互聯網普及促進了農村經濟轉型嗎？

陳飛　王友軍　劉宣宣

摘 要：在鄉村振興背景下，評價互聯網普及的經濟轉型效應對農村可持續發展具有重要意義。鑒于此，本文對中國互聯網普及的制度背景進行梳理，在此基礎上，利用2016年中國勞動力動態調查（CLDS）數據集中的農村家庭數據和城市層面的互聯網普及數據，采用省份固定效應模型，經驗分析了互聯網普及對農村經濟轉型的作用機制。研究發現，互聯網普及能夠促進農村經濟轉型，具體表現為提高農戶農業勞動生產率、促進農戶非農參與以及增加農戶非農收入。采用工具變量兩階段估計、替換解釋變量、替換被解釋變量和使用其他微觀數據集進行穩健性檢驗，均顯示上述結論穩健可靠。異質性分析表明，對于高平均受教育程度的家庭、高硬化路面占比、存在非農業經濟的村莊以及高人均地區生產總值的城市，互聯網普及對農村經濟轉型的促進效應更強。此外，機制分析表明，互聯網普及主要通過增強信息能力、拓展社會資本和降低風險厭惡程度三種渠道來促進農村經濟轉型。

關鍵詞：互聯網普及;農村經濟轉型;鄉村振興;中國勞動力動態調查（CLDS）

中圖分類號：F303文獻標識碼：A

文章編號：1000-176X（2021）12-0085-12

一、問題的提出

2021年發布的《中共中央 國務院關于全面推進鄉村振興加快農業農村現代化的意見》強調，要堅持把解決好“三農”問題作為全黨工作重中之重，把全面推進鄉村振興作為實現中華民族偉大復興的一項重大任務，舉全黨全社會之力加快農業農村現代化。在鄉村振興背景下，傳統的農村經濟結構已無法與現代化發展戰略相匹配，農村經濟轉型成為當前農村發展的當務之急。農村經濟轉型是傳統農村發展到一定階段的必然要求，也是實現農業農村現代化的前提條件，對農村的可持續性和包容性發展具有重要意義。2016年，在國際農業發展基金（International Fund for Agricultural Development，IFAD）出版的農村發展報告‘Fostering Inclusive Rural Transformation中指出，農村經濟轉型與農業生產率的提高、非農就業及創業機會的不斷增加密切相關。2011—2019年，中國農業就業比重從2011年的34.80%下降到2019年的25.10%，與之相伴隨，農業生產效率則從初始的1.68持續增加到3.62，

數據來源于中經網統計數據庫（http：//db.cei.cn/page/Default.aspx）?；跀祿傻眯?，將第一產業就業人數和第一產業產值分別作為農業就業人數和農業產值的代理指標，并定義農業生產效率=第一產業增加值/第一產業就業人數。農村資源配置逐步完善，經濟結構不斷優化。但目前中國農業就業占比仍顯著高于GDP占比，結構轉型進程遠遠落后于韓國、日本和馬來西亞等國家[1]。因此，為進一步釋放農業農村生產潛力，實現農民更高質量生活和更充分就業，在鄉村振興背景下如何持續有效推進農村經濟轉型已經成為各級政府必須關注的重點課題。

技術進步是經濟結構轉型的核心驅動力[2]，互聯網作為一種新興的技術變遷形式，其普及不僅可以引發物質資本的積累，而且可以引起人力資本投資的增加，從而使得社會就業結構相應地發生變化[3]。2020年6月，中國互聯網絡信息中心（CNNIC）發布的第46次《中國互聯網絡發展狀況統計報告》（以下簡稱《報告》）顯示，中國互聯網普及率達到67.00%，其中農村地區達到52.30%，并且呈現平穩增長趨勢。在中國信息化水平不斷提高的背景下，以互聯網為代表的信息技術作為農村新的生產力是否促進了農村經濟轉型？是否能夠有效推動農業農村現代化？對上述問題的探究有利于厘清農村經濟的發展趨勢和農村轉型路徑，為實現鄉村全面振興的長遠目標提供重要參考依據。

