數(shù)字普惠金融與流動(dòng)人口家庭相對(duì)貧困

蔣曉敏周戰(zhàn)強(qiáng)張博堯

一、引言

黨的十八大以來(lái)，黨中央把脫貧攻堅(jiān)擺在治國(guó)理政的突出位置。經(jīng)過(guò)8年的努力，現(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)下9 899萬(wàn)農(nóng)村貧困人口全部脫貧，取得了脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)的全面勝利，這意味著存在中國(guó)數(shù)千年的絕對(duì)貧困問(wèn)題得到解決。我國(guó)反貧困的戰(zhàn)略重心由解決絕對(duì)貧困轉(zhuǎn)向治理相對(duì)貧困，以鞏固拓展脫貧攻堅(jiān)成果，讓脫貧基礎(chǔ)更加穩(wěn)固、成效更可持續(xù)。

我國(guó)城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)以及工業(yè)化、市場(chǎng)化進(jìn)程決定了我國(guó)的相對(duì)貧困不僅在農(nóng)村和城市同時(shí)存在，還具有流動(dòng)性特征。尤其是20世紀(jì)90年代以來(lái)，我國(guó)流動(dòng)人口大幅增加。2020年第七次人口普查的數(shù)據(jù)顯示，我國(guó)流動(dòng)人口已達(dá)到3.76億(1)數(shù)據(jù)來(lái)源：第七次全國(guó)人口普查主要數(shù)據(jù)情況，http://www.stats.gov.cn/tjsj/zxfb/202105/t20210510_1817176.html。。根據(jù)原國(guó)家衛(wèi)生計(jì)生委2017年進(jìn)行的流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查，流動(dòng)人口的相對(duì)貧困比例并不低，達(dá)到18.89%；在相對(duì)貧困的流動(dòng)人口中，絕大多數(shù)是農(nóng)民工，其占比達(dá)到89.81%。而且受戶籍、公共福利制度、勞動(dòng)市場(chǎng)歧視、自身教育水平和社會(huì)資源等因素的影響，流動(dòng)人口較城鎮(zhèn)本地居民更易于陷入相對(duì)貧困狀態(tài)(楊洋和馬驍，2012[1]；楊舸，2017[2])。流動(dòng)人口為流入地經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展做出了重要貢獻(xiàn)，然而作為邊緣群體，其利益容易受到忽視。正確面對(duì)和解決這一群體的相對(duì)貧困問(wèn)題，對(duì)于鞏固脫貧攻堅(jiān)成果、縮小收入差距、實(shí)現(xiàn)共同富裕等具有重要意義。

相對(duì)貧困群體收入水平低，其發(fā)展缺少必要的資金。普惠金融立足于機(jī)會(huì)平等，把農(nóng)民、城鎮(zhèn)低收入群體等作為重點(diǎn)服務(wù)對(duì)象。它能夠匯集金融資源，降低金融服務(wù)的門(mén)檻，增加金融服務(wù)的可獲性，在消除貧困、實(shí)現(xiàn)社會(huì)公平與和諧中具有重要的作用(Beck等，2007[3]；Jones，2008[4]；李建軍等，2020[5])，但也有少數(shù)研究從金融資源配置效率、收入增長(zhǎng)效應(yīng)異質(zhì)性角度發(fā)現(xiàn)普惠金融減貧效果有限或不明顯(Arestis和Caner，2009[6]；楊艷琳和付晨玉，2019[7])。最近幾年，隨著數(shù)字普惠金融的迅速發(fā)展，學(xué)者們開(kāi)始研究數(shù)字普惠金融對(duì)貧困和相對(duì)貧困的影響(孫繼國(guó)等，2020[8]；張棟浩等，2020[9])。這些研究主要關(guān)注的是城市或農(nóng)村常住居民群體，很少專門(mén)關(guān)注規(guī)模巨大的流動(dòng)人口群體。相對(duì)于本地居民，流動(dòng)人口收入較低、受教育水平較低，更易受到數(shù)字鴻溝的限制(邱澤奇等，2016[10])。在這種情況下，他們能否借助數(shù)字普惠金融發(fā)展帶來(lái)的機(jī)會(huì)，提高自身的收入水平，避免或減少陷入相對(duì)貧困的可能，是在鞏固脫貧攻堅(jiān)成果階段亟需認(rèn)真探討和解決的問(wèn)題。

本文借助中山大學(xué)中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)(CLDS)、北京大學(xué)金融研究中心發(fā)布的數(shù)字普惠金融數(shù)據(jù)和中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，探討了數(shù)字普惠金融對(duì)流動(dòng)人口家庭相對(duì)貧困的影響。結(jié)果表明數(shù)字普惠金融的發(fā)展顯著提高了流動(dòng)人口家庭相對(duì)貧困的可能性，這一影響可能是通過(guò)減少流動(dòng)人口家庭在本地的社會(huì)參與實(shí)現(xiàn)的，并且較低的家庭人力資本、缺乏社會(huì)保險(xiǎn)會(huì)加深這一影響。本文的主要貢獻(xiàn)在于：一是著眼于已有研究很少關(guān)注的流動(dòng)人口這一特殊人群的相對(duì)貧困問(wèn)題，從迅速發(fā)展的數(shù)字普惠金融角度，闡釋數(shù)字普惠金融對(duì)流動(dòng)人口家庭相對(duì)貧困的影響規(guī)律，豐富和拓展了相對(duì)貧困領(lǐng)域的研究；二是探討了數(shù)字普惠金融對(duì)流動(dòng)人口家庭相對(duì)貧困的影響機(jī)制，認(rèn)為數(shù)字普惠金融減少了流動(dòng)人口家庭在本地的社會(huì)參與，進(jìn)而提高其陷入相對(duì)貧困的可能性；三是分析了人力資本和社會(huì)保險(xiǎn)在數(shù)字普惠金融與流動(dòng)人口家庭相對(duì)貧困關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用，深化了對(duì)兩者關(guān)系的認(rèn)識(shí)。

二、文獻(xiàn)綜述

影響相對(duì)貧困的因素十分復(fù)雜，既有微觀因素，又有宏觀因素。在微觀層面上，個(gè)體的物質(zhì)資本、人力資本、社會(huì)資本對(duì)相對(duì)貧困有很大影響。Gustafsson和Ding(2020)[11]對(duì)2002—2013年中國(guó)城鎮(zhèn)相對(duì)貧困問(wèn)題研究發(fā)現(xiàn)，就業(yè)機(jī)會(huì)缺乏、撫幼和養(yǎng)老負(fù)擔(dān)沉重的居民積累的物質(zhì)資本較少，更有可能陷入相對(duì)貧困的狀況。受教育程度、技能培訓(xùn)是人力資本的重要衡量標(biāo)準(zhǔn)。李實(shí)等(2020)[12]認(rèn)為不同受教育群體的相對(duì)貧困狀況存在差別，初中以上學(xué)歷勞動(dòng)者的相對(duì)貧困狀況呈現(xiàn)增長(zhǎng)的趨勢(shì)。羅明忠等(2020)[13]發(fā)現(xiàn)職業(yè)技能培訓(xùn)能夠降低農(nóng)戶的相對(duì)貧困狀況，但農(nóng)業(yè)技能培訓(xùn)的影響程度更高，非農(nóng)業(yè)技能培訓(xùn)對(duì)農(nóng)戶多維貧困的影響則更為顯著。對(duì)于貧困農(nóng)戶而言，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中的資源能夠?yàn)檗r(nóng)戶提供改善自身狀況所需要的發(fā)展能力(周曄馨和葉靜怡，2014[14])。譚燕芝和張子豪(2017)[15]認(rèn)為社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系能夠幫助農(nóng)戶緩解融資約束，改善農(nóng)戶多維貧困的狀況。就宏觀層面而言，基本公共服務(wù)、分配制度、市場(chǎng)化、產(chǎn)業(yè)智能化等會(huì)影響勞動(dòng)者個(gè)體或者家庭的相對(duì)貧困狀況。溫興祥和鄭子媛(2020)[16]發(fā)現(xiàn)基本公共服務(wù)過(guò)多集中在城市，存在地區(qū)和群體差異，公共服務(wù)分配不均衡，將導(dǎo)致相對(duì)貧困問(wèn)題的出現(xiàn)。李永友和沈坤榮(2007)[17]認(rèn)為相對(duì)貧困問(wèn)題的出現(xiàn)主要是由于財(cái)富初始分配環(huán)節(jié)中不同行業(yè)間勞動(dòng)力要素價(jià)格的差異，財(cái)富分配的差距必然導(dǎo)致弱勢(shì)收入群體感到相對(duì)貧困。王春超和葉琴(2014)[18]發(fā)現(xiàn)市場(chǎng)化有助于促進(jìn)知識(shí)和信息的傳播，縮小貧富差距，緩解農(nóng)民工相對(duì)貧困的狀況。楊飛和范從來(lái)(2020)[19]提出產(chǎn)業(yè)智能化能夠通過(guò)創(chuàng)造新的就業(yè)機(jī)會(huì)，提高生產(chǎn)效率，改善低收入者的收入狀況，縮小收入差距，促進(jìn)中國(guó)益貧式發(fā)展。

