王小葉

關(guān)鍵詞：互聯(lián)網(wǎng)金融;減貧效應(yīng);減貧路徑

引言

貧困是世界性難題，世界各國為消除貧困付出了巨大的努力。2020年中國農(nóng)民人均收入較2010年翻一番，現(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)下農(nóng)村貧困人口全部脫貧，中國消除了絕對貧困和區(qū)域性整體貧困，創(chuàng)造了人類減貧史上的奇跡。中國的減貧脫貧碩果當(dāng)然離不開中國政府的戰(zhàn)略決策和無數(shù)共產(chǎn)黨人的不懈努力，但伴隨著中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展、社會改革過程中一個不容忽視的現(xiàn)象是中國互聯(lián)網(wǎng)金融得到前所未有、甚至可以說是世界鮮有的迅速發(fā)展。不同的金融機構(gòu)為不同規(guī)模的企業(yè)提供金融服務(wù)的效率和成本是有差異的（林毅夫和李永軍，2001）。比如：黃明剛和楊昀（2016）發(fā)現(xiàn)傳統(tǒng)金融對貧困地區(qū)中小企業(yè)融資存在道德風(fēng)險和逆向選擇，進(jìn)而導(dǎo)致信貸配給不足，而互聯(lián)網(wǎng)金融能夠有效彌補這些不足。互聯(lián)網(wǎng)金融以互聯(lián)網(wǎng)為媒介，能突破物理空間約束、拓寬服務(wù)邊界、觸達(dá)傳統(tǒng)金融難以接觸的人群——尤其是貧困群體，因而天然具有普惠金融的性質(zhì)。實質(zhì)上相對傳統(tǒng)金融，互聯(lián)網(wǎng)金融具備多重優(yōu)勢，能夠在金融扶貧領(lǐng)域扮演重要角色（方勝和吳義勇，2017）。何宗樾（2019）就證實，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展可突破金融的距離限制，緩解個體流動性約束，進(jìn)而改善貧困家庭收入狀況。學(xué)者們也對農(nóng)村電子商務(wù)發(fā)展（汪向東和張才明，2011）、京東（王剛貞和吳徐，2018）、阿里巴巴（衷鳳英，2019）等互聯(lián)網(wǎng)金融的減貧效果進(jìn)行了積極評價?；ヂ?lián)網(wǎng)金融能借助于大數(shù)據(jù)、云計算等，有效降低信息搜尋成本，為實現(xiàn)金融精準(zhǔn)扶貧提供可能（閆世達(dá)、鐘成春，2016），學(xué)界存在諸多數(shù)字金融精準(zhǔn)扶貧的經(jīng)驗證據(jù)（例如，吳金旺等2019）。因此，在中國消除絕對貧困之際，研究互聯(lián)網(wǎng)金融的減貧效應(yīng)及減貧路徑，總結(jié)中國減貧經(jīng)驗之一，對世界減貧具有重要的借鑒意義。

二、數(shù)據(jù)說明與統(tǒng)計描述分析

（一）數(shù)據(jù)說明

選用北京大學(xué)數(shù)字金融研究中心和螞蟻金服集團(tuán)共同發(fā)布的各省數(shù)字普惠金融指數(shù)度量各省互聯(lián)網(wǎng)金融發(fā)展?fàn)顩r，指數(shù)編制過程見郭峰等（2020）。微觀數(shù)據(jù)選用北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心的中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)CFPS2016。

在下文實證研究中，研究對象為CFPS2016數(shù)據(jù)樣本中的家庭;選擇家庭財務(wù)負(fù)責(zé)人為戶主;農(nóng)村居民家庭（純）收入為家庭純收入，城鎮(zhèn)居民家庭（純）收入為可支配收入;家庭貨幣資產(chǎn)總額為家庭現(xiàn)金與銀行存款之和;是否使用互聯(lián)網(wǎng)為虛擬變量，用移動上網(wǎng)或電腦上網(wǎng)為使用互聯(lián)網(wǎng)，否則為不使用互聯(lián)網(wǎng);家庭創(chuàng)業(yè)狀態(tài)為虛擬變量，家庭中有人從事個體私營為有創(chuàng)業(yè)，否則為無創(chuàng)業(yè)。