伴隨信息化時代的到來，探索互聯網普及與經濟結構間的關系已逐漸成為學術界關注的重要話題之一。Li[4]發現，互聯網相關技術的發展與應用，使制造業和農業能夠在減少人工數量的同時產出相同的產量，提高勞動生產率。制造業和農業勞動力需求的降低，帶動服務業就業比重上升，使得勞動力在三個產業中獲得重新調整和分配。葉初升和任兆柯[5]也認為，互聯網具有明顯的結構調整效應，促進第二產業向第三產業轉移，并發現互聯網的結構調整效應在教育發展程度高和城市化水平高的地區更為顯著。呂明元和陳磊[6]基于發展水平較高的京津冀和長三角地區展開研究發現，“互聯網+”明顯促進了經濟結構的合理化與優化。上述文獻均證明了互聯網普及對經濟結構轉型具有顯著的促進作用，但更多關注的是服務業和制造業，對農業農村經濟的探討和研究涉及較少。

在鄉村振興戰略和重農固本理念下，對《鄉村振興戰略規劃（2018—2022年）》部署中的信息化發展與農村經濟關系的研究尤為重要。根據IFAD對農村經濟轉型的衡量指標來看，現有文獻主要從兩個角度闡述和評價互聯網普及對農村經濟轉型的影響：首先，互聯網普及促進了農業生產效率的提高。Ogutu等[7]發現，基于信息和通信技術的市場信息服務項目對勞動生產率和土地生產率產生了顯著的正向影響。朱秋博等[8]采用全國農村固定觀察點的農戶數據，從微觀角度研究信息化與農業全要素生產率的關系結果發現，手機信號、互聯網和移動網絡等信息化的發展顯著提高了農業技術效率，從而對農業全要素生產率產生促進作用[9]。更進一步地，閆迪和鄭少鋒[10]以陜冀魯三省蔬菜種植戶為例，在考慮反事實情況的基礎上發現，使用互聯網的農戶的生產效率比不使用互聯網的農戶的生產效率高7.13%。其次，互聯網普及對農村勞動力非農參與的影響。Atasoy[11]使用美國郡級數據發現，互聯網接入能提高就業率，并且該效應在農村地區以及偏遠地區的表現更為顯著。周冬[12]使用有序Probit模型研究發現，互聯網使用能夠有效提高農民的非農就業概率，并且提高了農民收入，但是對模型中存在的內生性問題并沒有進行有效處理。周洋和華語音[13]就互聯網使用與農戶創業活動展開研究發現，相對于未使用互聯網的農戶，使用互聯網的農戶創業概率將顯著提高3.83%，并指出社會交往和信息獲取是其主要影響機制。上述文獻從不同維度研究了互聯網普及對農業或農村經濟的影響，但單一角度分析并不能全面刻畫農村經濟轉型特征，難以為農村的可持續發展提供有力的證據借鑒。此外，現有研究在內生性問題討論和異質性分析等方面仍存在一定不足，并且鮮有文獻直接考察互聯網普及與農村經濟轉型之間的邏輯關系。

本文的邊際貢獻主要包括三個方面：首先，在研究視角方面，考慮到農戶是互聯網普及過程中的直接受益者，本文立足于農戶微觀視角探討互聯網普及與農村經濟轉型的關系，有利于更好地理解互聯網普及對農村經濟轉型的作用機制。其次，在識別策略方面，從多個維度（農業勞動生產率、非農收入和非農參與）綜合評價互聯網普及對農村經濟轉型的影響效應，并采用工具變量兩階段估計、替換解釋變量、替換被解釋變量和使用其他數據集來檢驗實證結論的穩健性。最后，在分析層次方面，考慮到省份內部不同城市間互聯網普及率的差異性可能導致互聯網影響效應的低估，本文基于城市層面的互聯網普及率數據進行實證檢驗，以期獲得更為精確的評估結果。

二、制度背景

自1994年開始，中國全功能接入國際互聯網，打開了中國互聯網市場，隨之掀起中國的第一次互聯網浪潮，人們由此認識到互聯網的魅力。到2001年第二次互聯網浪潮也隨之涌起，互聯網成為生產和生活中越來越重要的工具。中國互聯網絡信息中心發布的第23次《報告》顯示，截至2008年12月31日，中國網民規模已達到2.98億人，互聯網普及率也達到22.6%，首次超過全球平均水平（21.9%），中國互聯網普及率實現質的飛躍。但城鄉之間互聯網普及率仍存在一定差距，其中農村互聯網普及率較低，農村網民僅有8 460萬人，并且農村網民規模的增長速度也由2007年的128.0%下降到2008年的60.8%，且在2009年持續降至26.3%，增長速度呈現放慢趨勢。如果農村地區網絡基礎設施和接入條件持續滯后，農村與城市的互聯網普及率差異無法縮小，將會導致城鄉社會差距進一步拉大。

