数字普惠金融与农户多维相对贫困.pdf

第 卷第 期 年 月兰州交通大学学报 ，收稿日期：?学报网址：作者简介：王文利（），女，甘肃天水人，教授，主要研究方向为金融理论与政策。?：文章编号：（）：数字普惠金融与农户多维相对贫困王文利，张子义（兰州交通大学 经济管理学院，兰州 ）摘要：年后，我国反贫困工作的重心将由消除绝对贫困向缓解相对贫困转变。本文基于北京大学金融研究中心发布的数字普惠金融数据及中国家庭追踪调查（）数据，通过构建多维相对贫困指标体系，实证分析了数字普惠金融对农户多维相对贫困的影响。结果表明：第一，数字普惠金融缓解了农户家庭的多维相对贫困。第二，数字普惠金融提高了农户使用互联网的意愿和频率，有利于降低农户陷入相对贫困的概率。第三，数字普惠金融对受教育水平低、社会资本低的农户多维贫困减缓更为明显。要加快推进农村及偏远地区数字基础设施建设，不断完善数字普惠金融服务体系，在发展数字普惠金融的同时，也要注重提升农户的人力资本水平。关键词：数字普惠金融；相对贫困；互联网使用中图分类号：文献标志码：，（，）：，?（），?：，：；党的十八大以来，随着一系列精准扶贫政策的实施，到 年我国如期实现了现行标准下农村贫困人口全部脱贫的目标 。伴随着绝对贫困的基本消除，我国扶贫工作重心将由消除绝对贫困向缓解相对贫困转变 。与绝对贫困相比，相对贫困具有人口基数大、贫困维度多、致贫风险高的特点，更多地强调弱势群体处于收入和机会不平等的社会状态。不论是绝对贫困还是相对贫困，缺乏资金是贫困户的核心特征，金融扶贫作为为贫困户提供资金的主要手段，被应用到我国的扶贫事业当中。近年兰州交通大学学报第 卷来，随着数字技术手段在金融领域的快速发展，数字普惠金融应运而生，相较于传统普惠金融，数字普惠金融利用信息技术手段突破时间和空间上的限制，降低了弱势群体的金融排斥，为缓解相对贫困提供了可能。本文借助 数据库和数字普惠金融数据，探讨了数字普惠金融对农户多维相对贫困的影响。本文可能的边际贡献在于：在进行多维相对贫困指标构建过程中，考虑到各省份之间家庭人均纯收入存在着较大差异，因此依据居民所在不同省份划定不同的相对贫困线，更有利于精准识别相对贫困人口；另一方面从多维相对贫困的角度阐释了数字普惠金融对农户的影响，并探究了数字普惠金融减缓农户多维相对贫困的微观机制，在此基础上提出针对性的政策建议，这对于进一步巩固现阶段我国的脱贫攻坚成果具有重要的现实意义。一、文献综述关于相对贫困的设定标准，学者多以家庭人均收入均值或中位数的某一比例作为相对贫困线。陈宗胜（）结合我国发展需求建议将人均纯收入均值的?视为相对贫困的界定标准 ，叶兴庆等（）主张将居民收入中位数的 作为相对贫困线，并随着经济发展水平不断提高这一比例 。也有学者基于城乡贫困治理的综合考量，建议分城乡来设立贫困标准线，沈扬扬和李实（）将城镇和农村居民可支配收入中位数的 分别作为城乡贫困线 。与“收入比例法”所确定的相对贫困不同，多维相对贫困的设置更具有普遍接纳性，有利于精准识别相对贫困群体 。目前国内外学者对多维相对贫困的指标构建大都包含健康、教育、生活水平维度，并根据研究需要增加收入、家庭资产等维度 。王小林和冯贺霞（）认为我国相对贫困的标准没必要和国际社会接轨，年后应采用多维贫困标准 。汪三贵和孙俊娜（）基于中国住户调查 年数据，构建了包含收入和非收入维度的多维贫困指标体系 。关于数字普惠金融的减贫效应，大多数学者认为数字普惠金融能够缓解相对贫困。