經(jīng)過刪除離群值、缺失值等數(shù)據(jù)清洗后，樣本家庭共12074戶。在總樣本中選擇家庭純收入最低的30%樣本（以下稱貧困家庭）共3622戶，和家庭純收入最高的30%樣本（以下稱富裕家庭）共3622戶，合計7244戶家庭為研究對象進(jìn)行分析。

（二）貧困家庭和富裕家庭情況分析

貧困家庭和富裕家庭情況表（見表1）顯示：貧困家庭純收入約為15470元，家庭規(guī)模一般為三口之家，人均收入約為5156元，折合每日約2美元，恰為聯(lián)合國規(guī)定的貧困線。富裕家庭純收入約為158434元，家庭規(guī)模一般為四口之家，人均收入高達(dá)39608元。貧困家庭純收入僅為富裕家庭的十分之一，人均家庭純收入亦僅為13.5%，貧富差距懸殊。

貧困家庭戶主性別均值為0.52，富裕家庭為均值0.54，兩類家庭戶主無明顯性別差異。貧困家庭戶主年齡均值為55歲，富裕家庭戶主年齡均值約為48歲，貧困家庭戶主年齡更高。貧困家庭和富裕家庭戶主受教育年限均值分別為5.6年和9.6年，人力資本差異較大，說明人力資本缺乏可能是貧困的重要原因。兩類家庭戶主婚姻狀況均值為0.75和0.89，都是有配偶戶主占多數(shù)。貧困家庭和富裕家庭戶籍均值分別為0.34和0.67，說明較多貧困家庭集中于農(nóng)村，富裕家庭多集中于城鎮(zhèn)。

貧困家庭戶主使用互聯(lián)網(wǎng)均值為0.15，百戶家庭僅15戶戶主使用互聯(lián)網(wǎng);富裕家庭戶主使用互聯(lián)網(wǎng)均值為0.51，近半數(shù)富裕家庭戶主使用互聯(lián)網(wǎng)。說明互聯(lián)網(wǎng)向貧困人群的普及有待加強。貧困家庭銀行貸款均值僅為0.05，富裕家庭這樣數(shù)值略高，為0.09，這反映了傳統(tǒng)金融相對較少地服務(wù)于貧困家庭。

貧困家庭貨幣資產(chǎn)總額為10314元，人均約3380元。富裕家庭貨幣資產(chǎn)總額均值高達(dá)103588元，人均約24500元。貧困家庭僅為其總值的10%，人均值的14%。說明物質(zhì)資本缺乏是貧困的又一原因。

貧困家庭創(chuàng)業(yè)狀態(tài)均值僅為0.04，平均百戶家庭約4戶創(chuàng)業(yè)，貧困家庭整體創(chuàng)業(yè)狀態(tài)不樂觀。富裕家庭創(chuàng)業(yè)狀態(tài)均值為0.18，遠(yuǎn)大于貧困家庭。這或許說明物質(zhì)資本、人力資本等重要資源的短缺是貧困家庭選擇創(chuàng)業(yè)的羈絆。

三、互聯(lián)網(wǎng)金融減貧效應(yīng)實證研究

（一）互聯(lián)網(wǎng)金融減貧效應(yīng)模型構(gòu)建與估計

引入構(gòu)建計量模型如下：

上式中，下標(biāo)i表示各個省份，下標(biāo)j表示家庭。其中，poor為虛擬變量，貧困家庭為1、富裕家庭為0。ln（OFll為互聯(lián)網(wǎng)金融發(fā)展指數(shù)的自然對數(shù)，用于解釋互聯(lián)網(wǎng)金融發(fā)展對富裕家庭收入的影響。poor*ln（0FI）交互項反映了互聯(lián)網(wǎng)金融發(fā)展貧富家庭收入的異質(zhì)性影響，是互聯(lián)網(wǎng)金融發(fā)展的收入分配效應(yīng)。也就是說，顯著為正，則說明互聯(lián)網(wǎng)金融對貧困家庭具有增收效應(yīng)，有助于消除絕對貧困;若顯著為正，則說明互聯(lián)網(wǎng)金融具有收入分配效應(yīng)，有助于消除相對貧困。