在“十二五”時期，特別是黨的十八大召開之后，中央政府高度重視完善和發展農村信息基礎設施。2010 年首次在中央一號文件中提及“推進農村信息化建設，積極支持農村電信和互聯網基礎設施建設”，并在2013年指出要“加快寬帶網絡等農村信息基礎設施建設”。截至2013年，國家投入信息化建設的累計經費高達870億元，行政村通寬帶比重達到90%，農村基礎設施建設的逐步完善為實現鄉村振興提供了先決條件。此后，中央政府每年的一號文件都在強調加快農村信息基礎設施建設和寬帶普及，推進信息進村入戶。中國互聯網絡信息中心發布的第36次《報告》顯示，到2015年6月，中國互聯網普及率達到48.8%，網民規模達6.68億人。其中，農村地區互聯網普及率為30.1%，網民規模為1.86億人，在中國網民中占比為 27.9%。農村地區的互聯網得到快速發展，更多的農民工也享受到互聯網帶來的信息優勢，提高了就業和創業概率[14]。

在“十三五”時期，為實現農業生產的標準化、規?；图s化，提高農產品品質和農業生產效率，推進農業供給側結構性改革，中國更加重視農村互聯網普及。在農村地區深入推進“寬帶中國”戰略，落實以寬帶為重點內容的電信普遍服務補償機制，加快農村寬帶基礎設施建設，推動電信運營商進一步提速降費，實現農村家庭寬帶升級，加快智能手機等移動終端的廣泛使用。2016年的中央一號文件提出“加快實現行政村寬帶全覆蓋”“推進農村互聯網提速降費”。2017年又進一步提出“加快推進光纖到村建設，加快實現第四代移動通信網絡（4G）農村全覆蓋”，此后每年的中央一號文件都在強調“加快”“全覆蓋”。此外，《鄉村振興戰略規劃（2018—2022年）》還明確了關于鄉村互聯網普及的規劃部署：深化電信普遍服務，加快農村地區寬帶網絡和第四代移動通信網絡覆蓋步伐。實施新一代信息基礎設施建設工程，持續加強光纖到村建設，完善4G網絡向行政村和有條件的自然村覆蓋。在2020年初農業農村部、中央網絡安全和信息化委員會辦公室印發的《數字農業農村發展規劃（2019—2025年）》中，預期2025年農村互聯網普及率將達到70%，這將為農業和農村轉型發展注入新活力。

三、 研究設計

（一）數據來源

本文使用的村莊和家庭層面數據來源于中山大學2016年的中國勞動力動態調查（China Labro-Force Dynamic Survey，CLDS）數據庫。該數據庫涉及住戶成員的個體特征、家庭就業結構、家庭收入結構、家庭農業生產以及社區情況等方面內容，這使得本文能夠在控制個體、家庭與村莊特征的基礎上考察互聯網普及對農村經濟轉型的影響。城市層面的互聯網普及數據來源于2016年《中國城市統計年鑒》，其中剔除了自治州和縣級市樣本，保留地級及以上城市樣本。在數據處理方面，其一，本文根據家庭識別碼，將2016年CLDS數據庫中的個人信息與家庭信息匹配，獲得家庭層面完整的數據集。其二，利用村莊識別碼，將完整的家庭數據集與村莊數據匹配，進而獲得包含村莊、家庭和個人三個層次的數據集。其三，利用城市識別碼，將2015年城市層面互聯網普及與獲得的包含三個層次的微觀數據集相匹配，得到涵蓋117個城市的4 184個農戶的最終數據樣本。

（二）變量定義

1.被解釋變量：農村經濟轉型（ypkji）

IFAD以農業勞動增加值（或農業勞動生產率）衡量農村經濟轉型。類似地，黃季焜[1]采用三個指標衡量農村經濟轉型：（1）農業從低價值的傳統作物生產向更具多樣化和商品化的高價值農業的轉型。（2）農業生產力或農業勞動生產率。（3）農村勞動力非農就業。根據以上研究結果并考慮到數據可獲得性，本文選擇農戶農業勞動生產率指標考察互聯網普及對農業勞動生產率的影響，并以農戶非農參與和農戶非農收入兩個指標考察互聯網普及對農村勞動力非農就業占比的影響，利用以上三個指標衡量農村經濟轉型的程度或水平。由于農戶非農參與（參與者取1，否則取0）為二元虛擬變量，需采用Probit模型估計互聯網普及對該指標的影響效應。