张栋浩等（）从多维贫困脆弱性的视角出发，发现金融普惠提高了农村地区的减贫质量 ；刘魏等（）发现数字普惠金融降低了城乡居民主观和客观相对贫困发生的概率 ；梁永堂和祝扬（）基于国定贫困县的数据发现数字普惠金融的涓滴效应降低了地区贫困发生率 ；吴本健等（）认为数字普惠金融通过降低信贷约束、提高人力资本投资等渠道缓解相对贫困 。也有一部分学者通过实证研究发现数字普惠金融的发展反而加剧了相对贫困。胡联等（）发现数字工具的缺乏导致低收入家庭并不能享受金融理财产品的便捷性所来来的收入增加，一定程度上加剧了相对贫困 。二、理论机制和研究假说数字普惠金融对农户多维相对贫困的缓解可以从宏观视角和微观视角进行分析。从宏观层面来看，数字普惠金融主要是通过经济增长效应和改善收入分配来缓解相对贫困的。数字普惠金融作为一种金融基础设施，为创新提供了基础，从而增加了创业机会 。而创业不但可以促进创新和长期经济增长，还可以提供大量就业岗位，推动农户收入增加。与城镇居民本身已享有较为健全的金融和信息服务相比，农村居民在之前面临的金融抑制更为严重，因此数字金融对农村居民收入的影响作用更加显著 。即数字普惠金融可以通过调节城乡收入分配缓解农村地区相对贫困。从微观层面来看，数字普惠金融通过增加金融产品和服务供给，可以突破金融供给的营业时间和地理位置的限制，降低了金融服务的门槛和成本，使得更多群体可以享受到更加便捷的金融服务。贫困家庭缺乏发展资金是制约其发展的关键因素，数字普惠金融消除了传统金融的价格、条件及抵押限制，促使农户可以公平、合理地获取金融服务，从而增加个人投资金，提高资金利用效率，促进农户增效增收。基于以上分析，提出假设。假设 ：数字普惠金融能够减缓农户的多维相对贫困。随着数字普惠金融在农村地区的迅速普及，依赖于数字技术的新型金融业务，不仅发挥了传统金融功能，也带来了频繁的网络信息互动，从而间接地增加了农户使用互联网的机会和频率。互联网作为一种信息传播和资源共享的渠道，有效降低了信息不对称所带来的经济风险，帮助农户积累创业信息 ，提高了农户创业成功的概率 。同时，互联网降低了信息获取的成本，农户可以借助互联网获取就业信息，提高自身与岗位匹配的效率 ，推动农村劳动力有更多的机会选择非农就业，而从事创业活动的农户也可以依托互联网寻求合适的劳动力，由此提高农村家庭就业或创业收人 。除此之外，互联网的使用还可以提高农户的人力资本水平。第 期王文利等：数字普惠金融与农户多维相对贫困一方面，农户可以使用互联网更方便地获取新知识，以较低成本掌握新技能，了解健康方面的知识，提升农户整体的能力、素质和健康水平，进而提高农户人力资本水平 。另一方面，互联网使用有助于提升家庭对教育的重视程度，帮助农户接触先进的教育理念，摒弃落后的教育观念，进而加大对子女的教育投资，提升子女的人力资本水平 。基于以上分析，提出假设 ：假设 ：数字普惠金融增强了农户使用互联网的意愿，有利于提升农户创业和非农就业的概率，提高人力资本水平，进而缓解多维相对贫困。三、模型设定与数据说明 模型设定（）基准回归模型为了检验数字普惠金融对农户多维相对贫困的影响，本文设置了如下模型：（）其中，表示家庭多维相对贫困得分，为数字普惠金融指数，表示一系列影响家庭相对贫困的控制变量，表示个体固定效应，表示年份固定效应，表示误差项。（）中介效应模型为了探究数字普惠金融对农户多维贫困的影响机制，依据温忠麟和叶宝娟（）提出的方法，设置如下中介效应模型：（）（）（）其中，代表中介变量，本文中选取农户是否使用互联网来表示。