解決貧困問(wèn)題，離不開(kāi)金融，尤其是普惠金融的支持。Dupas和Robinson(2013)[20]認(rèn)為普惠金融能夠匯集金融資源，使得投資和支付更加便利化，提高儲(chǔ)蓄轉(zhuǎn)化為投資的效率，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。Burgess和Pande(2005)[21]認(rèn)為普惠金融能夠降低信貸門(mén)檻限制，讓更多農(nóng)民享受到低成本的金融服務(wù)，從而縮小城鄉(xiāng)收入差距，緩解農(nóng)村貧困狀況。Miled和Rejeb(2015)[22]發(fā)現(xiàn)普惠金融的發(fā)展能夠增加金融產(chǎn)品和服務(wù)的可獲得性，改善居民貧困狀況。Jones(2008)[4]提出普惠金融能夠通過(guò)增加資本積累和正規(guī)借貸，改善家庭在健康、教育等方面的貧困現(xiàn)狀，提高家庭的幸福感水平。然而也有少數(shù)研究認(rèn)為普惠金融會(huì)降低金融資源配置效率，對(duì)不同收入群體的收入增加效應(yīng)存在差異，導(dǎo)致扶貧效果有限或不明顯(Arestis和Caner，2009[6]；楊艷琳和付晨玉，2019[7])。出現(xiàn)不一致結(jié)論可能是因?yàn)槠栈萁鹑趯?duì)不同群體貧困狀況的影響存在差異，朱一鳴和王偉(2017)[23]研究發(fā)現(xiàn)，普惠金融為高收入者帶來(lái)的收入增長(zhǎng)效應(yīng)要大于低收入者。Kondo等(2008)[24]提出普惠金融并不能改變極端貧困者的貧困狀況。此外，普惠金融對(duì)貧困的影響并非獨(dú)立于個(gè)人生存所需的內(nèi)外部環(huán)境，Sahay和Cihak(2018)[25]認(rèn)為普惠金融的發(fā)展應(yīng)該避免在單一路徑上實(shí)現(xiàn)，“孤島心理”的存在不利于發(fā)揮普惠金融在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的積極作用。

伴隨著互聯(lián)網(wǎng)的普及和數(shù)字技術(shù)的發(fā)展，數(shù)字普惠金融成為普惠金融發(fā)展的重要方向。數(shù)字普惠金融對(duì)相對(duì)貧困影響的研究開(kāi)始受到關(guān)注，其影響渠道可能有信貸約束、創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)、人力資本、物質(zhì)資本積累和信息鴻溝等(孫繼國(guó)等，2020[8]；張棟浩等，2020[9]；謝升峰等，2021[26])。孫繼國(guó)等(2020)[8]研究發(fā)現(xiàn)，數(shù)字普惠金融能夠通過(guò)降低信貸門(mén)檻、增加信貸供給、化解金融風(fēng)險(xiǎn)、增加居民創(chuàng)業(yè)來(lái)緩解相對(duì)貧困的狀況。張棟浩等(2020)[9]基于多維貧困的視角，對(duì)農(nóng)村地區(qū)的相對(duì)貧困進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)，數(shù)字普惠金融通過(guò)提高人力資本和物質(zhì)資本能夠顯著改善收入、教育、生活等方面的貧困，對(duì)健康方面的貧困影響則不顯著。而謝升峰等(2021)[26]認(rèn)為數(shù)字普惠金融會(huì)通過(guò)信息鴻溝對(duì)居民相對(duì)貧困產(chǎn)生影響，這種影響呈現(xiàn)出先升高后降低的特點(diǎn)，在數(shù)字普惠金融發(fā)展的早期，高低收入者之間的數(shù)字普惠金融使用不平衡將會(huì)帶來(lái)信息使用的鴻溝，從而提高相對(duì)貧困的狀況，但在數(shù)字普惠金融發(fā)展較高的階段，信息鴻溝將減少，居民相對(duì)貧困的狀況會(huì)相應(yīng)得到改善。

可以看出，已有文獻(xiàn)關(guān)注的主要是城市和農(nóng)村常住居民的相對(duì)貧困，對(duì)流動(dòng)人口的相對(duì)貧困關(guān)注得很少。雖然國(guó)內(nèi)外關(guān)于普惠金融與貧困、多維貧困的研究較多，但數(shù)字普惠金融對(duì)相對(duì)貧困影響的研究還處于起步階段，得出的結(jié)論存在分歧，尚需要進(jìn)一步討論。因此，本文基于中山大學(xué)中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)(CLDS)、北京大學(xué)金融研究中心發(fā)布的數(shù)字普惠金融數(shù)據(jù)和中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，探討數(shù)字普惠金融對(duì)流動(dòng)人口家庭相對(duì)貧困的影響。

三、研究假設(shè)

近年來(lái)，數(shù)字普惠金融成為普惠金融的重要發(fā)展方向。與傳統(tǒng)普惠金融相比，數(shù)字普惠金融增加了金融產(chǎn)品和服務(wù)供給(Miled和 Rejeb，2015[22])，減少了金融供給方地理位置和營(yíng)業(yè)時(shí)間的約束，降低了金融服務(wù)的門(mén)檻和成本(Burgess和Pande，2005[21])，提高了金融服務(wù)的可達(dá)性和可得性，能夠讓更多人有機(jī)會(huì)享受到更加便利化的金融服務(wù)。但是數(shù)字普惠金融并沒(méi)有改變自身的金融邏輯，其本質(zhì)仍然是一種商業(yè)行為，是在成本可負(fù)擔(dān)及商業(yè)可持續(xù)原則下開(kāi)展的，它要求惠及對(duì)象具有必要的物質(zhì)資本、一定風(fēng)險(xiǎn)承受能力。相對(duì)于本地居民，流動(dòng)人口收入較低，擁有的物質(zhì)資本較少，抗風(fēng)險(xiǎn)能力較弱，導(dǎo)致他們有可能缺少必要條件，無(wú)法利用數(shù)字普惠金融服務(wù)。

