互聯(lián)網(wǎng)使用與農(nóng)戶相對貧困：微觀證據(jù)與影響機(jī)制*

● 唐紅濤，陳 薇

(湖南工商大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，湖南 長沙 410205)

一、引言與文獻(xiàn)綜述

2020年中央一號文件《中共中央國務(wù)院關(guān)于抓好“三農(nóng)”領(lǐng)域重點工作 確保如期實現(xiàn)全面小康的意見》明確指出“要研究建立解決相對貧困的長效機(jī)制，推動減貧戰(zhàn)略和工作體系平穩(wěn)轉(zhuǎn)型”，充分體現(xiàn)出解決相對貧困在全面建成小康社會后扶貧工作中的重要性。近年來，農(nóng)村絕對貧困逐步得到緩解的同時，由收入分配不公、社會排斥等因素所導(dǎo)致的相對貧困狀況正不斷惡化，特別是略高于貧困建檔線的農(nóng)村居民由于得不到政府扶貧政策的支持，實際狀況可能更加嚴(yán)重。汪晨等(2020)[1]分別以收入中位數(shù)的40%、50%、60%為相對貧困線測度1978—2017年中國相對貧困發(fā)生率，發(fā)現(xiàn)自改革開放以來，相對貧困發(fā)生率一直處于上升的趨勢，且農(nóng)村相對貧困發(fā)生率明顯高于城鎮(zhèn)。在此背景下，研究如何推進(jìn)農(nóng)村相對貧困治理具有重要的現(xiàn)實意義。

同時，伴隨著“互聯(lián)網(wǎng)+”戰(zhàn)略的推進(jìn)，“互聯(lián)網(wǎng)+精準(zhǔn)扶貧”成為貧困地區(qū)實現(xiàn)后發(fā)趕超的重要抓手，帶動各類資源向貧困地區(qū)匯集，實現(xiàn)脫貧致富。一方面，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展為農(nóng)村貧困地區(qū)帶來了電商這一全新脫貧渠道，幫助實現(xiàn)小農(nóng)戶與大市場的有效對接，拓寬農(nóng)產(chǎn)品經(jīng)營渠道，帶動農(nóng)戶參與網(wǎng)絡(luò)銷售并從中獲益(Shimamoto等，2015；李連夢等，2020)[2-3]。據(jù)商務(wù)部數(shù)據(jù)，2019年全國832個貧困縣網(wǎng)絡(luò)零售額達(dá)2 392億元，同比增長33%，電商扶貧成效顯著。另一方面，互聯(lián)網(wǎng)為貧困地區(qū)農(nóng)戶積累社會資本、共享知識信息、獲取民間借貸等帶來了極大的便利，幫助農(nóng)戶增強(qiáng)自身發(fā)展能力、走出“貧困陷阱”。不少學(xué)者的研究也印證了這一點。殷俊等(2019)[4]基于2014年和2016年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(CFPS)實證檢驗互聯(lián)網(wǎng)使用對解決農(nóng)戶貧困的作用及機(jī)制，結(jié)果顯示互聯(lián)網(wǎng)可通過促進(jìn)社會資本積累這一途徑改善農(nóng)戶貧困狀況。進(jìn)一步地，何宗樾(2019)[5]基于CFPS2016數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)不僅拓寬了個體獲取信息的渠道，而且有助于打破知識壟斷、推進(jìn)教育資源的共享。王君健等(2019)[6]則從民間借貸角度考察了互聯(lián)網(wǎng)減貧的作用機(jī)制，發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)所具備的跨時空、大數(shù)據(jù)等優(yōu)勢能夠幫助農(nóng)戶延伸民間借貸的交易范圍、緩解信貸約束，從而更好地開展脫貧致富活動。