式（）中系数 表示数字普惠金融影响多维相对贫困的总效应，式（）中系数 表示数字普惠金融对中介变量的效应，式（）中系数 表示在控制了数字普惠金融对多维贫困的影响后，中介变量对多维相对贫困的影响效应。多维贫困指标体系的构建国际上关于多维相对贫困的测算大都包括教育、健康、生活水平三个维度，本文结合我国“两不愁，三保障”的脱贫实践，借鉴汪三贵（）构建的多维相对贫困的指标体系，鉴于现有数据的可得性，选取收入、健康、教育、就业、社会保障、生活水平等六个维度构建多维相对贫困指标体系，参照现有研究，对每个贫困维度赋予相等权重。各指标说明如表 所示。数据来源与变量选取本文数据来源为中国家庭追踪调查（）数据库与北京大学数字普惠金融指数合并而成的数据库，将中国家庭追踪调查（）数据库中 年、年数据分别与数字普惠金融数据库中相对应的年份进行合并形成截面数据，再将两个年份的截面数据合并形成面板数据。在删掉数据库中异常值和缺失值后，共得到 个样本量。（）被解释变量本文将家庭相对贫困得分 作为被解释变量，该变量由收入、健康、教育、就业、社会保障、生活水平共六个维度通过熵值法合并而成。（）核心解释变量核心解释变量为数字普惠金融。参照谢绚丽（）、张勋（）等人的研究，本文将数字普惠金融指数作为核心解释变量的衡量标准，为方便对估计结果进行汇报，在实证中对数字普惠金融指数除以 。（）控制变量参照已有文献的研究，选取的控制变量包含家庭和个人两个层面。家庭层面包括家庭人口规模、家庭净资产的对数、是否受到过政府补助以及老年抚养比。个人层面包括户主性别、年龄、婚姻状况以及是否为党员。（）中介变量使用手机、电脑等设备进行上网是人们使用互联网的主要方式，本文将农户是否使用手机或者电脑上网作为互联网使用的代理变量。依据 问卷中“是否使用移动设备上网，比如手机、平板上网”、“是否使用电脑上网”进行判断，若农户有其中之一行为，则认为其使用过互联网，将变量赋值为，否则赋值为 。四、实证分析 基准回归结果分析数字普惠金融对农户多维相对贫困的影响如表所示，第（）列汇报的是未加入控制变量的回归结果，可以看出数字普惠金融的系数在 的统计水平上显著，表明数字普惠金融能够缓解多维相对贫困；第（）列和第（）列在逐步加入个人层面和家庭层面的控制变量后，数字普惠金融对农户多维相对贫困的影响依旧显著为负。兰州交通大学学报第 卷表 家庭多维贫困指标体系的构建 维度指标临界值权重收入家庭人均纯收入家庭人均纯收入低于居民所在省份家庭人均纯收入中位数的 健康健康状况家中有人不健康 教育受教育年限家中有成年人未上过高中 就业就业情况是否从事农林牧副渔 社会保障医疗保险家中有人未购买医疗保险 生活水平住房没有自己的住房 生活饮水做饭用水不是井水、山泉水、自来水、矿泉水 生活燃料做饭使用柴草、煤炭等非清洁能源 恩格尔系数恩格尔系数大于 表 基准回归结果 变量（）（）（）数字普惠金融 （）（）（）控制变量是是是个体固定效应是是是年份固定效应是是是常数项 （）（）（）注：、分别表示在 、的统计水平上显著，括号内为标准误。后表同。中介效应模型回归结果由本文理论分析部分可知，数字普惠金融提升了农户使用互联网的意愿，降低了农户获取信息的成本，使得农户有机会有能力通过技术信息手段获得平等的经济机会，推动了农户家庭收入和人力资本水平的提高，从而缓解了家庭的多维相对贫困。