2.解釋變量：互聯網普及（Internetpk）

本文以每百人互聯網寬帶接入用戶數構造互聯網普及變量，原始數據從2016年《中國城市統計年鑒》中獲得。另外在模型的穩健性檢驗中，本文還利用該年鑒中每百人移動電話用戶數構造了互聯網普及的替代變量即移動電話普及率，代入模型進行穩健性檢驗。

3.調節變量（Medpkji）

本文所使用的調節變量Medpkji包括信息能力、社會資本以及風險厭惡程度。

4.控制變量（Xpkji）

本文參照現有相關文獻并結合現實觀察，選取性別、年齡、婚姻狀況和政治面貌反映戶主特征，選取農業經營成本、是否為農業生產專業戶、農地稟賦、勞動力稟賦、農業補貼額、家庭平均受教育程度、家庭平均健康狀況和家庭成員關系反映家庭特征，村莊特征包括村莊地勢和村莊道路，城市特征包括工業企業數和第三產業比重。為控制省份固定效應引入省份虛擬變量，用δp表示。

（三）模型構建

鑒于互聯網普及在省份之間存在明顯差異，因此，本文采用省份固定效應模型分析互聯網普及與農村經濟轉型之間的關系，構建的回歸模型如下：

其中，i為家庭，j為村莊，k為城市，p為省份，Xpkji為所有控制變量，n為控制變量個數，μpkji為隨機擾動項。

為進一步探究互聯網普及對農村經濟轉型的影響渠道，本文借鑒孫琳琳等[15]的做法，將互聯網普及與調節變量的交互項引入模型，設定的模型如下：

（四）模型的內生性討論

就本文而言可能存在兩種情況導致內生性問題：其一，遺漏變量。雖然筆者在模型設定中盡可能對戶主層面、家庭層面、村莊層面和城市層面的特征進行控制，但部分不可觀測因素，如不同地區的氣候狀況和政府對互聯網的重視程度等將會同時影響城市的互聯網普及和農村經濟轉型，導致估計結果偏誤。其二，反向因果關系。農村經濟轉型程度越高，說明該城市中農戶非農參與的積極性越高，非農收入也相應越高，從而有更強的購買力，更有可能接入互聯網[16]，則該城市的互聯網普及率也就越高。

為糾正內生性問題，保證模型估計結果的穩健性，本文借鑒倪鵬飛等[17]、程名望和張家平[18]與Zhou和Li[19]的做法，選擇使用“2005年的互聯網普及率”作為工具變量進行兩階段估計。該工具變量同時滿足相關性和外生性條件。其一，2005年城市的互聯網普及率越高，意味著該城市的基礎設施建設越完善，當前互聯網普及率也應越高，滿足解釋變量與工具變量的相關性條件。其二，2005年城市的互聯網普及率反映的是過去時期的城市發展狀況，與當期農村經濟轉型沒有必然聯系，即工具變量與回歸方程中當期的擾動項不相關，保證了工具變量的外生性。

主要變量的含義和描述性統計如表1所示。

四、經驗分析

（一）基準回歸分析

表2展示了互聯網普及對農村經濟轉型影響的估計結果。其中，農戶農業勞動生產率與農戶非農收入的OLS估計結果由第2列和第3列給出，農戶非農參與的Probit模型估計結果由第4列給出?；貧w結果顯示，在控制農戶的異質性特征后，互聯網普及對農村經濟轉型產生顯著的正向影響。隨著信息化進程的不斷加快，信息流帶動技術流、人才流，有效釋放了農村剩余勞動力在工農部門之間的流動[9]，促進資源優化配置，提高農業生產效率并優化農村經濟結構。

由表2可知：

其中，農業勞動生產率與非農收入的OLS估計結果由第2列和第3列給出，非農參與的Probit模型估計結果在第4列中給出?；貧w結果顯示，在控制農戶的異質性特征后，互聯網普及對農村經濟轉型產生顯著正向影響。隨著信息化進程的不斷加快，信息流帶動技術流、人才流，有效釋放了農村剩余勞動力在工農部門之間的流動[9]，促進資源優化配置，提高農業生產效率并優化農村經濟結構。