然而，此類研究并未明確區(qū)分絕對貧困和相對貧困。與絕對貧困不同，相對貧困成因更加復(fù)雜和多元，其突出表現(xiàn)為由社會收入分配不均造成的貧富差距問題。那么，互聯(lián)網(wǎng)是否有助于緩解農(nóng)村相對貧困？其作用機(jī)制又是什么？可以看到，在“互聯(lián)網(wǎng)+”戰(zhàn)略背景下，網(wǎng)絡(luò)扶貧已成為加快彌合城鄉(xiāng)“數(shù)字鴻溝”的治本之策，互聯(lián)網(wǎng)信息聚合效應(yīng)能夠產(chǎn)生和創(chuàng)造超越傳統(tǒng)規(guī)模經(jīng)濟(jì)概念的效益、效率和福利(張永林，2016)[7]，而這種“信息紅利”在農(nóng)村地區(qū)的擴(kuò)散不僅顯著提高了農(nóng)產(chǎn)品銷售價格、增強(qiáng)農(nóng)戶市場力量，而且還帶來了豐富的教育資源和高效的學(xué)習(xí)渠道，有利于提升相對貧困群體的人力資本，激發(fā)自我發(fā)展的內(nèi)生動力。溫銳松(2020)[8]更是從理論層面強(qiáng)調(diào)了互聯(lián)網(wǎng)在相對貧困治理中的重要作用，如精準(zhǔn)識別相對貧困群體、提升相對貧困群體就業(yè)創(chuàng)業(yè)技能等。另外，部分研究表明，互聯(lián)網(wǎng)為農(nóng)村居民帶來的收入溢價效應(yīng)大于城鎮(zhèn)居民，能夠縮小城鄉(xiāng)收入差距(韓長根等，2017；程名望等，2019)[9-10]，這也從側(cè)面反映出互聯(lián)網(wǎng)帶來的增收效應(yīng)具有一定的“益貧性”。相應(yīng)地，互聯(lián)網(wǎng)對相對貧困群體的增收效應(yīng)也可能更大。但互聯(lián)網(wǎng)能否以及如何緩解農(nóng)村相對貧困還有待從實證層面加以檢驗。

鑒于此，基于2018年中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)的農(nóng)村樣本數(shù)據(jù)，采用Probit模型實證檢驗互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶的相對貧困的影響，并從異質(zhì)性角度考察互聯(lián)網(wǎng)使用對不同年齡相對貧困群體影響的差異，最后運用中介效應(yīng)模型檢驗互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶的相對貧困的影響機(jī)制，以期為農(nóng)村相對貧困治理政策制定提供啟示。

二、理論分析與研究假設(shè)

互聯(lián)網(wǎng)具有高效、便捷、普惠等特征，與貧困地區(qū)基礎(chǔ)條件差、資源相對缺乏、扶貧路徑受限等實際情況具有天然的耦合性，其對于農(nóng)村相對貧困治理有著不可替代的作用。具體而言，互聯(lián)網(wǎng)主要通過以下兩個方面作用于農(nóng)戶相對貧困治理。

(一)提升人力資本水平

不少農(nóng)戶在擺脫絕對貧困后，發(fā)展動力和志向逐漸減弱，又成為相對貧困群體成員(高強(qiáng)，2020)[11]。與之相對應(yīng)，緩解相對貧困將更加依靠貧困人口自我發(fā)展的內(nèi)生動力。而內(nèi)生動力的強(qiáng)弱又在很大程度上取決于農(nóng)戶自身的“能力”，因而人力資本培育也就成為了治理相對貧困的關(guān)鍵手段。伴隨著“互聯(lián)網(wǎng)+教育”在農(nóng)村地區(qū)的逐步推行，教育規(guī)模與個性化、公平與質(zhì)量等難題得到有效解決。從供給層面來看，互聯(lián)網(wǎng)不僅能通過變革教育供給內(nèi)容、方式、形態(tài)和結(jié)構(gòu)，為社會供應(yīng)高質(zhì)量的教育公共服務(wù)(余勝泉等，2017)[12]，而且能有效打破知識壟斷，豐富個體可獲得的教育資源，實現(xiàn)教育資源的優(yōu)化配置與共享。從需求層面來看，互聯(lián)網(wǎng)有助于改變農(nóng)戶傳統(tǒng)的思想觀念，提高其對新技術(shù)、新知識的感知，激發(fā)其學(xué)習(xí)的主觀能動性(周冬，2016)[13]。由此可見，互聯(lián)網(wǎng)為農(nóng)戶帶來優(yōu)質(zhì)教育資源的同時更激發(fā)了農(nóng)戶對新技術(shù)、新知識的渴望，從而提升其人力資本水平。而人力資本水平的高低與農(nóng)戶市場力量息息相關(guān)，人力資本水平更高的個體往往更有能力參與市場，并從中獲得更高的收入和更多的機(jī)會，大幅度降低陷入相對貧困的風(fēng)險(汪三貴，2020)[14]。

