○1黃凱迪 陳江華

（1江西農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟管理學院，江西 南昌 330044；2江西農(nóng)業(yè)大學江西省鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略研究院，江西 南昌 330045）

一、引言

消除絕對貧困后，我國“三農(nóng)”工作重點轉(zhuǎn)向全面推進鄉(xiāng)村振興，而緩解農(nóng)村相對貧困是實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興的必經(jīng)之路，研究農(nóng)戶貧困脆弱性對于防止農(nóng)戶返貧，鞏固脫貧攻堅成果，不斷推進鄉(xiāng)村振興具有重大意義。近年來，我國城鄉(xiāng)居民人均收入不斷增長，但發(fā)展不平衡與不協(xié)調(diào)的問題仍較突出，基尼系數(shù)從2019年的0.465上升到2020年的0.468①中國統(tǒng)計年鑒.http://www.stats.gov.cn/tjsj/ndsj/2021/indexch.htm。，收入分配不平等出現(xiàn)加劇趨勢，農(nóng)戶貧困脆弱性狀況不容樂觀，脫貧戶存在返貧隱憂。與此同時，我國互聯(lián)網(wǎng)、數(shù)字技術(shù)發(fā)展迅猛，對農(nóng)業(yè)農(nóng)村轉(zhuǎn)型發(fā)展產(chǎn)生深刻影響，而其對農(nóng)戶貧困脆弱性的影響有待深入研究。據(jù)統(tǒng)計，截至2021年12月，我國農(nóng)村網(wǎng)民規(guī)模為2.84億，約占網(wǎng)民整體的27.6%，農(nóng)村地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)普及率達57.6%②中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)信息中心.第49次中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展狀況統(tǒng)計報告［EB/OL］.http://www.cnnic.net.cn/hlwfzyj/hlwxzbg/hlwtjbg/202202/t20220225_71727.htm。。雖然有學者對因資源稟賦差異而產(chǎn)生的“數(shù)字鴻溝”問題可能降低農(nóng)村居民幸福感表達了擔憂[1]，但互聯(lián)網(wǎng)在農(nóng)村地區(qū)的普及有效推動了鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實施，為加快建立健全緩解相對貧困的工作機制奠定了基礎(chǔ)，對鞏固脫貧攻堅成果提供助力。

學界已對貧困脆弱性展開了富有成效的研究，既有文獻指出土地轉(zhuǎn)入[2]與家庭教育支出[3]均能顯著降低農(nóng)戶家庭貧困脆弱性。一些學者認為社會資本作為一種非正式保險能夠顯著降低農(nóng)戶家庭貧困脆弱程度[4]，也有學者通過實證分析發(fā)現(xiàn)金融扶貧[5]、地方特色農(nóng)產(chǎn)品保險政策[6]與地方生態(tài)補償[7]能夠降低農(nóng)戶家庭未來貧困發(fā)生率，還有研究發(fā)現(xiàn)整體產(chǎn)業(yè)扶貧可以顯著降低農(nóng)戶家庭貧困脆弱性，但不同的產(chǎn)業(yè)扶貧項目存在顯著差異[8]。

隨著“互聯(lián)網(wǎng)+”產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展，對于互聯(lián)網(wǎng)與貧困問題的相關(guān)研究日益增多，主要集中在互聯(lián)網(wǎng)金融、互聯(lián)網(wǎng)商務(wù)、農(nóng)戶家庭互聯(lián)網(wǎng)使用等方面[9]。就農(nóng)戶家庭互聯(lián)網(wǎng)使用而言，多數(shù)學者關(guān)注互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶收入、城鄉(xiāng)收入差距方面的影響[10-11]，研究發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)使用不僅有助于通過增強農(nóng)戶獲取和利用信息的能力來改善農(nóng)戶家庭收入狀況[12]，而且有助于提高農(nóng)戶家庭人力資本稟賦，提升其邊際生產(chǎn)率與收入水平，進而緩解相對貧困[13-14]。但文獻對互聯(lián)網(wǎng)使用與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系未形成共識，部分學者認為互聯(lián)網(wǎng)使用有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距[15]，也有學者研究則指出互聯(lián)網(wǎng)使用反而拉大了城鄉(xiāng)收入差距[16]，不利于相對貧困緩解。

回顧相關(guān)文獻發(fā)現(xiàn)，已有研究采用傳統(tǒng)貧困線測量法或A-F測度法測量農(nóng)戶多維貧困[17]，發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)使用顯著降低了農(nóng)戶家庭陷入貧困的可能性，但研究互聯(lián)網(wǎng)使用影響農(nóng)戶家庭貧困脆弱性的文獻相對較少，并且鮮有文獻對互聯(lián)網(wǎng)使用影響農(nóng)戶貧困脆弱性的作用機制進行探討；因此，本文將基于中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（CFPS），關(guān)注兩種貧困標準下（貧困線、脆弱線）互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶家庭貧困脆弱性的影響，并通過中介變量來探索互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶家庭貧困脆弱性的影響機制。

