互联网普及、市场分割与农民经营性收入

李丽莉,梅 燕,张忠根

(1.杭州电子科技大学 经济学院，浙江 杭州 310018；2.浙江大学 公共管理学院，浙江 杭州 310058)

一、 引 言

增加农民收入一直是我国“三农问题”中的关键议题。改革开放以来，中国农民收入水平得到显著提高，但是农民收入持续增长乏力、城乡居民收入差距较大等问题依然突出。在经济增长速度不断放缓的新常态下，探寻农民增收新动力，对促进农民增收、构建双循环发展格局、实现乡村振兴和共同富裕具有重要的理论与现实意义。

近十多年来，中国农村互联网经济发展十分迅速，互联网不断赋能农民，日益成为促进农民增收和城乡融合发展的重要途径[1]。在农村，人们陆续使用互联网开展学习、工作、社交和购物，有的农民使用互联网销售农产品、手工艺品和工业产品，甚至使用大数据产品辅助经营决策。“淘宝村”“腾讯为村”、农村微商、农村电商服务站、农村电商产业园、农资电商、农村直播电商等新现象先后产生并得到快速发展。

农民收入分为工资性收入、经营性收入、转移性收入和财产性收入。就现阶段而言，经营性收入受互联网的影响最直接、最明显[2]。经营性收入是农民从事生产经营活动所获得的收入。改革开放以来，经营性收入在很长一段时期里一直是农民收入的主要来源。随着工业化和城镇化的快速发展，越来越多的农民外出务工并取得了较高的工资性收入，而经营性收入增长则相对缓慢，经营性收入占总收入的比重逐年下降。新阶段促进农民增收需要破解的一个重要难题是：怎样在工资性收入稳步增加的同时，确保经营性收入较快和稳定的增长。农民创业创新是“大众创业、万众创新”的重要组成部分，激发农民创业创新热情，对盘活农村资源、带动农村就业、促进乡村产业振兴具有重要意义。随着农村互联网的不断普及，越来越多的外出务工和求学人员选择返乡创业，农民经营性收入增长迎来新机遇，这在局部地区已形成直观验证。

现有文献对互联网影响农民收入的探讨主要是从互联网使用的视角入手，利用农户微观调查数据开展实证研究。其中，一部分文献研究使用互联网是否对农民收入造成影响[3-5]，另一部分文献研究使用互联网开展电子商务对农民收入的影响[6-7]。现有文献证实了互联网使用对农民收入的积极作用，并发掘了互联网使用影响农民收入的微观机制，包括信息获取效应、信贷可得效应、风险偏好效应、人力资本效应、社会互动效应等[4-6]。但是，现有文献较少从互联网普及的视角入手，利用宏观统计数据研究互联网普及对农民经营性收入的影响。互联网普及，即互联网可及性的普遍化、大众化，反映互联网基础设施的人群覆盖广度，可与微观个体层面的互联网使用视角形成互补。由于变量的特点和数据的可得性，有些作用机制只能通过宏观层面的数据分析进行挖掘和验证。换言之，从互联网普及的视角进行研究，可以发掘新的作用机制和解释框架，从而更加全面地认识互联网对农民经营性收入的影响作用。

本文的目的是通过整合现有相关文献提供的逻辑，从市场分割视角入手，阐述互联网普及影响农民经营性收入的内在机理，并利用2005—2018年的省级面板数据进行实证检验。本文从互联网普及层面和市场分割视角拓展了互联网与农民收入的关系研究，有助于深化对互联网赋能农民增收的规律性认识，并为政府制定数字乡村政策提供新的理论和经验依据。

二、 理论框架

(一) 市场分割理论

市场分割一直是经济学界的重要话题。市场分割与市场一体化是一个硬币的两面[8]。经济学理论指出，商品充分的自由流动是市场机制发挥资源配置优势的重要前提。历史经验表明，市场机制作用的发挥有赖于市场的整合和统一。统一的大市场能够促进市场竞争充分开展，更好地发挥价格机制的调节作用，激发规模经济效应，并使得资源能够自由流动，最终流向最有效率的部门和企业，助力企业创新发展[9]。