1.互聯網普及顯著提升農戶農業勞動生產率

表2第2列結果顯示，互聯網普及能夠顯著提升農戶農業勞動生產率。究其原因在于：（1）方便農戶根據互聯網平臺提供的農產品市場需求信息，及時調整農業生產結構，提高農業產出效益?；ヂ摼W為農產品的銷售搭建起信息溝通橋梁，擺脫了傳統農業的消息閉塞狀況，農產品線上線下同步發展，拓寬需求，不僅提升了農產品交易效率，而且提高了農產品的銷售價格[20]。（2）互聯網與農業的深度融合有利于農業生產智能化，提高了農產品質量，綠色高品質的農產品為農戶帶來更高的收益。（3）高效的農業生產經營離不開信息技術的運用，與傳統面對面、紙質化形式的人工培訓相比，互聯網平臺的存在讓農戶更為便利地獲取全面的農業技術指導成為可能[21]。

2.互聯網普及顯著提升農戶非農參與和農戶非農收入

表2第3列和第4列結果顯示，互聯網普及能夠顯著提高農戶非農收入和農戶非農參與。其原因在于互聯網普及不僅為農戶提供了更多的就業信息，降低工作信息搜尋成本[14]，還催生出大量新崗位新職業，增加農戶的非農就業渠道，提高就業概率。在創業方面，互聯網能夠拉近農戶之間的距離，以更低的成本保障創業者的社會網絡體系，并且降低創業融資約束[22]，帶動農戶自身創業熱情[13]?；ヂ摼W還能夠給予農戶在非農方面的就業指導和技能培訓，提高自身工作效率和競爭力。

3.對控制變量的解釋

控制變量系數估計值的符號與理論預期基本相符。通常來說，戶主越年輕，越有利于促進農村經濟轉型。年輕戶主接受新知識新技術的能力更強，對使用現代信息技術的接受概率更大[10]，因此，年輕戶主更容易摒棄傳統落后的農業生產經營模式，作出既能夠有效應用農業技術提高勞動生產率，也能夠積極利用互聯網參與非農就業并提高非農收入的決策。另外，家庭平均受教育程度越高，越有利于農戶勞動生產率的提高、農戶非農收入和農戶非農參與的增加，這與受教育水平高的家庭有更強的互聯網運用能力息息相關。家庭平均受教育水平越高，運用互聯網進行高效學習和工作的可能性越大[16]，從而進一步提高自身人力資本，參與非農工作并獲得非農收入。此外，高教育水平農戶還可以通過互聯網獲取農業現代化生產信息，進行規模化生產，提高其農業勞動生產率。村莊作為農戶農業生產所面對的直接外部環境，其特征對農村經濟轉型也產生了重要影響。地勢平坦、道路硬化占比較高的村莊給予農戶通往外界更為便利的條件，不僅有利于農戶更好地適應市場需求，調整農業生產結構，提高農業生產效率，而且使得農戶處于更為廣闊的就業環境中，從而有效把握非農就業機會，增加非農就業。鑒于論文篇幅限制，不再累述。

（二）穩健性檢驗

為保證基準模型中互聯網普及與農村經濟轉型之間因果關系的穩健性，本文分別采用工具變量兩階段估計、替換解釋變量、替換被解釋變量和使用其他微觀數據集等方式進行檢驗。

1.工具變量兩階段估計

基于工具變量“2005年城市互聯網普及”的兩階段最小二乘估計結果由于版面所限，所有穩健性檢驗結果略，留存備索。可知，第一階段工具變量對2015年城市互聯網普及具有顯著正向影響，表明內生變量和工具變量具有高度相關性，并且Kleibergen-Paap rk LM統計量和Cragg-Donald Wald F統計量檢驗拒絕了工具變量識別不足和弱識別的原假設，保證了工具變量的有效性。第二階段估計結果表明，互聯網普及顯著推動了農村經濟轉型，與基準模型的估計結果一致，并且系數估計值的變化幅度并不大，這說明內生性問題并不影響本文的基準模型結論。

2.替換解釋變量

移動電話作為運用互聯網的重要工具，其使用情況在一定程度上反映了互聯網普及的狀況。楊檸澤和周靜[23]以手機上網的使用情況作為互聯網使用的衡量指標，研究了互聯網使用與農戶收入之間的關系。張世虎和顧海英[24]則以“是否移動上網”“是否使用手機”的數據構造互聯網信息技術應用的替代變量。鑒于此，本文通過將互聯網普及替換為農戶所在城市的移動電話普及進行穩健性檢驗。結果顯示，移動電話普及對農村經濟轉型同樣有顯著促進作用，這不僅體現了本文研究結論的可靠性，而且也表明移動電話普及與互聯網普及相輔相成，共同促進了互聯網相關技術的應用和發展。農戶使用多種類型的智能設備接入互聯網，提高互聯網應用能力，拓寬自身信息獲取渠道，進而推動農村經濟轉型。

