互聯網使用、農戶創業與共同富裕

摘要：基于中國家庭追蹤調查（CFPS2020）數據，文章構建共同富裕指標體系，利用OLS模型和中介效應模型對8 598個樣本進行回歸分析，從微觀層面實證檢驗互聯網使用對農戶共同富裕水平的影響。研究表明：第一，互聯網使用對農戶共同富裕水平具有顯著的正向效應，且互聯網作為信息渠道的重要程度在互聯網使用與共同富裕之間具有正向調節效應，在通過兩階段最小二乘法（2SLS）、傾向值匹配法（PSM）檢驗后結論依然穩健；第二，農戶創業在互聯網使用和共同富裕之間發揮著顯著的中介效應；第三，使用互聯網進行學習、工作和娛樂的頻率均能促進共同富裕水平提升。因此，要增加互聯網普及率，為農民推出更加豐富的創業信息板塊和更具內涵的文化娛樂數字產品，差異化引導農民使用互聯網，減少數字不平等，充分發揮網絡的包容增長特性。

關鍵詞：互聯網使用；農民；信息渠道；創業；共同富裕水平

一、引言

黨的二十大報告指出，共同富裕是社會主義的本質要求，是中國式現代化的重要特征；全面建設社會主義現代化國家，最艱巨最繁重的任務仍在農村。農村經濟發展不平衡不充分、農村居民的收入水平整體偏低、貧富差距大等問題依然存在，農民的獲得感和幸福感提升缺乏保障[1]。因此，在扎實推動共同富裕的新征程中，迫切需要補齊短板，實現包括農民在內的全民共同富裕。值得注意的是，隨著數字鄉村發展戰略的實施，農村互聯網普及率逐漸提高，根據中國互聯網信息中心（CNNIC）發布的第53次《中國互聯網絡發展狀況統計報告》，我國農村網民規模達3.26億人，農村地區互聯網普及率達到66.5%。一方面互聯網的應用與普及促使農村生產力與生產關系發生巨大變革，對居民收入[2]、農村居民幸福感[3]、農村居民精神生活[4]產生重要影響；另一方面，當前中國農村數字基礎設施建設以及農民的數字素養在不同農村地區不平衡不充分現象仍然存在，互聯網發展與運用的不平衡則可能會加劇“馬太效應”，不利于農村農民實現共同富裕。那么，互聯網使用如何影響農戶實現共同富裕？不同的運用方式和運用群體是表現出普惠性的效應？還是表現出差異性的效應？對這些問題的回答具有重要的現實意義。

關于互聯網使用與共同富裕的關系，學界形成了正向效應、門檻效應和負向效應三種觀點。持正向效應觀點的學者認為，互聯網具有普惠性和親民性，能夠通過提高就業質量[5]、減小家庭間物質財富差距[6]、緩解多維相對貧困[7]等方式促進共同富裕。持門檻效應觀點的學者認為，在宏觀層面，當一個國家或地區的互聯網接入率達到一定水平時，才能提升國家的經濟發展水平；在微觀層面，互聯網的普及能夠提高農村家庭財富總量，但互聯網的增收作用具有門檻效應，只有當家庭的上網成本達到一定值時，互聯網的增收效應才會顯現[8]。持負向效應觀點的學者認為，數字素養較低的勞動者可能受到排斥，無法享受數字紅利，從而陷入多維相對貧困[9]，進一步拉大了群體收入差距和地區經濟發展差距[10]。綜上，已有研究為互聯網使用與共同富裕關系研究奠定了堅實的研究基礎，但仍然存在以下拓展空間：首先，已有研究過于重視從物質層面分析互聯網使用對共同富裕的影響，雖然也有較少文獻分析互聯網使用與精神富裕的關系，但將共同富裕作為一個由“物質、精神、共享”多要素構成的復合變量，探討兩者之間的研究較為鮮見；其次，互聯網使用對共同富裕影響的機制剖析不夠，雖然有研究關注到互聯網使用與創業的關系，但創業在互聯網使用與作為復合變量的共同富裕關系中的作用研究還需要進一步深入；最后，互聯網使用方式、互聯網使用群體的共同富裕效應差異性研究不足。

基于此，本文將圍繞互聯網使用能否促進農村共同富裕、促進共同富裕的作用機制以及促進共同富裕的異質效應開展研究。與既有文獻相比，本文可能的邊際貢獻在于以下三個方面：首先，本文聚焦于互聯網使用對作為復合概念的共同富裕的影響，從而豐富和拓展了互聯網使用與農民物質層面要素的研究成果；其次，本研究論證了互聯網使用通過農戶創業進而實現共同富裕的傳導機制，為農戶通過互聯網使用實現共同富裕提供了可行路徑參考；最后，本文從互聯網使用用途、農戶人力資本水平等維度探討互聯網使用對共同富裕影響展開異質性分析，有助于更加深入和全面地理解互聯網使用助推共同富裕的實踐路徑。