表 中第（）列为基准回归结果，第（）列中可以看出数字普惠金融对农户互联网使用的影响显著为正，表明数字普惠金融可以提升居民使用互联网的意愿，第（）列在加入中介变量的基础上，数字普惠金融仍可以对多维相对贫困产生负向影响。使用 方法抽样 次进行中介效应检验，其系数置信区间不包括 ，表明中介效应成立。异质性回归结果（）教育水平异质性为了分析数字普惠金融对不同受教育水平的家庭是否存在异质性，依据 问卷中受访者“已完成的最高学历”将样本划分为高教育水平组和低教育水平组，前者为高中及以上学历，赋值为 ，后者为初中及以下学历，赋值为 。表 中第（）（）列分别给出了数字普惠金融减缓多维相对贫困在不同受教育水平分组间的回归结果。可以看出，相较于高教育水平，数字普惠金融对低教育水平农户的多维相对贫困的减缓作用更明显。主要原因在于低教育水平的农户常被传统金融机构所排斥，而数字普惠金融主要服务于弱势群体，因此数字普惠金融在缓解低教育水平农户的多维相对贫困方面发挥的作用更大。表 中介变量回归结果 多维贫困互联网使用多维贫困数字普惠金融 （）（）（）互联网使用 （）控制变量是是是个体固定效应是是是年份固定效应是是是 方法 置信区间 ，（）社会资本异质性在现有研究中，是否获得过亲戚的经济支持、每年的人情送礼费用、是否加入某个团体或组织，都被认为是家庭社会资本的体现。为了检验数字普惠金融对不同社会资本的农村家庭多维相对贫困的影响是否存在差异性，借鉴邓大松（）的研究，本文将 问卷中“过去十二个月是否获得过非同住亲戚的经济支出”作为社会资本的代理变量，若受到过非同住亲戚的经济支持，则归为高社会资本组，否则归为低社会资本组。表 第（）（）列为社第 期王文利等：数字普惠金融与农户多维相对贫困会资本异质性的回归结果，可以发现数字普惠金融对社会资本高的农村家庭多维相对贫困的影响并不明显，对社会资本低的农村家庭相对贫困的减缓效果更加显著。原因在于社会资本低的农村家庭在获得民间的非正规机构和传统的正规金融机构两种渠道的贷款遇到的阻力更大，有着较高的融资约束，因此数字普惠金融对于缓解社会资本低的农户家庭的多维相对贫困有着更积极的影响。表 异质性回归结果 变量（）高教育水平（）低教育水平（）社会资本高（）社会资本低数字普惠金融 （）（）（）（）控制变量是是是是个体固定效应是是是是年份固定效应是是是是 五、内生性分析与稳健性检验 内生性分析在分析数字普惠金融对相对贫困的影响时需要考虑到内生性问题，为了克服内生性问题所造成的估计偏误，本文使用工具变量法解决内生性问题。借鉴梁永堂（）的研究，使用当地电信网络水平作为工具变量，用当地移动电话数与互联网宽带用户数与年末总人口的比值表示。数字普惠金融主要依靠互联网来发展，因此当地电信网络的发展对数字普惠金融的推广产生了积极影响，而电信网络水平的高低又不会对农户的多维相对贫困产生直接影响，因此可以选择当地网络水平作为工具变量。两阶段最小二乘法回归结果如表 所示，第（）列汇报了第一阶段的回归结果，可以看出，当地网络水平对数字普惠金融在 的水平产生了正向影响，表明当地网络水平越高，越有利于数字普惠金融发展。一阶段回归中，值为 ，工具变量的 值为 ，表明不存在弱工具变量问题。第（）列汇报了第二阶段的回归结果，数字普惠金融的回归系数仍在 的水平上显著为负。表 工具变量回归结果 （）数字普惠金融（）多维相对贫困当地网络水平 （）数字普惠金融 （）控制变量是控制变量是值 值 值 值 稳健性检验本文采用两种方法进行稳健性检验。