3.替換被解釋變量

土地作為農業生產的最基本要素，其利用效率也是農業生產效率的重要衡量標準之一[25]?；诖?，本文將土地生產率與單位土地上的勞動生產率作為農戶農業勞動生產率的替代指標來衡量農業生產效率。又由于農戶的非農收入主要來源于家庭的工資性收入和經營與財產性收入，故使用這兩個指標作為農戶非農收入的替代指標。結果顯示，互聯網普及對土地生產率、單位土地上的勞動生產率、工資性收入、經營與財產性收入都具有顯著正向影響，驗證了本文研究結論的穩健性。另外，互聯網普及對工資性收入的正向影響效應相較于經營與財產性收入更為明顯，表明農民應用互聯網從事農業經營性活動與創業活動的能力仍有待提升，畢竟互聯網使用對經營性收入產生的影響效益理應更高[26]。因此，國家在推進互聯網普及的同時，應當著重加強對農戶互聯網應用能力的培訓，提高其獲取以及使用網絡的能力，使得農民真正受益于互聯網普及帶來的新知識和新技術，最終提高其增收能力。

4.基于中國家庭追蹤調查（CFPS）數據的估計

為避免因樣本選擇不同而導致的結果差異，本文使用2018年中國家庭追蹤調查（China Family Panel Studies，CFPS）數據再次驗證互聯網普及與農村經濟轉型的關系。在替換微觀數據庫后，互聯網普及同樣提高了農戶農業勞動生產率、農戶非農收入和農戶非農參與，促進農村經濟轉型。這說明本文的基本研究結論不受數據集選擇的影響。

（三）異質性分析

1.基于家庭平均受教育程度的分組分析

考慮到互聯網作為一種技能偏向型技術進步，不同平均受教育程度的家庭對互聯網的利用效果并不相同[27]。因此，本文以CLDS數據庫中家庭平均受教育程度的中位數將樣本分為兩組，分組估計結果如表3所示。由表3可知，無論平均受教育程度較高還是較低的家庭，互聯網普及都促進了農村經濟轉型，但互聯網普及對平均受教育程度較高農戶的影響更大。呈現這種差異的可能原因是，互聯網普及促進農村經濟轉型的一個重要渠道是作為新媒體為農戶提供了更多的參與非農就業的機會[19]，而平均受教育程度較高的農戶擁有更高的人力資本，其運用互聯網的能力更強，能夠充分利用互聯網平臺提高其工作技能，并有效地搜尋和匹配工作，從而獲得更高的非農收入。同時，農戶將互聯網平臺與農業深度融合，發展高效、綠色農業，提高農產品競爭力，并通過線上和線下交易，增加農業收入。故對于平均受教育程度較高的農戶，互聯網普及對農村經濟轉型的促進作用更明顯。

2.基于村莊道路狀況的分組分析

道路作為村莊與外界溝通的重要渠道，其狀況勢必對村莊的經濟發展和農戶的生產生活方式產生不同影響，互聯網普及發揮的作用也將因此而不同。鑒于此，本文以村莊硬化路面占比的中位數將樣本分為低硬化路面占比和高硬化路面占比兩組進行分組回歸。由表3可知，對于道路硬化占比較高的村莊，互聯網普及對農村經濟轉型的促進作用更顯著?？紤]到完善的村莊道路設施降低了交通與運輸成本，有利于農戶和農產品“走出去”“引進來”。（1）農戶利用互聯網獲取非農就業機會后，良好的道路建設更能為農戶的非農就業提供便利的外部條件，提升其非農參與和非農收入。（2）農戶利用互聯網平臺改善農業生產結構后，便利的運輸條件將會對農產品的外銷助力，進而放大互聯網普及對農業生產效率的促進作用。

3.基于村莊是否存在非農經濟的分組分析

村莊作為農戶開展農業生產最直接的外部環境，其是否存在第二三產業的經濟形態直接影響到農戶的生產經營選擇。因此，互聯網普及對農村經濟轉型的促進作用可能會因村莊有無非農經濟而有所不同。本文依據村莊有無非農經濟將樣本分為兩類分別進行回歸如表3所示。由表3可知，對有非農經濟的村莊，互聯網普及僅僅提高了農戶農業勞動生產率，而對于無非農經濟的村莊，互聯網普及不僅能夠提高農戶農業勞動生產率，還促進了農戶非農參與并增加了農戶非農收入。合理的解釋是，存在非農經濟村莊的經濟轉型進程相對更快，相當一部分農戶已然參與到非農就業中，其受益于互聯網普及所帶來的工作信息優勢程度相對較小，但由于互聯網仍為農業的生產和銷售提供信息便利，故而其對農戶農業勞動生產率的提高作用仍然明顯。