(二)增加社會資本積累

相對貧困形成的一個重要原因是社會排斥，而增加社會資本和提高大眾參與程度通常被視為解決社會排斥的現(xiàn)實路徑(林卡，2006)[15]。農(nóng)村居民社會資本普遍不足，且受到地域環(huán)境的限制難以短期內(nèi)提升，而互聯(lián)網(wǎng)能夠打破地域空間的限制，為農(nóng)戶社會資本積累提供更加方便快捷的渠道。以微信、QQ、微博和短視頻為代表的社交工具的出現(xiàn)大幅降低了信息溝通成本，在幫助農(nóng)戶維護(hù)原有社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的同時還有助于其建立新的社會關(guān)系，從而實現(xiàn)社會網(wǎng)絡(luò)范圍的擴(kuò)張和網(wǎng)絡(luò)強(qiáng)度的改善(Ellison等，2014)[16]。不僅如此，互聯(lián)網(wǎng)本身具備的網(wǎng)絡(luò)外部性有助于結(jié)構(gòu)鄰近性的發(fā)揮，從而觸發(fā)積極的正反饋機(jī)制，加快社會網(wǎng)絡(luò)規(guī)模的擴(kuò)張速度(許丹紅，2016)[17]。由此可見，互聯(lián)網(wǎng)對于農(nóng)戶社會資本積累具有重要的積極作用，且這一效果隨網(wǎng)絡(luò)密度的提高會得到加強(qiáng)。而社會資本作為生計資本的重要組成部分之一，是促進(jìn)相對貧困人口可持續(xù)脫貧的重要著力點，能夠有效改善相對貧困(劉雨桐，2014)[18]。因此，提出如下假設(shè)：

H1：互聯(lián)網(wǎng)可通過提升人力資本水平緩解農(nóng)戶相對貧困。

H2：互聯(lián)網(wǎng)可通過增加社會資本緩解農(nóng)戶相對貧困。

三、數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

(一)數(shù)據(jù)來源與模型構(gòu)建

數(shù)據(jù)來源于由北京大學(xué)社會科學(xué)調(diào)查中心(ISSS)執(zhí)行的中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)庫(CFPS)。該調(diào)查以2010年為基期，每兩年進(jìn)行一次追蹤調(diào)查，其詳細(xì)記錄了家庭互聯(lián)網(wǎng)使用、收入、教育、健康、認(rèn)知能力、社會交往等信息，為研究互聯(lián)網(wǎng)使用對解決農(nóng)戶相對貧困的作用及機(jī)制提供了可能。使用2018年的農(nóng)村樣本數(shù)據(jù)，僅保留戶主年齡在18歲及以上的樣本，在剔除相關(guān)變量存在缺失或異常值的樣本后獲得6 722個樣本觀測數(shù)據(jù)?？紤]到農(nóng)戶相對貧困為二值虛擬變量，利用Probit模型來考察互聯(lián)網(wǎng)使用對解決農(nóng)戶相對貧困的作用，具體模型設(shè)定如下：

Pr(poverty=1)=φ(α+βint+γX+ε)

(1)

其中，被解釋變量poverty表示農(nóng)戶相對貧困，核心解釋變量int表示互聯(lián)網(wǎng)使用情況，X表示控制變量集合，ε為隨機(jī)擾動項，α、β、γ為待估參數(shù)。

(二)變量設(shè)置與描述性統(tǒng)計

1.被解釋變量：相對貧困

借鑒孫久文等(2019)[19]提出的農(nóng)村相對貧困測量標(biāo)準(zhǔn)，以上一年農(nóng)村居民人均可支配收入中位數(shù)的40%作為相對貧困線。國家統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，2017年農(nóng)村居民人均可支配收入中位數(shù)為11 969元，因此2018年相對貧困線為4 788元，若家庭人均純收入低于4 788元則處于相對貧困，否則為非相對貧困。