數(shù)字普惠金融不僅涉及資金使用風(fēng)險(xiǎn)，還涉及網(wǎng)絡(luò)安全、信息安全等。我國(guó)數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速，無(wú)論在初創(chuàng)還是成長(zhǎng)階段其所受的監(jiān)管相較于傳統(tǒng)金融較少，網(wǎng)絡(luò)安全和信息安全存在較多漏洞(唐松等，2020[27])。從2016年至2018年，全國(guó)法院審理結(jié)案的網(wǎng)絡(luò)犯罪案件在全國(guó)刑事案件中的占比呈逐年攀升的趨勢(shì)。2018年網(wǎng)絡(luò)犯罪案件量同比增加50.91%，其中網(wǎng)絡(luò)詐騙案件占比高達(dá)30%(2)數(shù)據(jù)來(lái)源：2019年最高法院發(fā)布網(wǎng)絡(luò)犯罪大數(shù)據(jù)報(bào)告以及電信網(wǎng)絡(luò)詐騙犯罪典型案例，https://www.chinacourt.org/index.php/article/detail/2019/11/id/4644045.shtml。。網(wǎng)絡(luò)安全和犯罪問(wèn)題導(dǎo)致人們對(duì)于數(shù)字普惠金融的信任程度降低，使用積極性下降。與本地居民相比，流動(dòng)人口利用互聯(lián)網(wǎng)投資積極性不高。根據(jù)2017年中國(guó)家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，流動(dòng)人口使用互聯(lián)網(wǎng)理財(cái)大都在2萬(wàn)元以下，遠(yuǎn)低于本地人的投資水平。

數(shù)字普惠金融為惠及對(duì)象提供了均等的受益機(jī)會(huì)，但是并不意味著他們的受益是均等的。Sen(1999)[28]認(rèn)為貧困產(chǎn)生于對(duì)人們可行能力的剝奪。一方面，由于存在數(shù)字鴻溝，不用或者少用互聯(lián)網(wǎng)、移動(dòng)通訊設(shè)備的人群沒(méi)有相關(guān)數(shù)據(jù)信息，無(wú)法或難以獲得這類金融服務(wù)。另一方面，缺少必要金融知識(shí)和素養(yǎng)的個(gè)體不太可能利用數(shù)字普惠金融帶來(lái)的受益機(jī)會(huì)。流動(dòng)人口平均受教育水平僅為初中，比本地居民的要低一些，金融知識(shí)和素養(yǎng)相對(duì)缺乏，使用互聯(lián)網(wǎng)、移動(dòng)通訊設(shè)備的范圍較小、頻率較低，導(dǎo)致他們與本地居民在數(shù)字普惠金融利用上存在差異，受益機(jī)會(huì)也不均等?？梢?jiàn)，數(shù)字普惠金融面臨著一些需要金融服務(wù)的流動(dòng)人口因?yàn)槿鄙俦匾奈镔|(zhì)資本、風(fēng)險(xiǎn)承受能力等導(dǎo)致的“不能用”問(wèn)題、因?yàn)榫W(wǎng)絡(luò)安全以及網(wǎng)絡(luò)詐騙導(dǎo)致的“不敢用”問(wèn)題、因?yàn)榇嬖凇皵?shù)字鴻溝”與金融知識(shí)及素養(yǎng)缺乏造成的“不會(huì)用”問(wèn)題，導(dǎo)致流動(dòng)人口在數(shù)字普惠金融的使用機(jī)會(huì)、程度、頻率、范圍等方面不及本地居民，由此帶來(lái)的收入增加也不及本地居民，拉大了他們的收入差距，導(dǎo)致流動(dòng)人口更可能陷入相對(duì)貧困。因此，本文提出研究假設(shè)1。

假設(shè)1：數(shù)字普惠金融顯著提高了流動(dòng)人口家庭相對(duì)貧困的概率。

社會(huì)參與是社會(huì)資本的重要組成部分(陸遷和王昕，2012[29])，人們通過(guò)積極參與社會(huì)組織或團(tuán)體活動(dòng)，增強(qiáng)了社會(huì)信任，拓寬了社會(huì)網(wǎng)絡(luò)規(guī)模，獲取到更多的機(jī)會(huì)和資源，從而改善自身收入狀況。在傳統(tǒng)的社會(huì)交往過(guò)程中，流動(dòng)人口面對(duì)陌生的流入地環(huán)境，為打破隔閡，盡快融入流入地，會(huì)參加各種各樣的社會(huì)組織，與他人進(jìn)行社會(huì)交往，利用社會(huì)資本帶來(lái)更多的物質(zhì)回報(bào)(Bourdieu，1984[30])。但近些年以互聯(lián)網(wǎng)為代表的信息技術(shù)的應(yīng)用和推廣，在給流動(dòng)人口帶來(lái)生活便利的同時(shí)，也帶來(lái)了生活方式的巨大變革，尤其是以互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)為基礎(chǔ)的數(shù)字普惠金融的發(fā)展，一方面為流動(dòng)人口提供了更加靈活多樣的資金使用方式，使得他們突破了傳統(tǒng)金融的限制，降低了傳統(tǒng)私人借貸行為發(fā)生的可能性(吳雨等，2020[31])，也打破了在資金獲取上對(duì)傳統(tǒng)關(guān)系的依賴。他們將較多時(shí)間用于信息的搜尋和識(shí)別上，在社會(huì)交往中更有針對(duì)性地選擇“朋友圈”，減少了對(duì)本地線下社會(huì)組織或團(tuán)體活動(dòng)的參與(Kraut等，1998[32]； McPherson等，2006[33])。另一方面，網(wǎng)絡(luò)詐騙案件頻發(fā)，人們之間的信任程度下降，流動(dòng)人口在本地參與社會(huì)團(tuán)體或組織活動(dòng)方面變得更為謹(jǐn)慎。這不利于流動(dòng)人口在本地構(gòu)建新型社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系，擴(kuò)大其社會(huì)網(wǎng)絡(luò)規(guī)模和異質(zhì)性，不利于他們獲得更多的收入，有可能陷入相對(duì)貧困的狀況。因此，本文提出研究假設(shè)2。

假設(shè)2：數(shù)字普惠金融降低了流動(dòng)人口在本地的社會(huì)參與程度，從而提高了其家庭相對(duì)貧困的概率。

教育是人力資本投資的重要形式，受教育水平的差別會(huì)影響流動(dòng)人口對(duì)數(shù)字普惠金融的利用程度(邱澤奇等，2016[10])。一般來(lái)說(shuō)，受教育水平越高的個(gè)體具備更高的學(xué)習(xí)理解能力，花費(fèi)較少的精力和成本就能夠了解互聯(lián)網(wǎng)、金融等知識(shí)，更傾向利用網(wǎng)絡(luò)進(jìn)行互聯(lián)網(wǎng)資本的積累(DiMaggio和Hargittai，2001[34])，而且他們對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的抵御能力更強(qiáng)(彭澎和徐志剛，2021[35])，能利用金融資源更好地為自己服務(wù)(Maladonado和González-Vega，2008[36]； Ligon和Schechter，2003[37])，提高其收入水平，這擴(kuò)大了不同受教育水平流動(dòng)人口使用數(shù)字普惠金融帶來(lái)的收入差距，導(dǎo)致受教育水平較低的流動(dòng)人口家庭陷入相對(duì)貧困的可能性更大。因此，本文提出研究假設(shè)3。

假設(shè)3：較低的人力資本水平加劇了數(shù)字普惠金融對(duì)流動(dòng)人口家庭相對(duì)貧困的影響。

社會(huì)保險(xiǎn)主要包括養(yǎng)老、醫(yī)療、工傷、失業(yè)和生育保險(xiǎn)。根據(jù)中山大學(xué)中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)(CLDS)，上述五險(xiǎn)全部參加的受訪流動(dòng)人口僅占8.85%，可見(jiàn)流動(dòng)人口社會(huì)保險(xiǎn)的參與程度較低。社會(huì)保險(xiǎn)能夠有效化解風(fēng)險(xiǎn)，實(shí)現(xiàn)風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)(Walker，2005[38])，具有收入維持的功能，能夠有效克服家庭生存環(huán)境的脆弱性，阻止收入差距的進(jìn)一步擴(kuò)大，實(shí)現(xiàn)社會(huì)公平(李棉管和岳經(jīng)綸，2020[39])。一方面，擁有社會(huì)保險(xiǎn)的流動(dòng)人口能夠借助社會(huì)的力量有效分散風(fēng)險(xiǎn)，避免因疾病或意外事故沖擊所導(dǎo)致的生產(chǎn)性投資和人力資本投資下降(Hamid等，2011[40])，更有條件利用數(shù)字普惠金融，發(fā)揮數(shù)字普惠金融低門(mén)檻、金融產(chǎn)品和服務(wù)易獲得的優(yōu)勢(shì)，抓住更多機(jī)會(huì)，提高收入水平(謝絢麗等，2018[41])，降低陷入相對(duì)貧困的可能性。另一方面，擁有社會(huì)保險(xiǎn)的流動(dòng)人口，能夠有效保持健康，增加勞動(dòng)力供給(Fogel，1994[42])，獲得穩(wěn)定的收入來(lái)源，利用數(shù)字普惠金融所帶來(lái)的機(jī)會(huì)，有效提高收入水平，更有可能擺脫相對(duì)貧困。因此，本文提出研究假設(shè)4。