二、理論分析與研究假設

（一）互聯網使用與共同富裕

共同富裕涵蓋了物質富裕、精神富裕與共享富裕三個維度[11]。首先，基于交易成本理論，互聯網技術能夠提供豐富的信息資源，緩解了由信息不對稱引起交易成本較高的問題，增加了信息效應的邊際產出[12]，有助于農戶做出最優生產決策，提高生產經營效率[13]，增加農業生產收入。同時，互聯網使用幫助農戶獲取海量就業信息、提高信息利用率[14]、減少就業等待時間[15]，拓展就業渠道，提高非農收入。互聯網技術具有投資便利性，無論其是否與傳統金融相結合，都能夠對家庭的投資行為產生積極影響。有學者指出，線上交易、互聯網使用等促進家庭進入金融市場、參與交易，幫助農戶重構家庭資產結構、擴大家庭資產規模，從而提高家庭的總體物質財富水平[16]。其次，互聯網極大縮小了人與人之間的距離，降低了居民的疏離感，增加了居民的階層認同，提升居民的幸福感[17]，提升了精神富裕水平。基于城鄉差異視角，互聯網使用有利于提升城鄉居民精神層面的幸福感，且這種“幸福效應”在農村地區表現得更為明顯，其中互聯網主要提升了幸福感組成部分中的工作滿意度[18]。最后，互聯網具有親貧性和包容性。互聯網使用在提高農村家庭平均收入的同時能夠縮小農村內部的收入差距，緩解收入不平等[19]。在勞動力市場上，互聯網使用能夠轉移農村地區剩余勞動力[20]、改善農戶勞動技能和勞動生產率[21]，增強工作穩定性和社會總體福利水平[22]。

基于此，本文提出研究假設H1：互聯網使用對農戶的共同富裕水平具有促進作用。

（二）農戶創業在互聯網對共同富裕影響中的作用

互聯網使用主要通過緩解融資困境、拓寬信息獲取渠道、提升社會資本積累促進農戶進行創業活動。首先，互聯網的深度普及增加了正規信貸的可得性[23]，打破了農民創業的融資困境，促進農民進行創業活動，且這一促進作用對農村家庭的影響更為顯著[24]。其次，互聯網有利于微觀個體獲取豐富的創業信息[25]。農村低收入群體由于信息獲取渠道單一往往處于信息劣勢，而互聯網作為一個巨大的信息交流平臺，農民能夠利用其獲取豐富的平臺資源和創業信息。因此，互聯網為農村群體創業提供了良好契機。最后，社交網絡是創業者社會資本積累的主要來源。創業者可根據不同的創業需求獲取所需資源進行創業活動[26]。移動互聯網使熟練掌握數字技術的創業者在鞏固線下社交網絡的基礎上，拓展線上社交網絡，并將線上社交網絡轉化為社會資本。此外，創業者使用互聯網進行社交過程中開拓的非正規融資渠道，是創業活動的重要資金來源[27]。

農戶創業與共同富裕是近年來學術界的熱點議題。農戶創業是經濟增長的動力，有助于緩解相對貧困，增加財富積累[28]。農戶創業具有“帶動效應”和“乘數效應”，是實現農民增收和農民收入差距縮小的重要抓手[29]。農戶創業能夠促進農產品產業鏈延伸，帶動上下游產業發展，促進農民由農業就業轉向非農就業，豐富農民收入多樣化。農村地區創業企業的發展有助于帶動鄉村振興，幫助大批農民就近就業，實現低收入群體穩定就業，增加農民的物質財富[30]。此外，創業能提升個體的總體幸福感、生活滿意度和未來信心，使創業者在精神層面得到極大滿足[31]。進一步研究發現，機會型創業和雇主型創業能夠滿足創業者的閑暇需求，幫助創業者實現自我價值，從而提升創業者精神層面的幸福感。農戶創業能夠提升村莊社會地位，其中社會經濟地位和社會計量地位均對農戶的幸福感產生了顯著的正向作用[32]。

基于此，本文提出研究假設H2：互聯網使用通過促進農戶創業助推共同富裕。

（三）互聯網作為信息渠道重要程度的調節效應

農戶對互聯網作為信息渠道的重視程度也會影響共同富裕水平。長期以來，信息渠道閉塞是阻礙農村居民實現共同富裕的重要因素。一方面，信息渠道閉塞不利于農村居民提升人力資本水平，減少了農村居民的就業機會，阻礙了共同富裕的實現。另一方面，信息閉塞阻礙農村居民拓展思維認知能力的提升，導致居民在面對經濟形勢變化以及新技術出現時難以做出理性最優決策，無法共享數字紅利，導致貧富分化加劇，不利于共同富裕的實現。