第一种方法为将部分样本删除重新进行回归，由于在校学生和老年人缺少数字工具或者缺乏金融需求对数字普惠金融的参与度不高 ，因此在样本中删除了 岁以下学生群体样本和 岁以上老年人样本，回归结果如表 第（）列所示。第二种方法为更换回归模型。借鉴刘鹏举（）的做法，将家庭多维相对贫困综合得分的平均值作为农户是否陷入相对贫困的衡量标准，高于平均值则认为该家庭陷入多维相对贫困中，赋值为 ，否则赋值为 。并使用面板 模型进行回归。表 第（）列汇报了更换基准回归模型后的结果。从表 中可以看出，无论是删除部分样本还是更换回归模型，数字普惠金融回归系数的方向仍与基准回归结果相一致，具有较好的稳健性。表 稳健性检验回归结果 变量（）删除部分样本量（）更换回归模型数字普惠金融 （）（）控制变量是是个体固定效应是是年份固定效应是是 六、结论和政策性启示本文利用中国家庭追踪调查（）年两期数据，通过构建多维相对贫困指标体系，分析兰州交通大学学报第 卷了数字普惠金融对农户多维相对贫困的影响。经过上述分析，得出以下结论：第一，数字普惠金融减缓了农户多维相对贫困的发生。第二，数字普惠金融可以通过提升农户使用互联网的意愿和频率来减缓自身贫困。第三，数字普惠金融对多维相对贫困的影响存在异质性，受教育水平及家庭社会资本较低的农户使用数字普惠金融所获得的边际收益更高。根据以上研究结论，得出如下政策性启示：一是要推动农村地区信息基础设施建设，不断缩小“数字经济鸿沟”。设立专项资金支持农村及偏远地区光纤建设及 网络布局，提高农村地区网络的稳定性和覆盖率，并不断降低农户使用电信服务的成本，逐步改善农村地区的信息贫困状况。二是要加快推进农村地区数字普惠金融服务体系建设，发挥数字普惠金融在借贷市场中的低门槛优势，根据农户需求推出定制化的金融产品服务，不断提高金融产品和服务的可得性及适用性，降低农户的融资约束。三是在发展数字普惠金融的同时，要注重提升农户的受教育水平。一方面，鼓励传统银行到农村设立普惠金融网点，多渠道向农户宣讲金融知识，不断提高农户的金融素养和风险防范水平，使得农村居民更好地享受数字普惠金融所带来的普惠性；另一方面，政府要加大对农村地区的教育资金投入，完善义务教育管理体制，逐步弥合城乡发展过程中的“知识鸿沟”。参考文献：周云波，黄云 缓解相对贫困 助力共同富裕 中国社会科学报，?（）王小林，冯贺霞 年后中国多维相对贫困标准：国际经验与政策取向 中国农村经济，（）：?陈宗胜，沈扬扬，周云波 中国农村贫困状况的绝对与相对变动 兼论相对贫困线的设定 管理世界，（）：?叶兴庆，殷浩栋 从消除绝对贫困到缓解相对贫困：中国减贫历程与 年后的减贫战略 改革，（）：?沈扬扬，李实 如何确定相对贫困标准？兼论“城乡统筹”相对贫困的可行方案 华南师范大学学报（社会科学版），（）：?张承，彭新万，陈华脉 我国多维相对贫困的识别及其驱动效应研究 经济问题探索，（）：?姚兴安，朱萌君，季璐 我国农村相对贫困测度及其地区差异比较 统计与决策，（）：?汪三贵，孙俊娜 全面建成小康社会后中国的相对贫困标准、测量与瞄准 基于 年中国住户调查数据的分析 中国农村经济，（）：?张栋浩，尹志超，隋钰冰 金融普惠可以提高减贫质量吗？基于多维贫困的分析 南方经济，（）：?刘魏，张应良，王燕 数字普惠金融发展缓解了相对贫困吗？经济管理，（）：?梁永堂，祝扬 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