假設(shè)4：社會(huì)保險(xiǎn)的缺乏加劇了數(shù)字普惠金融對(duì)流動(dòng)人口家庭相對(duì)貧困的影響。

四、數(shù)據(jù)、變量及模型設(shè)定

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源

本文使用的數(shù)據(jù)來(lái)源有三種：一是流動(dòng)人口數(shù)據(jù),來(lái)自中山大學(xué)中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)(CLDS)。該數(shù)據(jù)于2011年開(kāi)始試調(diào)查，2012年開(kāi)啟正式調(diào)查，之后每?jī)赡赀M(jìn)行一次，采用PPS抽樣和輪換樣本追蹤調(diào)查的方式，覆蓋中國(guó)29個(gè)省份(除港澳臺(tái)、西藏、海南外)。該調(diào)查涉及受訪者的個(gè)人、家庭、村居三個(gè)層面，包含受訪者的基本情況、教育、工作、遷移、健康、社會(huì)參與、經(jīng)濟(jì)活動(dòng)、基層組織等領(lǐng)域，能夠較好地反映中國(guó)劇烈變遷的社會(huì)現(xiàn)狀。本文使用的是2012、2014、2016年勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)中的流動(dòng)人口家庭面板數(shù)據(jù)。二是數(shù)字普惠金融數(shù)據(jù),來(lái)自北京大學(xué)金融研究中心發(fā)布的數(shù)字普惠金融指數(shù)。該數(shù)據(jù)是由北京大學(xué)金融研究中心和螞蟻金服集團(tuán)從2011年開(kāi)始采用無(wú)量綱化的方法聯(lián)合編制，覆蓋中國(guó)31個(gè)省份、337個(gè)地級(jí)市以及2 800個(gè)縣域城市(除港澳臺(tái)外)。它包含數(shù)字金融覆蓋廣度、使用深度和普惠金融數(shù)字化程度3個(gè)子維度，共計(jì)33個(gè)具體指標(biāo)，能夠較好地反映數(shù)字普惠金融的發(fā)展?fàn)顩r。三是城市層面統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)來(lái)自1985、2012、2014、2016年的《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》。本文將2011、2013、2015年城市數(shù)字普惠金融數(shù)據(jù)分別與2012、2014、2016年勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查及城市統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配。經(jīng)過(guò)數(shù)據(jù)的清洗和處理，共得到有效樣本量3 560個(gè)。

結(jié)合所用數(shù)據(jù)，本文將流動(dòng)人口界定為戶籍所在區(qū)(縣、市)鄉(xiāng)鎮(zhèn)/街道以外居住的人員，戶主的居住地和戶口所在地不一致的家庭為流動(dòng)人口家庭。

(二)變量及其描述性統(tǒng)計(jì)

1.因變量。

本文的因變量是相對(duì)貧困。關(guān)于相對(duì)貧困的衡量，大多數(shù)研究?jī)A向使用人均可支配收入中位數(shù)或平均數(shù)的40%、50%或者60%作為相對(duì)貧困線(Fuchs，1969[43]；World Bank，2001[44])。收入中位數(shù)的設(shè)置標(biāo)準(zhǔn)不易受到收入兩端人群的影響，結(jié)果較為穩(wěn)健(Preston，1995[45]； Gottlieb 和Fruman，2011[46]；李實(shí)等，2020[12])，但使用收入中位數(shù)的多大比例合適尚無(wú)一致結(jié)論。若比例過(guò)高，則需要脫貧的個(gè)人或家庭相對(duì)較多，給政府帶來(lái)的壓力相對(duì)較大，若比例較低，則政府短期脫貧的壓力相對(duì)較小(李實(shí)等，2020[12])，達(dá)不到使盡可能多的貧困人口脫貧的目標(biāo)?？紤]到我國(guó)城鄉(xiāng)一體化趨勢(shì)，本文將各城市家庭人均收入中位數(shù)50%作為相對(duì)貧困線，若問(wèn)卷中流動(dòng)人口家庭人均收入處于各城市家庭人均收入中位數(shù)的50%以下，則相對(duì)貧困設(shè)置為1，否則設(shè)置為0。樣本中，大約有19.75%的流動(dòng)人口家庭處于相對(duì)貧困的狀況。

2.核心自變量。

本文的核心自變量是數(shù)字普惠金融。參考已有文獻(xiàn)(謝絢麗等，2018[41]；張勛等，2019[47]；吳雨等，2020[31])，本文利用數(shù)字普惠金融指數(shù)作為該變量的衡量指標(biāo)。為深入研究數(shù)字普惠金融的影響，本文也利用數(shù)字普惠金融指數(shù)的子維度即數(shù)字金融覆蓋廣度、數(shù)字金融使用深度、普惠金融數(shù)字化程度做了進(jìn)一步分析。因該指數(shù)采用無(wú)量綱化的標(biāo)準(zhǔn)，為方便處理，本文將該指數(shù)及其子維度都使用了除以100的處理方法。

3.中介變量。

社會(huì)參與。戶主是家庭收入的主要貢獻(xiàn)者，本文將戶主在本地社會(huì)參與作為家庭社會(huì)參與的代理指標(biāo)。根據(jù)問(wèn)卷中的問(wèn)題，將戶主在本地“居委會(huì)、社工機(jī)構(gòu)、業(yè)主委員會(huì)、休閑/娛樂(lè)/體育俱樂(lè)部/沙龍、學(xué)習(xí)/培訓(xùn)機(jī)構(gòu)、同鄉(xiāng)會(huì)、宗親組織、公益/社會(huì)組織/志愿者團(tuán)體、宗教組織”等社團(tuán)或社會(huì)組織參與狀況設(shè)置為計(jì)數(shù)變量，若在本地社會(huì)團(tuán)體或組織參與數(shù)量每增加一個(gè)，該變量分?jǐn)?shù)增加1，分?jǐn)?shù)越高，表明該戶主社會(huì)參與程度越高。樣本中家庭平均參與1個(gè)社會(huì)組織，社會(huì)參與程度較低。

4.調(diào)節(jié)變量。

(1)人力資本。以受教育程度為主的人力資本積累能夠改善勞動(dòng)力質(zhì)量，提高勞動(dòng)者的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力(邱澤奇等，2016[10])。本文根據(jù)流動(dòng)人口家庭的平均受教育程度衡量人力資本，若其處于初中及其以下，則人力資本變量設(shè)置為1，否則設(shè)置為0。樣本中流動(dòng)人口家庭的人力資本水平較低，大約有55.56%的家庭平均受教育程度處于初中及以下。