2.核心解釋變量：互聯(lián)網(wǎng)使用

借鑒周廣肅等(2018)[20]的做法，以戶主互聯(lián)網(wǎng)使用情況來衡量家庭互聯(lián)網(wǎng)使用情況。另外，考慮到互聯(lián)網(wǎng)使用強(qiáng)度差異可能會對農(nóng)戶的相對貧困產(chǎn)生影響，且越來越多的人更多通過手機(jī)等移動端接入互聯(lián)網(wǎng)，本文還引入互聯(lián)網(wǎng)使用強(qiáng)度、是否移動上網(wǎng)作為互聯(lián)網(wǎng)使用的替代指標(biāo)進(jìn)行相應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗。其中，以戶主平均每日上網(wǎng)時長(分鐘)來衡量互聯(lián)網(wǎng)使用強(qiáng)度。

3.控制變量

為考察互聯(lián)網(wǎng)使用對解決農(nóng)戶相對貧困的作用，設(shè)置家庭特征、戶主特征和區(qū)域特征作為控制變量。家庭特征變量包括家庭規(guī)模、非農(nóng)就業(yè)、重大事件、政府補(bǔ)助、養(yǎng)老保險、醫(yī)療保險、老齡化比重。其中，非農(nóng)就業(yè)是指家庭是否有人從事個體私營或外出打工，重大事件是指家庭是否發(fā)生婚喪嫁娶、孩子出生、子女升學(xué)等事件。戶主特征變量包括戶主性別、年齡、年齡平方、婚姻狀況、健康狀況和受教育程度。另外，為控制地域的影響，引入?yún)^(qū)域特征變量作為控制變量。

4.中介變量

(1)人力資本。認(rèn)知能力體現(xiàn)了個體所具備的“內(nèi)在”能力，與受教育水平相比，能夠更好地反映出人與人之間的人力資本差異，因此以戶主綜合認(rèn)知能力作為人力資本的代理變量。

(2)社會資本。以家庭人情禮金支出的對數(shù)來衡量社會資本。具體變量的定義與描述見表1。

表1 變量定義與描述性統(tǒng)計

四、實證分析

(一)基準(zhǔn)回歸分析

表2報告了互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶的相對貧困的影響。模型(1)顯示，在未添加任何控制變量的情形下，互聯(lián)網(wǎng)使用在1%的顯著性水平上負(fù)向影響農(nóng)戶相對貧困，由邊際效應(yīng)可知互聯(lián)網(wǎng)使用能夠使農(nóng)戶相對貧困發(fā)生概率下降17.7%。模型(2)顯示，在加入家庭、戶主和區(qū)域特征變量后，互聯(lián)網(wǎng)使用仍能夠使農(nóng)戶相對貧困發(fā)生概率下降5.5%，且這一效應(yīng)通過了1%的顯著性檢驗。由此可見，互聯(lián)網(wǎng)使用能夠顯著降低農(nóng)戶相對貧困的發(fā)生概率。

表2 互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶相對貧困的影響

(續(xù)表2)

另外，大部分控制變量顯著影響了農(nóng)戶的相對貧困。家庭特征控制變量方面，家庭規(guī)模正向影響農(nóng)戶相對貧困，這是因為家庭規(guī)模越大，其面臨的經(jīng)濟(jì)壓力也較大，因而更容易陷入相對貧困。非農(nóng)就業(yè)有助于緩解農(nóng)戶相對貧困，可能的原因是與傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)相比，非農(nóng)就業(yè)獲得的勞動報酬相對更多，且非農(nóng)就業(yè)較少受到氣候條件、自然災(zāi)害及農(nóng)產(chǎn)品價格波動等因素的影響，收入穩(wěn)定性更高(謝勇，2011)[21]。醫(yī)療保險可為家庭發(fā)揮保障作用，降低相對貧困的發(fā)生概率。家庭老齡化比重越高，其可能面臨更大的贍養(yǎng)壓力，陷入相對貧困的可能性也就越大。而重大事件、養(yǎng)老保險這兩個變量則對農(nóng)戶相對貧困影響不顯著。值得關(guān)注的是，政府補(bǔ)助顯著正向影響農(nóng)戶相對貧困，可能的原因在于：現(xiàn)有政府資金使用仍較為粗放，扶貧效率較為低下，且部分受到這項補(bǔ)助的農(nóng)戶可能會因此產(chǎn)生福利依賴心理，自主脫貧意識不強(qiáng)，從而導(dǎo)致相對貧困的發(fā)生。這也從側(cè)面反映出未來扶貧政策應(yīng)更加注重“外部輸血式扶貧”與“內(nèi)部造血式脫貧”的結(jié)合，以激發(fā)貧困群體自我發(fā)展的內(nèi)在動力，逐步緩解相對貧困。