x為控制變量矩陣，控制變量為戶主和家庭的特征變量，分別為戶主的性別male、年齡age、年齡的平方（age）、受教育年限educ、婚姻狀況marri、家庭的戶籍urban、家庭規(guī)模hhsize、是否有銀行貸款loan、家庭貨幣資產(chǎn)ln（mOB-ey）。

模型的OLS估計結(jié)果見表2。

在表2中，除性別變量不顯著外，交互項poor*In（OFI）在5%水平下顯著，其余所有變量均在1%水平上顯著，說明所選變量均對家庭收入變化有顯著影響。

互聯(lián)網(wǎng)金融減貧效應(yīng)估計結(jié)果分析。核心解釋變量。poor系數(shù)表明，貧困本身對家庭收入增加存在顯著阻礙作用。富裕群體較貧困群體，家庭收入增加約4.2倍。In（OFI）系數(shù)表明，該省互聯(lián)網(wǎng)金融指數(shù)每增加一個百分點，貧困家庭和富裕家庭收入都平均增加0.86個百分點，具有增收效應(yīng)。交互項poor*ln（0n）系數(shù)為正，且在5%水平下顯著，說明互聯(lián)網(wǎng)金融對貧富家庭增收效果更強，互聯(lián)網(wǎng)金融指數(shù)每增加一個百分點，貧困家庭較富裕家庭會多增加0.42個百分點的收入。說明互聯(lián)網(wǎng)金融發(fā)展具有收入分配效應(yīng)。因此，可以說互聯(lián)網(wǎng)金融既有增收效應(yīng)，又有收入分配效應(yīng);既有助于消除絕對貧困，又有助于消除相對貧困。

控制變量。戶主性別male系數(shù)不顯著，說明在家庭收入方面不存在明顯的性別差異。年齡和年齡平方項均顯著，說明戶主年齡對家庭增收存在顯著影響，且在戶主約35歲時，家庭收入處于頂峰。educ系數(shù)約為0.018，表明受教育年限每增加一年，家庭收入平均增加1.8個百分點。印證了人力資本對家庭增收存在重要影響。戶主婚姻狀況marri系數(shù)為0.13，說明戶主有配偶家庭的收入相比無配偶家庭增加13.3個百分點。家庭戶籍項urban表示城鄉(xiāng)差異，平均來看城鎮(zhèn)居民較農(nóng)村居民家庭收入增加11.4個百分點。城鄉(xiāng)差異較大，說明現(xiàn)階段城鄉(xiāng)差異依然是我國貧富差距的重要組成部分。家庭規(guī)模hhsize系數(shù)表明家庭成員每增加1名，家庭收入平均增加6個百分點。家庭銀行存款loan系數(shù)顯著，這說明整體而言，傳統(tǒng)金融能夠服務(wù)于家庭。平均來看，貸款家庭較非貸款家庭收入增加約10%。貨幣資產(chǎn)ln（money）系數(shù)估計表明家庭貨幣資產(chǎn)每增加1個百分點，家庭收入約增加1.9個百分點。物質(zhì)資本對家庭增收存在顯著影響。

以上分析表明，互聯(lián)網(wǎng)金融對家庭具有增收效應(yīng)，對貧困家庭增收效果更強，因此，互聯(lián)網(wǎng)金融具有收入分配效應(yīng)。也就是說，互聯(lián)網(wǎng)金融對貧困家庭而言，既具有增收效應(yīng)，能夠消除絕對貧困，又具有收入分配效應(yīng)，能夠消除相對貧困。

（二）互聯(lián)網(wǎng)金融減貧效應(yīng)穩(wěn)健性檢驗

為檢驗上述結(jié)果的穩(wěn)健性，張川川（2015）分別使用分位數(shù)回歸（在50%分位上回歸）和分樣本回歸（對貧困家庭和富裕家庭回歸）對估計結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。檢驗結(jié)果見表3。

表3數(shù)據(jù)顯示，50%分位上回歸結(jié)果，無論其顯著性還是系數(shù)的符號，其結(jié)果均與模型估計結(jié)果一致，說明了本文模型估計結(jié)果是穩(wěn)健的。而分樣本回歸結(jié)果中，年齡和銀行貸款變量對貧困家庭和富裕家庭的結(jié)果是不同的;但核心變量互聯(lián)網(wǎng)金融對貧困家庭的增收效應(yīng)大于富裕家庭，且通過1%的顯著性水平檢驗。因此，可以得出互聯(lián)網(wǎng)金融同時具有增收效應(yīng)和收入分配效應(yīng)的穩(wěn)健結(jié)論。

四、互聯(lián)網(wǎng)金融減貧路徑研究

（一）互聯(lián)網(wǎng)金融減貧路徑模型構(gòu)建

張勛等（2019）考慮互聯(lián)網(wǎng)金融發(fā)展能夠改善貧困群體的信貸約束，使其能夠獲得資金進(jìn)行創(chuàng)業(yè)行為。即可能存在這樣的作用路徑：互聯(lián)網(wǎng)金融發(fā)展，貧困人群借助網(wǎng)絡(luò)獲得貸款，利用貸款創(chuàng)業(yè)，進(jìn)而增加其家庭收入。因此，設(shè)貧困家庭是否創(chuàng)業(yè)為虛擬變量entrepre，虛擬變量net表示貧困家庭戶主是否使用互聯(lián)網(wǎng)，建立貧困家庭創(chuàng)業(yè)選擇Probit模型

模型（2）中，交互項net*ln（OFI）表示，相較于不使用互聯(lián)網(wǎng)的貧困家庭，互聯(lián)網(wǎng)金融對使用互聯(lián)網(wǎng)的貧困家庭創(chuàng)業(yè)的斜率差異。此項若顯著，則可以證明互聯(lián)網(wǎng)金融能促進(jìn)（使用互聯(lián)網(wǎng)的）貧困家庭創(chuàng)業(yè)。模型（3）中解釋變量en-trepre的系數(shù)表示貧困家庭中因創(chuàng)業(yè)與否而產(chǎn)生的收入差距。若實證檢驗創(chuàng)業(yè)能夠促進(jìn)貧困家庭增收，則證明互聯(lián)網(wǎng)金融發(fā)展可以使貧困人群借助網(wǎng)絡(luò)獲得貸款，利用貸款創(chuàng)業(yè)，進(jìn)而增加其家庭收入的路徑成立。

（二）互聯(lián)網(wǎng)金融減貧路徑模型估計及結(jié)果分析

對模型（2）和（3）的估計結(jié)果見表4。

表4結(jié)果顯示：貧困家庭創(chuàng)業(yè)選擇模型中，互聯(lián)網(wǎng)金融指數(shù)系數(shù)不顯著，恰恰表明互聯(lián)網(wǎng)金融存在物理媒介——互聯(lián)網(wǎng)。對于無法接觸互聯(lián)網(wǎng)的家庭，互聯(lián)網(wǎng)金融無益于其選擇創(chuàng)業(yè)。交互項net*ln（OFI）系數(shù)顯著為正，說明互聯(lián)網(wǎng)金融以互聯(lián)網(wǎng)為媒介，僅對接觸互聯(lián)網(wǎng)的貧困家庭創(chuàng)業(yè)存在正向影響。家庭銀行貸款項loan系數(shù)不顯著，說明傳統(tǒng)金融難以服務(wù)貧困群體。貧困家庭創(chuàng)業(yè)對其收入影響模型中，貧困家庭創(chuàng)業(yè)entrepre系數(shù)在5%水平下顯著。這表明，相較于非創(chuàng)業(yè)家庭，創(chuàng)業(yè)家庭收入平均增加約12個百分點，差異明顯。銀行貸款項系數(shù)不顯著，這又一次說明了傳統(tǒng)金融在服務(wù)貧困群體時難以發(fā)揮有效作用。總之，互聯(lián)網(wǎng)金融減貧存在如下作用路徑：互聯(lián)網(wǎng)金融發(fā)展，改善（使用互聯(lián)網(wǎng)的）貧困家庭信貸約束，該部分家庭通過互聯(lián)網(wǎng)金融獲得貸款資金，進(jìn)而進(jìn)行創(chuàng)業(yè)。創(chuàng)業(yè)行為能夠有效增加貧困家庭收入。

五、結(jié)論與政策啟示

本文得出的主要研究結(jié)論為：第一，互聯(lián)網(wǎng)金融發(fā)展存在顯著的減貧效應(yīng)和收入分配效應(yīng)?；ヂ?lián)網(wǎng)金融發(fā)展對貧困家庭存在顯著增收效應(yīng)，有助于消除絕對貧困和相對貧困。第二，互聯(lián)網(wǎng)金融減貧的路徑之一是促進(jìn)貧困家庭創(chuàng)業(yè)?；ヂ?lián)網(wǎng)金融發(fā)展可以改善（使用互聯(lián)網(wǎng)的）貧困家庭信貸約束，使其獲得創(chuàng)業(yè)資金進(jìn)而促進(jìn)其創(chuàng)業(yè)。創(chuàng)業(yè)增加貧困家庭收入。第三，互聯(lián)網(wǎng)金融減貧存在物理媒介。互聯(lián)網(wǎng)金融僅對能夠接觸互聯(lián)網(wǎng)的貧困家庭存在促進(jìn)創(chuàng)業(yè)影響。對于極端貧困（進(jìn)而無法接觸互聯(lián)網(wǎng)）的家庭，互聯(lián)網(wǎng)金融并不能明顯促進(jìn)其增收。

基于以上結(jié)論，我們應(yīng)該：一是加強基礎(chǔ)設(shè)施、繼續(xù)推進(jìn)互聯(lián)網(wǎng)金融的全面發(fā)展，特別是在農(nóng)村地區(qū)、貧困地區(qū)和落后地區(qū)的發(fā)展?；ヂ?lián)網(wǎng)金融服務(wù)對貧困群體存在重要的增收效應(yīng)，繼續(xù)激勵貧困群體使用互聯(lián)網(wǎng)金融以改善自身收入境況。二是繼續(xù)鼓勵和引導(dǎo)貧困家庭創(chuàng)業(yè)。貧困家庭創(chuàng)業(yè)比例較低，但創(chuàng)業(yè)是增加家庭收入的有效方式。因此，可通過產(chǎn)業(yè)政策等鼓勵貧困家庭創(chuàng)業(yè)，進(jìn)而增加其收入。三是堅持“精準(zhǔn)施策”原則。互聯(lián)網(wǎng)金融能夠改善貧困群體的整體收入狀況，然而卻無助于縮小貧困群體的內(nèi)部差異。對不同程度貧困人群要差異化對待。對于輕度、中度貧困（可接觸互聯(lián)網(wǎng)）家庭，適當(dāng)引導(dǎo)其使用互聯(lián)網(wǎng)金融創(chuàng)業(yè);對于重度貧困（無法接觸互聯(lián)網(wǎng)）人群，政策應(yīng)當(dāng)進(jìn)一步跟進(jìn)，增加對其救濟(jì)，既要“授之以魚”，更要“授之以漁”。