(2)社會(huì)保險(xiǎn)。參加社會(huì)保險(xiǎn)能夠幫助流動(dòng)人口避免因疾病、意外事故、失業(yè)等陷入貧困的風(fēng)險(xiǎn)，是一個(gè)家庭抗風(fēng)險(xiǎn)能力的重要衡量標(biāo)準(zhǔn)(Akotey和Adjasi，2014[48]；劉子寧等，2019[49])。根據(jù)問(wèn)卷中的問(wèn)題，若作為家庭主要?jiǎng)趧?dòng)力收入來(lái)源的戶主沒(méi)有參與醫(yī)療、養(yǎng)老或者其他任一類社會(huì)保險(xiǎn)，則社會(huì)保險(xiǎn)參與變量設(shè)置為1，否則設(shè)置為0。樣本中大約有17.33%的流動(dòng)人口尚未參與任何社會(huì)保險(xiǎn)，流動(dòng)人口的生存環(huán)境較為脆弱。

5.控制變量。

參考已有文獻(xiàn)，本文控制了戶主個(gè)人基本特征、家庭特征和城市特征三類變量。其中戶主個(gè)人基本特征變量包括戶主性別、婚姻狀況、健康狀況等。若戶主為男性，則戶主性別變量為1，否則為0。樣本中男性戶主多于女性戶主，其占比高達(dá)77.47%。若戶主已婚或再婚，則戶主婚姻狀況變量為1，否則為0。樣本中已婚或再婚的戶主占比為83.12%。戶主的健康狀況分為非常不健康、比較不健康、一般、健康、非常健康，分別賦值為0、1、2、3、4。樣本中戶主的平均健康狀況較好。家庭特征變量包括家庭人口規(guī)模、老年撫養(yǎng)比、家庭勞動(dòng)力平均年齡、家庭勞動(dòng)力平均年齡平方、家庭收支比等變量。流動(dòng)人口家庭規(guī)模平均為3.33人。老年撫養(yǎng)比為家庭64歲以上人口數(shù)在家庭15～64歲勞動(dòng)力總?cè)丝跀?shù)中的占比。樣本中流動(dòng)人口家庭的老年撫養(yǎng)比為10.48%。流動(dòng)人口家庭勞動(dòng)力較為年輕，平均為37歲。家庭收支比為家庭總收入占家庭總支出的比重，樣本中大多數(shù)流動(dòng)人口家庭一半以上的收入用于支出。城市特征變量包括金融水平、第三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重、外商投資比重、每萬(wàn)人醫(yī)生人數(shù)等變量。金融發(fā)展水平為各城市年末金融機(jī)構(gòu)貸款余額占GDP的比重，樣本中各城市金融投資額較高，金融發(fā)展水平相對(duì)較好。第三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重為各城市第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重，樣本中第三產(chǎn)業(yè)對(duì)GDP的貢獻(xiàn)較高，占比達(dá)51.43%。外商投資比重為外商固定資產(chǎn)投資額在GDP中的占比，樣本中外商固定資產(chǎn)投資積極性較高，占比約為28.73%。每萬(wàn)人中醫(yī)生人數(shù)為各城市醫(yī)生人數(shù)在總?cè)丝谥械恼急龋瑯颖局嗅t(yī)生人數(shù)相對(duì)缺乏，醫(yī)療資源不足，每萬(wàn)人中平均擁有43名醫(yī)生。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

(三)模型設(shè)定

1.基準(zhǔn)模型。

由于流動(dòng)人口家庭相對(duì)貧困是虛擬變量，本文設(shè)定了下列Probit模型分析數(shù)字普惠金融對(duì)流動(dòng)人口家庭相對(duì)貧困的影響。

Prob(povertyit=1)=Φ(βfinanceit+Xitγ+δi+τt)

(1)

其中，povertyit表示第i個(gè)家庭在t時(shí)期的相對(duì)貧困狀況，financeit為第i個(gè)家庭所在城市t時(shí)期的數(shù)字普惠金融發(fā)展?fàn)顩r，Xit為戶主個(gè)人基本特征、家庭特征、城市特征等控制變量向量，δ為城市固定效應(yīng)，τ為年份固定效應(yīng)，β、γ是系數(shù)項(xiàng)。

2.中介效應(yīng)模型。

為研究數(shù)字普惠金融對(duì)流動(dòng)人口家庭相對(duì)貧困的影響機(jī)制，根據(jù)Baron和Kenny(1986)[50]提出的方法，本文用模型(1)與下面模型(2)和(3)構(gòu)建了中介效應(yīng)模型：

mediumit=γ0+γ1financeit+Xitγ2+δi+τt+σit

(2)

Prob(povertyit=1)=Φ(φ1mediumit+φ2financeit

+Xitφ3+δi+τt)

(3)

其中，mediumit為第i個(gè)家庭戶主在t時(shí)期本地的社會(huì)參與。γ0、γ1、γ2、φ1、φ2、φ3為系數(shù)項(xiàng)，σit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。其他變量說(shuō)明同模型(1)。在β顯著的情況下，若γ1和φ1顯著且符號(hào)為正，說(shuō)明存在顯著中介效應(yīng)；若γ1和φ1至少有一個(gè)不顯著，用Bootstrap法檢驗(yàn)零假設(shè)γ1φ1=0，拒絕該零假設(shè)說(shuō)明存在顯著中介效應(yīng)，否則中介效應(yīng)不顯著(溫忠麟和葉寶娟，2014[51])。如果社會(huì)參與在數(shù)字普惠金融與流動(dòng)人口家庭相對(duì)貧困之間發(fā)揮中介效應(yīng)，就說(shuō)明數(shù)字普惠金融通過(guò)流動(dòng)人口的社會(huì)參與對(duì)其相對(duì)貧困產(chǎn)生影響。

3.調(diào)節(jié)效應(yīng)模型。

為分析數(shù)字普惠金融與流動(dòng)人口家庭相對(duì)貧困的關(guān)系是否受到調(diào)節(jié)變量的影響，根據(jù)Baron和Kenny(1986)[50]的研究，本文設(shè)定了調(diào)節(jié)效應(yīng)模型(4)：

Prob(povertyit=1)=Φ(βfinanceit+ηadjustit

+λfinanceit×adjustit+Xitγ+δi+τt)

(4)

其中，adjustit表示第i個(gè)家庭在t時(shí)期的調(diào)節(jié)變量人力資本或社會(huì)保險(xiǎn)，financeit×adjustit為第i個(gè)家庭在t時(shí)期核心解釋變量數(shù)字普惠金融與調(diào)節(jié)變量的交互項(xiàng)，η，λ為系數(shù)項(xiàng)，其他變量說(shuō)明同模型(1)。

五、實(shí)證結(jié)果分析

(一)基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果

表2報(bào)告了基準(zhǔn)模型即Probit模型的回歸結(jié)果。作為對(duì)照，在該表中也報(bào)告了OLS模型的估計(jì)結(jié)果。其中，列(1)是僅保留數(shù)字普惠金融和城市及年份固定效應(yīng)的Probit回歸結(jié)果；列(2)、列(3)是逐步加入戶主個(gè)人基本特征、家庭特征、城市特征變量的Probit回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)隨著控制變量的不斷加入，數(shù)字普惠金融顯著提高了流動(dòng)人口家庭陷入相對(duì)貧困的概率；列(4)～列(6)為相應(yīng)的OLS回歸結(jié)果，估計(jì)的數(shù)字普惠金融系數(shù)顯著性和方向與Probit結(jié)果一致，結(jié)果較為穩(wěn)健。這驗(yàn)證了假設(shè)1。

表2 基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果

從控制變量來(lái)看，相對(duì)于未婚的戶主，已婚戶主的配偶也能夠分擔(dān)相應(yīng)的家庭責(zé)任，降低了家庭相對(duì)貧困發(fā)生的可能性。戶主的健康狀況越好，越容易獲得持久穩(wěn)定的收入來(lái)源，降低了家庭因病致貧或因病返貧的可能性。家庭人口規(guī)模越大，需要操心和承擔(dān)的事情也就越多，生活成本支出也就越大，陷入相對(duì)貧困的可能性也就越高。年齡對(duì)相對(duì)貧困的影響呈倒U型，家庭勞動(dòng)力平均年齡越大，積累的資源和社會(huì)資本也就越多，收入狀況相對(duì)較好，有助于降低家庭相對(duì)貧困發(fā)生的可能性，但當(dāng)勞動(dòng)者達(dá)到一定年齡，他們?cè)趧趧?dòng)力市場(chǎng)中的競(jìng)爭(zhēng)力將會(huì)逐漸下降，收入狀況惡化，從而增加了家庭相對(duì)貧困發(fā)生的可能性。家庭收支比越高，表明家庭中的收入越能滿足維持基本生活所需要的生存需求，有較強(qiáng)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力，從而降低流動(dòng)人口家庭發(fā)生相對(duì)貧困的可能性。外商投資比重越高，城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越好，人們之間的收入差距越大，提高了流動(dòng)人口家庭發(fā)生相對(duì)貧困的可能性。