二、理論分析與研究假說

（一）互聯(lián)網(wǎng)使用影響農(nóng)戶貧困脆弱性

全面推進鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實施的背景下，農(nóng)村地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施不斷完善，互聯(lián)網(wǎng)普及率持續(xù)上升?；ヂ?lián)網(wǎng)在農(nóng)村地區(qū)的普及，打破了城鄉(xiāng)信息壁壘，降低了城鄉(xiāng)信息不對稱性程度，促進城鄉(xiāng)之間要素有效流動，實現(xiàn)資源優(yōu)化配置，從而提高農(nóng)戶家庭收入水平，緩解農(nóng)戶貧困脆弱性。首先，互聯(lián)網(wǎng)平臺各類學習資源越來越豐富，農(nóng)民借助互聯(lián)網(wǎng)足不出戶就可非常便利地獲取網(wǎng)絡(luò)學習資源，使自身人力資本得到提升[18]。此外，互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展促進了社會網(wǎng)絡(luò)成員之間的交流與信息分享，為知識外溢提供可能，進而豐富農(nóng)民人力資本稟賦。其次，互聯(lián)網(wǎng)為勞動力市場供需匹配搭建了有效平臺，能夠緩解農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動力求職過程中的信息不對稱性，降低非農(nóng)轉(zhuǎn)移成本，幫助農(nóng)民搜尋到更合適的非農(nóng)工作[19]。再次，互聯(lián)網(wǎng)使用有助于拓展農(nóng)民的社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，加強人際關(guān)系互動，促進農(nóng)民社會資本稟賦提升。最后，互聯(lián)網(wǎng)使用不僅有助于農(nóng)戶開拓農(nóng)產(chǎn)品網(wǎng)絡(luò)銷售渠道，而且?guī)椭r(nóng)戶及時獲取農(nóng)產(chǎn)品市場供求和消費偏好信息，使其做出合理的生產(chǎn)決策，進而獲得相對較好的農(nóng)業(yè)經(jīng)營收益，緩解其貧困脆弱性[20]?？梢姡ヂ?lián)網(wǎng)使用將會從多方面對農(nóng)戶生計資本與生產(chǎn)生活產(chǎn)生影響，進而影響農(nóng)戶貧困脆弱性?；诖?，本文提出假說H1：

假說H1：互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶家庭貧困脆弱性有顯著負向影響。

（二）互聯(lián)網(wǎng)使用通過勞動力轉(zhuǎn)移對貧困脆弱性的影響

互聯(lián)網(wǎng)使用有助于提升農(nóng)民人力資本，進而促進農(nóng)村勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移。在我國經(jīng)濟以高質(zhì)量發(fā)展為導(dǎo)向的背景下，新興產(chǎn)業(yè)的勞動力市場對勞動力素質(zhì)有著更高的要求[21]。然而，受外部環(huán)境及自身條件等因素的制約，農(nóng)村勞動力普遍受教育程度較低，人力資本儲備不足，影響其在非農(nóng)就業(yè)市場的競爭，而且外出就業(yè)也往往面臨供需不匹配的矛盾，不利于其通過非農(nóng)轉(zhuǎn)移實現(xiàn)貧困緩解。但隨著農(nóng)村地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)普及率穩(wěn)步提升，農(nóng)村居民可通過互聯(lián)網(wǎng)平臺免費獲得不斷豐富的各類學習資源，以自學方式持續(xù)提高自身人力資本水平[18]，使其能夠勝任相關(guān)非農(nóng)工作，增強其在非農(nóng)就業(yè)市場的競爭力，進而緩解貧困脆弱性。其次，互聯(lián)網(wǎng)的使用一方面降低了非農(nóng)工作搜尋過程中的信息不對稱性程度，節(jié)約非農(nóng)工作搜尋成本；另一方面幫助農(nóng)民突破時間與空間限制，更便利地獲取滿意的非農(nóng)就業(yè)工作[19,22]。相對于處于比較收益劣勢的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)而言，非農(nóng)就業(yè)收入具有比較優(yōu)勢，有助于增強農(nóng)戶家庭風險沖擊抵御能力，對農(nóng)戶家庭貧困脆弱性緩解產(chǎn)生更重要的作用。基于此，本文提出假說H2：

假說H2：互聯(lián)網(wǎng)使用通過促進農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移而對農(nóng)戶家庭貧困脆弱性有負向影響。