互聯網的出現為個體獲取信息，進而抓住發展機遇、共享發展成果、實現共同富裕提供了可能。將互聯網作為信息渠道能夠極大降低信息獲取的成本，有利于個體獲取極為豐富的信息資源[33]，抓住創業機遇、助推共同富裕的實現。在物質富裕層面，對于務農群體而言，互聯網作為信息渠道所產生的信息優勢能夠幫助農民在進行農業生產時根據市場需求調整生產結構[7]，縮小農戶之間的收入差距，從而逐步實現共同富裕。對于農村創業群體而言，互聯網作為信息渠道，有利于創業群體洞察市場情況，為其提供信息資源從而把握創業先機[34]。對于受雇群體而言，互聯網作為信息渠道為受雇群體提供了公開透明的議價信息，能夠幫助其在勞動力市場上獲得工資溢價，提升物質富裕水平。并且，農村居民通過互聯網收集和處理信息，能夠提升個體的人力資本水平，改善勞動技能，提高勞動生產率和收入水平，增加共同富裕度。在精神富裕層面，有研究表明，互聯網能夠加速信息的流動，個體使用互聯網上的新興技術，有助于心理健康的發展和完善，提升精神富裕度。通過使用互聯網，農戶能夠打破信息壁壘，減緩由社會排斥造成的主觀幸福感下降，有利于提升農民對社會的信任度、個體的主觀福利水平和對生活的滿意度，促進共同富裕水平提升。此外，媒介“構建論”指出，通過互聯網獲取的信息作為一面鏡子，在個體重構“幸福”定義的過程中發揮著重要的作用[35]。若個體的現實生活與其定義的“幸福”大致相當，則其會認為自己是幸福的；若個體的現實生活與其構建的“幸福”定義差距較大，則其會認為自己缺乏幸福感和滿足感。由此可見，互聯網作為信息渠道的重要程度會影響著個體的共同富裕水平。

基于此，本文提出研究假設H3：互聯網作為信息渠道的重要程度能夠調節互聯網使用對農戶共同富裕的影響。

（四）互聯網用途與人力資本水平對共同富裕異質性的影響

互聯網的應用提高了社會生產力，優化了資源配置。然而，數字技術能否為微觀個體帶來經濟效益，取決于如何利用這一技術資源。互聯網對用戶造成的影響取決于使用者的上網目的[37]，不同使用偏好和使用目的會對個體的共同富裕水平具有不同的影響。根據已有研究，用戶的上網目的通常可劃分為學習、工作、信息瀏覽、休閑娛樂等幾個方面[38]。在物質層面，使用互聯網學習和獲取信息能夠促進居民收入增加，提升物質資本積累[38-39]，而使用互聯網進行娛樂活動對于物質財富的積累沒有顯著影響[40]。在精神層面，居民使用互聯網進行信息瀏覽可能會形成“信息繭房”，對個體的精神富裕度提升效應較小。此外，農戶使用互聯網瀏覽信息會更傾向于將不平等的根源歸于外因，降低個體的公平感和幸福感。娛樂活動能夠滿足居民的閑暇需求，農民使用互聯網進行娛樂活動時，能夠獲得極大的滿足感，使其精神愉悅[10]，提升精神層面的富裕水平。

基于此，本文提出研究假設H4a：互聯網使用用途對農戶共同富裕水平具有異質性影響。

互聯網使用對共同富裕的影響在不同人力資本水平持有群體中存在差異。研究表明，互聯網用戶只有具備一定的數字素養，才能分享互聯網帶來的數字紅利[41]。互聯網技術具有技能偏向性，互聯網普及的過程中，具有較高認知以及人力資本水平持有較高的個體將更傾向于選擇使用互聯網[42]。不同人力資本水平持有者的上網活動目的也存在差異。較高人力資本水平持有者使用互聯網的目的更偏向于收獲經濟效益[43]，增加物質富裕度。根據技能偏向理論，受教育程度較高和具有較豐富工作經驗的勞動力能夠更有效率地利用互聯網技術，提升勞動生產率，提高個體的物質富裕水平[44]。較低人力資本水平持有者多使用互聯網進行娛樂，滿足閑暇需求，提升精神富裕水平。互聯網使用對受教育程度較低的群體產生的“幸福效應”最大，中等受教育群體次之，高等受教育群體的“幸福效應”則并不明顯[39]。