4.基于城市人均地區生產總值的分組分析

城市人均地區生產總值是衡量一個城市經濟發展狀況的有效指標。經濟發展水平較高的城市，農戶更有可能接入互聯網，并充分利用網絡平臺進行信息攝取和技能學習，從而提高其農業生產效率和非農就業概率，促進農村經濟轉型。基于此，本文以城市人均地區生產總值的中位數將總樣本分為高人均地區生產總值和低人均地區生產總值兩類樣本，進行分組回歸驗證。由表3可知，在低人均地區生產總值的城市，互聯網普及只是提升農戶農業勞動生產率，而對農戶非農參與沒有顯著影響。這主要是因為，城市經濟發展水平低則互聯網知識普及率也較低，農戶對互聯網使用的認知度不高，限制了互聯網就業效應的發揮[14]。而對于高人均地區生產總值的城市，互聯網普及有利于為城市就業崗位與農村剩余勞動力之間架起溝通橋梁，因而能夠促進農村非農就業增加，從而增加非農收入。

五、機制分析

（一）增強信息能力

互聯網普及給予農戶獲取信息的硬件條件，但信息利用才是根本目的，信息的價值要通過有效使用才能體現出來。在互聯網普及率不斷提高的環境下，農戶對互聯網的使用是實現信息價值的重要方式，是其信息能力的直觀體現，故本文選取“農戶是否使用互聯網”二元變量作為農戶信息能力的代理指標，檢驗其在互聯網普及影響農村經濟轉型中的作用機制，回歸結果如表4所示。

由表4可知，互聯網普及與信息能力交互項系數顯著為正，表明互聯網普及通過增強農戶信息能力對農村經濟轉型發揮作用。已有研究證明，其一，互聯網能夠高效地傳播農業信息并為農戶提供更為全面的農業知識和直觀的技術指導，提高土地生產能力，降低作物種植成本，進而提升農戶農業生產效率[21]。其二，農戶通過使用互聯網，接觸到更多現代化農業知識，逐漸改變傳統農業種植觀念和生產方式[28]，優化種植結構和銷售方案。其三，互聯網使用不僅有利于農戶獲取大量的工作信息，提高搜尋和匹配工作的效率[14]，而且有利于提升農戶自身職業素質，促進其就職方向由低技術企業向高技術企業轉換，從而獲得更高的工資性收入[29]。其四，互聯網使用還可以提高農民的自我雇傭率[16]，提升農戶的創業積極性。因此，農戶信息能力的增強是互聯網普及影響農村經濟轉型的一個重要途徑。

（二）拓展社會資本

中國是典型的“人情關系型”國家，由社會關系網形成的社會資本在人們的日常生活中起到了重要作用?；ヂ摼W普及使得農戶擁有更廣更多樣的社會網絡、更多的網絡社會信任和網絡社會參與，從而拓寬了農戶獲取社會資本的渠道。而社會資本將直接作用于農戶非農參與的求職過程，提高農民非農求職的成功率和效率[30]。郭云南和姚洋[31]發現，圍繞宗族網絡產生的往來禮金，將增強家庭宗族網絡的強度，為宗族成員的勞動力流動性提供了保障，促進成員外出務工。因此，本文借鑒楊汝岱等[32]的做法，將農戶家庭禮金支出的自然對數作為社會資本的代理變量進行機制檢驗，檢驗結果如表5所示。

由5可知，互聯網普及可以通過拓展社會資本渠道來促進農村經濟轉型。由于“關系”網絡在促進勞動力市場信息流動方面發揮了非常重要的作用[33]，而基于信任的社會網絡將顯著促進農戶獲取非農就業機會和提高打工收入[34]。另外，社會資本也可以成為一種技術普及途徑，農民是否采用新技術往往依賴于其所屬社會網絡中其他農民的決策[35]，因而基于宗族網絡和村莊信任的農村社會資本將降低農業技術推廣過程中的交易成本[36]，促進農業技術普及。因此，農戶社會資本的強化和拓展是互聯網普及促進農村經濟轉型的另一重要途徑。