导致商品市场出现分割状态的因素大体上可分为自然因素、技术因素和制度因素三种基本类型[10]。自然性市场分割是指区域之间、城乡之间因受到空间距离、地形起伏、地貌特征等地理因素的制约而形成相互分隔、缺乏及时有效联动的市场格局。自然壁垒下的交通地理阻隔和运输成本的增加，提高了正常贸易活动的交易成本，致使商品无法顺畅流通。不同市场之间存在套利空间，诱发追求套利的中间商群体出现，拉长了流通链条，增加了流通环节，并且中间商的套利行为及其囤货出货策略扰动了市场供需调节，引发更大的价格波动。为解决自然性市场分割，通常的做法是加大交通基础设施投资，积极构建综合交通网络，支持物流快递行业发展，这已成为我国打破自然性市场分割的先行政策[11-12]。

技术性市场分割是指区域之间、城乡之间因劳动者素质、技术水平的成熟度等方面的不同而形成相互分隔、缺乏及时有效联动的市场格局。劳动者素质、技术水平的成熟度等方面的不同，其一是影响着商品生产企业和流通企业无法更加自由地选择厂址；其二是致使部分中高端产品和服务无法有效扩散到劳动者素质较低、技术能力较差的地区；其三是导致不同地区的市场信息服务(例如农村信息入户服务)质量参差不齐，从而无法发挥公共部门对于市场调节盲目性和滞后性的弥补作用。为解决技术性市场分割，通常的做法是采取多种政策鼓励措施，加快高素质劳动力、人才和技术等要素下沉到落后地区。

制度性市场分割是指区域之间、城乡之间因受到来自政策制定、制度安排等人为因素的制约而形成以地方保护主义为特征的相互分隔、缺乏及时有效联动的市场格局。中国正处于经济转型的关键战略时期，市场化体系建设还不是十分完善，尤其是分税制改革以来，地方政府面临税收、就业以及增长等多重目标的竞争愈演愈烈，导致地方保护主义和地方壁垒问题比比皆是，制度性市场分割已经成为制约中国经济高质量发展的重要约束[13]。一般而言，地方保护主义的具体实施形式主要有两种：一种是设立地方保护条款，比如对外来企业设置进入门槛，形成地方行业准入壁垒；另一种是对本地企业进行显性或隐性的补贴[14]。制度性市场分割对落后地区和弱势群体产生不利影响[15]。这背后包含三个逻辑：第一，行政性贸易壁垒通过抬高外地商品进入本区域销售的门槛，为本地同类企业提供保护，这种保护破坏了市场竞争，在长期看来必然会助长产业主体的“惰性”，使市场经济模式用竞争机制去克服人性懒惰弱点的初衷无法有效实现；第二，行政性贸易壁垒会阻碍企业的跨区域市场扩张，不利于产业需求规模的扩大和生产端对规模经济效应的获取[16]。商品市场分割会阻碍落后地区的好商品涌入边际回报率更高的发达地区，弱化了落后地区创造优质高价产品的需求诱导激励；第三，商品市场分割会削弱非本地企业对本地产业的技术外溢效应[17]。一方面，商品市场分割遏制了本地企业对隐含在外来消费品或中间品中那些更加先进的技术的模仿学习和二次创新，阻碍了这种技术外溢效应对本地企业生产率的提升作用[18]。另一方面，地方保护主义实施力度越大，意味着当地政府对关键资源的定价权和分配权越大，这将导致企业将更多资源转向与政府官员建立联系等寻租活动，其结果是挤兑了企业的研发投入，助长企业的技术创新惰性[19]。

(二) 互联网普及、市场分割与农民经营性收入

已有文献对互联网与市场分割的关系进行了探讨[20-24]，另有文献聚焦市场分割对收入的影响[13,23]，这两支文献为本文确立市场分割作为互联网普及影响农民经营性收入的传导因素提供了逻辑基础。互联网作为信息时代一种新兴的基础设施，不仅具有像道路、交通运输等基础设施那种提高市场交易效率，降低自然性市场分割和技术性市场分割的直接作用，还能间接促进消除地方保护，优化制度设计，进而减少制度性市场分割。而市场分割的降低有助于促进流通网络发展，降低流通成本，提高流通效率，这对于提高农民经营性收入具有重要的积极意义。

1.互联网普及降低自然性市场分割。自然性市场分割是由于空间距离、地形地貌等地理因素导致的。受制于距离、交通和传统的信息获取手段，本地与外部的买卖双方很难了解相互的供需信息，而互联网能够帮助市场主体克服时空的限制和阻隔，大幅削弱空间距离所带来的约束力，显著降低交易费用。这种作用在乡村创业领域同样表现得很明显。依赖于互联网的创业体现出前所未有的开放性、无边界性和强互动性。农村创业者通过触网，足不出户便可对接广阔的外部市场，摆脱了农村市场规模小、信息封闭的束缚。本地农村市场与外部市场之间构建起快捷联系，相互影响，逐渐走向市场整合。

2.互联网普及降低技术性市场分割。技术性市场分割是由于劳动力素质、技术要素差异所导致的。在中国，长期以来推进的城乡一体化是单向的，只有农村的高素质人才迁往城市。在技术研发与转化上，较多的技术成果应用于城市，而农村技术市场发育缓慢，技术水平明显落后。这些都从根本上导致城乡之间形成了技术性市场分割，这对农村创业增收形成约束。互联网能够使市场主体以较低的成本获得及时、准确、充分的商品供求与价格信息，减少跨地区交易中的黏性信息[24]，而且能够促进市场主体交易信息数据化，形成大数据商情信息，为经济学意义上的抽象市场在现实中的形成提供了技术支持，使价格机制可以在更大的空间内发挥调节作用[25]。此外，互联网有助于促进劳动力、人才和技术等要素更加充分流动。研究表明，互联网接入会显著促进返乡农民工创业[26]。借助数字平台，很多技术成果和技术服务能够获得推广上的规模效应，得以更好地由城市下沉到乡村，同时也推动一大批技术人才下乡服务，从而缩小城乡劳动者素质和技术成熟度等方面的差距，逐步弱化技术性市场分割延续存在的基础。

3.互联网普及降低制度性市场分割。制度性市场分割通常是地方保护造成的贸易壁垒。互联网使得辖内企业和外地企业在线上市场平等竞争，线下的地方保护合法性机制和有效性不断弱化。通常地方政府较难从限制消费的角度干预网络市场，厂商借助互联网平台可以跳过中间流通环节直接面对消费者，避免地方政府的地域销售限制。即使政府通过各种方式扶植本地企业，提高其竞争力，但是消费者借助互联网平台可以有更多样的选择，他们采取“用脚投票”的方式选择外地的产品，政府对本地企业的扶植效果可能会大打折扣。随着互联网贸易对传统贸易的替代，互联网将会进一步减弱地方保护对线下市场的扭曲[21-22]。此外，随着互联网的普及，“开放、平等、协作、共享”的互联网精神以及打造智慧型、开放型、服务型政府的理念将逐渐被地方政府所接受和采纳，进而从意识和思维层面动摇地方保护主义的根基。