基于此，本文提出研究假設H4b：人力資本對農戶共同富裕水平具有異質性影響。

三、數據來源與實證模型

（一）數據來源

本文數據來自“中國家庭追蹤調查（CFPS）”。該調查是由北京大學中國社會科學調查中心開展的。該調查涉及25個省、直轄市、自治區，調查內容涵蓋居民家庭特征、消費收入、家庭關系等各方面信息。選取該數據的原因在于，該調查是一項大型的微觀入戶調查，涵蓋范圍廣，具有較強的代表性，其中的網絡板塊能夠為本文研究提供一定的數據支撐。此外，本文的宏觀數據均來自EPS數據庫。本文對數據樣本做如下處理：第一，本文將“財務回答人”定義為戶主，將戶主的編碼作為唯一識別代碼實現個人庫、家庭關系庫和家庭經濟數據的合并，利用省份編碼作為識別代碼實現宏觀數據與微觀數據的匹配。第二，本文的研究對象為農戶，因此剔除城鎮樣本。第三，剔除關鍵指標缺失以及部分不適用的樣本，最終得到的有效樣本8 598個。

（二）模型構建

1.OLS模型

為探究互聯網使用對共同富裕的影響，本文設計計量模型如下：

[CPi=c0+c1Neti+c2nControli+εi]"" （1）

[CPi]表示農戶個體的共同富裕水平，[Neti]表示農戶的互聯網使用情況，[Controli]表示個體、家庭以及地區層面的一系列控制變量，[εi]表示隨機擾動項，[c1]、[c2n]分別表示核心解釋變量與控制變量的系數，[c0]代表常數項。

2.中介效應模型

為研究互聯網使用對共同富裕的機制作用，本文采用三步法檢驗中介效應，構建如下模型：

[Medi=a0+a1Neti+a2nControli+τi] （2）

[CPi=b0+cNeti+b1Medi+b2nControli+ηi]" （3）

其中，[Medi]表示中介變量農戶創業，[Neti]表示農戶的互聯網使用情況，[Controli]與（1）式含義相同，[a0]、[b0]是常數項，[a1]、[b1]、c、[a2n]和[b2n]表示一系列待估參數，[τi]、[ηi]表示誤差項。

3.調節效應模型

為進一步考察互聯網作為信息渠道的重要程度對農戶實現共同富裕的影響，本文將互聯網使用與互聯網作為信息渠道的重要程度的交互項納入模型中進行回歸分析。

[CPi=d0+d1Neti*information+d2nControli+μi]" （4）

其中，[information]表示農戶對互聯網作為信息渠道的重視程度。本文借鑒張淑輝[45]的研究，依據問卷中農戶對“互聯網作為信息渠道的重要程度”這一問題評分進行賦值，農戶評分大于1則賦值為1，否則賦值為0。[μi]代表隨機擾動項，此外，（4）式中其他變量的含義與前文（1）式一致。

（三）變量選取

1.被解釋變量：共同富裕

共同富裕是社會主義的本質要求，強調個體的物質和精神都得到極大的滿足，且個體間的差距處于合理的范圍內。借鑒張金林等[46]的研究，根據馬斯洛需求理論，本文將共同富裕劃分為三個層面，即物質富裕、精神富裕以及共享富裕。

本文主要從收入水平、財富水平、消費水平以及生活滿意度四個方面衡量物質富裕水平。借鑒譚昶等[20]將全樣本人均收入的40%和全樣本家庭總資產的40%設定為收入水平的臨界值，其中，家庭總資產為經營資產、土地資產、金融產品資產以及生產性固定資產之和。將食品支出占家庭總支出的50%設定為臨界值，當食品支出占比大于臨界值時，賦值為1，否則賦值為0，生活滿意度的臨界值為3，當農戶對生活滿意度不小于3時，賦值為1，否則賦值為0。

本文從農戶的健康狀況、文娛支出、居民幸福感、信心狀況四個方面構建農戶的精神富裕水平。當農戶健康狀態自我評價為“非常健康”“很健康”“比較健康”時賦值為1，當文教支出占比不低于11%時，賦值為1，農戶對“有多幸福”打分不低于6分時，居民幸福感賦值為1，農戶對自己的未來信心程度評分不低于3分時，賦值為1。

本文借鑒張金林等[46]的研究，從城鄉收入差距、城鄉消費差距、農戶收入差距、地理位置四個方面衡量共享富裕。本文將城鎮居民人均收入與農戶人均收入的2.6倍設定為臨界值，當收入差距大于2.6時設置為1，農戶所在地區城鄉居民人均收入比不超過2.56時賦值為1，否則賦值為0，農戶位于我國東部地區時賦值為1，農戶位于我國東部以外地區則賦值為0。

2.解釋變量：互聯網使用

本文依據問卷中“是否使用移動上網”和“是否使用電腦上網”作為判斷依據，無論采用移動上網或電腦上網統一歸納為選擇使用互聯網。若選擇“是”，則視該農戶使用了互聯網，賦值為1，否則賦值為0。此外，為了進一步探索互聯網使用的用途對共同富裕的影響，本文選取娛樂性使用、工作性使用和學習性使用三個變量，分別依據問卷中“網絡對休閑娛樂重要性”“網絡對工作重要性”以及“網絡對學習重要性”的評分，該回答的評分在1～5之間，評分越高，表示在此用途越頻繁。

3.中介變量：農戶創業

依據問卷中“當前工作/最近結束的工作類型”這一問題，若農戶選擇“私營企業/個體工商戶/其他自雇”或“自家農業生產經營”則認為農戶選擇了創業，賦值為1，否則賦值為0。

4.控制變量

借鑒張金林等[46]的做法，本文將控制變量設定在戶主個人、家庭和地區特征三個層面。戶主特征包括戶主性別、受教育程度、婚姻狀況以及年齡四個方面；家庭特征包括家庭規模、老年撫養比和少兒撫養比三個方面；地區層面特征包括GDP和城鎮化率兩個方面。各變量的描述性統計如表2所示。

四、實證分析

（一）基準回歸結果

為排除本文變量間可能存在多重共線性問題，首先進行多重共線性檢驗，經過計算可得方差膨脹因子的均值為1.37，排除本文存在多重共線性的問題。表3報告了互聯網使用對共同富裕的影響，在控制了農戶個體層面、家庭層面和地區層面的控制變量之后，互聯網使用對共同富裕的影響顯著，且邊際效應為正，表明互聯網使用可以提升農戶的共同富裕水平。列（2）（3）（4）報告了互聯網使用對共同富裕三個子維度的影響。結果顯示，互聯網使用對物質富裕、精神富裕與共享富裕的回歸系數均在1%的水平下顯著為正，表明互聯網使用不僅能夠提升農戶的物質富裕度，也有助于豐富農戶的精神生活、縮小貧富差距，促進精神富裕和共享富裕。其中，互聯網使用對物質富裕的促進效果最為明顯。

此外，戶主個人控制變量方面，農戶的學歷能夠促進共同富裕水平提升。農戶家庭控制變量方面，農戶家庭規模越大，越不利于共同富裕的實現；少兒撫養比和老年撫養比對共同富裕具有顯著的負向影響，老年人和兒童在家庭中占比越高，越不利于共同富裕水平的提升。地區控制變量方面，城鎮化率和人均GDP對農戶的共同富裕水平具有顯著的促進作用。假說H1得到驗證。

（二）中介效應檢驗

基于前文理論部分分析，本文將探究互聯網使用對共同富裕的作用機制。利用（1）式進行三步法回歸的第一步，表4列（1）報告了互聯網使用對共同富裕影響的總效應，結果顯示，互聯網使用顯著促進了農戶共同富裕水平的提升。利用（2）式進行三步法回歸的第二步，表4列（2）報告了互聯網使用對農戶創業的影響，結果顯示互聯網使用對農戶創業具有正向的邊際效應，且在1%的水平下顯著，表明使用互聯網的農戶更傾向于選擇自主創業。利用（3）式進行三步法回歸的第三步，將互聯網使用和農戶創業同時納入模型中進行回歸分析，表4列（3）顯示，互聯網使用和農戶創業對共同富裕的估計系數在1%的水平下顯著為正數。對比列（1）與列（3）中互聯網使用的估計系數，雖然都在1%的水平下顯著，但估計系數的大小有所下降，表明農戶創業在互聯網使用與共同富裕之間具有部分中介效應，即“互聯網使用—農戶創業—共同富裕”。其中，農戶創業在互聯網使用中的中介效應比例為1.29%。以上結論與前人研究結論一致，即相較于未使用互聯網的農民，農民使用互聯網更傾向于選擇自雇型就業[13]。通過使用互聯網，商業信息可以在個體間快速流通，有助于減少信息差農戶能夠抓住創業機會開展創業活動，幫助農戶由農業就業轉向非農就業，改善個體的收入水平和共同富裕度。本文采用Sobel-Goodman檢驗方法來檢驗中介效應是否存在，結果顯示，Sobel、Goodman1、Goodman2檢驗均通過了1%的顯著水平檢驗。至此，假設H2得到驗證。

