主要来自农业收入和非农业收入的增加。其中，如何增加非农收入成为近年来学者们研究的重要课题。本文从创业和非农就业的双重视角，研究了互联网使用对农民收入增长的影响。

本研究的数据来自中国家庭跟踪调查（CFPS），它旨在反映中国社会、人口、教育、卫生和经济的变化。这个CFPS专注于中国居民的利益，是一个全国性的、多学科的和大规模跟踪调查。样本覆盖25个省、市、自治区，CFPS调查有四种类型的问卷：社区问卷、家庭问卷、成人问卷、儿童问卷。该研究使用了2016年CFPS调查数据中的成人问卷数据，通过移除与研究无关的变量和缺失的变量，异常情况下，最终样本量为3122人。现有的研究发现，在实证分析中使用的数据相对较新，而且由于调查范围和样本量越大，权威性和稳健性就越高。

本研究首先建构多元线性回归模型，以检验网络使用对农村居民收入增长的直接影响。其次，运用中介效应模型检验了互联网使用对促进农村居民创业和非农业就业促进收入增长的间接效应。有必要分析互联网使用对农村居民创业活动的影响。另一方面，也有必要研究互联网使用对农村居民非农就业形式的影响。

最后，比较了创业活动的直接效应系数和间接效应系数，并运用非农就业来探讨互联网使用对农村居民收入增长的影响机制。在中介效应模型检验中，首先要验证互联网使用对农村居民收入有显著影响。其次，有必要验证互联网使用对农村居民创业（或非农就业）的重大影响。再次验证创业（或非农就业）对农村居民收入有显著影响。最后，验证互联网使用和创业（或非农就业）对农村居民收入有显著影响，或当创业（或非农就业）具有显著影响时，互联网使用的影响不显著，前者创业（或非农就业）证明具有部分中介效应，后者创业（或非农就业）证明具有完全中介效应。否则，只要任何条件不符合要求，就证明不存在调解效果。由于本文的因变量是个人收入，因此本文的实证模型是利用收入方程中的半对数形式构建的。具体的模型表达式如下。

直接效应模型：

间接效应模型1:

间接效应模型2：

在上述公式中，lnincome表示农村居民总收入的对数形式。互联网代表是否使用互联网，entrepre代表是否开展创业活动，nonfarm代表是否从事非农业就业，age代表年龄，agesq代表年龄的平方乘以100，gender代表性别，edu代表受教育年限，health代表自我健康评价，party代表是否为党员，fampeo代表家庭规模，union代表工会成员，religi代表是否为宗教团体成员。β0表示常数项，β1 -11表示回归系数，ε表示随机扰动项。各变量的含义及描述性统计特征见表1。

表1 各变量的含义及描述性统计特征

1.使用互联网的农村居民更有可能创业。

在上述回归模型的基础上，利用Stata14软件进行多元线性回归分析和中介效果分析。相关回归结果见表2。其中，模型1描述了互联网使用对农村居民收入增长的总体影响，模型2描述了互联网使用对农村居民创业概率的影响，模型3表示互联网使用和农村居民创业对其收入的影响增长。在表2，模型1-模型3的F-统计量大于10，p-值小于0.01，说明三个回归模型具有显著性。观察四个模型的拟合优度和修正后，发现三个模型中自变量对因变量的解释力较强，进一步说明模型的回归效果较好。由于模型中存在内生性的怀疑，本文首先利用Hausman检验验证了三个模型确实具有内生性（p值小于0.05）。

然后，为了进一步检验工具变量的合理性，本文采用Wald检验和Sargan检验验证了工具变量不存在弱工具变量和非外生问题（前者的F统计量大于16，在模型1的回归结果中，互联网使用对农村居民总收入的影响在5%的统计水平上显著正相关，表明互联网使用对农民收入增长的总影响系数为0.035，可以显著改善农村居民收入增长居民收入，性别对农村居民收入的影响显著正相关，说明男性收入高于女性收入的可能性较大。受教育年限和健康状况构成农村居民的主要人力资本。回归结果表明，这两种人力资本与收入显著正相关。家庭规模对农村居民收入的影响是显著负向的。工会成员与农村居民收入呈显著正相关。此外宗教信仰的存在与农民收入显著正相关。在模型2的回归结果中，在5%的统计水平上，互联网使用对农村创业的影响显著为正，表明使用互联网的农村居民比不使用互联网的农村居民更有可能进行创业活动。性别对农村创业的影响显著是肯定的。受教育年限与农村居民创业显著正相关。家庭规模对农村居民创业的具有显著负向影响。

表2.农村居民创业中介效应分析

 在模型3的回归结果中，互联网使用与农村居民个人总收入呈显著正相关，农村企业家对其收入增长具有显著正影响。综合模型1-模型3的回归结果表明，创业活动对互联网使用对农村居民收入增长的影响存在部分中介效应，进一步比较直接影响系数（0.063）和间接影响系数（0.001），发现互联网使用对农村居民收入增长的直接影响大于农村居民创业的间接影响，说明农村居民可以直接使用互联网。拓展信息渠道，提高技能素质，实现收入增长目标，也可以通过创业活动间接增加农村居民个人收入，直接促进收入增长的作用强于间接促进。

2. 互联网使用对农民增收的直接影响大于对创业和非农就业的间接影响

与农村居民创业的中介效应分析类似，本文还利用Stata14软件分析了互联网使用和非农业就业对农村居民收入增长的直接和间接影响。相关回归结果见表3。其中，模型1代表互联网使用对农村居民收入增长的总体影响，模型4代表互联网使用对农村居民非农就业概率的影响，模型5反映了互联网使用对促进农村居民非农就业增加收入增长的间接影响。

表3 农村居民非农就业中介效应分析

在表3中，模型4-模型5的F-统计量大于10，p-值小于0.01，表明两个回归模型更为显著。观察三个模型的拟合优度和校正，拟合优度较高，说明两个模型中自变量对因变量的解释力较强，进一步说明模型的回归效果较好。与4.1中的上述类似，本文首先使用Hausman检验来验证这三个模型是否具有内生性（p值小于0.05）。然后，为了进一步检验工具变量的合理性，本文采用Wald检验和Sargan检验验证了工具变量不存在弱工具变量和非外生问题（前者的F统计量大于16，后者的p值大于0.1）。

在模型4的回归结果中，在5%的统计水平上，互联网使用对农村非农就业的影响显著为正，表明使用互联网的农村居民比不使用互联网的居民更容易从事非农就业模式。受教育年限与农村居民非农就业呈显著正相关，在10%的水平上。年龄对农村非农就业的影响显著为正，平方年龄对农村非农就业的影响显著为负。健康状况对农村居民非农就业具有显著的正向影响。

在模型5的回归结果中，互联网使用与农村居民个人收入显著正相关，农村非农就业对其收入增长也有显著正影响。结合模型1和模型4-模型5的回归结果，非农就业在互联网使用影响农村居民收入增长的机制中也具有一定的中介作用，互联网使用促进农村居民非农就业进而促进其收入增长。进一步比较非农就业的直接效应系数（0.102）和间接效应系数（0.004），发现互联网使用对农村居民收入增长的直接影响大于农村居民创业和非农就业的间接影响，而农村居民创业的间接效应，大于非农就业。研究表明，农村居民通过互联网可以直接实现收入增长目标，也可以促进农村居民开展创业活动或从事非农就业间接增加个人收入，并取得了显著的效果,直接促进收入增长的作用强于创业活动的间接作用，也强于非农就业的间接作用。

总体上看，互联网的使用可以直接促进农村居民收入增长，并通过创业就业和非农就业对农村居民收入增长产生间接促进作用。从而验证了农村居民创业就业和非农业就业存在部分中介效应。将直接效应系数与间接效应系数进行比较，发现创业型和非农业型就业的间接效应系数低于网络使用的直接效应系数。本研究的结论与现有的一些研究的结论相同，但本文关于农村居民创业和非农就业在互联网使用和收入增长之间的中介作用的研究结果是新颖的.

这不仅对支持农民创业具有重要的政策意义，而且对培养农民的创业创新能力也具有重要的政策意义。提供了若干政策含义。一是把推进数字农村建设纳入信息化规划和乡村振兴战略的重点工程。二是加强农村居民创业知识培训，特别是利用互联网。三是鼓励互联网创业形式创新，如农村电子商务、农村移动互联网创业等。