（三）緩解風險厭惡程度

由于信息、知識和稟賦的限制，農民群體普遍存在厭惡風險的觀念，阻礙了農民多渠道非農就業[37]。面對不斷深化的社會信息化進程，互聯網普及不僅促進了信息的傳播和獲取，而且方便了人們的溝通和交流，互聯網在緊密融入人們生活的同時也改變了農戶的思想觀念，使其風險厭惡程度得以轉變。由于受 CLDS 數據的限制，無法直接度量農戶家庭風險厭惡程度，本文借鑒周廣肅和樊綱[38]的做法，將一個家庭是否持有金融資產以及是否有財產性收入作為家庭風險厭惡程度的代理變量進行機制檢驗，檢驗結果如表6所示。

表6的結果驗證了風險厭惡程度能夠在互聯網普及對農村經濟轉型影響中發揮作用。互聯網普及打破既有的時空邊界，拓寬農戶信息和知識的獲取渠道，降低農戶決策過程中的各種不確定性，緩解了農民群體的風險厭惡程度[39]。一方面，農民群體對風險厭惡程度越低，就能夠將土地的保障功能轉化為財產功能，積極參與土地流轉，節省農業勞動力，促進勞動力分配到非農產業，提高其非農收入;另一方面，信息化時代的到來，使處于信息劣勢的農戶得以提高信息獲取能力，增加知識經驗的儲備，降低主觀風險厭惡程度[22]，提高了創業概率。農戶非農收入和農戶非農參與從而得到提高。因此，互聯網普及導致的農戶對風險厭惡程度的改變是促進農村經濟轉型的重要渠道。

六、結論和政策含義

鄉村振興戰略為農村的發展指明了方向和道路，是新時代“三農”工作的新旗幟和總抓手，評價鄉村振興背景下互聯網普及的經濟轉型效應對農村可持續發展具有重要意義。鑒于此，本文在梳理互聯網普及制度背景基礎上，利用2016年中國勞動力動態調查（CLDS）數據庫的微觀農戶數據和中國城市層面互聯網普及數據，經驗分析了互聯網普及對農村經濟轉型的影響效應，得出以下主要研究結論：首先，互聯網普及有利于促進農村經濟轉型，具體表現為提高農戶農業勞動生產率、促進農戶非農參與和增加農戶非農收入。為保證研究結論的可靠性，本文采用工具變量兩階段估計、替換解釋變量、替換被解釋變量和使用其他微觀數據集等方式進行穩健性檢驗。其次，互聯網普及對農村經濟轉型的影響具有異質性特征，對于高平均受教育程度家庭、高硬化路面占比村莊、存在非農經濟村莊以及高人均地區生產總值城市，互聯網普及對農村經濟轉型的促進效應更強。最后，機制分析結果表明，互聯網普及可以通過增強信息能力、拓展社會資本和緩解風險厭惡程度促進農村經濟轉型。

本文的政策含義在于：首先，鑒于中國農村互聯網普及率仍遠低于城鎮互聯網普及率，未來應繼續加快互聯網在農村地區的普及，持續加強光纖到村建設，加快寬帶網絡和第四代移動通信網絡向行政村和有條件的自然村覆蓋，持續推進“提速降費”工作，深化電信普遍服務。其次，引導農戶自覺合理地使用互聯網，加強基于互聯網技術的職業農民培訓，將互聯網與農業充分融合，利用市場需求和消費信息優化農業生產結構并引導加工和流通，推進農產品出村工程，為鄉村振興提供有力支撐。最后，利用互聯網為農戶搭建非農就業平臺，為農戶提供非農就業的咨詢渠道，并且加強對農戶的非農就業培訓，注重改變農戶封閉的傳統思想，引導其接受新事物、新觀念，發揮農戶外出務工的主觀能動性，進而提高非農就業占比，促進農村經濟轉型。

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收稿日期：2021-09-10

基金項目：國家社會科學基金重大項目“就業優先、穩定和擴大就業的推動機制與政策研究”（21ZDA009）;國家社會科學基金項目“土地確權影響農業資源配置的理論機制、效果評價及支持政策研究”（18BJY134）;遼寧省“興遼英才計劃”項目“土地制度變遷、農業生產力與產業結構轉型”（XLYC1804010）

作者簡介：陳 飛（1973-），男，吉林長春人，教授，博士，博士生導師，主要從事數量經濟和農業經濟問題研究。E-mail：cfei2000@163.com

王友軍（1999-），男，山東臨沂人，碩士研究生，主要從事數量經濟研究。E-mail： 18340851085@163.com

劉宣宣（1993-），女，河南周口人，博士研究生，主要從事數量經濟研究。E-mail： lxx12113@163.com

（責任編輯：劉 艷）