（三）調節效應檢驗

基于前文理論分析，為考察互聯網作為信息渠道在互聯網使用與共同富裕之間關系的調節作用，本文引入“互聯網作為信息渠道的重要程度”作為調節變量進行回歸分析。回歸結果如表5所示，列（1）顯示互聯網使用對農戶實現共同富裕具有顯著的正向邊際效應。列（2）顯示了互聯網使用與互聯網作為信息渠道的重要程度的交互項對共同富裕的影響，交互項對共同富裕的影響在1%的水平下顯著為正。具體來說，相較于互聯網作為信息渠道的重要程度較低的農戶，重視互聯網的信息渠道功能的農戶實現共同富裕的概率提升了4.58%，由此可見，農戶重視互聯網的信息渠道功能會正向強化互聯網使用對共同富裕的影響。表5 中列（3）和列（4）依據農戶對互聯網作為信息渠道的重要程度不同進行分樣本回歸，結果顯示，農戶對互聯網信息渠道功能的重視程度越高，互聯網使用對共同富裕的估計系數越大，且影響更為顯著。至此，假設H3得到驗證。

（四）異質性分析

1.用途異質性

表6報告了農戶不同上網活動目的對共同富裕水平的影響。結果顯示，互聯網使用對共同富裕具有正向效應，具體體現在農戶使用互聯網進行學習、娛樂和工作的頻率對于共同富裕都具有顯著的正向影響，其中農戶使用互聯網進行娛樂活動的頻率對共同富裕的促進作用最為明顯。

表6中列（1）報告了農戶使用互聯網學習的頻率對共同富裕的影響。結果顯示，農戶使用互聯網進行學習的頻率每提升1個單位，農戶的共同富裕水平提高0.0065個單位，且通過了1%的顯著性檢驗。由此可見，上網學習是農戶提升人力資本的重要途徑，通過上網學習可以滿足農戶對于基本農業知識的學習和了解，獲取更加廣泛的資源，提升農業生產經營收入，從而提升共同富裕水平。

表6中列（2）報告了娛樂性使用的頻率對共同富裕的影響效應，娛樂性使用的頻率每增加1個單位，農戶的共同富裕水平增加0.0070個單位。可能的原因是，農村的娛樂項目相對匱乏，農戶通過上網休閑娛樂滿足閑暇需求，豐富其精神生活，助推實現共同富裕。

表6中列（3）報告了農戶使用互聯網工作及其頻率對共同富裕的影響。結果顯示，農戶使用互聯網進行工作的頻率每提高1個單位，農戶的共同富裕水平會提高0.0047個單位，且通過了1%的顯著性檢驗。這一影響的系數低于學習性使用和娛樂性使用，表明農戶使用互聯網工作對共同富裕的正向影響作用小于其他兩項上網活動。可能的原因是，采用數字技術進行農業生產經營的農戶數量較少，傳統農業在鄉村中所占比例仍然較大，農戶使用互聯網進行農業生產經營對于共同富裕水平的提升作用影響有限。至此，假說H4a得到驗證。

為進一步研究互聯網的不同用途對農戶共同富裕三個子維度的異質性影響，本文將共同富裕拆分為三個子維度，以學習性使用、娛樂性使用和工作性使用作為解釋變量分別對物質富裕、精神富裕與共享富裕進行回歸，結果如表7所示。

表7中列（1）至列（3）顯示互聯網的不同用途對物質富裕的影響。學習性使用、娛樂性使用和工作性使用均對物質富裕的影響具有正向效應，且通過了1%的顯著性檢驗，表明互聯網的三種用途均能夠促進農戶物質富裕水平的提升，有利于實現物質富裕。其中，學習性使用對于物質富裕水平的提升最為明顯，學習性使用頻率每增加1個單位，農戶物質富裕水平提升0.0012個單位。可能的原因是，農戶通過網絡對科學養殖、科學播種有了更加深刻的認識，能夠學以致用，提高農業生產效率，進而增加農業收入。此外，也可能是農民通過互聯網學習，提高自身人力資本水平，通過進城務工從事非農務工，從而提高非農收入。

列（4）至列（6）顯示互聯網的不同用途對精神富裕的影響。學習性使用、娛樂性使用和工作性使用對精神富裕的影響具有正向效應，且通過了1%的顯著性檢驗，說明互聯網的三種用途均能夠促進農戶精神富裕水平的提升。其中，娛樂性使用對農戶精神富裕水平的影響效應最為明顯，娛樂性使用每提升1個單位，農戶的精神富裕水平提升0.0133個單位。可能的原因是，農戶通過上網觀看短視頻或政府舉辦的文娛活動直播，能夠加強自身的精神建設，從而提升自身的精神富裕水平。

列（7）至列（9）顯示，學習性使用、娛樂性使用和工作性使用對農戶的共享富裕水平沒有顯著的影響效應。可能是由于城鎮居民比農村居民具有更加熟練的數字技能，且城鎮的信息基礎設施更加健全，因此，互聯網的不同使用用途對于縮小城鄉居民收入差距的影響效應較小。此外，處于同一鄉鎮的農戶之間的數字技能掌握情況總體差距較小，所以不同的互聯網用途對于同一村莊的居民收入差距的影響效應較小，至此，假說H4a得到驗證。

2.人力資本異質性

農戶的人力資本水平是影響共同富裕水平的重要因素之一。參照張勛等[27]的研究，本文按照農戶的受教育程度不同將樣本劃分為較高人力資本水平組和較低人力資本水平組，探究互聯網使用及不同上網活動的頻率對不同人力資本水平持有者的影響，其中，較低人力資本水平組為受教育程度處于小學及以下的農戶，較高人力資本水平組為受教育程度處于初中及以上的農戶，結果如表7所示。表7中列（1）和列（2）顯示，互聯網使用對較低人力資本水平持有者和較高人力資本水平持有者均具有正向影響，且在1%的水平下顯著。該結論表明，互聯網使用對兩類人力資本水平持有者的共同富裕水平都具有促進作用。列（3）和列（4）學習性使用頻率、列（5）和列（6）工作性使用頻率的回歸系數表明，農戶所持有的人力資本水平越高，學習性使用頻率和工作性使用頻率每提高1個單位，農戶的共同富裕水平分別提高0.0112和0.0066。擁有較高人力資本水平的農戶通常也具備熟練的數字技能，并運用于學習和工作中，改善農戶的生活水平，促進共同富裕水平提升。列（7）和列（8）顯示，農戶的人力資本水平越低，娛樂性使用頻率對共同富裕的促進作用越大，農戶娛樂性使用頻率每提高1個單位，共同富裕水平提高0.0104個單位。可能的原因是，較低人力資本水平的農戶通過觀看短視頻、瀏覽娛樂新聞等方式愉悅自身，提升精神富裕的水平，從而提高共同富裕水平。至此，假說H4b得到驗證。

（五）內生性檢驗

本文可能存在的內生性問題在于：首先，微觀層面的共同富裕水平可能會反向影響農戶的互聯網使用情況，引起反向因果關系；其次，由于本文采用截面數據，農戶使用互聯網屬于“自選擇”行為，因此可能存在樣本選擇偏誤問題，最終導致回歸結果產生偏差。

為緩解反向因果帶來的結果偏差問題，借鑒陳飛等[48]的研究，選取“村莊其他居民的互聯網使用平均值”作為互聯網使用的工具變量。本文進行弱工具變量檢驗，第一階段回歸F統計量的值為331.126，遠大于10，強烈拒絕存在弱工具變量的原假說。本文采用兩階段最小二乘法（2SLS）進行工具變量法回歸，結果如表9所示。可以看出，第一階段“村莊其他居民互聯網使用的均值”對農戶互聯網使用的回歸系數在1%的顯著水平下為正，表明村莊其他居民互聯網使用的均值對農戶使用互聯網具有強正相關關系。第二階段互聯網使用對共同富裕回歸系數在1%的水平下顯著為正，與前文基準回歸的結果一致。

為緩解樣本選擇偏誤問題，本文采用PSM法進行檢驗，全部農戶作為PSM估計的總樣本，使用互聯網的農戶作為處理組，不使用互聯網的農戶作為控制組。本文采用最近鄰匹配、半徑匹配以及核匹配來驗證基準回歸結果的穩健性。由表10結果顯示，三種方法匹配都通過了1%的顯著性檢驗，說明農戶使用互聯網有利于促進共同富裕的實現。三種處理方法中農戶互聯網使用的平均處理效應（ATT）分別為0.0608、0.0422和0.0425，T值分別為17.80、8.18和8.86，驗證了本文結果的穩健性。

（六）穩健性檢驗

1.替換解釋變量

依據受訪者對問卷中“網絡對工作重要性”“網絡對休閑娛樂重要性”“網絡對社交的重要性”“網絡對學習重要性”“網絡對日常生活重要性”的回答，采用主成分分析法合成解釋變量。回歸結果如表11所示，表11列（1）為未加入任何控制變量的情況下，互聯網使用對共同富裕的影響，列（2）至列（4）分別為依次加入個人、家庭和地區層面的控制變量后互聯網使用對共同富裕的影響，與前文的基準結果基本一致，驗證了本文結論的穩健性。

2.替換被解釋變量

本文采用等權重法合成被解釋變量，可能會導致本文回歸結果產生偏誤，為緩解可能存在的偏誤，本文采用主成分分析法重新合成被解釋變量。結果如表12所示，無論是否加入控制變量，互聯網對農戶共同富裕水平的影響系數在1%的顯著水平下均為正數。列（1）未加入控制變量，列（2）至列（4）依次加入個人、家庭和地區層面的控制變量，互聯網對共同富裕的回歸系數為正，并且通過了1%的顯著水平檢驗，與前文結論一致，驗證了本文結論的穩健性。

3.替換模型

由于共同富裕可看作有序離散型變量，本文采用Oprobit模型進一步驗證本文結論的穩健性。結果如表13所示，無論是否加入控制變量，互聯網使用對個體富裕的影響均在1%的水平下顯著為正。列（1）回歸結果顯示，未加入控制變量時互聯網使用對農戶共同富裕的邊際效應為正，通過了1%的顯著水平檢驗。列（2）至列（4）顯示依次加入個人、家庭和地區層面控制變量后互聯網使用對共同富裕的影響依舊在1%的水平下顯著，與前文的結論保持一致。

五、結論與啟示

（一）主要結論

本文利用CFPS2020數據研究互聯網使用對農戶共同富裕的影響，得到如下結論：第一，農戶使用互聯網顯著促進了其共同富裕水平的提升，并且農戶使用互聯網對于物質富裕水平、精神富裕水平和共享富裕水平均具有顯著的促進作用。此外，農戶使用互聯網對其物質富裕水平的提升遠遠大于精神富裕水平和共享富裕水平。第二，就中介效應而言，互聯網使用可以通過顯著促進農戶進行創業活動進而促進共同富裕水平的提升。第三，就調節效應而言，農戶對互聯網作為信息渠道的重視程度越高，互聯網使用對共同富裕的促進作用越大。第四，互聯網使用對共同富裕的影響效應因互聯網用途和人力資本的不同而存在差異。農戶使用互聯網進行娛樂活動對精神富裕水平的促進作用最大，而農戶使用互聯網進行學習對物質富裕水平的促進作用最大；在不同人力資本水平的情況下，互聯網使用對共同富裕的影響存在差異，使用互聯網進行學習和工作對高學歷農戶的共同富裕水平提升效果更大，使用互聯網進行娛樂對低學歷農戶的共同富裕水平提升效果更大。

（二）政策建議

1.政府應注重在鄉村地區開展互聯網教育，并通過加大網絡設施建設、開展線上或線下數字技能培訓等方式進一步增加互聯網普及率。對處于信息基礎設施不完善的偏遠地區的村民，政府可開展特殊幫扶計劃，保障農戶平等獲取網絡技術的權利，引導更多農村群體利用互聯網實現增收，提高物質富裕水平，充分發揮互聯網對農戶共同富裕水平提升的功效。

2.對于具有創業意愿的農戶，政府應改善農村居民的創業環境，鼓勵當地村民因地制宜，結合當地特色產業開展創業活動。對于沒有創業意愿的農戶，一方面，政府可開展“互聯網+農業”的相關數字技能培訓，為從事農業生產的農戶提供利用互聯網技術致富的契機；另一方面，政府可通過培訓互聯網基本的操作技能，為具有從事非農工作意愿的農民勝任網絡直播、互聯網銷售以及自媒體運營等工作提供幫助。

3.政府要進一步完善互聯網信息平臺建設，加強農村群體利用互聯網獲取信息的意識。開展多樣化的社區教育，推進公共信息基礎知識的教育。此外，還要進一步加強對網絡信息的監管，保障農民獲取信息的真實性和可靠性。

4.學歷是影響農村群體共同富裕水平的重要因素之一。對于高學歷的農民，政府應鼓勵其加強學習，通過開辦在線課程提高農民的數字素養，充分發揮互聯網的增收效應，提升物質富裕度；同時，對于低學歷的農戶，政府可以推出富有內涵的文化數字產品，提升其精神內涵，從而推動鄉村振興，促進共同富裕的實現。

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On Internet Use， Farmer Entrepreneurship and Common prosperity

Abstract： Based on the data from the China Family Tracking Survey （CFPS2020）， this paper constructs an indicator system of common prosperity， uses OLS model and intermediary effect model to conduct regression analysis on 8 598 samples， and empirically tests the impact of Internet use on the level of common prosperity of farmers from the micro level. The research results are as follows. First， Internet use has a significant positive effect on farmers’ common prosperity， the Internet， as an information channel， has a positive moderating effect between Internet use and common prosperity. After passing the two-stage least squares （2SLS） and propensity score matching （PSM） tests， the conclusion remains robust. Second， farmers’ entrepreneurship plays a significant intermediary effect between Internet use and common prosperity. Third， the frequency of using the Internet to study， work and play can promote common prosperity. Therefore， it is necessary to increase the Internet penetration rate， introduce more entrepreneurial information and more meaningful cultural and entertainment digital products for farmers， guide farmers to use the Internet differently， reduce digital inequality， and give full play to the inclusive growth characteristics of the Internet.

Key words： internet use; farmer; information channels; entrepreneurship; common prosperity level