4.市场分割降低与农民经营性收入增长。市场分割是影响居民劳动收入份额的重要因素，尤其对流通网络发展落后的地区不利[15]。对于流通网络发展而言，市场分割一方面会增加流通成本，另一方面也会阻碍流通渠道的顺畅。统一市场的构建不仅能有效破除区域间、城乡间的流通壁垒，促进资源自由流动，还有助于提升流通效率，营造良好的营商环境，推动流通网络向更高层级发展[16]。而流通网络的优化，流通成本的下降，流通效率的提升，有助于促进农产品市场需求的提升，最终促进农民经营性收入增长。在传统的中间商收购模式下，假定农民的农产品收购价格是P0，单位流通成本是C，农产品市场价格是Pm，对应的市场需求数量是Q，则有Pm=P0+C；而C又是流通网络环节数量I的递增函数，即C=C(I)，且∂C(I)/∂I>0。因此，Pm=P(I)，且∂P(I)/∂I>0，对于需求曲线而言，存在∂Q(P)/∂P<0，则∂Q/∂I<0。也就是说，给定其他条件不变的情况下，互联网通过减少流通网络环节，降低流通成本，能够提高农产品的市场需求量，促进农民增收[2]。

三、 模型选择与数据来源

(一) 模型构建

为实证检验互联网普及对农民经营性收入的影响效应，构建面板数据模型如下：

Incomeit=β0+β1Internetit+β2Xit+θi+γt+εit

(1)

在(1)式中，i代表省份，t代表年份，Income代表农民经营性收入，Internet代表互联网普及程度，X代表一组控制变量，θ代表个体固定效应，γ代表时间固定效应，ε代表随机干扰项，β0代表常数项，β1和β2分别代表核心解释变量和控制变量的估计系数。

为检验市场分割是否在互联网普及对农民经营性收入的影响中起到了中介作用，本文借鉴温忠麟等(2004)[27]提出的中介效应检验程序，在(1)式基础上，进一步构建互联网普及影响市场分割、互联网普及与市场分割影响农民经营性收入两个回归方程，分别设定如下：

Marketit=ω0+ω1Internetit+ω2Xit+θi+γt+εit

(2)

Incomeit=ξ0+ξ1Internetit+ξ2Marketit+ξ3Xit+θi+γt+εit

(3)

(2)式和(3)式中，Market代表市场分割。在回归系数β1显著的基础上，若回归系数ω1、ξ1和ξ2均显著，则说明市场分割在互联网普及对农民经营性收入的影响中起到了完全中介作用；若回归系数ω1和ξ2均显著，而ξ1不显著，则说明市场分割在互联网普及对农民经营性收入的影响中起到了部分中介作用。

(二) 变量选取

被解释变量是农民人均经营性收入。在进行回归之前，本文采用消费者价格指数平减以剔除物价因素的影响，然后进行对数化处理。

核心解释变量是互联网普及率，采用各省网民人数占各省(市)年末总人口的比重衡量。

控制变量方面，本文借鉴前人研究经验，结合数据可得性，选取人均生产总值、公共财政支出、对外贸易、工业化、产业结构服务化、农业现代化、城镇化、技术创新、人口素质、政策环境等变量。已有研究表明，农民收入与经济发展水平具有重要关系，而人均生产总值是衡量一个地区经济综合实力的常见指标[28]，因此本文加入人均地区生产总值作为控制变量，在进行回归之前，对其进行平减化和对数化处理。公共财政支出对农民收入具有重要影响，同时各地区的财政政策偏向性可能对农民收入具有不同的影响[29]，本文采用政府财政预算支出占GDP比重衡量公共财政支出。经济对外开放对发展中国家农民收入具有重要影响[30]，本文也将其加入控制变量中，采用进出口总额占GDP比重衡量。工业化和产业结构服务化能够促进大量农村剩余劳动力被吸收，不但有助于增加农民的工资性收入，也有助于扩大农民的生产规模而提高农民的经营性收入，因此本文引入工业化和产业结构服务化作为控制变量，分别用第二产业增加值占GDP比重和第三产业增加值占GDP比重衡量。农业现代化水平也是影响农民收入的一个重要变量[31]，本文采用单位面积耕地的农业机械总动力作为农业现代化水平的代理变量，即由农业机械总动力除以农作物播种面积。城镇化对农民收入的影响已被学者证实[32]，因此本文加入城镇化率即城镇常住人口占总人口的比重作为控制变量。技术进步对于农业农村的发展非常关键，区域创新水平越高，农民将在新技术的扩散应用过程中受益[33]，本文采用每万人专利申请授权量衡量一个区域的技术创新水平。人口素质提升所体现的知识存量和专用性人力资本积累，将对一个地区包括农村地区的发展产生持续促进作用[34]，本文采用人均受教育年限衡量人口素质水平，回归分析之前将其进行对数化处理。此外，本文还引入反映政策环境变化的哑变量作为控制变量，2013年以前的年份定义为0，2013年及以后的年份定义为1。主要出于两点考虑：一是2013年以习近平同志为核心的党中央开启了全面深化改革的中国特色社会主义新时代，中国政策环境发生巨变；二是国家统计局自2013年开始调整农民人均可支配收入的统计口径，通过引入该哑变量将此变化进行控制。

作用机制变量是市场分割。目前学术界测度市场分割程度的方法中，相对价格法具有较好的理论基础，其构造的指标能够更直接地衡量市场分割程度，在已有文献中应用最为普遍[14]。本文亦使用相对价格法来测算各省(市)份的市场分割程度，即通过计算某一省份与其他省份之间商品相对价格的标准差衡量该省份的市场分割程度。具体地，本文利用2005—2018年31个省(市)份的商品零售价格分类指数进行计算，商品种类覆盖食品、饮料烟酒、服装鞋帽、纺织品、家用电器及音响器材、文化办公用品、日用品、体育娱乐用品、交通通信用品、家具、化妆品、金银珠宝、中西药品及医疗保健用品、书报杂志及电子出版物、建筑材料及五金电料等15种商品。

(三) 数据来源

本文采用2005—2018年31个省(市)份的平衡面板数据。其中，2005—2016年各省(市)互联网普及率数据来源于中国互联网络信息中心(CNNIC)发布的历次《中国互联网络发展状况统计报告》，2017—2018年各省(市)互联网普及率数据来源于网宿科技发布的《网宿·中国互联网发展报告》，被解释变量、控制变量和作用机制变量的基础数据来源于2006—2019年的《中国统计年鉴》。上述相关变量的均值、标准差、最小值和最大值见表1。

表1 相关变量的描述统计

四、 实证结果

(一) 基准回归结果

表2报告了互联网普及影响农民人均经营性收入的基准回归结果。模型1、模型2和模型3分别采用混合回归、固定效应回归和随机效应回归。三个模型的估计结果均显示，互联网普及率对农民人均经营性收入具有显著的正向影响。F检验和Hausman检验的P值均为零，表明固定效应回归均明显优于混合回归和随机效应回归。从模型的可决系数看，模型2的拟合优度也优于模型1和模型3。因此，我们聚焦模型2的估计结果。可以看到，互联网普及率的估计系数在5%水平下通过显著性检验，互联网普及率每增加1个百分点，农民人均经营性收入平均增长0.5%。不过基准回归没有考虑潜在的内生性问题，其估计结果可能存在一些偏差。

表2 互联网普及影响农民经营性收入的基准回归结果

(二) 工具变量回归结果

一个地区互联网普及率的高低并不是随机的结果，而跟一个地区的各种因素息息相关，可能存在一些不可观测因素同时影响着互联网普及率和农民人均经营性收入，引发遗漏变量偏误。此外，农民人均经营性收入很可能反向影响互联网普及率，即一个地区农民经营性收入水平越高，很可能会导致其网民规模越大，引发联立性估计偏误。使用工具变量是解决内生性问题的重要方法。本文选取信息传输、软件和信息技术服务业城镇就业人数占城镇就业人员总数比例的滞后一期作为工具变量。这是因为，信息传输、软件和信息技术服务业的城镇从业人员规模会影响一个地区的信息技术产业发展水平，进而影响该地区的互联网普及程度，能够满足工具变量的相关性要求，另一方面从逻辑上讲城镇地区的从业人员并不会直接影响农民经营性收入，具有一定的外生性[35]，此外对工具变量做滞后一期的处理能够排除农民经营性收入对互联网普及率的反向影响。表3的模型4估计结果显示，信息传输、软件和信息技术服务业城镇就业人数占城镇就业人员总数比例的滞后一期显著正向影响互联网普及率，符合工具变量相关性要求，且第一阶段回归的F统计量大于经验值10，表明不存在弱工具变量问题。而第二阶段回归的估计结果显示，互联网普及率的估计系数在1%水平下通过显著性检验，互联网普及率每增加1个百分点，农民人均经营性收入平均增长1.9%。

本文还使用1981年邮电业务总量和1981年电话用户规模作为互联网普及率的工具变量。中国互联网接入技术是从固定电话接入开始的，此后才发展到宽带、光纤、无线网络等接入技术。历史上固定电话普及率较高的地区，其后来的互联网普及率也往往较高；同时，邮电局是铺设固定电话的执行部门，邮电局的分布也会影响到固定电话的分布。因此，选取1981年邮电业务总量和1981年电话用户规模作为互联网普及率的工具变量满足了相关性要求。另一方面，1981年邮电业务总量和1981年电话用户规模属于历史变量，并且与样本时间范围相隔较远，1981年邮电业务总量和1981年电话用户规模难以直接影响2005—2018年的农民经营性收入。因此，选取1981年邮电业务总量和1981年电话用户规模作为互联网普及率的工具变量能够较好地满足外生性要求。但是，由于本文研究样本为均衡面板数据，而1981年邮电业务总量和1981年电话用户规模只是一期数据，这会引致固定效应模型的应用出现难以度量的问题。对此，本文借鉴Nunn和Qian(2014)的设置方法[36]，引入历年各省份在上一年的信息传输、软件和信息技术服务业城镇就业人数占城镇就业人员总数比例以反映时间趋势，即构造信息传输、软件和信息技术服务业城镇就业人数占城镇就业人员总数比例的滞后一期分别与1981年邮电业务总量和1981年电话用户规模的交互项作为互联网普及率的工具变量。表3的模型5和模型6是相应的估计结果，在第一阶段回归中，两个工具变量均分别显著正向影响内生解释变量，符合工具变量的相关性要求，并且F统计量大于经验值10，表明不存在弱工具变量问题，第二阶段回归估计结果则再次证实了互联网普及显著正向影响农民经营性收入。

表3 互联网普及影响农民经营性收入的工具变量回归结果

(三) 拓展性分析

1.区域收入差距效应。从表4可以看到，互联网普及对东部地区农民人均经营性收入产生了显著的正向影响，东部地区互联网普及率每增加1个百分点，农民人均经营性收入同样平均增长1个百分点；而中部地区和西部地区互联网普及对农民人均经营性收入的影响系数虽然为正，但没有通过10%水平的显著性检验。从估计系数大小来看，中部地区互联网普及对农民经营性收入的促进作用将可能是最大的，互联网普及率每增加1个百分点，农民人均经营性收入平均增长7.0%，虽没有通过显著性检验，但在某种程度上暗示互联网赋能中部地区农民创业增收的潜力巨大。西部地区样本的回归系数则无论是系数大小还是显著性水平均处于落后，显然在互联网时代的浪潮中，西部地区亟需国家给予更多重视和扶持。

表4 互联网普及影响农民经营性收入的分区域回归结果

2.群体收入差距效应。农民内部收入差距控制在合理范围内，这是共同富裕的必然要求，也是农村经济可持续发展的重要条件。本文参考程名望等(2015)、曾亿武等(2019)等学者的做法[37-38]，采用分位数回归方法检验互联网普及对农民内部经营性收入差距的影响。分位数回归能够描述自变量对因变量的每一个局部的影响，当自变量对不同分位数上的因变量产生不同影响时，它能全面捕捉这种影响的变化特征。从表5可以看到，在不同的分位数上，互联网普及率均对农民经营性收入产生了显著正向作用，并且随着农民经营性收入分位数的上升，互联网普及率对农民人均经营性收入的提升效应趋于不断增大，表明互联网普及对高经营性收入农民的增收作用相对更大些，而对中等和低经营性收入农民的增收作用较小，换言之，互联网普及扩大了农民内部经营性收入差距。具体地，互联网普及率每提升1个百分点，0.90等高分位数上的农民人均经营性收入要比0.10等低分位数上的农民人均经营性收入多增长1.4%。

表5 互联网普及影响农民经营性收入的分位数回归结果

(四) 作用机制检验(1)补充说明的是，在前文理论分析部分，本文系统阐述了互联网普及降低自然性市场分割、技术性市场分割和制度性市场分割的内在机理，但由于数据上和方法上不具备可操作性，因而无法对其分别进行检验，只能检验互联网普及对市场分割的整体影响。

表6报告了市场分割视角的机制检验回归结果，模型11-13采用全国样本，模型14-16采用东部地区分样本。两组样本的中介效应模型回归结果均显示，市场分割在互联网普及与农民经营性收入的正向关系中起到了部分中介作用，互联网普及显著降低了区域间的市场分割程度，进而促进农民经营性收入增长，前文的理论机制分析得到经验证实。从模型12和模型15的估计系数来看，互联网普及率每提升1个百分点，将使得采用标准差形式表示的市场分割指数平均降低0.001，这也意味着更低程度的价格离散、更高水平的区域市场一体化。

表6 市场分割视角的机制检验回归结果

五、 延伸性讨论

本文实证结果证实了互联网普及对农民经营性收入增长具有促进效应，符合理论预期，也为互联网基础设施建设和互联网应用的深化提供了经验证据。中国经济正处于从高速度增长向高质量发展的转变阶段，面临着较大的城乡发展不平衡、农村发展不充分等问题，信息通信技术的快速发展为中国实现高质量发展与城乡均衡发展提供了巨大机遇。事实上，不单单是中国，世界上大多数国家和地区陆续制定了宽带普及战略或互联网发展战略，并将其作为提升自身核心竞争力的重要举措。中国政府先后提出“宽带中国”战略、“互联网+”行动计划、网络强国战略、建设数字中国、建设数字乡村等重要战略，试图借力互联网实现数字产业化和产业数字化。理论和事实均表明，以互联网为代表的信息通信技术具有巨大的红利效应，能够对经济社会形成全方位的渗透和改造，这是一个系统性的变化过程，最终使包括农民、弱势群体在内的全体人类都受益。当然，充分实现这一点需要一个漫长的过程，尤其对于落后的发展中国家而言，但中国的经验证据为后发的发展中国家带来了积极信号和示范作用。尽管实证结果表明互联网普及促进了中国农民的经营性收入增长，但是我们还要意识到城乡互联网普及率的绝对差距依然较大。虽然我国通过实施“村村通”工程、信息进村入户工程和“宽带中国”战略，互联网基础设施基本覆盖了大部分农村地区，但是农村互联网的实际使用者规模比例远不及城市地区。这意味着如何更好地激发更多农民使用互联网是未来的一项重要工作，同时也预示着互联网普及对农民的增收作用尚有巨大的发掘空间。

前文实证还发现，东部、中部和西部地区在获取互联网红利上存在显著差异。东部地区经济社会综合实力较强，市场经济体系更加完善，互联网普及率处于领先地位，具有互联网经济发展所需的各种设施基础和产业条件，农村地区创业创新氛围浓厚，因此东部地区率先收获了互联网普及对农民经营性收入增长的红利。中部地区和西部地区的互联网普及率尚未对其农民经营性收入产生统计学意义上的显著作用，表明现阶段互联网普及正在发挥扩大区域发展差距的作用，这是农民经营性收入视角上的数字鸿沟现象，应引起政府的重视。互联网赋能中部地区农民经营性收入增长的潜力巨大，而西部地区面临的约束和发展难度比中部地区要更大些，需要国家给予更多的重视和政策倾斜。西部地区的一个重要突破口在于绿色生态的优质农产品，通过对接互联网实现与外部城市消费者的联系。此外，少数民族地区具有不少内涵丰富、辨识度高、替代性弱的地标产品或民俗特色资源，这些产品或资源可作为重要支撑，形成支点，促进构建互联网创业创新生态体系。

互联网赋能农民并不是一个单向作用的过程，而是互联网所系带的资源和属性与农民之间的双向互动、循环反馈的过程。因此，互联网赋能作用是否能够充分发挥，与农民自身的禀赋特征、主观能动性密切相关。正因为如此，有不少学者一直在强调居民群体内部的二级数字鸿沟问题，即由于互联网使用能力的差异导致居民内部收入差距的扩大。本文的实证结果也指向这一论断。以互联网为代表的信息通信技术从一开始并非针对社会底层群体而发明创造的，市场机制的调节讲求自由竞争、优胜劣汰，从而找到最优效率，那么其必然结果是数字鸿沟。而发展中国家的政府需要在谋求效率的同时兼顾社会公平，这就要求政府在扶持低收入农民分享互联网红利方面有所作为。发展中国家本身在不平等和贫困方面面临挑战，贫富差距过大会造成一系列严重的经济社会问题，最终破坏市场经济，不利于国民经济的可持续发展。政府不能把互联网红利的释放完全交由市场去调节而不作为，市场只会嫌贫爱富，而不会救穷扶弱，依靠社会公益力量也只是杯水车薪，政府需要有强有力的投入和措施去弥合群体内部的数字鸿沟[39]。但现实中，部分地区的政府采取的一些措施却倾向于扶持大户而缺乏普惠性。

互联网普及促进市场一体化的作用是毋庸置疑的。改革开放以来，中国取得的令人瞩目的成绩离不开市场经济制度的建立与完善，但是由于改革的不完全性和非均衡性，很多产品和要素仍然难以实现跨区域自由流动，其结果是导致市场出现分割和扭曲[19]。互联网具有重要的平台功能，带来跨区域的新型市场交易机制。作为一种跨区域贸易机制，互联网平台有助于加剧区域内部市场竞争，作为一种跨区域产业分工与协调机制，互联网平台有助于提升区域专业化水平。应该补充强调的是，即便互联网发展有助于促进国内统一市场的形成，但这只是技术层面的进步，不可忽视制度层面上的配合[20]。

六、 结 语

经营性收入是农民从事农业和非农产业的生产经营活动而获得的收入。随着农村互联网的不断普及，农民经营性收入增长迎来新机遇，这在局部地区已经形成直观的验证。然而，学术界对于互联网普及影响农民经营性收入的研究不够，尚未对互联网普及促进农民经营性收入增长的作用形成较全面的认识。本文引入市场分割视角，构建理论分析框架，阐述互联网普及影响农民经营性收入的内在机理，并利用2005—2018年省级面板数据对互联网普及影响农民经营性收入的效应及作用机制进行实证检验。研究表明，互联网普及显著促进农民经营性收入增长，同时扩大了农民经营性收入的区域差距和群体内部差距；降低市场分割是互联网普及影响农民经营性收入的重要作用机制，东部地区在互联网普及促进降低市场分割上率先取得显著成效，而中西部地区仍需为互联网普及红利的释放积极创造条件。未来中国还要继续提高互联网普及率，尤其是要加快完善农村网络基础设施建设，尽快缩小城乡网络硬件差距。为了促进区域均衡发展，政府必须加大对中西部地区的政策倾斜力度，一方面要加大中西部网络基础设施建设力度，使其互联网普及率尽快赶上东部地区，另一方面要加大中西部互联网人才引进力度以及积极鼓励外出年轻人返乡从事互联网创业。为了缩小农民内部的数字鸿沟，政府必须加大对农村低收入群体的政策倾斜力度，实施高水平、多层次、全覆盖的电商扶贫等工程项目，加大对贫困户的网络资费补贴力度，建立服务到户的信息帮扶工作体系，健全政府购买服务的实施机制，推动各类互联网平台企业和数字专业人才下乡服务。