(二)歸因分析：基于數(shù)字普惠金融收入效應(yīng)的視角

數(shù)字普惠金融打破了傳統(tǒng)金融的限制，降低了人們獲取資金的門(mén)檻，為他們提供更多的就業(yè)或者創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)，促進(jìn)其收入水平的增加，但數(shù)字普惠金融要求人們具備一定的物質(zhì)資本、金融素養(yǎng)和風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力。流動(dòng)人口與本地居民在受教育程度、金融素養(yǎng)、社會(huì)資本、就業(yè)或創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)、風(fēng)險(xiǎn)承受能力等方面存在較大差距，數(shù)字普惠金融對(duì)流動(dòng)人口和本地居民家庭的收入效應(yīng)存在差別，這可能導(dǎo)致流動(dòng)人口家庭陷入相對(duì)貧困。有鑒于此，本文以家庭收入的對(duì)數(shù)為因變量，對(duì)數(shù)字普惠金融和上述控制變量進(jìn)行回歸估計(jì)，結(jié)果見(jiàn)表3中列(1)～列(3)?？梢园l(fā)現(xiàn)，數(shù)字普惠金融對(duì)本地居民家庭收入增加效應(yīng)較為明顯，但對(duì)流動(dòng)人口家庭收入的影響并不顯著。因此數(shù)字普

表3 數(shù)字普惠金融收入效應(yīng)的回歸結(jié)果

惠金融擴(kuò)大了流動(dòng)人口和本地居民之間的收入差距，抬高了相對(duì)貧困的標(biāo)準(zhǔn)，提高了流動(dòng)人口家庭陷入相對(duì)貧困的可能性。

(三)中介效應(yīng)模型回歸結(jié)果

數(shù)字普惠金融利用互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)，提高金融服務(wù)可得性，降低金融服務(wù)門(mén)檻和交易成本，增加居民獲得金融產(chǎn)品機(jī)會(huì)，但這需要使用者花費(fèi)更多的時(shí)間對(duì)相關(guān)互聯(lián)網(wǎng)、金融信息進(jìn)行搜尋和識(shí)別。利用互聯(lián)網(wǎng)時(shí)間的增加擠出了流動(dòng)人口線下參與社會(huì)組織和活動(dòng)的時(shí)間(Putnam，2000[52]；陳福平等，2018[53])，減少了他們?cè)诒镜氐纳鐣?huì)參與，弱化了原本比本地居民要弱的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系，較難利用在本地的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)獲取更高、更穩(wěn)定的收入，容易使他們陷入相對(duì)貧困的狀況。表4中列(1)～列(3)是將社會(huì)參與作為中介變量的Probit回歸結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)列(2)中數(shù)字普惠金融對(duì)社會(huì)參與的影響顯著為負(fù)；將社會(huì)參與放入列(3)，發(fā)現(xiàn)它與數(shù)字普惠金融對(duì)流動(dòng)人口家庭相對(duì)貧困的影響均顯著，表明面對(duì)數(shù)字普惠金融的快速發(fā)展，流動(dòng)人口在線上花費(fèi)時(shí)間增加，使得他們線下社會(huì)參與減少，增加了他們陷入相對(duì)貧困的可能性。列(4)～列(6)相應(yīng)的OLS回歸結(jié)果也得出同樣的結(jié)論。這驗(yàn)證了假設(shè)2。

表4 中介效應(yīng)模型回歸結(jié)果

(四)調(diào)節(jié)效應(yīng)模型回歸結(jié)果

1.人力資本。

數(shù)字普惠金融要求人們具備一定的知識(shí)儲(chǔ)備和學(xué)習(xí)能力，勞動(dòng)者受教育水平的差異將會(huì)影響數(shù)字普惠金融的使用差別。表5中列(1)和列(3)是將人力資本作為數(shù)字普惠金融對(duì)流動(dòng)人口家庭相對(duì)貧困影響調(diào)節(jié)變量的Probit和OLS回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)數(shù)字普惠金融與人力資本交互項(xiàng)系數(shù)的估計(jì)結(jié)果顯著為正，表明家庭平均較低的受教育狀況加深了數(shù)字普惠金融對(duì)流動(dòng)人口家庭相對(duì)貧困的影響，驗(yàn)證了假設(shè)3。數(shù)字普惠金融雖然能夠增加金融資源的可得性、緩解資金約束、激發(fā)交易活力，但如果沒(méi)有相應(yīng)的教育水平作為支撐，它帶來(lái)的收入增加效應(yīng)較小，這將擴(kuò)大不同教育水平流動(dòng)人口的收入差距，提高較低教育水平流動(dòng)人口陷入貧困的可能性。

2.社會(huì)保險(xiǎn)。

社會(huì)保險(xiǎn)能夠影響個(gè)體的風(fēng)險(xiǎn)承受能力以及當(dāng)前可以使用的收入數(shù)量，進(jìn)而影響其利用數(shù)字普惠金融帶來(lái)的獲利機(jī)會(huì)和程度。表5中列(2)和列(4)是將社會(huì)保險(xiǎn)作為數(shù)字普惠金融對(duì)流動(dòng)人口家庭相對(duì)貧困影響調(diào)節(jié)變量的Probit和OLS回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)數(shù)字普惠金融與社會(huì)保險(xiǎn)交互項(xiàng)的系數(shù)顯著為正，表明缺乏社會(huì)保險(xiǎn)加深了數(shù)字普惠金融對(duì)流動(dòng)人口家庭相對(duì)貧困的影響，驗(yàn)證了假設(shè)4。社會(huì)保險(xiǎn)的缺乏，會(huì)使流動(dòng)人口更多地暴露在風(fēng)險(xiǎn)之中，變得更加謹(jǐn)慎，減少了利用數(shù)字普惠金融改善收入的機(jī)會(huì)，從而加深數(shù)字普惠金融對(duì)流動(dòng)人口相對(duì)貧困的影響。

表5 調(diào)節(jié)效應(yīng)模型回歸結(jié)果

(五)異質(zhì)性回歸結(jié)果

上述回歸分析表明，數(shù)字普惠金融會(huì)影響流動(dòng)人口家庭相對(duì)貧困狀況，但這種影響在不同戶籍類型、不同流入地類型、不同金融監(jiān)管強(qiáng)度的地區(qū)之間是否存在差異，還需要進(jìn)一步分析。

1.基于戶籍類型的分組分析。

按照流動(dòng)人口戶主的戶籍，可將流動(dòng)人口家庭分為非農(nóng)戶籍和農(nóng)業(yè)戶籍流動(dòng)人口家庭。若流動(dòng)人口戶主的戶籍類型為非農(nóng)業(yè)，則為非農(nóng)戶籍流動(dòng)人口家庭。若流動(dòng)人口戶主的戶籍類型為農(nóng)業(yè)，則為農(nóng)業(yè)戶籍流動(dòng)人口家庭。兩組人口在受教育程度、社會(huì)保障、勞動(dòng)力價(jià)格等方面存在較大差異，導(dǎo)致數(shù)字普惠金融對(duì)流動(dòng)人口家庭相對(duì)貧困的影響存在差別。為分析數(shù)字普惠金融對(duì)不同戶籍類型流動(dòng)人口家庭相對(duì)貧困的影響是否存在差異，本文基于戶籍類型將樣本分組回歸。表6中列(1)、(2)、(7)、(8)分別給出了Probit和OLS回歸結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，數(shù)字普惠金融對(duì)農(nóng)業(yè)戶籍流動(dòng)人口家庭相對(duì)貧困的影響顯著，但對(duì)非農(nóng)戶籍流動(dòng)人口家庭相對(duì)貧困的影響不顯著，這可能是因?yàn)橄鄬?duì)而言，農(nóng)業(yè)戶籍流動(dòng)人口與本地居民的受教育程度、薪酬水平、社保參與等差距較大，他們利用數(shù)字普惠金融產(chǎn)生的收入效應(yīng)較小，從而更易陷入相對(duì)貧困狀態(tài)。

