周云波，楊家奇

(南開大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津 300071)

一、引言

黨的十八大以來，在“精準(zhǔn)扶貧、精準(zhǔn)脫貧”理念的指導(dǎo)下，中國如期完成了新時(shí)代脫貧攻堅(jiān)目標(biāo)任務(wù)，奪取了全面建成小康社會(huì)的偉大勝利。絕對(duì)貧困現(xiàn)象的消除并非貧困治理的終點(diǎn)，2020年后中國減貧工作的重心轉(zhuǎn)向緩解相對(duì)貧困與實(shí)現(xiàn)共同富裕。與絕對(duì)貧困有所不同，相對(duì)貧困在理論上將伴隨社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展長期存在。相對(duì)貧困不僅表現(xiàn)為物質(zhì)收入的差距，還表現(xiàn)為與參照群體比較中產(chǎn)生的主觀相對(duì)剝奪感以及發(fā)展機(jī)會(huì)與選擇權(quán)利的喪失(姜安印和陳衛(wèi)強(qiáng)，2021)[1]。與此同時(shí)，相對(duì)貧困標(biāo)準(zhǔn)的選擇尚無定論，這使得相對(duì)貧困群體的識(shí)別具有較強(qiáng)的不確定性(樊增增和鄒薇，2021)[2]60。鑒于相對(duì)貧困問題的長期性、多維性和動(dòng)態(tài)性，黨的十九屆四中全會(huì)明確提出要“建立解決相對(duì)貧困的長效機(jī)制”，其關(guān)鍵在于充分調(diào)動(dòng)貧困群體的積極性、主動(dòng)性和創(chuàng)造性，激發(fā)解決相對(duì)貧困的內(nèi)生動(dòng)力。Barrett等(2006)[3]248指出相對(duì)貧困群體存在顯著的異質(zhì)性，其中一部分人能夠依靠自身可行能力在短時(shí)間內(nèi)擺脫相對(duì)貧困狀態(tài)，另一部分人則由于初始稟賦不足或遭受嚴(yán)重挫折落入長期相對(duì)貧困陷阱。因此，本文認(rèn)為有必要將農(nóng)村家庭的內(nèi)生發(fā)展動(dòng)力單獨(dú)作為研究對(duì)象，深入考察相對(duì)貧困標(biāo)準(zhǔn)下農(nóng)村家庭面對(duì)壓力與沖擊時(shí)的自我恢復(fù)能力，這對(duì)加快建立緩解中國農(nóng)村相對(duì)貧困問題的長效機(jī)制具有十分重要的現(xiàn)實(shí)意義。

伴隨互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)和智能手機(jī)的普及，中國正式進(jìn)入數(shù)字經(jīng)濟(jì)時(shí)代。《2021年通信業(yè)統(tǒng)計(jì)公報(bào)》數(shù)據(jù)顯示，截至2021年末，全國農(nóng)村寬帶用戶數(shù)量達(dá)1.58億，實(shí)現(xiàn)光纖和4G網(wǎng)絡(luò)覆蓋的行政村占比超過98%(1)中華人民共和國工業(yè)和信息化部：《2021年通信業(yè)統(tǒng)計(jì)公報(bào)》，2022年1月25日。https://www.miit.gov.cn/gxsj/tjfx/txy/art/2022/art_e8b64ba8f29d4ce18a1003c4f4d88234.html。?；ヂ?lián)網(wǎng)技術(shù)的應(yīng)用滲透到了農(nóng)村居民生產(chǎn)生活的方方面面，為其日常行為決策帶來深刻影響。在現(xiàn)有研究中，學(xué)者們已就互聯(lián)網(wǎng)使用的增收效應(yīng)達(dá)成基本共識(shí)并針對(duì)其減貧機(jī)制展開深入探討，形成了以下三種主流觀點(diǎn)。一是在促進(jìn)就業(yè)創(chuàng)業(yè)方面?；ヂ?lián)網(wǎng)使用不僅能夠提高農(nóng)村勞動(dòng)力的非農(nóng)就業(yè)概率(馬俊龍和寧光杰，2017)[4]，還能有效拓寬農(nóng)村弱勢(shì)群體的非農(nóng)就業(yè)渠道、提升該群體的非農(nóng)就業(yè)意愿(潘明明等，2021)[5]，進(jìn)而提高農(nóng)村家庭的收入水平。此外，互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)還為農(nóng)村地區(qū)帶來電子商務(wù)這一增收途徑，通過豐富農(nóng)產(chǎn)品經(jīng)營形式助力小農(nóng)戶實(shí)現(xiàn)市場(chǎng)有效參與并從中獲益(劉亞軍，2018)[6]。二是在提升資本積累方面?；ヂ?lián)網(wǎng)的應(yīng)用促使傳統(tǒng)的“面對(duì)面”交流方式轉(zhuǎn)變?yōu)榛ヂ?lián)網(wǎng)多元化社交方式，在一定程度上幫助農(nóng)戶突破地域限制、擴(kuò)大社交半徑、拓展社會(huì)資源(周廣肅和梁琪，2018)[7]。與此同時(shí)，貧困地區(qū)農(nóng)戶能夠通過互聯(lián)網(wǎng)以較低的成本和較為便利的方式獲取新知識(shí)和新技能，從而強(qiáng)化自身擺脫貧困狀態(tài)的能力(唐紅濤和陳薇，2020)[8]。三是在推動(dòng)信息傳播方面。一般來說，農(nóng)村地區(qū)因信息閉塞造成的文化落后從根本上制約了農(nóng)村貧困人口的發(fā)展(殷俊和劉一偉，2018)[9]。而互聯(lián)網(wǎng)信息傳播的廣泛性、便利性和實(shí)時(shí)性緩解了農(nóng)戶面臨的信息不對(duì)稱問題，進(jìn)而提升了其收入向上流動(dòng)的可能性。

綜上所述，學(xué)者們已就互聯(lián)網(wǎng)使用的減貧機(jī)理進(jìn)行了全方位、系統(tǒng)的廣泛研究，但仍存在一定的不足。一方面，共同富裕的本質(zhì)在于以人民為中心、全面提升個(gè)人的發(fā)展能力，但在現(xiàn)有成果中鮮有研究將互聯(lián)網(wǎng)使用與農(nóng)村家庭擺脫貧困的內(nèi)生發(fā)展動(dòng)力相聯(lián)系；另一方面，已有研究對(duì)相對(duì)貧困問題的分析大多停留在靜態(tài)層面。相比之下，基于長期視角對(duì)農(nóng)村家庭相對(duì)貧困進(jìn)行動(dòng)態(tài)測(cè)度更加契合新時(shí)期發(fā)展型貧困的治理內(nèi)涵。近年來，受新冠肺炎疫情、糧食價(jià)格波動(dòng)及全球氣候變化的影響，“恢復(fù)力”的概念在社會(huì)科學(xué)領(lǐng)域得到越來越多的關(guān)注?；謴?fù)力是指?jìng)€(gè)體、家庭或地區(qū)適應(yīng)壓力、抵御沖擊和從逆境中恢復(fù)的能力，較強(qiáng)的恢復(fù)力可以有效預(yù)防相對(duì)貧困的惡性循環(huán)，對(duì)于實(shí)現(xiàn)農(nóng)村家庭的可持續(xù)發(fā)展至關(guān)重要。因此，本文將恢復(fù)力的概念納入相對(duì)貧困的研究框架，根據(jù)Cissé和Barrett(2018)[10]273提出的方法，系統(tǒng)測(cè)算相對(duì)貧困標(biāo)準(zhǔn)下中國農(nóng)村家庭抵御風(fēng)險(xiǎn)和自我恢復(fù)的能力，以此衡量其內(nèi)生發(fā)展動(dòng)力，并從動(dòng)態(tài)視角深入探究互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)村家庭內(nèi)生發(fā)展動(dòng)力的影響和作用機(jī)制。