（三）互聯(lián)網(wǎng)使用通過社會資本對貧困脆弱性的影響

互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用在較大程度上改變了農(nóng)村居民的生活方式，以互聯(lián)網(wǎng)為媒介的社會互動突破了傳統(tǒng)媒介的限制，一方面有利于拓展社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，增加信息獲取渠道；另一方面，不僅有助于加強和維護原有社會關(guān)系的穩(wěn)定[23]，而且可通過促進線下社交、改善人際關(guān)系來提升農(nóng)戶家庭之間的社會信任水平[24]，提高農(nóng)戶家庭之間社會互動的可能性[25]，從而提升農(nóng)戶家庭社會資本水平。而社會資本可以有效降低農(nóng)戶的信息搜尋成本[26]，提高農(nóng)戶信息獲取效率，同時作為一種非正式制度為農(nóng)戶提供社會支持，這一作用在農(nóng)村信貸領(lǐng)域表現(xiàn)尤為突出[27]，有利于增加農(nóng)戶家庭金融資本的獲得性，增強家庭抵御風險的能力，進而緩解其貧困脆弱性。基于此，本文提出假說H3：

假說H3：互聯(lián)網(wǎng)使用通過提升農(nóng)戶家庭社會資本而對農(nóng)戶家庭貧困脆弱性有負向影響。

三、數(shù)據(jù)來源、變量選取與模型構(gòu)建

（一）數(shù)據(jù)來源

本文使用由北京大學社會科學調(diào)查中心（ISSS）發(fā)起的2018年中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)作為研究樣本，根據(jù)個人、家庭、村莊編碼對社區(qū)、家庭、成人三個主體問卷進行合并，所需變量信息均來源于這三個數(shù)據(jù)庫。需要指出的是，2018年CFPS 還未公布完整的村莊問卷數(shù)據(jù)，根據(jù)研究需要本文對上述樣本進行了匹配，保留了農(nóng)村戶口樣本、分得集體土地并從事農(nóng)林牧副漁業(yè)的樣本以及剔除了主要信息缺失的農(nóng)村家庭樣本，增加了省份地區(qū)變量來控制地區(qū)差異，最終獲得有效農(nóng)戶樣本5 371 戶。其中，東部地區(qū)1 668戶，中部地區(qū)1 472戶，西部地區(qū)2 231戶。

（二）變量選取

1.因變量。本文的被解釋變量是農(nóng)戶家庭的貧困脆弱性，采用以世界銀行最新報告中低收入國家貧困標準人均日消費2 美元/3.2 美元為標準（國際貧困有三個收入標準，2 美元/日適用于小康社會，3.2 美元/日為中標準，5.5 美元/日為高標準）測得的農(nóng)村家庭貧困脆弱程度分別作為被解釋變量。

2.核心自變量。本文選擇互聯(lián)網(wǎng)使用作為核心自變量，若農(nóng)戶使用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)（手機或互聯(lián)網(wǎng)上網(wǎng)），賦值為1，若農(nóng)戶沒有使用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)，賦值為0。調(diào)查發(fā)現(xiàn)，56.97%的農(nóng)民仍未使用互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)。

3.中介變量。為探究互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶貧困脆弱性的作用機制，本文選擇“勞動力轉(zhuǎn)移”與“社會資本”作為機制變量。借鑒已有研究，選取非農(nóng)收入作為勞動力轉(zhuǎn)移的代理變量[28]；社會互動的增強有利于社會資本的積累，家庭間經(jīng)濟往來是維持其關(guān)系的重要保障，因此，本文選用當年的禮金支出[4]來衡量農(nóng)戶家庭社會資本。

4.控制變量。為了控制其他因素對農(nóng)戶家庭貧困脆弱性的影響，本文從戶主個體特征、家庭特征和省份地區(qū)三個方面選定控制變量，具體來說：（1）本文選取年齡、年齡的平方、性別、受教育程度、健康狀況和政治身份5 個變量來衡量戶主個體特征。由表1可知，樣本農(nóng)戶家庭戶主受教育程度均值為2.32，以中小學為主，表明樣本家庭戶主受教育程度普遍偏低；樣本家庭戶主健康狀況平均值在3.02左右，表明家庭戶主長期高強度務(wù)農(nóng)務(wù)工狀態(tài)下，另有攝取營養(yǎng)不合理以及醫(yī)療保健意識薄弱等因素使其大多存在健康問題。（2）家庭特征方面。為控制農(nóng)戶家庭稟賦差異對貧困脆弱性的影響，選取家庭人口規(guī)模來衡量勞動力稟賦，用家庭存款金額衡量資本稟賦。（3）村莊特征?？紤]到外部條件可能對農(nóng)戶家庭貧困脆弱性產(chǎn)生影響，選取省份變量和地區(qū)特征變量作為控制變量，同時本文采用winsorize方法按照上下1%對主要變量進行了縮尾處理，避免了異常值的影響。