2.基于流入地類型的分組分析。

不同區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、市場(chǎng)開(kāi)放程度、勞動(dòng)者人力資本存在差距，這可能對(duì)流動(dòng)人口家庭相對(duì)貧困的影響存在差別。為研究數(shù)字普惠金融對(duì)不同流入?yún)^(qū)域流動(dòng)人口家庭相對(duì)貧困的影響是否存在差別，本文將樣本分為東部和中西部?jī)山M估計(jì)。表6列(3)、列(4)給出了Probit回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)數(shù)字普惠金融對(duì)東部地區(qū)流動(dòng)人口家庭相對(duì)貧困的影響較大。對(duì)分組回歸后的組間差異進(jìn)行檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，兩組差異在10%的顯著性水平上顯著。這可能是因?yàn)橄鄬?duì)于中西部地區(qū)，東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)，市場(chǎng)機(jī)會(huì)更多，本地居民受教育水平較高，對(duì)市場(chǎng)機(jī)會(huì)更為敏感，對(duì)數(shù)字普惠金融接受和利用度也較高，獲取的收益更大，從而造成流入東部地區(qū)的流動(dòng)人口陷入相對(duì)貧困的概率更大。列(9)、列(10)為相應(yīng)的OLS回歸結(jié)果，所得結(jié)論與Probit模型的類似。

3.基于金融監(jiān)管強(qiáng)度的分組分析。

我國(guó)數(shù)字普惠金融發(fā)展迅速，但是由于金融監(jiān)管制度不健全、不完善，不同地區(qū)的金融監(jiān)管強(qiáng)度存在差異，由此可能導(dǎo)致數(shù)字普惠金融對(duì)流動(dòng)人口家庭相對(duì)貧困的影響存在差別。為分析不同金融監(jiān)管強(qiáng)度情況下數(shù)字普惠金融對(duì)流動(dòng)人口家庭相對(duì)貧困的影響是否存在差別，本文借鑒唐松等(2020)[27]將省級(jí)金融監(jiān)管支出/金融業(yè)增加值作為各地區(qū)金融監(jiān)管強(qiáng)度的做法，基于金融監(jiān)管強(qiáng)度的中位數(shù)將樣本分為金融監(jiān)管較強(qiáng)和金融監(jiān)管較弱兩組。表6中列(5)、(6)、(11)、(12)分別給出了Probit和OLS回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)數(shù)字普惠金融對(duì)金融監(jiān)管較弱地區(qū)的流動(dòng)人口家庭相對(duì)貧困的影響較為顯著，對(duì)金融監(jiān)管較強(qiáng)地區(qū)的流動(dòng)人口家庭相對(duì)貧困則沒(méi)有顯著影響。這可能是由于相對(duì)于金融監(jiān)管較強(qiáng)的地區(qū)，金融監(jiān)管較弱地區(qū)對(duì)數(shù)字普惠金融的監(jiān)管較不完善，網(wǎng)絡(luò)安全和信息安全存在較多漏洞，流動(dòng)人口對(duì)數(shù)字普惠金融“不敢用”的問(wèn)題較為突出，從而使得流動(dòng)人口家庭較難借助數(shù)字普惠金融增加收入，提高了他們陷入相對(duì)貧困的概率。

表6 異質(zhì)性分析結(jié)果

(六)內(nèi)生性分析與穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.內(nèi)生性分析。

在分析數(shù)字普惠金融對(duì)流動(dòng)人口家庭相對(duì)貧困影響時(shí)，本文使用的是地區(qū)層面的數(shù)字普惠金融變量，單個(gè)流動(dòng)人口家庭相對(duì)貧困不太可能反向影響數(shù)字普惠金融，但是可能存在因遺漏村居條件、勞動(dòng)力自身能力等變量和變量測(cè)量誤差而產(chǎn)生的內(nèi)生性問(wèn)題。為解決可能的內(nèi)生性問(wèn)題，本文使用工具變量的方法進(jìn)行估計(jì)。本文選取的工具變量分別為《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》中各城市1984年郵電局?jǐn)?shù)量(黃群慧等，2019[54]；趙濤等，2020[55])和上一年各城市固定電話用戶數(shù)。

郵電局是辦理郵政和電信業(yè)務(wù)的機(jī)構(gòu)。在1998年郵政和電信實(shí)現(xiàn)分營(yíng)之前，固定電話的安裝和使用通過(guò)郵電局來(lái)完成。固定電話接入是早期互聯(lián)網(wǎng)走進(jìn)人們視野的重要方式，固定電話的發(fā)展推動(dòng)了互聯(lián)網(wǎng)的普及和應(yīng)用。數(shù)字普惠金融的發(fā)展依賴于互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)及其應(yīng)用。因此郵電局的分布與互聯(lián)網(wǎng)使用進(jìn)而與數(shù)字普惠金融的發(fā)展有關(guān)。而歷史上郵局的分布對(duì)于流動(dòng)人口家庭相對(duì)貧困是難以產(chǎn)生影響的，滿足排他性的要求。隨著電信技術(shù)的發(fā)展，固定電話的使用逐漸式微，方便、多樣化、多元化的移動(dòng)通信方式得到普及和推廣(趙濤等，2020[55])，我們已經(jīng)由固定電話時(shí)代進(jìn)入移動(dòng)通信的時(shí)代，這進(jìn)一步推動(dòng)了互聯(lián)網(wǎng)的普及與應(yīng)用，促進(jìn)了數(shù)字普惠金融的發(fā)展，同時(shí)固定電話的使用狀況并不會(huì)直接影響流動(dòng)人口家庭的相對(duì)貧困狀況，滿足排他性的要求。但1984年郵局?jǐn)?shù)量是截面數(shù)據(jù)，本文借鑒Nunn 和 Qian(2014)[56]、黃群慧等(2019)[54]的方法，將1984年郵電局?jǐn)?shù)量和上一年全國(guó)移動(dòng)通信使用量(與時(shí)間有關(guān))的交互項(xiàng)作為工具變量。

表7中列(1)、列(2)是將各城市1984年郵電局?jǐn)?shù)量和上一年各城市固定電話用戶數(shù)作為工具變量的Probit回歸結(jié)果，列(3)、列(4)為相應(yīng)的2SLS回歸結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)第一階段回歸中1984年郵電局?jǐn)?shù)量對(duì)數(shù)字普惠金融的影響顯著且為正，而上一年各城市固定電話用戶數(shù)對(duì)數(shù)字普惠金融的影響顯著為負(fù)，這表明歷史上郵局?jǐn)?shù)量能夠通過(guò)影響人們的互聯(lián)網(wǎng)使用習(xí)慣，促進(jìn)數(shù)字普惠金融的發(fā)展，而當(dāng)前固定電話使用下降的趨勢(shì)，也驗(yàn)證了在互聯(lián)網(wǎng)影響下移動(dòng)支付的發(fā)展是促進(jìn)數(shù)字普惠金融發(fā)展的重要推手。Wald檢驗(yàn)和Sargan檢驗(yàn)的結(jié)果分別拒絕了“弱工具變量”和“過(guò)度識(shí)別”的原假設(shè)。第二階段的回歸系數(shù)表明，數(shù)字普惠金融顯著提高了流動(dòng)人口家庭相對(duì)貧困的概率，與這一結(jié)果相比，表2中列(3)的基準(zhǔn)回歸結(jié)果低估了數(shù)字普惠金融對(duì)流動(dòng)人口家庭相對(duì)貧困的影響。

表7 工具變量回歸結(jié)果

2.穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

本文采用以下三種方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)：第一種方法為替代核心被解釋變量，Gottlieb 和 Fruman(2011)[46]、李實(shí)等(2020)[12]認(rèn)為中位數(shù)收入的40%或60%也能較好地體現(xiàn)家庭相對(duì)貧困狀況。將家庭平均收入的40%、60%分別設(shè)置為相對(duì)貧困標(biāo)準(zhǔn)，構(gòu)造核心被解釋變量替代變量進(jìn)行回歸，可以發(fā)現(xiàn)數(shù)字普惠金融系數(shù)的顯著性和方向與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。第二種方法為控制本地村居固定效應(yīng)進(jìn)行的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。不同村居的環(huán)境及治理機(jī)制可能存在差異，導(dǎo)致數(shù)字普惠金融對(duì)流動(dòng)人口家庭相對(duì)貧困的影響存在差別。本文進(jìn)一步控制了村居固定效應(yīng)進(jìn)行回歸，可以發(fā)現(xiàn)數(shù)字普惠金融系數(shù)的顯著性和方向與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。第三種方法為使用子樣本進(jìn)行回歸。未就業(yè)者可能使家庭相對(duì)貧困的估計(jì)結(jié)果有偏，根據(jù)問(wèn)卷中戶主的就業(yè)狀態(tài)，將“未工作”“退休”“失業(yè)/下崗”“喪失勞動(dòng)能力”等流動(dòng)人口從樣本中刪掉，僅保留有工作的流動(dòng)人口作為子樣本1進(jìn)行回歸，可以發(fā)現(xiàn)數(shù)字普惠金融系數(shù)的顯著性和方向與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。另外，本文將戶主在戶籍所在區(qū)(縣、市)以外地區(qū)居住半年以上的流動(dòng)人口家庭作為子樣本2進(jìn)行回歸，可以看出數(shù)字普惠金融系數(shù)的顯著性和方向與前述基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致(3)受篇幅所限，穩(wěn)健性分析結(jié)果未在文中列出，感興趣的讀者可向作者索要。。這些檢驗(yàn)結(jié)果說(shuō)明基準(zhǔn)回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

(七)進(jìn)一步分析：數(shù)字普惠金融子維度的回歸結(jié)果

數(shù)字普惠金融主要由覆蓋廣度、使用深度和數(shù)字化程度三個(gè)子維度構(gòu)成，其中覆蓋廣度是由互聯(lián)網(wǎng)支付賬號(hào)和綁卡銀行賬戶數(shù)來(lái)體現(xiàn)的，使用深度主要涉及支付、信貸、保險(xiǎn)、投資和征信等服務(wù)，數(shù)字化程度則將借款利率成本和便利化程度考慮在內(nèi)。各子維度對(duì)流動(dòng)人口家庭相對(duì)貧困的影響可能存在差別。本文分別利用數(shù)字普惠金融的三個(gè)子維度和前述控制變量與流動(dòng)人口家庭相對(duì)貧困進(jìn)行回歸，可以發(fā)現(xiàn)數(shù)字普惠金融的子維度使用深度、數(shù)字化程度顯著提高了流動(dòng)人口家庭相對(duì)貧困的可能性，而覆蓋廣度對(duì)流動(dòng)人口家庭相對(duì)貧困的影響不顯著。(4)受篇幅所限，數(shù)字普惠金融子維度的回歸結(jié)果未在文中列出，感興趣的讀者可向作者索要。這可能是因?yàn)椴皇艿赜蛳拗频氖褂蒙疃群偷统杀?、低門(mén)檻的數(shù)字化程度，雖然拓寬了家庭借貸、交易和投資的渠道，但與本地居民相比，流動(dòng)人口家庭收入水平較低、教育水平較低、社會(huì)資本較少、社會(huì)保險(xiǎn)缺乏、生存環(huán)境脆弱，限制了他們利用數(shù)字普惠金融帶來(lái)的擴(kuò)大收入機(jī)會(huì)，在一定程度上提高了他們陷入相對(duì)貧困的可能性。

六、結(jié)論與建議

我國(guó)脫貧攻堅(jiān)已經(jīng)取得了決定性勝利，然而人民日益增長(zhǎng)的美好生活需要和發(fā)展不充分、不平衡之間的矛盾依然存在，相對(duì)貧困是當(dāng)前乃至未來(lái)較長(zhǎng)時(shí)間內(nèi)我國(guó)需要解決的重要問(wèn)題。本文使用北京大學(xué)金融研究中心發(fā)布的數(shù)字普惠金融數(shù)據(jù)、中山大學(xué)中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查和中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)分析了數(shù)字普惠金融對(duì)流動(dòng)人口家庭相對(duì)貧困的影響。結(jié)果表明：(1)數(shù)字普惠金融顯著提高了流動(dòng)人口家庭相對(duì)貧困的可能性，因?yàn)樗鼣U(kuò)大了流動(dòng)人口和本地居民之間的收入差距；(2)數(shù)字普惠金融對(duì)于流動(dòng)人口家庭相對(duì)貧困的影響是通過(guò)減少他們?cè)诒镜氐纳鐣?huì)參與實(shí)現(xiàn)的；(3)較低的家庭人力資本水平、缺乏社會(huì)保險(xiǎn)加深了數(shù)字普惠金融的影響，使得流動(dòng)人口家庭陷入相對(duì)貧困的可能性顯著提高；(4)數(shù)字普惠金融對(duì)流動(dòng)人口家庭相對(duì)貧困的影響因戶籍、流入地類型、金融監(jiān)管強(qiáng)度而存在差異，對(duì)農(nóng)業(yè)戶籍、流入東部地區(qū)、金融監(jiān)管較弱地區(qū)的流動(dòng)人口家庭相對(duì)貧困影響較大；(5)數(shù)字普惠金融的子維度使用深度、數(shù)字化程度能夠顯著提高流動(dòng)人口家庭相對(duì)貧困的可能性，而覆蓋廣度的影響不明顯。

上述結(jié)論為減輕流動(dòng)人口家庭相對(duì)貧困提供了思路。流動(dòng)人口受教育水平較低，金融素養(yǎng)和技能缺乏，抗風(fēng)險(xiǎn)能力較差，與本地人之間存在使用數(shù)字普惠金融的差異，帶來(lái)了新的貧富分化。因此，政府應(yīng)加強(qiáng)對(duì)金融市場(chǎng)監(jiān)管，防范和打擊網(wǎng)絡(luò)詐騙犯罪，營(yíng)造健康安全的數(shù)字普惠金融發(fā)展環(huán)境；努力縮小不同人群在數(shù)字普惠金融使用上的數(shù)字鴻溝，提升流動(dòng)人口的知識(shí)技能水平，改善流動(dòng)人口因受教育水平較低、金融素養(yǎng)缺乏導(dǎo)致的數(shù)字普惠金融使用差異，發(fā)揮數(shù)字普惠金融在借貸中低門(mén)檻的優(yōu)勢(shì)，提高流動(dòng)人口的收入水平，縮小流動(dòng)人口與本地居民的收入差距，降低其相對(duì)貧困的可能性；進(jìn)一步推進(jìn)社保制度改革，用好稅收和轉(zhuǎn)移支付等手段，增加社保支出，實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)醫(yī)療、養(yǎng)老等公共服務(wù)的接軌，提高流動(dòng)人口社保參與度，增強(qiáng)其風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力，避免流動(dòng)人口家庭出現(xiàn)因?qū)W、因病、因意外事故或短期收入下降致貧的狀況。