戶主特征控制變量方面，戶主年齡顯著負(fù)向影響農(nóng)戶相對貧困，戶主年齡平方顯著正向影響農(nóng)戶相對貧困，這表明戶主年齡與農(nóng)戶相對貧困之間存在“U”型關(guān)系，與青年和老年戶主相比，中年戶主在就業(yè)創(chuàng)業(yè)方面更有優(yōu)勢，更有可能帶領(lǐng)家庭擺脫相對貧困。戶主婚姻狀況、健康狀況、受教育程度均顯著負(fù)向影響農(nóng)戶相對貧困，這表明已婚、身體更健康、受教育程度更高的戶主更有能力幫助家庭擺脫相對貧困。而戶主性別則對農(nóng)戶相對貧困不存在顯著影響。此外，與中西部地區(qū)相比，東部地區(qū)農(nóng)戶往往擁有更多的社會資源和市場機(jī)會，陷入相對貧困的可能性更低。

(二)內(nèi)生性討論

互聯(lián)網(wǎng)使用與否是一種自我選擇行為，可能因遺漏變量或反向因果而存在潛在的內(nèi)生性問題。一方面，基于不可觀察的偏好，互聯(lián)網(wǎng)使用和相對貧困可能會同時受到一些遺漏變量的影響；另一方面，農(nóng)戶本身的經(jīng)濟(jì)能力也會影響其使用互聯(lián)網(wǎng)。一般而言，非相對貧困農(nóng)戶更有經(jīng)濟(jì)能力購買上網(wǎng)設(shè)備接入互聯(lián)網(wǎng)，因而產(chǎn)生反向因果問題。為克服由內(nèi)生性導(dǎo)致的估計偏差，參考楊碧云等(2019)[22]以戶主對互聯(lián)網(wǎng)作為信息渠道的重要程度作為互聯(lián)網(wǎng)使用的工具變量，并通過IV Probit進(jìn)行估計。該工具變量滿足相關(guān)性和外生性條件：首先，戶主對于互聯(lián)網(wǎng)作為信息渠道的重視程度越高，則更有可能使用互聯(lián)網(wǎng)，即該變量與互聯(lián)網(wǎng)使用的概率正向相關(guān)；其次，對于互聯(lián)網(wǎng)的重視程度與農(nóng)戶相對貧困并無直接關(guān)系，從而滿足了外生性條件。

表3匯報了采用戶主對互聯(lián)網(wǎng)作為信息渠道的重要程度作為工具變量的Probit模型的估計結(jié)果。由于核心解釋變量“是否使用互聯(lián)網(wǎng)”為一個二值變量，為得到相應(yīng)變量的邊際效應(yīng)，下文采用極大似然方法進(jìn)行估計，但為排除弱工具變量的可能性，仍在表3報告了兩步法的一階段結(jié)果。

表3 內(nèi)生性檢驗結(jié)果

從表3可以看出，工具變量在1%的顯著性水平上顯著為正，說明工具變量與內(nèi)生變量互聯(lián)網(wǎng)使用有很強(qiáng)的相關(guān)性，且一階段F統(tǒng)計值遠(yuǎn)大于弱工具變量的臨界值，表明不存在弱工具變量問題。另外，使用工具變量糾正內(nèi)生性后，互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶的相對貧困的影響依然在1%的統(tǒng)計水平下顯著為負(fù)，進(jìn)一步表明互聯(lián)網(wǎng)使用能夠有效緩解農(nóng)戶相對貧困。

(三)穩(wěn)健性檢驗

1.替換核心解釋變量

在以上回歸分析中，僅探討了“是否使用互聯(lián)網(wǎng)”對農(nóng)戶的相對貧困的影響，而互聯(lián)網(wǎng)使用時長差異對農(nóng)戶的相對貧困是否產(chǎn)生影響還需要進(jìn)一步研究。不僅如此，伴隨著互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)的提升及智能手機(jī)的廣泛普及，越來越多的網(wǎng)民通過手機(jī)等移動端接入互聯(lián)網(wǎng)，截至2020年3月，中國網(wǎng)民規(guī)模達(dá)9.04億，其中手機(jī)網(wǎng)民規(guī)模達(dá)8.97億，占比高達(dá)99.2%，移動上網(wǎng)已逐漸成為人們使用互聯(lián)網(wǎng)的主要形式。因此，下文以“互聯(lián)網(wǎng)使用強(qiáng)度”和“是否移動上網(wǎng)”作為衡量互聯(lián)網(wǎng)使用的替代指標(biāo)，進(jìn)行相應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗，檢驗結(jié)果如表4所示。

從表4可以看出，無論是互聯(lián)網(wǎng)使用強(qiáng)度還是移動上網(wǎng)，均在1%的顯著性水平上負(fù)向影響農(nóng)戶的相對貧困。這一結(jié)論與表2的結(jié)論完全一致，表明前文基準(zhǔn)回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表4 穩(wěn)健性檢驗(替換核心解釋變量)

2.采用CHFS數(shù)據(jù)

為驗證互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶的相對貧困的負(fù)向影響，進(jìn)一步采用2017年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)(CHFS)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。該數(shù)據(jù)源自西南財經(jīng)大學(xué)中國家庭金融調(diào)查中心2017年對全國29個省(自治區(qū)、直轄市)，355個縣(區(qū)、縣級市)，1 428個村(居)委會，40 011戶家庭的實地調(diào)研。根據(jù)研究目的，僅使用該年農(nóng)村樣本數(shù)據(jù)展開研究。根據(jù)CHFS問卷中“您使用過互聯(lián)網(wǎng)嗎？”這一問題，將回答“是”的家庭定義為1，“否”則定義為0，得到家庭互聯(lián)網(wǎng)使用情況，并將上一年農(nóng)村居民人均可支配收入中位數(shù)的40%(4 460元)設(shè)置為相對貧困線，以此來衡量農(nóng)戶相對貧困。另外，本文還選取了家庭規(guī)模、是否創(chuàng)業(yè)、政府補(bǔ)助、養(yǎng)老保險、醫(yī)療保險、老齡化比重、戶主性別、年齡、年齡平方、婚姻狀況、健康狀況、教育程度和地區(qū)特征作為控制變量，采用Probit模型進(jìn)行估計，估計結(jié)果如表5所示。

表5 穩(wěn)健性檢驗(CHFS數(shù)據(jù))

由表5可知，加入控制變量后，互聯(lián)網(wǎng)使用在1%的顯著性水平上負(fù)向影響農(nóng)戶的相對貧困，與不使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)戶相比，使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)戶相對貧困發(fā)生概率下降了10.8%。由此可見，基于CHFS2017數(shù)據(jù)的估計結(jié)果與表2的結(jié)論基本保持一致，即互聯(lián)網(wǎng)使用能夠顯著緩解農(nóng)戶相對貧困，再一次驗證了基準(zhǔn)回歸的結(jié)論。

(四)年齡異質(zhì)性分析

劉曉倩等(2017)[23]研究發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)使用打破了年齡對收入增加的限制，在使用互聯(lián)網(wǎng)的居民組中，年齡增長反而收入水平增加。宋林等(2020)[24]的研究則表明，互聯(lián)網(wǎng)更有利于壯年勞動力開展就業(yè)創(chuàng)業(yè)，對青年和年長勞動力則不存在顯著影響。由此推測，年齡可能會在一定程度上影響互聯(lián)網(wǎng)信息紅利的發(fā)揮。前文分析已表明互聯(lián)網(wǎng)使用能夠有效緩解農(nóng)戶的相對貧困，但這一效應(yīng)的發(fā)揮是否會受到年齡因素的影響還有待進(jìn)一步檢驗。鑒于此，根據(jù)戶主年齡將樣本家庭進(jìn)行分組，并在此基礎(chǔ)上估計互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶相對貧困影響的年齡異質(zhì)性。將18～40歲的農(nóng)戶定義為青年群體，40～65歲定義為中年群體，65歲及以上定義為老年群體。表6顯示了不同分組的回歸結(jié)果。

表6 異質(zhì)性分析結(jié)果

表6的第(1)～(3)列是根據(jù)戶主年齡進(jìn)行分組后得到的估計結(jié)果，可以看出互聯(lián)網(wǎng)使用顯著降低了青年、中年群體陷入相對貧困的概率；但對老年相對貧困群體影響不顯著，可能的解釋是，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展為人們帶來諸多便利的同時也讓很多老年人成了“數(shù)字貧困戶”。老年人本身對新事物的接受能力就低，在面對快速更新?lián)Q代的互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)時更難以適應(yīng)，其對于互聯(lián)網(wǎng)的使用也多停留在初級階段，尚未實現(xiàn)相關(guān)資源的轉(zhuǎn)化利用。相比于老年群體，中青年群體獲取和利用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)資源的能力更強(qiáng)，擁有的信息資源質(zhì)量也更高，能夠通過互聯(lián)網(wǎng)改變自身的相對貧困狀態(tài)。

(五)機(jī)制分析

根據(jù)前文的內(nèi)在機(jī)制分析，互聯(lián)網(wǎng)使用之所以能夠緩解農(nóng)戶相對貧困，可能是由于互聯(lián)網(wǎng)使用能提升農(nóng)戶人力資本、增加社會資本。下文通過構(gòu)建中介效應(yīng)模型對上述兩種影響機(jī)制進(jìn)行檢驗，以進(jìn)一步驗證假設(shè)H1和假設(shè)H2。采用溫忠麟等(2004)[25]提出的中介效應(yīng)檢驗方法，相應(yīng)的中介效應(yīng)檢驗方程有三個，其中第一個方程與前文回歸方程(1)相同，第2和第3個方程為：

mediation=δ+ρint+σX+μ

(2)

Pr(poverty=1)=ψ(λ+β'int+θmediation+?X+η)

(3)

其中，mediation為中介變量，分別表示農(nóng)戶的人力資本和社會資本，互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶的相對貧困影響的總效應(yīng)為β，直接效應(yīng)為β'，變量mediation的間接效應(yīng)(中介效應(yīng))為ρ×θ。具體檢驗步驟如下：

一是檢驗方程(1)中的系數(shù)β是否顯著，如果顯著，則中介效應(yīng)成立，進(jìn)行下一步檢驗。

二是依次檢驗方程(2)中的系數(shù)ρ和方程(3)中的系數(shù)θ，若兩個都顯著則進(jìn)行下一步檢驗，若至少有一個不顯著，則進(jìn)行sobel檢驗，檢驗滿足顯著性要求則存在中介效應(yīng)，否則停止分析。

三是檢驗方程(3)中的系數(shù)β'，如果不顯著，則存在完全中介效應(yīng)，mediation為完全中介變量，反之存在部分中介效應(yīng)，mediation為部分中介變量。

相關(guān)檢驗結(jié)果如表7所示。

前文部分已經(jīng)基于式(1)進(jìn)行了回歸，且結(jié)果顯示互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶的相對貧困存在顯著的負(fù)向影響，即通過了第一步檢驗。表7的第(2)列結(jié)果表明互聯(lián)網(wǎng)使用可顯著提升農(nóng)戶人力資本水平，且這一效應(yīng)通過了1%的顯著性檢驗，而從第(3)列可以看出，在加入人力資本這一中介變量后，β'、θ的系數(shù)均顯著為負(fù)，且β'的系數(shù)有所減小，因而可以推定互聯(lián)網(wǎng)使用能夠顯著提升農(nóng)戶人力資本水平從而緩解相對貧困，假設(shè)H1得到驗證。第(5)列結(jié)果表明互聯(lián)網(wǎng)使用顯著增加了農(nóng)戶的社會資本，且這一效應(yīng)通過了1%的顯著性檢驗，而從第(6)列可以看出，在加入社會資本這一中介變量后，β'、θ的系數(shù)均顯著為負(fù)，且β'的系數(shù)有所減小，即社會資本變量對緩解農(nóng)戶相對貧困的影響具有部分中介效應(yīng)，假設(shè)H2得到驗證。

表7 機(jī)制分析結(jié)果

另外，借鑒Mackinnon等(1995)[26]提出的中介效應(yīng)占比測算方法對上述結(jié)果顯示的部分中介效應(yīng)占比進(jìn)行測算，具體測算方法如下：

MediatedEffect=ρ×θ/(ρ×θ+β')

(4)

根據(jù)式(4)，可以計算出各中介變量的中介效應(yīng)。其中，互聯(lián)網(wǎng)使用所引致的人力資本的中介效應(yīng)占比為17.8%，而互聯(lián)網(wǎng)使用所引致的社會資本的中介效應(yīng)占比則為18.5%。

五、結(jié)論與建議

基于2018年中國家庭追蹤調(diào)查的農(nóng)村樣本數(shù)據(jù)，利用Probit模型和中介效應(yīng)模型實證考察互聯(lián)網(wǎng)使用對解決農(nóng)戶相對貧困的作用及機(jī)制，研究結(jié)果表明：首先，互聯(lián)網(wǎng)使用能夠有效緩解農(nóng)戶的相對貧困，且在采用工具變量克服內(nèi)生性、利用互聯(lián)網(wǎng)使用強(qiáng)度和移動上網(wǎng)及2017年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)(CHFS)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗后這一結(jié)論依然成立。其次，互聯(lián)網(wǎng)使用對解決青年群體相對貧困的作用程度最大，中年群體次之，老年群體不顯著。老年人本身對新事物的接受能力就低，在面對快速更新?lián)Q代的互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)時更難以適應(yīng)，其對于互聯(lián)網(wǎng)的使用也多停留在初級階段，尚未實現(xiàn)相關(guān)資源的轉(zhuǎn)化利用。相比于老年群體，中青年群體獲取和利用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)資源的能力更強(qiáng)，擁有的信息資源質(zhì)量也更高，能夠通過互聯(lián)網(wǎng)改變自身的相對貧困狀態(tài)。最后，機(jī)制分析表明，互聯(lián)網(wǎng)使用可通過提升人力資本、增加社會資本緩解農(nóng)戶的相對貧困。一方面，互聯(lián)網(wǎng)使用有助于提升農(nóng)戶人力資本水平，增強(qiáng)其自我發(fā)展動力和內(nèi)生動力，從而緩解相對貧困；另一方面，互聯(lián)網(wǎng)使用有助于拓寬農(nóng)戶社會網(wǎng)絡(luò)，加快其社會資本積累速度，從而緩解相對貧困。

基于以上結(jié)論，提出如下政策建議：

第一，加快推進(jìn)農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，改善相對貧困人群的用網(wǎng)環(huán)境，為互聯(lián)網(wǎng)“信息紅利”的釋放奠定堅實基礎(chǔ)，充分發(fā)揮互聯(lián)網(wǎng)在農(nóng)村相對貧困治理中的積極作用。

第二，政府在推進(jìn)農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)時，應(yīng)重點著重于青年、中年群體的互聯(lián)網(wǎng)普及，大力發(fā)揮互聯(lián)網(wǎng)對于該類家庭相對貧困的緩解作用。同時，也要積極向老年群體普及互聯(lián)網(wǎng)知識，并對其加以適當(dāng)?shù)囊龑?dǎo)以提升其數(shù)字技術(shù)素養(yǎng)，使其能夠自主運用互聯(lián)網(wǎng)資源持續(xù)改善生活質(zhì)量。

第三，充分發(fā)揮互聯(lián)網(wǎng)在提升農(nóng)戶人力資本、增加農(nóng)戶社會資本方面的積極作用，提高其分享經(jīng)濟(jì)增長成果的能力。一方面，充分利用互聯(lián)網(wǎng)的社會交流、社會互動功能，搭建農(nóng)戶與政府、社會組織之間的互聯(lián)網(wǎng)信息交流平臺，拓寬農(nóng)戶社會網(wǎng)絡(luò)，幫助農(nóng)戶有效參與市場；另一方面，進(jìn)一步推進(jìn)“互聯(lián)網(wǎng)+教育”在農(nóng)村地區(qū)的運用，為相對貧困群體提供更加豐富的網(wǎng)絡(luò)資源和更加高效的學(xué)習(xí)渠道，并注重其知識技能的轉(zhuǎn)化應(yīng)用，從而提升其人力資本水平，激發(fā)自我發(fā)展的內(nèi)生動力，持續(xù)改善生活質(zhì)量。