本文可能的貢獻(xiàn)表現(xiàn)在：第一，采用跨學(xué)科的研究范式，引入相對(duì)貧困恢復(fù)力指標(biāo)將農(nóng)村家庭的內(nèi)生發(fā)展動(dòng)力加以量化；第二，基于互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)的研究視角，實(shí)證檢驗(yàn)農(nóng)村家庭的互聯(lián)網(wǎng)使用行為對(duì)其相對(duì)貧困恢復(fù)力的影響及作用機(jī)制。本文致力于為中國互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展背景下的農(nóng)村相對(duì)貧困治理工作和共同富裕的實(shí)現(xiàn)提供具有政策參考價(jià)值的研究結(jié)論。

二、概念界定與研究假設(shè)

(一)恢復(fù)力的相關(guān)概念

Holling(1973)[11]在《生態(tài)系統(tǒng)的恢復(fù)力和穩(wěn)定性》一文中首次提出恢復(fù)力的概念并將其定義為系統(tǒng)在干擾中維持原有結(jié)構(gòu)與功能的能力，而后恢復(fù)力的概念逐步應(yīng)用于心理學(xué)、工程學(xué)、機(jī)械力學(xué)等諸多領(lǐng)域。在社會(huì)經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域，家庭中的各個(gè)成員及其所處的環(huán)境共同構(gòu)成了獨(dú)特的家庭生計(jì)系統(tǒng)，并受到自然災(zāi)害、疾病傳播、價(jià)格波動(dòng)等潛在的負(fù)向沖擊，面臨著陷入持續(xù)性相對(duì)貧困的風(fēng)險(xiǎn)，而提高家庭恢復(fù)力是預(yù)防和阻斷持續(xù)性相對(duì)貧困的關(guān)鍵。目前，學(xué)術(shù)界尚未就恢復(fù)力的概念界定與評(píng)估方法達(dá)成共識(shí)。Obrist等(2010)[12]認(rèn)為恢復(fù)力既包括行為主體應(yīng)對(duì)不利環(huán)境的被動(dòng)調(diào)整能力，也包括其搜尋外部機(jī)會(huì)的主動(dòng)適應(yīng)能力。由此，Speranza等(2014)[13]提出家庭恢復(fù)力具有緩沖能力、自組織和學(xué)習(xí)能力三重表現(xiàn)維度。陳佳等(2016)[14]155沿用了該分析框架對(duì)中國集中連片貧困地區(qū)的農(nóng)戶恢復(fù)力進(jìn)行測(cè)度，研究發(fā)現(xiàn)薄弱的物質(zhì)資本、經(jīng)濟(jì)收入和文化教育是阻礙貧困地區(qū)農(nóng)村家庭從困境中恢復(fù)的主要因素。李聰?shù)?2021)[15]則基于農(nóng)村家庭的收入來源與收入分布，從普遍恢復(fù)力和特定恢復(fù)力兩個(gè)角度對(duì)農(nóng)村搬遷家庭的生計(jì)恢復(fù)力進(jìn)行量化分析，結(jié)果顯示搬遷農(nóng)戶的生計(jì)恢復(fù)能力弱于本地戶，存在較高的返貧風(fēng)險(xiǎn)。上述方法均是基于微觀主體的固有特征對(duì)家庭在特定時(shí)點(diǎn)的風(fēng)險(xiǎn)應(yīng)對(duì)能力進(jìn)行靜態(tài)評(píng)估，無法捕捉家庭生計(jì)隨時(shí)間的動(dòng)態(tài)變化和家庭在未來面臨的風(fēng)險(xiǎn)，存在較為明顯的局限性。

Barrett和Constas(2014)[16]14626根據(jù)過往貧困脆弱性和貧困陷阱的相關(guān)文獻(xiàn)，從動(dòng)態(tài)視角對(duì)恢復(fù)力的概念進(jìn)行了全新闡述，并指出恢復(fù)力是個(gè)體、家庭或社會(huì)組織在面對(duì)壓力和沖擊時(shí)避免陷入貧困的能力，當(dāng)且僅當(dāng)該能力在一定時(shí)期內(nèi)始終保持較高的水平，研究對(duì)象才能被認(rèn)定為具有恢復(fù)力。在此概念框架下，Cissé和Barrett(2018)[10]273提出了一種基于面板數(shù)據(jù)評(píng)估家庭恢復(fù)力的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)策略(以下簡(jiǎn)稱BC方法)。該方法首先假設(shè)家庭福利具有潛在的非線性動(dòng)力學(xué)路徑，接著對(duì)其福利函數(shù)的多階條件矩進(jìn)行估計(jì)，以此獲得福利函數(shù)在各觀測(cè)時(shí)點(diǎn)上條件期望與條件方差的預(yù)測(cè)值，最終結(jié)合雙參數(shù)分布假設(shè)將家庭恢復(fù)力定義為家庭在特定時(shí)點(diǎn)的福利水平高于某一福利閾值的條件概率。綜合來看，上述定義與方法從以下兩個(gè)方面對(duì)前人的研究進(jìn)行了擴(kuò)展：一是基于前瞻性的視角，以行為主體未來脫離貧困或保持非貧困狀態(tài)的概率度量其恢復(fù)力。將恢復(fù)力的概念由目標(biāo)對(duì)象應(yīng)對(duì)各類負(fù)向沖擊的事后處理能力拓展至集預(yù)防能力、適應(yīng)能力和恢復(fù)能力于一體的綜合發(fā)展能力的度量(李晗和陸遷，2021)[17]30。二是充分考慮到多重動(dòng)態(tài)均衡形式的貧困陷阱的存在，彌補(bǔ)了貧困脆弱性度量方法忽略福利潛在非線性動(dòng)力學(xué)路徑的不足。

根據(jù)研究問題的需要，本文采用Barrett和Constas(2014)[16]14626對(duì)恢復(fù)力概念的界定以及BC方法，將農(nóng)村家庭人均可支配收入的對(duì)數(shù)作為福利的衡量指標(biāo)，并綜合國內(nèi)外現(xiàn)有的相對(duì)貧困設(shè)定標(biāo)準(zhǔn)，將各年份農(nóng)村家庭人均可支配收入中位數(shù)的40%(取對(duì)數(shù))作為福利閾值，以農(nóng)村家庭福利水平高于當(dāng)年福利閾值的概率衡量其相對(duì)貧困恢復(fù)力。總的來說，基于BC方法測(cè)算出的農(nóng)村家庭相對(duì)貧困恢復(fù)力反映了農(nóng)村家庭面對(duì)壓力與沖擊時(shí)避免陷入和擺脫相對(duì)貧困的能力，是刻畫相對(duì)貧困動(dòng)態(tài)變化的前瞻性指標(biāo)，能夠較為準(zhǔn)確地衡量農(nóng)村家庭的內(nèi)生發(fā)展動(dòng)力。

(二)研究假設(shè)

互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)村家庭相對(duì)貧困恢復(fù)力的影響可以從宏觀和微觀兩個(gè)層面加以論證。在宏觀層面，互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)的快速發(fā)展為創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)下的中國經(jīng)濟(jì)新常態(tài)帶來不可或缺的人力資本和物質(zhì)資本(Czernich et al.，2011)[18]，有效地推動(dòng)了行業(yè)技術(shù)進(jìn)步和企業(yè)生產(chǎn)效率的提升(黃群慧等，2019)[19]，助力地區(qū)經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量增長(趙濤等，2020)[20]。區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展又會(huì)通過基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的完善、社會(huì)保障能力的提高以及福利制度設(shè)計(jì)的優(yōu)化形成惠及全體農(nóng)村人口的“涓滴效應(yīng)”，進(jìn)而提升農(nóng)村家庭擺脫相對(duì)貧困的能力。在微觀層面，互聯(lián)網(wǎng)使用行為可能通過信息傳遞效應(yīng)、人力資本效應(yīng)和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)對(duì)農(nóng)村家庭相對(duì)貧困恢復(fù)力產(chǎn)生積極影響。首先，互聯(lián)網(wǎng)的廣泛應(yīng)用有效降低了偏遠(yuǎn)落后地區(qū)居民的信息搜尋成本、提升了信息使用效率，極大地滿足了信息化時(shí)代農(nóng)村居民的個(gè)性化信息需求，縮小了由“信息鴻溝”導(dǎo)致的收入差距。其次，互聯(lián)網(wǎng)為農(nóng)村家庭掌握新知識(shí)、積累新技能提供了快速、便捷的新渠道，有力推動(dòng)了農(nóng)村家庭的人力資本高級(jí)化進(jìn)程(韓先鋒等，2019)[21]，拓展了農(nóng)村家庭人力資本的作用空間，提升了農(nóng)村家庭抵御風(fēng)險(xiǎn)的能力。此外，依托互聯(lián)網(wǎng)平臺(tái)，農(nóng)村傳統(tǒng)封閉型社會(huì)網(wǎng)絡(luò)逐漸向開放型結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變。優(yōu)質(zhì)的社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)能夠增加就業(yè)機(jī)會(huì)(謝沁怡，2017)[22]、促進(jìn)親友間的轉(zhuǎn)移支付和外部資源獲取，進(jìn)而降低農(nóng)村家庭陷入持續(xù)性相對(duì)貧困的可能性。根據(jù)上述分析，提出本文的第一個(gè)假設(shè)：

假設(shè)1：互聯(lián)網(wǎng)使用能夠提升農(nóng)村家庭的相對(duì)貧困恢復(fù)力。

進(jìn)一步分析互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)村家庭相對(duì)貧困恢復(fù)力的作用機(jī)制。首先，農(nóng)村勞動(dòng)力的職業(yè)分層是影響家庭適應(yīng)壓力、抵御沖擊和從相對(duì)貧困中恢復(fù)的重要因素。在已有研究中，部分學(xué)者嘗試從非農(nóng)就業(yè)的角度探討農(nóng)村家庭的增收途徑。冒佩華和徐驥(2015)[23]的研究表明農(nóng)村剩余勞動(dòng)力進(jìn)入城市并獲得非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)能夠有效提升農(nóng)村家庭的收入水平。孫伯馳和段志民(2019)[24]則進(jìn)一步指出農(nóng)村家庭成員從事非農(nóng)職業(yè)不僅可以獲取更高的勞動(dòng)報(bào)酬，還在一定程度上規(guī)避了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營面臨的自然風(fēng)險(xiǎn)和市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)，從而降低了未來收入的波動(dòng)性。此外，還有部分學(xué)者認(rèn)為農(nóng)村勞動(dòng)力從事職業(yè)的具體層次與農(nóng)村家庭的減貧效果關(guān)系密切。王庶和岳希明(2017)[25]發(fā)現(xiàn)在正規(guī)部門就業(yè)并從事復(fù)雜勞動(dòng)的農(nóng)村居民更有可能獲得持續(xù)穩(wěn)定的高收入。周京奎等(2020)[26]169的研究則指出家庭成員職業(yè)聲望的提高能夠有效助力農(nóng)村家庭擺脫相對(duì)貧困和多維貧困陷阱。而互聯(lián)網(wǎng)使用可能從以下兩種途徑影響農(nóng)村勞動(dòng)力的職業(yè)分層。其一，互聯(lián)網(wǎng)可以通過信息傳遞效應(yīng)為農(nóng)村勞動(dòng)力帶來及時(shí)、廣泛的就業(yè)信息，拓展了該群體的非農(nóng)就業(yè)渠道。其二，互聯(lián)網(wǎng)的人力資本效應(yīng)切實(shí)提升了農(nóng)村勞動(dòng)力的技能水平，進(jìn)而提高了其捕捉就業(yè)信息的靈敏度和把握高質(zhì)量就業(yè)機(jī)會(huì)的能力。

除農(nóng)村勞動(dòng)力的職業(yè)分層之外，農(nóng)村家庭所面臨的信貸約束對(duì)其相對(duì)貧困恢復(fù)力的影響同樣不可忽視。長期以來，受利率管制、逆向選擇和道德風(fēng)險(xiǎn)等問題的困擾，中國農(nóng)村金融市場(chǎng)效率低下，農(nóng)村家庭普遍面臨較為嚴(yán)重的信貸排斥(余泉生和周亞虹，2014)[27]。不完善的農(nóng)村信貸市場(chǎng)不僅阻礙了農(nóng)戶實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)營、制約了農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)行為，還極大地降低了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營應(yīng)對(duì)自然災(zāi)害和環(huán)境變化的靈活性，導(dǎo)致農(nóng)村低收入家庭深陷相對(duì)貧困的惡性循環(huán)陷阱(王貂等，2021)[28]。而互聯(lián)網(wǎng)的信息傳遞效應(yīng)在幫助農(nóng)戶了解更加多樣化的資金渠道的同時(shí)，也為資金供給方提供有關(guān)借款人信用狀況和還貸能力的豐富信息，緩解了金融機(jī)構(gòu)與農(nóng)戶之間的信息不對(duì)稱問題，降低了農(nóng)村信貸市場(chǎng)的交易成本(劉魏等，2021)[29]47。此外，近年來數(shù)字普惠金融的蓬勃發(fā)展降低了農(nóng)戶的信貸門檻，讓農(nóng)村弱勢(shì)群體能夠掌握更多風(fēng)險(xiǎn)管理手段并獲得適當(dāng)、有效的金融服務(wù)，一定程度上提升了農(nóng)村家庭應(yīng)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的能力(董曉林等，2021)[30]。

與此同時(shí)，基于中國傳統(tǒng)關(guān)系型社會(huì)結(jié)構(gòu)，農(nóng)戶并非社會(huì)中的“孤島”，而是以社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的形式逐級(jí)嵌套于更高層次的社會(huì)場(chǎng)景并形成相對(duì)穩(wěn)定的社會(huì)關(guān)系體系，由此產(chǎn)生的不同層級(jí)和類型的社會(huì)資本對(duì)農(nóng)村家庭抵御風(fēng)險(xiǎn)沖擊發(fā)揮著重要作用。現(xiàn)有研究表明，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的拓展可以通過促進(jìn)信息共享、改進(jìn)群體決策和減少機(jī)會(huì)主義行為提升家庭福利、縮小貧富差距(Grootaert，1999)[31]，而社會(huì)信任的提高可以通過降低交易成本、促進(jìn)分工合作緩解農(nóng)村家庭的相對(duì)貧困程度(Islam and Alam，2018)[32]。邱澤奇等(2016)[33]指出互聯(lián)網(wǎng)在農(nóng)村地區(qū)的不斷普及使得農(nóng)村家庭的社會(huì)資本內(nèi)涵和配置結(jié)構(gòu)均出現(xiàn)了較大變化?；ヂ?lián)網(wǎng)信息技術(shù)的應(yīng)用為農(nóng)村居民帶來多元化的社交方式和全新的網(wǎng)絡(luò)信息空間，打破了個(gè)體社會(huì)交往的地理、時(shí)空限制，農(nóng)戶可以通過虛擬社區(qū)、網(wǎng)絡(luò)論壇等多種渠道實(shí)現(xiàn)跨地區(qū)、跨階層群體間的互聯(lián)互通，獲得更為豐富的高質(zhì)量社會(huì)資本，進(jìn)而有益于農(nóng)村家庭相對(duì)貧困恢復(fù)力的提升。根據(jù)上述分析，將互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)村家庭相對(duì)貧困恢復(fù)力的作用機(jī)制歸納如下(見圖1)，并提出本文的第二個(gè)假設(shè)：

圖1 互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)村家庭相對(duì)貧困恢復(fù)力的作用機(jī)制示意圖

假設(shè)2：互聯(lián)網(wǎng)使用能夠通過促進(jìn)職業(yè)分層、緩解信貸約束和提高社會(huì)資本提升農(nóng)村家庭的相對(duì)貧困恢復(fù)力水平。

互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)的普及為中國農(nóng)村社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展注入了生機(jī)與活力，但其有效利用存在一定的準(zhǔn)入門檻，由此衍生出的“數(shù)字鴻溝”問題導(dǎo)致并非所有農(nóng)戶均能從互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中獲取同等收益。數(shù)字鴻溝是指由外界因素和個(gè)人因素造成的不同社會(huì)群體在數(shù)字技術(shù)的獲取程度和運(yùn)用能力上的差異(尹志超等，2021)[34]。董君和洪興建(2019)[35]認(rèn)為數(shù)字鴻溝主要來源于互聯(lián)網(wǎng)接入機(jī)會(huì)的不平等和網(wǎng)絡(luò)素養(yǎng)的匱乏。而互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)村家庭相對(duì)貧困恢復(fù)力的異質(zhì)性影響體現(xiàn)在：一方面，相對(duì)貧困程度較高的農(nóng)村家庭大多分布在自然資源稀缺、經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)薄弱、交通條件不便的地區(qū)，信息通訊技術(shù)的落后和互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施的不完善導(dǎo)致數(shù)字不平等問題的出現(xiàn)；另一方面，深度貧困農(nóng)戶的家庭成員普遍受教育程度偏低、認(rèn)知能力較弱，其互聯(lián)網(wǎng)使用行為停留在基礎(chǔ)社交、日常娛樂等低級(jí)層面，難以有效利用互聯(lián)網(wǎng)實(shí)現(xiàn)自身發(fā)展能力的提升，進(jìn)而加劇了該群體的數(shù)字劣勢(shì)，形成相對(duì)貧困的惡性循環(huán)。根據(jù)上述分析，提出本文的第三個(gè)假設(shè)：

假設(shè)3：互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)村家庭相對(duì)貧困恢復(fù)力的影響具有異質(zhì)性，相對(duì)貧困程度較高的農(nóng)村家庭難以享受到互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)帶來的紅利。

三、數(shù)據(jù)來源與變量設(shè)定

(一)數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)來自北京大學(xué)中國社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心開展的中國家庭追蹤調(diào)查(China Family Panel Studies，簡(jiǎn)稱 CFPS)。根據(jù)農(nóng)村家庭相對(duì)貧困恢復(fù)力測(cè)算的需要，本文選取CFPS2012、2014、2016、2018共四期數(shù)據(jù)，最終構(gòu)建CFPS2014、2016、2018三期家庭層面的混合面板數(shù)據(jù)，具體處理過程如下：首先，將CFPS各年份家庭經(jīng)濟(jì)問卷中的財(cái)務(wù)回答人作為戶主，刪除戶主年齡小于20歲和大于80歲的樣本，以此提取各年份個(gè)人自答問卷中戶主的關(guān)鍵信息；其次，將各年份的戶主個(gè)體層面數(shù)據(jù)與家庭層面數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配，并根據(jù)常住地篩選出農(nóng)村樣本；最后，按照各項(xiàng)指標(biāo)無缺失值的標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行篩選，剔除信息不全和明顯錯(cuò)誤的樣本。經(jīng)過上述處理，各年份的有效樣本家庭數(shù)分別為5139、5571、5690戶，時(shí)間跨度為5年。

(二)變量設(shè)定

1.被解釋變量

根據(jù)BC方法，家庭i在時(shí)期t的相對(duì)貧困恢復(fù)力被設(shè)定為如下形式的條件矩函數(shù)：

(1)

首先，構(gòu)建一階Markov過程模型，對(duì)t時(shí)期的福利指標(biāo)Wit與其滯后一期福利的多項(xiàng)式函數(shù)gM(Wi,t-1,βM)及一組反映家庭基本特征的變量Xit進(jìn)行回歸。Barrett等(2006)[3]260的研究表明多重均衡貧困陷阱具有S形動(dòng)態(tài)特征，因此本文將gM(Wi,t-1,βM)設(shè)定為三階。模型的具體形式為：

(2)

假設(shè)E(μMit)=0，可以得到家庭i在時(shí)期t人均可支配收入條件期望的預(yù)測(cè)值：

(3)

(4)

假設(shè)E(μVit)=0，進(jìn)而得到家庭i在時(shí)期t人均可支配收入條件方差的預(yù)測(cè)值：

(5)

最后，在家庭人均可支配收入服從對(duì)數(shù)正態(tài)分布的假設(shè)下，求解出家庭i在時(shí)期t的相對(duì)貧困恢復(fù)力：

(6)

2.核心解釋變量

本文基于CFPS個(gè)人自答問卷中設(shè)置的有關(guān)互聯(lián)網(wǎng)使用目的及頻率的問題構(gòu)建農(nóng)村居民互聯(lián)網(wǎng)活躍度指標(biāo)?？紤]到戶主對(duì)整個(gè)家庭的代表性作用，本文選用戶主的互聯(lián)網(wǎng)活躍度衡量農(nóng)村家庭互聯(lián)網(wǎng)使用的活躍程度。具體計(jì)算方法如下：

(7)

其中，IAi代表農(nóng)村家庭i的互聯(lián)網(wǎng)活躍度；Aij為0或1變量，代表是否存在該互聯(lián)網(wǎng)使用目的，根據(jù)問卷中的問題設(shè)置，個(gè)體使用互聯(lián)網(wǎng)的目的具體包括學(xué)習(xí)、工作、社交、娛樂和進(jìn)行商業(yè)活動(dòng)五項(xiàng)內(nèi)容，若存在該使用目的，取值為1，否則取值為0；Fij則代表個(gè)體利用互聯(lián)網(wǎng)進(jìn)行各項(xiàng)活動(dòng)的頻率，根據(jù)使用頻率由低到高依次賦值為0至6(2)CFPS問卷中包含5道詢問互聯(lián)網(wǎng)使用頻率的問題，答案選項(xiàng)分別為1“幾乎每天”、2“一周3～4次”、3“一周1～2次”、4“一月2～3次”、5“一月1次”、6“幾個(gè)月1次”、7“從不”，按照使用頻率由高到低，將每個(gè)選項(xiàng)依次賦值為6、5、4、3、2、1和0。。

3.機(jī)制變量

首先，參照周京奎等(2020)[26]161的研究，本文基于家庭成員的職業(yè)性質(zhì)與職業(yè)層次雙重視角考察農(nóng)村勞動(dòng)力的職業(yè)分層情況。具體來說，分別以家庭勞動(dòng)力中從事非農(nóng)職業(yè)的比例和家庭勞動(dòng)力平均ISEI職業(yè)聲望得分(3)ISEI指數(shù)是國際通用的衡量職業(yè)社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的指標(biāo)，大多數(shù)職業(yè)的ISEI得分處于20～80分之間，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位越高的職業(yè)的ISEI得分越高。來衡量農(nóng)村家庭勞動(dòng)力的職業(yè)性質(zhì)和職業(yè)層次。其次，已有研究表明銀行信貸和民間信貸是農(nóng)村家庭外部融資最為重要的渠道(劉魏等，2021)[29]47，互聯(lián)網(wǎng)使用通過緩解信貸約束提升農(nóng)村家庭內(nèi)生發(fā)展動(dòng)力的作用機(jī)制也主要體現(xiàn)在上述兩個(gè)方面。因此，本文利用家庭有無待償銀行貸款和有無待償民間借款兩項(xiàng)指標(biāo)表征農(nóng)村家庭所面臨的銀行信貸約束和民間信貸約束。最后，根據(jù)Putnam(1993)[37]提出的社會(huì)資本理論，社會(huì)資本通常來源于個(gè)體或社會(huì)組織間的互動(dòng)并由社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)信任及社會(huì)規(guī)范三部分組成。鑒于數(shù)據(jù)的可得性，本文從社會(huì)網(wǎng)絡(luò)強(qiáng)度和社會(huì)信任情況兩個(gè)角度考察農(nóng)村家庭的社會(huì)資本水平。具體地，本文以家庭過去12個(gè)月的人情禮支出(包括實(shí)物和現(xiàn)金)的對(duì)數(shù)作為反映農(nóng)村家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)強(qiáng)度的代理變量；以戶主對(duì)陌生人的信任度作為反映社會(huì)信任情況的代理變量。

4.控制變量

本文主要從戶主特征和家庭特征兩個(gè)層面選取控制變量。在戶主特征層面，農(nóng)村家庭戶主通常是整個(gè)家庭的財(cái)務(wù)決策者并主導(dǎo)著家庭的收入水平，因此會(huì)對(duì)家庭相對(duì)貧困恢復(fù)力產(chǎn)生一定影響。本文分別從年齡、婚姻狀態(tài)和受教育水平三個(gè)角度刻畫農(nóng)村家庭戶主的個(gè)體特征。具體來說，樊士德和江克忠(2016)[38]的研究表明年輕或者年老戶主家庭的貧困發(fā)生率更高；解雨巷等(2019)[39]指出婚姻狀態(tài)會(huì)對(duì)個(gè)體的貧困持續(xù)期產(chǎn)生顯著影響；寧靜等(2018)[40]則認(rèn)為戶主的受教育程度決定了農(nóng)戶學(xué)習(xí)和應(yīng)用科技知識(shí)的能力，戶主的文化水平越高，家庭擺脫貧困的可能性越大。在家庭特征層面，農(nóng)村家庭的人口結(jié)構(gòu)、人力資本與物質(zhì)資本水平以及家庭生計(jì)活動(dòng)等基本情況直接決定著該家庭抵御風(fēng)險(xiǎn)及在逆境中恢復(fù)的能力。家庭特征包括四項(xiàng)指標(biāo)：家庭勞動(dòng)力占比、家庭成員健康狀況、家庭資產(chǎn)負(fù)債比和家庭是否從事個(gè)體私營。已有研究表明，相較于以成年人為主的家庭，同時(shí)擁有老年人和小孩的家庭在貧困恢復(fù)力上具有明顯劣勢(shì)(陳佳等，2016)[14]153；良好的人力資本與物質(zhì)資本狀況是家庭應(yīng)對(duì)外界壓力的重要因素(Marschke and Berkes，2006)[41]；而農(nóng)村家庭實(shí)施多樣化經(jīng)營模式可以有效促進(jìn)農(nóng)戶增收、降低貧困概率。此外，本文在后文的實(shí)證分析中加入農(nóng)村家庭所在區(qū)縣的虛擬變量，以部分地控制不可觀測(cè)的區(qū)位特征信息對(duì)農(nóng)村家庭相對(duì)貧困恢復(fù)力的影響。

5.變量的描述性統(tǒng)計(jì)

本文主要變量的含義及描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。需要說明的是，為消除價(jià)格因素的影響，本文將各年份家庭人均可支配收入和家庭人情禮支出總金額按照各年各省的農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)全部折算為2012年的價(jià)格。

表1 變量含義及描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)村家庭相對(duì)貧困恢復(fù)力的影響

1.基準(zhǔn)回歸結(jié)果

本文采用面板雙向固定效應(yīng)模型進(jìn)行互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)村家庭相對(duì)貧困恢復(fù)力的因果識(shí)別，模型設(shè)定如下：

resilienceit=α0+α1IAit+α2Xit+λi+ηt+εit

(8)

其中，resilienceit代表家庭i在時(shí)期t的相對(duì)貧困恢復(fù)力水平，IAit代表互聯(lián)網(wǎng)活躍度，Xit代表戶主特征、家庭特征等控制變量，λi和ηt分別代表家庭固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)，εit代表隨機(jī)誤差項(xiàng)。

表2展示了逐步回歸結(jié)果。模型1除了核心解釋變量“互聯(lián)網(wǎng)活躍度”外，僅控制了農(nóng)村家庭所在區(qū)縣的虛擬變量、家庭固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)。結(jié)果表明，互聯(lián)網(wǎng)活躍度顯著地提高了農(nóng)村家庭相對(duì)貧困恢復(fù)力水平。模型2進(jìn)一步加入了戶主特征層面的控制變量，結(jié)果顯示互聯(lián)網(wǎng)活躍度與農(nóng)村家庭相對(duì)貧困恢復(fù)力的正向關(guān)系依然穩(wěn)定。與此同時(shí)，戶主年齡的系數(shù)顯著為正，而年齡平方項(xiàng)的系數(shù)顯著為負(fù)，表明戶主年齡與農(nóng)村家庭相對(duì)貧困恢復(fù)力具有顯著的倒U型關(guān)系，即農(nóng)村家庭的內(nèi)生發(fā)展能力隨戶主年齡的增長呈現(xiàn)先上升、后下降的整體趨勢(shì)，拐點(diǎn)出現(xiàn)在46歲左右。戶主婚姻狀態(tài)對(duì)農(nóng)村家庭相對(duì)貧困恢復(fù)力的影響為正，但并不顯著。而戶主的受教育水平呈現(xiàn)出了顯著的正向影響，表明戶主文化水平的提升能夠顯著提高農(nóng)村家庭抵御風(fēng)險(xiǎn)和擺脫困境的能力。模型3在模型2的基礎(chǔ)上進(jìn)一步控制了家庭特征層面的變量，主要結(jié)論并無顯著變化。聚焦于家庭特征變量對(duì)農(nóng)村家庭相對(duì)貧困恢復(fù)力的影響，勞動(dòng)力占比越高、成員健康狀況更佳的農(nóng)村家庭具有更為豐富的人力資本，因此擁有更強(qiáng)的應(yīng)對(duì)壓力與沖擊的能力。家庭資產(chǎn)負(fù)債比越高暗含家庭潛在的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)越大，從而當(dāng)外界沖擊來臨時(shí)，難以籌集足夠的物質(zhì)資本幫助其度過困境，增加了陷入持續(xù)性相對(duì)貧困的可能。而家庭成員從事個(gè)體私營有效拓寬了農(nóng)村家庭的收入來源渠道，在一定程度上緩解了家庭某項(xiàng)生產(chǎn)活動(dòng)受到的負(fù)向干擾為其日常生計(jì)帶來的致命影響。至此，假設(shè)1得以驗(yàn)證，即互聯(lián)網(wǎng)使用能夠提升農(nóng)村家庭的相對(duì)貧困恢復(fù)力。

表2 互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)村家庭相對(duì)貧困恢復(fù)力的影響

表2(續(xù))

2.進(jìn)一步分析

互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)村家庭相對(duì)貧困恢復(fù)力的正向影響可能來源于以下兩種途徑：一方面，互聯(lián)網(wǎng)使用可能直接促進(jìn)了農(nóng)村家庭收入水平的提高，進(jìn)而助力其擺脫相對(duì)貧困狀態(tài)；另一方面，互聯(lián)網(wǎng)使用也可能通過降低農(nóng)村家庭的收入波動(dòng)使其日常生計(jì)得以在相對(duì)貧困線之上穩(wěn)定運(yùn)行。為深入探究互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)村家庭相對(duì)貧困恢復(fù)力的影響途徑，本文分別對(duì)農(nóng)村家庭人均可支配收入條件期望和條件方差的預(yù)測(cè)值與農(nóng)村家庭的互聯(lián)網(wǎng)活躍度進(jìn)行逐步回歸，相關(guān)結(jié)果見表3?；貧w結(jié)果表明，在采用遞增的方式依次加入不同層級(jí)控制變量的過程中，互聯(lián)網(wǎng)活躍度與農(nóng)村家庭人均可支配收入條件期望的預(yù)測(cè)值之間始終具有顯著的正相關(guān)關(guān)系，而同其條件方差的預(yù)測(cè)值之間始終呈現(xiàn)顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。這表明互聯(lián)網(wǎng)使用能夠顯著提升農(nóng)村家庭的收入水平并降低其收入波動(dòng)，有效地提高了農(nóng)村家庭應(yīng)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)沖擊的能力，降低了其陷入相對(duì)貧困的概率。

表3 互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)村家庭人均可支配收入的條件期望與條件方差的影響

表3(續(xù))

3.內(nèi)生性問題的處理

農(nóng)村家庭的互聯(lián)網(wǎng)使用與其相對(duì)貧困恢復(fù)力之間可能存在內(nèi)生性問題，其來源主要有以下兩個(gè)方面：首先是遺漏變量，盡管本文在基準(zhǔn)模型中已經(jīng)盡可能地控制了影響農(nóng)村家庭相對(duì)貧困恢復(fù)力的各類特征變量，但農(nóng)村家庭自愿做出的上網(wǎng)決定與其內(nèi)生發(fā)展動(dòng)力可能同時(shí)受到諸如思想偏好、價(jià)值觀念等因素的影響，這些變量通常難以度量，導(dǎo)致內(nèi)生性問題的出現(xiàn)；其次是反向因果，農(nóng)村家庭的相對(duì)貧困恢復(fù)力一定程度上代表著該家庭所處的生活水平，因此可能反過來影響其互聯(lián)網(wǎng)使用行為，進(jìn)而產(chǎn)生內(nèi)生性問題。鑒于此，本文采用工具變量法解決內(nèi)生性問題(見表4)。參考尹志超和張棟浩(2020)[42]的思路，本文以同一村莊其他家庭互聯(lián)網(wǎng)活躍度的均值作為工具變量，記作“村莊均值IV”。一般來說，同一村莊內(nèi)其他家庭的互聯(lián)網(wǎng)使用行為可能通過宗族網(wǎng)絡(luò)、熟人文化、“傳幫帶”效應(yīng)等渠道對(duì)該家庭的互聯(lián)網(wǎng)活躍度產(chǎn)生影響，而其他家庭的互聯(lián)網(wǎng)使用并不直接影響該家庭的相對(duì)貧困恢復(fù)力，因此基本滿足工具變量的相關(guān)性和外生性要求。在估計(jì)方法上，本文首先使用兩階段最小二乘法(2SLS)對(duì)模型進(jìn)行兩階段估計(jì)，Kleibergen-Paap rk LM值為83.399，Kleibergen-Paap rk Wald F值為85.696，通過了不可識(shí)別檢驗(yàn)和弱工具變量檢驗(yàn)。2SLS第一階段的回歸結(jié)果顯示，同一村莊內(nèi)其他家庭互聯(lián)網(wǎng)活躍度的均值對(duì)該家庭互聯(lián)網(wǎng)活躍度的影響在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正，本文所選工具變量的相關(guān)性得以驗(yàn)證。2SLS第二階段的回歸結(jié)果顯示，在糾正了可能存在的內(nèi)生性偏誤后，農(nóng)村家庭的互聯(lián)網(wǎng)活躍度對(duì)其相對(duì)貧困恢復(fù)力具有顯著的正向影響?？紤]到模型的內(nèi)生變量“互聯(lián)網(wǎng)活躍度”為離散變量，基于兩階段最小二乘法得出的估計(jì)結(jié)果可能并不滿足一致性的基本要求(Roodman，2011)[43]，本文進(jìn)一步利用條件混合過程估計(jì)法(CMP)糾正回歸過程可能存在的內(nèi)生偏差。其中，模型的atanhrho值在1%的水平上顯著為負(fù)，拒絕了農(nóng)村家庭的互聯(lián)網(wǎng)活躍度是外生變量的原假設(shè)，表明原模型存在內(nèi)生性問題。進(jìn)一步地，CMP第一階段的結(jié)果顯示，同一村莊其他家庭互聯(lián)網(wǎng)活躍度的均值對(duì)該家庭互聯(lián)網(wǎng)活躍度的影響系數(shù)為0.1495，且在1%的水平上顯著，再次印證同一村莊其他家庭互聯(lián)網(wǎng)活躍度的均值符合工具變量與內(nèi)生變量顯著相關(guān)的條件。相比于2SLS的第二階段回歸結(jié)果，在條件混合過程估計(jì)法下，農(nóng)村家庭互聯(lián)網(wǎng)活躍度對(duì)其相對(duì)貧困恢復(fù)力的正向作用有所提升且依舊顯著，進(jìn)一步證明了互聯(lián)網(wǎng)使用可以有效提高農(nóng)村家庭應(yīng)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)和在逆境中恢復(fù)的能力。

表4 互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)村家庭相對(duì)貧困恢復(fù)力影響的內(nèi)生性分析

4.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(1)考慮自選擇偏誤

農(nóng)村家庭的互聯(lián)網(wǎng)使用行為并非隨機(jī)化的過程，而是與戶主性別、受教育程度、家庭年齡結(jié)構(gòu)、家庭資產(chǎn)狀況等特征密切相關(guān)，這些因素在一定程度上決定了該家庭應(yīng)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)及在逆境中恢復(fù)的能力，因此直接對(duì)家庭相對(duì)貧困恢復(fù)力與互聯(lián)網(wǎng)活躍度進(jìn)行回歸存在自選擇偏誤。為解決上述問題，本文保留2016年和2018年的樣本數(shù)據(jù)，將戶主在2016年未使用互聯(lián)網(wǎng)而在2018年使用互聯(lián)網(wǎng)的家庭定義為處理組，將戶主兩年均未使用互聯(lián)網(wǎng)的家庭定義為對(duì)照組，最終形成兩期平衡面板數(shù)據(jù)。運(yùn)用傾向得分匹配法(PSM)為處理組中的樣本構(gòu)建一個(gè)除互聯(lián)網(wǎng)使用行為外，在戶主特征和家庭特征上盡可能相似的反事實(shí)框架，在此基礎(chǔ)上利用雙重差分法(DID)檢驗(yàn)互聯(lián)網(wǎng)使用行為與農(nóng)村家庭相對(duì)貧困恢復(fù)力之間的因果效應(yīng)。

為提高研究結(jié)果的穩(wěn)健性，本文分別使用卡尺內(nèi)K鄰近匹配、半徑匹配和核匹配三種方法糾正自選擇偏差，表5展示了三種匹配方式下的估計(jì)結(jié)果。需要說明的是，本文在利用DID方法評(píng)估互聯(lián)網(wǎng)使用行為對(duì)農(nóng)村家庭相對(duì)貧困恢復(fù)力的平均處理效應(yīng)前對(duì)樣本匹配結(jié)果進(jìn)行了平衡性檢驗(yàn)，結(jié)果顯示匹配后全部變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差均小于10%，大多數(shù)變量的t檢驗(yàn)結(jié)果均在10%的水平上不顯著，接受了處理組與控制組無系統(tǒng)性差異的原假設(shè)，通過了平衡性檢驗(yàn)(4)受篇幅限制，本文未對(duì)平衡性檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行具體匯報(bào)，如有興趣可與作者聯(lián)系。。表5結(jié)果顯示，在不同的匹配方式下，農(nóng)村家庭的互聯(lián)網(wǎng)使用行為對(duì)其相對(duì)貧困恢復(fù)力的平均處理效應(yīng)均在1%的水平上顯著為正，表明在消除了自選擇偏誤后，互聯(lián)網(wǎng)使用仍能有效提升農(nóng)村家庭應(yīng)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)沖擊的能力，基準(zhǔn)回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表5 互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)村家庭相對(duì)貧困恢復(fù)力影響的PSM-DID分析

(2)替換福利閾值

目前，各國的相對(duì)貧困標(biāo)準(zhǔn)并不統(tǒng)一。其中，歐盟將相對(duì)貧困線設(shè)定為全部成員國居民收入中位數(shù)的60%，日本的相對(duì)貧困標(biāo)準(zhǔn)為中等收入家庭收入的50%，美國則是采用將絕對(duì)收入標(biāo)準(zhǔn)與家庭的實(shí)際情況相結(jié)合的動(dòng)態(tài)相對(duì)貧困識(shí)別策略。國內(nèi)學(xué)者就2020年以后中國相對(duì)貧困群體的標(biāo)準(zhǔn)問題也尚未達(dá)成共識(shí)。圍繞農(nóng)村相對(duì)收入貧困線的確定，學(xué)者們的討論大多集中于農(nóng)村居民人均可支配收入均值的40%以及中位數(shù)的40%、50%和60%(樊增增和鄒薇，2021)[2]62。本文的基準(zhǔn)回歸采用了在現(xiàn)有研究中應(yīng)用最為普遍的相對(duì)貧困線設(shè)定標(biāo)準(zhǔn)，考慮到不同標(biāo)準(zhǔn)下相對(duì)貧困群體的識(shí)別具有動(dòng)態(tài)性，本文參照李晗和陸遷(2021)[17]36的做法，通過替換福利閾值進(jìn)一步驗(yàn)證實(shí)證結(jié)果的可信度和穩(wěn)健性。具體來說，分別將各年份農(nóng)村家庭人均可支配收入均值的40%、中位數(shù)的50%和中位數(shù)的60%(取對(duì)數(shù))作為福利閾值，計(jì)算不同標(biāo)準(zhǔn)下農(nóng)村家庭的相對(duì)貧困恢復(fù)力水平并與互聯(lián)網(wǎng)活躍度變量進(jìn)行回歸。表6的回歸結(jié)果顯示，在不同的福利閾值下，農(nóng)村家庭的互聯(lián)網(wǎng)活躍度與其相對(duì)貧困恢復(fù)力水平均呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系，所得結(jié)論與前文的實(shí)證結(jié)果保持一致。

表6 替換福利閾值的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(二)影響機(jī)制分析

表7報(bào)告了機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果，具體來說：前兩列中互聯(lián)網(wǎng)活躍度對(duì)農(nóng)村家庭勞動(dòng)力的非農(nóng)就業(yè)比例和平均職業(yè)聲望得分的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，表明互聯(lián)網(wǎng)使用行為切實(shí)推動(dòng)了農(nóng)村家庭勞動(dòng)力由農(nóng)業(yè)部門向非農(nóng)部門的轉(zhuǎn)移以及職業(yè)層次的提高，證明了互聯(lián)網(wǎng)使用能夠有效促進(jìn)農(nóng)村家庭勞動(dòng)力的職業(yè)分層，進(jìn)而提升農(nóng)村家庭的相對(duì)貧困恢復(fù)力水平，與理論預(yù)期一致。第三、四列中農(nóng)村家庭互聯(lián)網(wǎng)活躍度對(duì)其銀行借貸的回歸系數(shù)顯著為正，對(duì)其民間借貸的回歸系數(shù)為正但不顯著。該結(jié)果表明：一方面，互聯(lián)網(wǎng)使用能夠通過緩解農(nóng)村家庭的正規(guī)信貸約束提升其應(yīng)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的能力；另一方面，互聯(lián)網(wǎng)的信息傳遞效應(yīng)使得農(nóng)村家庭更加注重信貸安全性，因此并未顯著提升其非正規(guī)信貸水平。第五列的結(jié)果表明互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)村家庭的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)拓展具有積極作用，印證了社會(huì)網(wǎng)絡(luò)強(qiáng)度的提高確實(shí)是互聯(lián)網(wǎng)使用提升農(nóng)村家庭相對(duì)貧困恢復(fù)力的一條重要渠道。最后一列中互聯(lián)網(wǎng)活躍度對(duì)農(nóng)村家庭社會(huì)信任的回歸系數(shù)為正，但并不顯著。造成該結(jié)果的原因可能在于，農(nóng)村居民能夠通過互聯(lián)網(wǎng)平臺(tái)接觸到更多有關(guān)信息安全、網(wǎng)絡(luò)詐騙的新聞資訊，進(jìn)而不利于其提升對(duì)陌生人的信任度。因此，互聯(lián)網(wǎng)活躍度并不會(huì)通過社會(huì)信任對(duì)農(nóng)村家庭相對(duì)貧困恢復(fù)力產(chǎn)生影響。綜上所述，假設(shè)2得到了部分的證明，即互聯(lián)網(wǎng)使用能夠通過促進(jìn)勞動(dòng)力職業(yè)分層、緩解銀行信貸約束和拓展家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)農(nóng)村家庭的相對(duì)貧困恢復(fù)力產(chǎn)生積極影響。

表7 互聯(lián)網(wǎng)使用影響農(nóng)村家庭相對(duì)貧困恢復(fù)力的機(jī)制檢驗(yàn)

(三)異質(zhì)性分析

1.對(duì)不同收入水平家庭的影響差異

本文以各年份樣本家庭人均可支配收入中位數(shù)的40%作為相對(duì)貧困臨界值，將各年份樣本按照家庭人均可支配收入水平由低到高劃分為4個(gè)子群。其中，子群1為距離相對(duì)貧困臨界值較遠(yuǎn)的極端相對(duì)貧困組(收入處于臨界值的50%以下)；子群2為距離相對(duì)貧困臨界值較近的邊緣相對(duì)貧困組(收入處于臨界值的50%～100%之間)；子群3為距離相對(duì)貧困臨界值較近的邊緣非相對(duì)貧困組(收入處于臨界值的100%～150%之間)；子群4為距離相對(duì)貧困臨界值較遠(yuǎn)的極端非相對(duì)貧困組(收入處于臨界值的150%及以上)。本文分別對(duì)各組樣本的相對(duì)貧困恢復(fù)力與互聯(lián)網(wǎng)活躍度進(jìn)行回歸，以此考察互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)不同收入水平農(nóng)村家庭的異質(zhì)性影響，分組回歸結(jié)果見表8。

表8 互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)不同收入水平農(nóng)村家庭的影響差異

總體上看，互聯(lián)網(wǎng)活躍度對(duì)邊緣相對(duì)貧困組、邊緣非相對(duì)貧困組以及極端非相對(duì)貧困組家庭的相對(duì)貧困恢復(fù)力均有顯著的提升作用，其中對(duì)邊緣非相對(duì)貧困組的作用最大，邊緣相對(duì)貧困組次之，極端非相對(duì)貧困組最小，而對(duì)極端相對(duì)貧困組家庭相對(duì)貧困恢復(fù)力的提升效應(yīng)不顯著(5)本文使用費(fèi)舍爾組合檢驗(yàn)法進(jìn)行核心解釋變量的組間系數(shù)差異檢驗(yàn)并報(bào)告經(jīng)驗(yàn)P值，若拒絕原假設(shè)則表明互聯(lián)網(wǎng)活躍度的估計(jì)系數(shù)在不同組別間存在顯著差異，下同。。形成該結(jié)果的原因可能在于如下幾個(gè)方面：首先，處于極端相對(duì)貧困狀態(tài)的家庭受制于自身經(jīng)濟(jì)收入、文化水平、信息不對(duì)稱等因素的影響，面臨嚴(yán)重的“數(shù)字不平等”和“數(shù)字排斥”；其次，互聯(lián)網(wǎng)使用顯著地提升了相對(duì)貧困線附近農(nóng)村家庭的內(nèi)生發(fā)展動(dòng)力，既強(qiáng)化了該群體抵御風(fēng)險(xiǎn)和從困境中恢復(fù)的能力，也降低了其脫貧后再次陷入相對(duì)貧困狀態(tài)的概率；最后，互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)村家庭相對(duì)貧困恢復(fù)力的影響符合邊際效用遞減規(guī)律，隨著非相對(duì)貧困家庭收入水平的提升，互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)其應(yīng)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)能力的提升作用有所減弱。綜上，證明了假設(shè)3，即互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)村家庭相對(duì)貧困恢復(fù)力的影響具有異質(zhì)性，相對(duì)貧困程度較高的農(nóng)村家庭難以享受到互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)帶來的紅利。

2.對(duì)不同戶主特征家庭的影響差異

伴隨城鎮(zhèn)化進(jìn)程的加快和人口老齡化的整體趨勢(shì)，農(nóng)村地區(qū)貧困女性化和貧困老齡化的現(xiàn)象日益凸顯并成為中國實(shí)現(xiàn)共同富裕過程中面臨的巨大阻礙。因此，本文依據(jù)戶主性別將樣本家庭劃分為男性戶主家庭和女性戶主家庭，依據(jù)戶主年齡將樣本家庭劃分為青年家庭、中年家庭及老年家庭，深入考察互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)不同戶主特征家庭的影響差異，表9展示了回歸結(jié)果。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)活躍度對(duì)不同戶主性別家庭的邊際影響略有差異，但經(jīng)驗(yàn)P值并不顯著，不能拒絕互聯(lián)網(wǎng)活躍度的估計(jì)系數(shù)在不同組別間不存在顯著差異的原假設(shè)，表明男性戶主家庭與女性戶主家庭不存在顯著的異質(zhì)性。與此同時(shí)，相較于中、青年家庭，互聯(lián)網(wǎng)活躍度對(duì)老年家庭相對(duì)貧困恢復(fù)力的提升作用更為明顯，表明互聯(lián)網(wǎng)使用有利于農(nóng)村老年人擺脫長期以來在物質(zhì)和思想上的束縛，獲取更強(qiáng)的自我發(fā)展能力。

表9 互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)不同戶主特征農(nóng)村家庭的影響差異

3.對(duì)不同區(qū)域家庭的影響差異

中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的區(qū)域不平衡特征明顯，本文依照國家統(tǒng)計(jì)局對(duì)全國經(jīng)濟(jì)發(fā)展區(qū)域的劃分，進(jìn)一步考察東、中、西三個(gè)區(qū)域(6)東部地區(qū)包括：遼寧、北京、上海、天津、江蘇、浙江、福建、山東、河北、廣東、海南。中部地區(qū)包括：黑龍江、吉林、河南、山西、湖北、湖南、安徽、江西。西部地區(qū)包括：重慶、四川、內(nèi)蒙古、廣西、西藏、陜西、貴州、云南、青海、寧夏、甘肅、新疆?；ヂ?lián)網(wǎng)使用與農(nóng)村家庭相對(duì)貧困恢復(fù)力之間的關(guān)系，回歸結(jié)果如表10所示。從分區(qū)域的估計(jì)結(jié)果看，互聯(lián)網(wǎng)活躍度的系數(shù)估計(jì)值在各區(qū)域內(nèi)均顯著為正。其中，西部地區(qū)的系數(shù)估計(jì)值最大，東部地區(qū)的系數(shù)估計(jì)值最小，中部地區(qū)的系數(shù)估計(jì)值介于二者之間。東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展較快、互聯(lián)網(wǎng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展始終處于全國領(lǐng)先的地位，無形中提高了互聯(lián)網(wǎng)提升效應(yīng)的門檻約束，而在資源稟賦稀缺、生態(tài)環(huán)境脆弱、經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)的西部地區(qū)，互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)村居民自我發(fā)展能力提升的邊際效應(yīng)更為明顯。

表10 互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)不同區(qū)域農(nóng)村家庭的影響差異

五、研究結(jié)論與啟示

本文在中國互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展和減貧事業(yè)走向共同富裕的時(shí)代背景下，將恢復(fù)力的概念引入相對(duì)貧困問題的研究，系統(tǒng)測(cè)算了中國農(nóng)村家庭的相對(duì)貧困恢復(fù)力水平，并深入探討了互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)村家庭相對(duì)貧困恢復(fù)力的影響和作用機(jī)制。得到結(jié)論如下：(1)互聯(lián)網(wǎng)使用能夠顯著提升農(nóng)村家庭的收入水平并降低其收入波動(dòng)，進(jìn)而有效地提高了農(nóng)村家庭應(yīng)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)沖擊的能力，降低了其陷入相對(duì)貧困的概率。(2)互聯(lián)網(wǎng)使用能夠通過促進(jìn)勞動(dòng)力職業(yè)分層、緩解銀行信貸約束和拓展家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)農(nóng)村家庭的相對(duì)貧困恢復(fù)力產(chǎn)生積極影響。(3)互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)村家庭相對(duì)貧困恢復(fù)力的影響具有異質(zhì)性，相較于中、青年家庭和東、中部地區(qū)家庭，互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)老年家庭和西部地區(qū)家庭相對(duì)貧困恢復(fù)力的提升作用更為明顯，而相對(duì)貧困程度較高的農(nóng)村家庭難以享受到互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)帶來的紅利。

黨的十九屆五中全會(huì)提出到2035年“人民生活更加美好，人的全面發(fā)展、全體人民共同富裕取得更為明顯的實(shí)質(zhì)性進(jìn)展”，從而要提升農(nóng)村家庭的相對(duì)貧困恢復(fù)力，預(yù)防并阻斷持續(xù)性相對(duì)貧困關(guān)系到中國共同富裕遠(yuǎn)景目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。根據(jù)本文的研究結(jié)論，2020年后針對(duì)農(nóng)村居民的相對(duì)貧困治理工作應(yīng)以切實(shí)提高該群體的內(nèi)生發(fā)展動(dòng)力為原則，并從以下三個(gè)方面尋求治理之策。第一，實(shí)現(xiàn)共同富?？陀^要求縮小貧富差距、緩解相對(duì)貧困，其本質(zhì)在于以人民為中心、促進(jìn)個(gè)人的全面發(fā)展。因此，新時(shí)期的常規(guī)化扶貧工作應(yīng)圍繞提升農(nóng)村弱勢(shì)群體的發(fā)展能力展開，通過完善農(nóng)村市場(chǎng)環(huán)境、優(yōu)化農(nóng)村教育事業(yè)、加強(qiáng)農(nóng)村社會(huì)保障等途徑助力該群體實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展。第二，將鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略同數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)緊密結(jié)合，穩(wěn)步推進(jìn)農(nóng)村地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)和升級(jí)，加快實(shí)現(xiàn)農(nóng)村地區(qū)寬帶網(wǎng)絡(luò)和第四代移動(dòng)通信網(wǎng)絡(luò)的全覆蓋，積極推動(dòng)數(shù)字農(nóng)業(yè)和農(nóng)村電子商務(wù)的發(fā)展，讓互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)惠及更多農(nóng)村居民。第三，持續(xù)關(guān)注并著力解決深度貧困家庭所面臨的數(shù)字鴻溝問題。一方面，改善農(nóng)村弱勢(shì)家庭的電腦、寬帶、智能手機(jī)等硬件設(shè)施條件，提高該群體互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)的可得性。另一方面，通過開展數(shù)字技能培訓(xùn)提升農(nóng)村弱勢(shì)群體的互聯(lián)網(wