許 娟，李 晴，起建凌 ，金 璟

(1.云南農(nóng)業(yè)大學 經(jīng)濟管理學院,云南 昆明 650201；2.西安外國語大學 經(jīng)濟金融學院,陜西 西安 710128)

“十四五”規(guī)劃中明確指出將“三農(nóng)”問題擺在工作的重心位置，而促農(nóng)增收又是“三農(nóng)”問題的關鍵。保障和提高農(nóng)民的經(jīng)濟利益一直是農(nóng)村改革的主基調(diào)，也是我國農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的關鍵所在，農(nóng)業(yè)收入作為農(nóng)戶收入的重要部分，提高農(nóng)業(yè)收入也是實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略和促進共同富裕的關鍵。根據(jù)中國互聯(lián)網(wǎng)絡信息中心（CNNIC）在京發(fā)布的第50 次《中國互聯(lián)網(wǎng)絡發(fā)展狀況統(tǒng)計報告》顯示，截至2022 年6 月，我國手機網(wǎng)民規(guī)模為10.47 億人，較2021 年12 月新增手機網(wǎng)民1 785 萬人，且我國網(wǎng)民中使用手機上網(wǎng)的比率為99.6%?？梢姡r(nóng)村地區(qū)網(wǎng)絡普及率不斷提升，以手機通信技術為主的信息通信技術對人們生活的影響日益凸顯[1]。

農(nóng)戶增收在學術界作為熱門話題，相關研究較為豐富，而從網(wǎng)絡出發(fā)研究與農(nóng)戶收入關系的研究多集中于互聯(lián)網(wǎng)、信息化。相關學者認為互聯(lián)網(wǎng)的使用可以通過促進信息和數(shù)據(jù)的傳播與共享，減少市場交易摩擦和成本、成立新行業(yè)帶動農(nóng)戶就業(yè)等方式來促進農(nóng)戶的收入增加[2-4]。但也有學者認為由于農(nóng)村地區(qū)網(wǎng)絡基礎設施建設仍然薄弱，且農(nóng)戶受年齡和受教育水平的影響，其對網(wǎng)絡設備的運用以及信息處理方面的能力弱[5]，使得互聯(lián)網(wǎng)技術對農(nóng)村經(jīng)濟、農(nóng)戶收入沒有影響。現(xiàn)有研究普遍認為農(nóng)業(yè)科技進步水平、農(nóng)業(yè)機械化水平、土地規(guī)模經(jīng)營以及電子商務等能夠提高農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)經(jīng)營性收入[6-9]。土地作為重要的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素，其對農(nóng)業(yè)收入也有重要影響，但目前我國土地細碎化程度較高，農(nóng)村家庭有限的勞動力和土地資源不能合理分配，不僅增加了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本，促農(nóng)增產(chǎn)、增收也受到制約。因此，在此背景下，研究信息通信技術是否會影響農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入以及信息通信技術能否通過提高土地流轉市場交易效率來影響農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)收入，有助于完善土地流轉的線上交易市場，拓寬農(nóng)戶收入的研究范圍，為促進農(nóng)戶增收及影響機制方面的研究提供借鑒。

一、理論分析與研究假說

（一）信息通信技術對農(nóng)業(yè)收入的影響

農(nóng)業(yè)信息化是農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展的重要標志，農(nóng)業(yè)信息技術是推動農(nóng)業(yè)技術進步和發(fā)展新的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式的重要動力。農(nóng)業(yè)信息化能夠降低農(nóng)戶信息獲取成本，加快農(nóng)業(yè)信息在農(nóng)村地區(qū)傳播，彌補農(nóng)民的“數(shù)字鴻溝”[10]。農(nóng)業(yè)信息化有助于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術的傳播和推廣[11]。信息通信技術作為衡量信息化的一項重要指標，其對農(nóng)村居民的生活方式及思維方式帶來了巨大影響。相關學者發(fā)現(xiàn)手機作為互聯(lián)網(wǎng)時代的特殊媒介，小巧、便于攜帶及功能齊全的特性打破了原有的空間局限性，其功能和地位將超過互聯(lián)網(wǎng)[12]。農(nóng)戶能夠使用信息通信技術及時獲取農(nóng)產(chǎn)品市場、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)相關信息，一定程度上能夠提高信息獲取效率及減少信息獲取的成本，從而農(nóng)戶能夠根據(jù)信息高效地做出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的決策和判斷、促進農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入的增加。同時，農(nóng)業(yè)信息化發(fā)展能夠提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，推動農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟的發(fā)展，從而促農(nóng)增收[13]。朱秋博等還發(fā)現(xiàn)信息化發(fā)展可以提高農(nóng)戶總收入、工資收入增加，而其對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)經(jīng)營性收入具有抑制作用，但會隨著信息化水平的不斷提高而逐漸消失[14]。朱述斌等發(fā)現(xiàn)信息通信技術能夠通過農(nóng)戶的社會資本提高農(nóng)戶的收入水平[15]?；诖耍岢鲆韵录僬f：

H1：信息通信技術對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入存在影響。

（二）信息通信技術對土地流轉行為的影響

信息通信技術可以作為社交載體和信息媒介來促進農(nóng)戶土地流轉。農(nóng)戶通過信息通信技術拓寬社交圈，進一步開拓土地流轉交易對象和范圍。同時信息通信技術能夠提供較為全面的土地流轉市場訊息，滿足不同農(nóng)戶的土地流轉需求。相關學者發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶可以通過線上平臺了解土地交易相關制度以及土地確權相關政策，有利于農(nóng)戶進行土地流轉[16]。吳佳璇等發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)促進了偏遠地區(qū)農(nóng)戶土地轉出，隨著時間推移，促進作用越明顯，尤其是對于土地經(jīng)營規(guī)模較小以及居住在低海拔的農(nóng)戶而言，這一行為主要是通過農(nóng)戶信息獲取實現(xiàn)[17]。王杰等研究發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)能夠促進農(nóng)戶長期轉出土地，主要是通過降低農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)的失業(yè)風險以及土地流轉違約風險兩個方面[18]。翁飛龍等發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)使用能夠通過提高農(nóng)戶信息搜索能力、社會資本的增加以及信貸獲得水平的提升來促進農(nóng)戶的土地轉入[19]。李思琦等發(fā)現(xiàn)使用互聯(lián)網(wǎng)能夠促進農(nóng)戶的土地流轉行為，進而擴大農(nóng)戶的土地經(jīng)營規(guī)模[20]。張景娜等發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)使用能夠增加家庭農(nóng)地流轉的概率，主要通過促進農(nóng)戶參與非農(nóng)就業(yè)、拓寬信息獲取渠道和增強個人與社會的互動來促進農(nóng)地流轉[21]。鄭文全等發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶通過互聯(lián)網(wǎng)獲取信息的能力和社會資本的獲取能力通過影響勞動力轉移來推動農(nóng)地轉出，且互聯(lián)網(wǎng)使用與城鎮(zhèn)化、市場化融合發(fā)展能夠促進土地轉出[22]。劉子涵等研究發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)信息獲取能夠顯著促進農(nóng)村地區(qū)的農(nóng)戶土地流轉行為，且土地轉出的影響程度較土地轉入更為明顯[23]。蔡文聰?shù)妊芯堪l(fā)現(xiàn)通過互聯(lián)網(wǎng)獲取農(nóng)業(yè)信息可以降低土地市場交易成本，從而促進農(nóng)戶參與土地流轉；通過互聯(lián)網(wǎng)獲取農(nóng)業(yè)信息還能降低可變交易成本，增加農(nóng)戶土地流轉面積[24]?；诖?，提出以下假說：

H2：信息通信技術能夠促進土地流轉。

二、數(shù)據(jù)來源、變量選取與模型設定

（一）數(shù)據(jù)來源

本研究數(shù)據(jù)來源于項目調(diào)研組2019 年7—10 月在云南、海南和廣東3 個香蕉主產(chǎn)區(qū)開展的農(nóng)戶實地調(diào)研。調(diào)研采用分層隨機抽樣法，首先進行等比例抽樣，篩選出云南省6 個縣、海南3 個縣和廣東5 個縣；然后運用隨機抽樣法對抽選出的縣隨機抽取3 個鎮(zhèn)，在每個鎮(zhèn)中抽取1～2 個種植香蕉的村落，每個村落選取10～20 個香蕉種植戶進行調(diào)研，最終收集問卷632 份。

（二）變量選取

1.被解釋變量

選擇農(nóng)業(yè)收入作為被解釋變量。農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)收入來源于種植業(yè)與養(yǎng)殖業(yè)。根據(jù)樣本收入特征以及本文的研究重點，選取“農(nóng)戶農(nóng)業(yè)種植和養(yǎng)殖的收入”這一指標來衡量農(nóng)業(yè)收入。

2.核心解釋變量

核心解釋變量是信息通信技術和農(nóng)業(yè)信息獲取。問卷中通過“您是否使用智能手機？”這一問題來衡量信息通信技術使用這一變量，“是”賦值為1，“否”則賦值為0。樣本中使用信息通信技術的農(nóng)戶規(guī)模較大，占78%，未使用信息通信技術的占22%。問卷中的“您是否使用智能手機獲取農(nóng)業(yè)信息？”來衡量農(nóng)業(yè)信息獲取這一變量，“使用”賦值為1，“不使用”則賦值為0。樣本中使用信息通信技術獲取農(nóng)業(yè)信息的占45.7%，未使用信息通信技術獲取農(nóng)業(yè)信息的占54.3%。由此可見，農(nóng)戶信息通信技術的使用率較高，但使用其獲取農(nóng)業(yè)信息的比率不高。

3.中介變量

根據(jù)前文的理論可知，信息通信技術使用以及通過信息通信技術獲取農(nóng)業(yè)信息與農(nóng)戶土地流轉的行為決策有關聯(lián)，而土地流轉行為與農(nóng)戶自身的收入也存在關聯(lián)，因此，本文選取土地流轉作為中介變量。因香蕉種植戶大多進行土地轉入，土地轉出的樣本太少，因此本文在回歸模型中只考慮農(nóng)戶土地轉入的情況。本文使用“是否參與土地轉入”（是=1，否=0）這一問題來衡量土地流轉的情況。

4.控制變量

參考已有研究，本文從個人層面和家庭層面選擇控制變量。個人特征變量包括年齡、性別、人力資本（教育年限）、政治資本（村干部）；家庭特征變量包括種植規(guī)模、加入合作社、是否兼業(yè)、家庭借貸[13，15]。

5.描述性分析

由表1 可知，使用信息通信技術獲取農(nóng)業(yè)信息的農(nóng)戶，比未使用信息通信技術進行信息獲取的農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)收入高出約79%。據(jù)此，初步可以判斷使用信息通信技術獲取農(nóng)業(yè)信息有助于提高農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)收入。從全樣本的年齡分布來看，香蕉種植戶平均年齡為48.3 歲；其中，使用信息通信技術獲取農(nóng)業(yè)信息的農(nóng)戶平均年齡為45.89歲，未使用信息通信技術獲取農(nóng)業(yè)信息的農(nóng)戶平均年齡為50.32 歲。從性別情況來看，男性使用信息通信技術的比例更高。就教育情況來看，全樣本的農(nóng)戶平均受教育年限為8 年，與不使用信息通信技術的農(nóng)戶相比，使用信息通信技術的農(nóng)戶的受教育程度更高。就全樣本來看，僅有32%的農(nóng)戶為兼業(yè)，68%的農(nóng)戶為全職務農(nóng)。就種植規(guī)模來看，使用信息通信技術的農(nóng)戶種植規(guī)模更大。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

（三）模型設定

1.基準回歸

因本文的被解釋變量屬于連續(xù)變量，故使用普通最小二乘法（OLS）模型來分析信息通信技術對農(nóng)業(yè)收入的影響。根據(jù)本文的研究設定以下回歸模型：

式（1）（2）中，i代表個體；lnYi代表農(nóng)業(yè)收入（對數(shù)化處理）；Smartphonei代表農(nóng)戶使用信息通信技術，information acquisitioni代表農(nóng)戶使用信息通信技術獲取農(nóng)業(yè)信息情況；Xi代表控制變量；α1、α2為常數(shù)項，β1、β2為核心解釋變量的估計系數(shù)，γ1、γ2為控制變量的估計系數(shù)，εi1、εi2為模型的擾動項。

2.中介效應模型

使用信息通信技術獲取農(nóng)業(yè)信息可能通過促進土地轉入，進而提高農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)收入。因此，本文進一步構建中介效應模型以檢驗土地轉入在信息通信技術影響農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入的過程中的中介效應。參照溫忠麟等的做法[25]，設定的具體計量模型如下：

式（3）～（5）中：Land transferi表示中介變量土地轉入，其余變量與式（1）（2）一致。當模型中的待估系數(shù) β3、β4、λ均顯著時，表明存在中介效應；且 β5顯著時，存在部分中介效應，若 β5不顯著則為完全中介效應[25]。

三、實證分析

（一）信息通信技術對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入的影響

表2 給出了信息通信技術對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入影響的回歸結果。其中，列（1）給出了信息通信技術使用對農(nóng)業(yè)收入的影響；列（2）給出了不考慮控制變量時，使用信息通信技術獲取農(nóng)業(yè)信息對農(nóng)業(yè)收入的影響；列（3）給出了考慮控制變量時，使用信息通信技術獲取農(nóng)業(yè)信息對農(nóng)業(yè)收入的影響。且列（1）和列（3）中的控制變量對農(nóng)業(yè)收入的影響系數(shù)方向和顯著性一致。

表2 基準回歸

列（1）的結果表示，信息通信技術使用對農(nóng)業(yè)收入的影響系數(shù)呈現(xiàn)負向，但沒有顯著影響，說明僅使用信息通信技術對農(nóng)業(yè)收入的提高作用不大?？赡艿脑蚴寝r(nóng)戶使用信息通信技術多用于社交、娛樂，用于獲取農(nóng)業(yè)信息的農(nóng)戶較少，故僅使用信息通信技術對提高農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入的幫助作用不大。列（2）和列（3）的結果表示，農(nóng)業(yè)信息獲取對農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)收入呈現(xiàn)正向影響且在1%水平上顯著，說明農(nóng)業(yè)信息獲取有助于提高農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)收入。由列（1）和列（3）可知，年齡與農(nóng)業(yè)收入呈現(xiàn)負向影響且在1%水平上顯著，說明農(nóng)戶年齡越大，其農(nóng)業(yè)收入降低，主要原因是農(nóng)戶年齡越大，從事農(nóng)業(yè)勞動的能力越弱，農(nóng)戶會隨著年齡增長逐漸減少種植、養(yǎng)殖，故農(nóng)業(yè)收入不斷降低。性別對農(nóng)業(yè)收入呈現(xiàn)正向影響且在1%水平上顯著，說明男性農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)收入高于女性農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)收入。教育年限對農(nóng)業(yè)收入呈現(xiàn)正向影響且在1%水平上顯著，說明農(nóng)戶受教育程度越高，其農(nóng)業(yè)收入越高，受教育程度越高的農(nóng)戶學習新技術、對新事物的接受能力更強，更能夠運用所學知識去科學、合理地進行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。農(nóng)戶是否兼業(yè)對農(nóng)業(yè)收入呈現(xiàn)負向影響且在1%水平上顯著，說明全職務農(nóng)型農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)收入比兼業(yè)型農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)收入高。農(nóng)戶是否擔任過村干部與農(nóng)業(yè)收入呈現(xiàn)負向影響且在1%水平上顯著，說明擔任過村干部的農(nóng)戶，其農(nóng)業(yè)收入越低，主要原因是擔任過村干部的農(nóng)戶主要收入來源為非農(nóng)收入。加入合作社對農(nóng)業(yè)收入呈現(xiàn)正向影響且在1%水平上顯著，說明加入合作社有助于提高農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)收入。家庭貸款與農(nóng)業(yè)收入呈現(xiàn)正向影響且在5%水平上顯著，說明家庭貸款有助于提高農(nóng)業(yè)收入，主要原因是農(nóng)戶家庭貸款主要用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，所以農(nóng)業(yè)收入會有所提高。

（二）內(nèi)生性問題處理

參考已有文獻，本文選擇兩種方法緩解內(nèi)生性問題，即工具變量法（2SLS）和傾向得分匹配法（PSM）。

1.工具變量法

考慮到仍然可能存在無法控制的遺漏變量影響估計結果，本文選擇工具變量法解決可能存在的內(nèi)生性問題。根據(jù)Frankel 等人的觀點，地理因素是選擇工具變量首先應考慮的因素[26]，本文選取“村莊層面使用信息通信技術獲取農(nóng)業(yè)信息的獲取率”作為工具變量。選擇原因主要有：第一，費孝通在《鄉(xiāng)土中國》中提到中國農(nóng)村是典型的以血緣、地緣和親緣構成的熟人社會，在相對封閉的環(huán)境中，整個村莊使用信息通信技術獲取信息的情況會影響單個農(nóng)戶決策是否使用信息通信技術獲取信息；第二，村莊層面使用信息通信技術獲取農(nóng)業(yè)信息的獲取率與農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)收入沒有直接聯(lián)系，可認為該變量為外生變量。由表3 的2SLS 估計結果可知，不論是加入或是不加入控制變量，農(nóng)業(yè)信息獲取均顯著正向影響農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)收入，與前文表2 的回歸結果一致，說明農(nóng)業(yè)信息獲取能夠促進農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入增加。

表3 2SLS 模型估計結果

由表4 可知，使用信息通信技術獲取農(nóng)業(yè)信息的農(nóng)戶，其農(nóng)業(yè)收入能夠提高約35%。這表明使用信息通信技術獲取農(nóng)業(yè)信息對農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)收入呈現(xiàn)顯著正向影響，這一結果與前文基準回歸以及2SLS 結果一致，表明研究結果仍然是穩(wěn)健的、可靠的。

表4 PSM 回歸結果

2.傾向得分匹配法

盡管2SLS 解決了由遺漏變量偏誤引起的內(nèi)生性問題，但未考慮到一些可觀測因素影響導致的選擇偏誤。因此，本文進一步采用傾向得分匹配法（PSM）構建反事實估計來解決這一問題。本文將使用信息通信技術獲取農(nóng)業(yè)信息的農(nóng)戶劃分為試驗組，未使用信息通信技術獲取農(nóng)業(yè)信息的農(nóng)戶則歸為對照組進行估計。為保證實證分析結果的穩(wěn)健，本文通過最近鄰匹配、卡尺內(nèi)一對四匹配、半徑匹配、核匹配四種方法估計農(nóng)業(yè)信息獲取對農(nóng)業(yè)收入的影響。

（三）基于農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入的進一步分析

考慮到現(xiàn)代通信技術可能會對不同資源稟賦的群體帶來不同的紅利，本文通過構建分位數(shù)回歸模型，進一步探究不同收入水平的農(nóng)戶使用信息通信技術獲取農(nóng)業(yè)信息對其農(nóng)業(yè)收入的影響。本文選取25%、50%、75%三個分位點進行回歸，來探究農(nóng)業(yè)信息獲取對三類不同收入的農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)收入影響是否存在差異。由表5 可知，隨著農(nóng)戶收入分位數(shù)的上升，農(nóng)業(yè)信息獲取的影響系數(shù)呈現(xiàn)下降趨勢，從0.406 下降到0.184 再下降到0.065。由此可見，使用信息通信技術獲取農(nóng)業(yè)信息，對低收入農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)收入影響最大，能夠促進其增收40.6%；可促進中等收入農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)收入增加，增收效應達18.4%；對高收入農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)收入增加的效果不顯著。可能的原因是，現(xiàn)代通信工具解決了信息不對稱問題，打破了信息資源約束，讓低收入農(nóng)戶獲得了信息紅利。所以，低收入農(nóng)戶的增收效應更大，這一結論與朱述斌等、孫一平等的研究一致[15，27]。

表5 農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入分位數(shù)回歸

（四）信息通信技術對農(nóng)業(yè)收入影響的作用機制

表6 給出了中介效應檢驗結果。首先，農(nóng)業(yè)信息獲取對土地轉入有顯著正向影響；其次，農(nóng)業(yè)信息獲取和土地轉入對農(nóng)業(yè)收入都呈現(xiàn)正向顯著影響，說明土地轉入在信息通信技術影響農(nóng)業(yè)收入的過程中存在部分中介效應。其中，β3=0.068 3，λ=0.712，β4=0.248，土地轉入的中介效應占總效應的比重為（β3*λ）/β4≈0.196，說明信息通信技術獲取農(nóng)業(yè)信息對農(nóng)業(yè)收入的影響作用大約有19.6%是通過土地轉入實現(xiàn)的。

表6 中介效應檢驗結果

（五）信息通信技術對農(nóng)業(yè)收入影響機制的異質(zhì)性分析

上文檢驗了土地轉入在農(nóng)業(yè)信息獲取對農(nóng)業(yè)收入的影響過程中起到間接效應，但沒有區(qū)分不同收入群體，即哪類農(nóng)戶的土地轉入起到的中介效應效果更明顯。本部分按照家庭人均農(nóng)業(yè)收入的中位數(shù)進行分組，將樣本分為高物質(zhì)資本組和低物質(zhì)資本組。由表7 可知，土地轉入在高物質(zhì)資本家庭中起到明顯的中介效應作用；土地轉入在低物質(zhì)資本家庭中不存在中介效應，即對于低物質(zhì)資本的家庭來說，使用信息通信技術獲取農(nóng)業(yè)信息對農(nóng)業(yè)收入的影響過程中通過土地轉入實現(xiàn)的部分為0。

表7 信息通信技術農(nóng)業(yè)信息獲取對農(nóng)業(yè)收入的影響機制研究（低、高物質(zhì)資本）

四、結論與政策建議

（一）研究結論

本文運用廣東、海南和云南三省共632 份香蕉種植戶的調(diào)查數(shù)據(jù)，研究信息通信技術對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入的影響及其作用機制。結果表明：

第一，僅使用信息通信技術對農(nóng)業(yè)收入沒有影響，使用信息通信技術獲取農(nóng)業(yè)信息對農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)收入有顯著促進作用，通過運用2SLS 和傾向得分匹配法（PSM）解決內(nèi)生性問題后，農(nóng)業(yè)信息獲取仍然顯著正向影響農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)收入。

第二，隨著收入的增加，使用信息通信技術獲取農(nóng)業(yè)信息對農(nóng)業(yè)收入的促進作用逐漸變?nèi)?，甚至變?yōu)闆]有影響，即對低收入農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)收入增長效果明顯，而對高收入農(nóng)戶效果不顯著。

第三，從影響機制來看，使用信息通信技術獲取農(nóng)業(yè)信息對農(nóng)業(yè)收入的影響有19.6%是通過土地轉入來實現(xiàn)的，即農(nóng)業(yè)信息獲取可通過促進農(nóng)戶土地轉入而提高農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)收入。

第四，從影響機制的異質(zhì)性來看，土地轉入在高物質(zhì)資本家庭中起到明顯的中介效應作用，在低物資本家庭中不存在中介效應。

（二）政策建議

第一，因使用信息通信技術的農(nóng)戶達75%，但使用信息通信技術獲取農(nóng)業(yè)信息的農(nóng)戶僅占46%，可能因為信息通信技術提供的有效農(nóng)業(yè)信息還比較欠缺，或者是農(nóng)戶使用信息通信技術獲取農(nóng)業(yè)信息的意識不足。所以，政府要加強完善農(nóng)村地區(qū)網(wǎng)絡基礎設施建設，打通信息傳遞的“最后一公里”；對信息通信技術提供的信息進行分類管理，對不同的農(nóng)業(yè)公益類服務信息應給差異化的支持，對信息通信技術信息按照農(nóng)業(yè)行業(yè)類別、信息內(nèi)容屬性進行分類管理，便于農(nóng)民進行信息搜索。

第二，就農(nóng)戶個體層面，應加強培養(yǎng)農(nóng)戶正確的信息意識觀，以及通過信息通信技術獲取信息的能力；引導農(nóng)戶正確有效地使用信息通信技術，充分發(fā)揮信息通信技術在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的作用。需要針對不同年齡、不同教育程度的農(nóng)戶進行有針對性的信息通信技術使用和信息利用的培訓與指導，提升農(nóng)戶通過信息通信技術獲取農(nóng)業(yè)信息的能力、提高信息利用水平，將網(wǎng)絡信息平臺所提供的農(nóng)業(yè)信息資源利用最大化，促進農(nóng)戶增收。尤其注重對低收入群體進行信息通信技術使用以及信息獲取方面的培訓，低收入群體正處于信息紅利階段，信息通信技術使用能夠顯著促進其收入增加。

第三，政府要鼓勵并引導農(nóng)戶正確使用信息通信技術進行土地流轉相關活動，并在網(wǎng)絡上完善有關土地流轉的市場信息，有助于進一步優(yōu)化農(nóng)村土地資源的配置。同時，政府應對不同情況的農(nóng)戶采取切實的幫扶措施，對低物質(zhì)資本的農(nóng)戶提供相關土地流轉資金扶持，幫助其流轉土地進行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)；鼓勵高物質(zhì)資本家庭進行土地流轉，優(yōu)化其農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模。