表1 變量設(shè)置與描述

（三）模型構(gòu)建

1.基準回歸模型。本文借鑒杜興端和曹旭欣[2]的研究方法，選取農(nóng)戶家庭人均消費、人均純收入測度農(nóng)戶貧困脆弱性，構(gòu)建如下實證模型：

其中，vuli表示第i個農(nóng)戶家庭的貧困脆弱性。Ni代表核心解釋變量，農(nóng)戶是否使用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)；Xi是一系列控制變量，μ是不可觀測的誤差項。

2.中介效應(yīng)模型。本文借鑒溫忠麟等[29]闡述的中介效應(yīng)分析方法，構(gòu)建如下中介效應(yīng)模型對各個中介變量進行檢驗：

其中，vuli表示第i個農(nóng)戶家庭的貧困脆弱性，Ni代表第i個農(nóng)戶家庭是否使用互聯(lián)網(wǎng)；Mi表示中介變量，包括勞動力轉(zhuǎn)移和社會資本，對應(yīng)第i個農(nóng)戶家庭的非農(nóng)收入和禮金支出對數(shù)；Xi代表控制變量，主要包括農(nóng)戶個體特征、家庭特征以及地區(qū)區(qū)位特征等多方面的變量；μ1、μ2、μ3為模型中的擾動項，c0、α0、b0分別為截距項，c1、c2、α1、α2、b1、b2、b3表示待估計系數(shù)。

3.貧困脆弱性測度。關(guān)于貧困脆弱性如何測度，學術(shù)界較為廣泛接受的測量方法有三種：一是風險暴露脆弱性（VER）；二是低期望效用脆弱性（VEU）；三是預(yù)期的貧困脆弱性（VEP）。其中，VEP 是事前估計家庭未來遭受風險打擊的福利損失，只對脆弱性的高低做出判斷（風險打擊導(dǎo)致的收入變化越大，消費對于收入風險的脆弱性越高），并不估計總的脆弱性,對數(shù)據(jù)要求較低，應(yīng)用最為廣泛。因此，本文參照CHAUDHURI 等[30]提出的VEP 方法來測度農(nóng)村家庭的貧困脆弱性。具體步驟如下：

第一步，計算預(yù)期的貧困脆弱性（VEP）：

其中，VEPi,t代表第i個樣本農(nóng)戶在t時期的未來陷入貧困的概率，即貧困脆弱性。Pr代表陷入貧困的概率，Yi,t+1代表第t+1 年的家庭人均消費，C代表已知貧困標準。本文選用世界銀行最新報告中低收入國家貧困線（人均日消費2 美元/3.2 美元）作為標準。

第二步，使用普通最小二乘法（OLS）估計消費方程和殘差方程：

其中，lncon代表樣本農(nóng)戶家庭人均消費的對數(shù)值，Xri代表家庭特征變量與個體特征變量，β0代表常數(shù)項，βr代表不同特征變量的待估計參數(shù)，ε為殘差項。

第三步，使用第二步得到的擬合值構(gòu)建權(quán)重進行FGLS（可行廣義最小二乘法）估計:

其中,E(lnconi|Xri)代表樣本家庭人均消費的對數(shù)值的期望值，D(lnconi|Xri)代表樣本家庭人均消費的對數(shù)值的方差，βFGLS和ρFGLS是分別由第二步計算得出的擬合值。

第四步，選擇不同標準的貧困線和脆弱線，計算得出家庭的貧困脆弱性：

其中，lnC代表已知貧困標準的對數(shù)，Φ(·)代表假設(shè)消費服從對數(shù)正態(tài)分布并將結(jié)果正態(tài)化。需要說明的是，由于貧困與貧困脆弱性概念不盡相同，運用VEP 測度家庭貧困脆弱性時需要設(shè)定貧困線和脆弱線。家庭在未來陷入貧困的概率大于貧困脆弱線，則認為該家庭具有貧困脆弱性?，F(xiàn)有文獻對貧困脆弱線有三種較為常用的設(shè)定方法,分別是貧困發(fā)生率、0.5和0.29的脆弱性臨界值（即未來陷入貧困的概率大于或等于50%、29%的家庭是脆弱的）。本文設(shè)置0.5 的脆弱性臨界值觀察農(nóng)戶家庭的貧困脆弱性并用進行穩(wěn)健性檢驗。

四、實證結(jié)果與分析

（一）貧困脆弱性測度結(jié)果與分析

根據(jù)前文篩選，匹配得到的農(nóng)戶家庭樣本，采用VEP測度法得出我國2018年農(nóng)村家庭貧困脆弱程度，結(jié)果如表2所示。

貧困脆弱性取值范圍為0～1，數(shù)值越靠近1 說明家庭貧困脆弱程度越高。從整體樣本來看，以世界銀行最新報告中低收入國家貧困標準人均日消費2 美元測度得出的我國農(nóng)村家庭貧困脆弱性并不高，均值為0.099；以3.2美元/日貧困線測度得出的貧困脆弱性均值為0.331。劃分地域區(qū)位來看，東中部地區(qū)的貧困脆弱程度在兩種測度標準下都相對低于全國均值，而西部地區(qū)的貧困脆弱程度則相對較高，甚至超出全國平均貧困脆弱程度，這也符合我國西部地區(qū)發(fā)展落后、相對貧困的事實。

（二）基準回歸結(jié)果與分析

表3 報告了全部樣本基準回歸結(jié)果，模型1 至模型4回歸系數(shù)均為負值，表明互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶家庭貧困脆弱性有抑制作用。通過對比加入控制變量的模型結(jié)果發(fā)現(xiàn)，“3.2 美元/日貧困線”標準下，回歸結(jié)果在1%統(tǒng)計水平下通過顯著性檢驗，表明使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)戶家庭相比未使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)戶家庭，互聯(lián)網(wǎng)使用水平每提高1 層次，農(nóng)戶家庭貧困脆弱性可能降低3.8%；“2 美元/日貧困線”標準下，互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶家庭貧困脆弱性有負向影響，與預(yù)期一致，并在5%統(tǒng)計水平下通過顯著性檢驗，互聯(lián)網(wǎng)使用水平每提高1 層次，農(nóng)戶家庭貧困脆弱性可能降低1.2%。本文研究假說H1 得到驗證。

其他控制變量也會對農(nóng)戶貧困脆弱性產(chǎn)生一定的影響。個體特征層面，兩種貧困標準下，受教育程度越高、健康狀況越好的個體，家庭抵御風險沖擊的能力越大，農(nóng)戶家庭未來陷入貧困的概率越低。戶主年齡對農(nóng)戶家庭貧困脆弱性的抑制作用在1%統(tǒng)計水平下顯著，但戶主年齡平方對農(nóng)戶家庭貧困脆弱性有顯著正向影響，表明戶主年齡與農(nóng)戶家庭貧困脆弱性存在“U”型關(guān)系，青中年戶主相對于少年老年戶主能夠為家庭提供更多保障，從而增加農(nóng)戶家庭風險抵御能力。家庭特征層面，兩種貧困標準下，互聯(lián)網(wǎng)信息渠道的重要程度、土地轉(zhuǎn)入、通訊總費用和總資產(chǎn)均在1%的水平下顯著負向影響農(nóng)戶家庭貧困脆弱性，與預(yù)期完全相符，表明其他條件不變的情況下，各變量數(shù)值越大，農(nóng)戶家庭貧困脆弱性程度越低，而家庭規(guī)模對農(nóng)戶家庭貧困脆弱性的正向影響在1%統(tǒng)計水平下顯著，表明農(nóng)戶家庭成員每增加1名，農(nóng)戶家庭在未來陷入貧困的概率分別會相應(yīng)地增加3.3%、6.6%。村莊特征層面，所在省份在1%的統(tǒng)計水平下顯著正向影響農(nóng)戶家庭貧困脆弱性，表明不同省份社會經(jīng)濟發(fā)展水平不同，互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶家庭貧困脆弱性的影響不同。

（三）中介模型回歸結(jié)果與分析

根據(jù)前文理論分析，本文運用逐步檢驗回歸系數(shù)法探究互聯(lián)網(wǎng)通過勞動力轉(zhuǎn)移、社會資本對農(nóng)戶家庭貧困脆弱性的影響機制。

1.基于勞動力轉(zhuǎn)移的中介模型回歸結(jié)果。表4中展示了引入“勞動力轉(zhuǎn)移”作為中介變量的回歸結(jié)果，互聯(lián)網(wǎng)使用對非農(nóng)收入的影響為正且在10%統(tǒng)計水平下顯著，表明控制其他條件不變的情況下，互聯(lián)網(wǎng)使用會促進農(nóng)戶家庭勞動力轉(zhuǎn)移，互聯(lián)網(wǎng)使用每增加1個單位，農(nóng)戶家庭勞動力轉(zhuǎn)移可能增加7.9%；在“2美元/日貧困標準”下，非農(nóng)收入的系數(shù)在1%統(tǒng)計水平下負向顯著，表明農(nóng)戶家庭勞動力轉(zhuǎn)移每增加1個單位，農(nóng)戶家庭貧困脆弱性降低2.0%；在“3.2 美元/日貧困標準”下，非農(nóng)收入的系數(shù)在1%統(tǒng)計水平下顯著，系數(shù)符號為負，表明農(nóng)戶家庭勞動力轉(zhuǎn)移每增加1個單位，農(nóng)戶家庭貧困脆弱性降低4.0%。實證結(jié)果得出，兩種貧困標準下，互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶家庭貧困脆弱性存在直接效應(yīng)和間接效應(yīng)，其中勞動力轉(zhuǎn)移起著部分中介的作用。本文研究假說H2得到驗證。

2.基于社會資本的中介模型回歸結(jié)果。表5中展示了引入“社會資本”作為中介變量的回歸結(jié)果，互聯(lián)網(wǎng)使用回歸系數(shù)為正且在統(tǒng)計水平下顯著，表明互聯(lián)網(wǎng)使用豐富了農(nóng)戶家庭社會資本，互聯(lián)網(wǎng)使用每增加1個單位，農(nóng)戶家庭社會資本可能增加6.5%；在“2美元/日貧困標準”下，家庭禮金支出的系數(shù)在1%統(tǒng)計水平下負向顯著，表明社會資本每增加1 個單位，農(nóng)戶家庭貧困脆弱性降低9.6%；在“3.2 美元/日貧困標準”下，家庭禮金支出的系數(shù)在1%統(tǒng)計水平下顯著，系數(shù)符號為負，表明社會資本每增加1個單位，農(nóng)戶家庭貧困脆弱性降低20.6%。實證結(jié)果得出，兩種貧困標準下，互聯(lián)網(wǎng)使用顯著降低農(nóng)戶家庭貧困脆弱性是通過豐富農(nóng)戶家庭社會資本來實現(xiàn)的。本文研究假說H3得到驗證。

表5 基于社會資本的機制檢驗結(jié)果

（四）穩(wěn)健性檢驗分析

1.傾向得分匹配估計檢驗。本文進一步選擇采用傾向得分匹配法（PSM）來構(gòu)建“反事實”框架，從而在一定程度上緩解農(nóng)戶由于自選擇行為而帶來的“選擇性偏差”問題，進一步驗證互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶家庭貧困脆弱性的影響。

由表6 可知，四種傾向得分匹配的結(jié)果都表明，在解決“自選擇”問題的基礎(chǔ)上，互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶家庭貧困脆弱性的平均處理效應(yīng)為負。在2美元/日貧困標準下，處理組（使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)戶家庭）平均處理效應(yīng)為-0.043～-0.020，大多數(shù)在1%統(tǒng)計水平下顯著；在3.2 美元/日貧困標準下，處理組（使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)戶家庭）平均處理效應(yīng)為-0.097～-0.052，均在1%統(tǒng)計水平下顯著，表明基準回歸模型沒有考慮選擇性偏差，低估了互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶家庭貧困脆弱性的平均處理效應(yīng)，再次驗證與未使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)戶家庭相比，使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)戶家庭貧困脆弱性可能越低。

表6 互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶家庭貧困脆弱性的處理效應(yīng)

2.替換因變量檢驗。為了更好地檢驗實證結(jié)果的可靠性，本文采用替換因變量對基準回歸結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗[3]。使用50%貧困閾值標準，農(nóng)戶家庭未來貧困發(fā)生概率大于或等于0.5作為脆弱線臨界值，將農(nóng)戶家庭貧困脆弱程度變?yōu)槎底兞?，即將貧脆弱線臨界值大于0.5 的農(nóng)戶家庭賦值為1，反之小于0.5 的家庭則賦值為0，由此選擇二元Probit 模型進行參數(shù)估計（見表7）。結(jié)果表明，互聯(lián)網(wǎng)使用顯著降低了農(nóng)村家庭貧困脆弱性，對比加入控制變量的模型6 和模型8，兩種貧困標準下以0.5 作為脆弱性臨界值，互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶家庭貧困脆弱性的影響系數(shù)為負且均在1%統(tǒng)計水平下顯著，表明相比于不使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)戶家庭，使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)戶家庭每增加1個單位，農(nóng)戶家庭存在貧困脆弱性的可能降低約40.8%、30.5%，反映模型估計結(jié)果穩(wěn)健。

表7 基于Probit模型的穩(wěn)健性檢驗

3.更換估計方法檢驗。由于OLS 模型對整個樣本進行線性回歸，其非線性擾動項將被納入擾動項中，導(dǎo)致估計不一致，為了避免OLS 估計得出的回歸擬合值超出區(qū)間范圍，又因為被解釋變量“農(nóng)戶家庭貧困脆弱性”取值介于0～1 之間，屬于被解釋變量取值受限類型，因此本文采用Tobit 模型進行參數(shù)估計（見表8）。在兩種貧困標準下，加入控制變量后，互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶家庭貧困脆弱性的回歸系數(shù)為負且在1%統(tǒng)計水平下顯著，表明農(nóng)戶家庭互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用水平越高，貧困脆弱性越小，研究結(jié)論穩(wěn)健。

表8 基于Tobit模型的穩(wěn)健性檢驗

（五）內(nèi)生性討論

是否使用互聯(lián)網(wǎng)很可能由于遺漏變量、測量誤差等而存在內(nèi)生性問題，本文借鑒祝仲坤和冷晨昕[31]的研究，選取家庭年通訊費用（取對數(shù)）作為是否使用互聯(lián)網(wǎng)的工具變量，運用兩階段最小二乘法進行估計。沃爾德檢驗和有限信息最大似然法（LIML）排除了弱工具變量的可能性，杜賓—吳—豪斯曼檢驗（DWH）結(jié)果表明，互聯(lián)網(wǎng)使用為內(nèi)生解釋變量。第二階段回歸結(jié)果顯示，在糾正可能的內(nèi)生性偏誤后，互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶貧困脆弱性仍存在顯著負向作用，回歸系數(shù)在1%統(tǒng)計水平下顯著，詳見表9。

表9 內(nèi)生性檢驗回歸結(jié)果

（六）異質(zhì)性分析

1.受教育程度差異。由表10可知，3.2美元/日貧困標準下，互聯(lián)網(wǎng)使用每增加1 單位，農(nóng)戶家庭貧困脆弱性在初中以上學歷降低比例最高，約為6.4%，表明農(nóng)戶家庭戶主受教育程度越高，家庭抵御風險沖擊能力越強，但2 美元/日貧困標準下則相反。

表10 受教育程度差異模型估計結(jié)果

2.年齡差異。本文借鑒聯(lián)合國衛(wèi)生組織對年齡的劃分標準，將戶主年齡分為三個階段，即青年戶主、中年戶主和老年戶主。由表11可知，兩種貧困標準下，青年戶主對緩解家庭貧困脆弱性的影響更大，互聯(lián)網(wǎng)使用每增加1 單位，農(nóng)戶家庭貧困脆弱性分別降低4.3%、7.4%。與此同時，3.2 美元/日貧困標準下，相較于未使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)戶家庭，使用互聯(lián)網(wǎng)的中年、老年戶主家庭，均在1%統(tǒng)計水平下負向影響家庭貧困脆弱性，表明貧困線越高，互聯(lián)網(wǎng)使用越能成為農(nóng)村地區(qū)各使用群體緩解家庭貧困脆弱性的保障。

表11 年齡差異模型估計結(jié)果

3.區(qū)域差異。互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶家庭貧困脆弱性的影響是否存在區(qū)域差異？本文使用Tobit模型在兩種貧困標準下，進一步探討東、中、西三個不同區(qū)域互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶家庭貧困脆弱性的影響（見表12）。兩種貧困標準下，東、西部地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶家庭貧困脆弱性在1%統(tǒng)計水平下有顯著負向影響，并且東部地區(qū)系數(shù)估計的絕對值要明顯大于西部。表明東、西部地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)使用均能夠顯著降低農(nóng)戶家庭貧困脆弱性，與全國的趨勢保持一致，相對而言，東部地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)抑制農(nóng)戶家庭貧困脆弱性的作用要大于西部地區(qū)，這也與西部地區(qū)社會經(jīng)濟發(fā)展水平相對落后、互聯(lián)網(wǎng)使用具有一定程度的門檻相一致。

表12 區(qū)域差異模型估計結(jié)果

4.不同貧困脆弱性差異。除了考慮互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶家庭貧困脆弱性的影響存在區(qū)域差異，本文也探討互聯(lián)網(wǎng)使用對不同貧困脆弱性的農(nóng)戶家庭是否存在異質(zhì)性？為更好考證整個條件分布的全貌，本文探究兩種貧困標準下，互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶家庭貧困脆弱性分布的0.2 分位點、0.4 分位點、0.6分位點和0.8分位點產(chǎn)生的影響。

由表13可知，在“2美元/日”貧困標準下，互聯(lián)網(wǎng)使用的分位數(shù)回歸系數(shù)呈現(xiàn)逐漸上升的趨勢（-0.5%→-0.8%→-1.1%→-1.9%），表明互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶家庭貧困脆弱性的條件分布的影響在0.8分位點處達到最大，其系數(shù)約為0.2 分位點處的4倍，互聯(lián)網(wǎng)使用對貧困脆弱性較高的農(nóng)戶家庭產(chǎn)生的影響更大。由表14可知，在“3.2美元/日”貧困標準下，互聯(lián)網(wǎng)使用的分位數(shù)回歸系數(shù)也呈現(xiàn)逐漸上升趨勢（-4.1%→-4.6%→-5.0%→-6.0%）?？偟膩碚f，同一貧困線標準下，增加互聯(lián)網(wǎng)使用對于低貧困脆弱性和中間階層的影響都較小，最大受益者為貧困脆弱性較高的農(nóng)戶家庭。因此，在推進鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略過程中，要更加注意降低互聯(lián)網(wǎng)使用門檻，幫助低收入群體更好地利用互聯(lián)網(wǎng)，以降低農(nóng)戶家庭貧困脆弱性。

表13 2美元/日貧困標準下分位數(shù)回歸結(jié)果

表14 3.2美元/日貧困標準下分位數(shù)回歸結(jié)果

五、結(jié)論及建議

（一）主要結(jié)論

我國取得脫貧攻堅的歷史性偉大勝利，“三農(nóng)”工作重點任務(wù)由消除貧困轉(zhuǎn)向鄉(xiāng)村振興，在實現(xiàn)共同富裕的道路上，要嚴守大規(guī)模農(nóng)戶返貧紅線，進一步提高脫貧穩(wěn)定性，緩解農(nóng)戶貧困脆弱性。為此，本文采用2018 年中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)，通過測度農(nóng)戶家庭貧困脆弱，探究互聯(lián)網(wǎng)使用對相對貧困的影響，得到以下主要結(jié)論：

1.互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶家庭貧困脆弱性有顯著負向影響，且同一貧困線標準下，互聯(lián)網(wǎng)使用對貧困脆弱性較高的農(nóng)戶家庭產(chǎn)生的影響更大。農(nóng)戶家庭，特別是具有返貧致貧風險的監(jiān)測對象，通過使用互聯(lián)網(wǎng)能夠有效提升其人力資本，緩解其家庭陷入貧困脆弱性的概率。

2.互聯(lián)網(wǎng)使用能夠通過促進勞動力轉(zhuǎn)移、豐富農(nóng)戶家庭社會資本進而降低家庭貧困脆弱性，互聯(lián)網(wǎng)普及率在農(nóng)村地區(qū)的不斷提高有助于改善農(nóng)民資源稟賦水平，增加農(nóng)村有效勞動力供給，促進農(nóng)戶家庭持續(xù)增收。

3.互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶家庭貧困脆弱性的影響存在異質(zhì)性，青年戶主、戶主受教育水平越高，家庭抵御風險沖擊能力越強，且西部地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)使用門檻相對較高，降低互聯(lián)網(wǎng)在邊遠、欠發(fā)達地區(qū)使用門檻，可以顯著緩解農(nóng)戶家庭相對貧困。

（二）政策建議

根據(jù)理論與實證分析結(jié)果，本文提出以下政策建議，以期為更好地促進農(nóng)村地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展提供有益參考。

1.深入推進農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施鞏固提升工程，鼓勵與支持基礎(chǔ)電信企業(yè)對接基層、邊遠和欠發(fā)達地區(qū)，擴大優(yōu)質(zhì)網(wǎng)絡(luò)覆蓋范圍。雖然在國家政策和企業(yè)投資的大力扶持下，農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施有了明顯的改善，但部分農(nóng)村地區(qū)，尤其中西部等偏遠地區(qū)，互聯(lián)網(wǎng)使用的基礎(chǔ)條件還很匱乏，繼續(xù)完善農(nóng)村電信基礎(chǔ)設(shè)施，推進互聯(lián)網(wǎng)進村入戶，降低互聯(lián)網(wǎng)使用成本，讓不同年齡群體、不同受教育程度以及不同區(qū)域的農(nóng)戶家庭都能享受互聯(lián)網(wǎng)使用帶來的紅利。

2.加強農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)教育與培訓力度，重點關(guān)注老年群體的需求，幫助其更好地掌握互聯(lián)網(wǎng)使用技能，化解互聯(lián)網(wǎng)數(shù)字鴻溝問題。由于農(nóng)民自身年齡、受教育程度不同，信息需求方面也存在差異，應(yīng)注重互聯(lián)網(wǎng)分類教育，通過良好的學習氛圍和培訓管理，激發(fā)農(nóng)民互聯(lián)網(wǎng)使用活力，為使用互聯(lián)網(wǎng)存在困難的農(nóng)戶提供培訓。同時，鼓勵農(nóng)民使用互聯(lián)網(wǎng)作為一種學習工具培養(yǎng)其數(shù)字素養(yǎng)，樹立互聯(lián)網(wǎng)“扶志扶智”理念，引導(dǎo)農(nóng)戶通過互聯(lián)網(wǎng)提高自身資源稟賦，以更快融入數(shù)字化網(wǎng)絡(luò)社會。

3.支持互聯(lián)網(wǎng)平臺在農(nóng)村的推廣應(yīng)用，規(guī)范互聯(lián)網(wǎng)運營秩序，強化農(nóng)戶利益保障力度，促進互聯(lián)網(wǎng)健康有序發(fā)展?；ヂ?lián)網(wǎng)數(shù)字化服務(wù)可以有效改善以往單一、晦澀的信息傳播渠道，為農(nóng)民分享非農(nóng)就業(yè)信息，使其可以通過互聯(lián)網(wǎng)生動形象的解讀，迅速及時地了解到國家相關(guān)政策、企業(yè)供求信息等，增加非農(nóng)收入，進而緩解相對貧困。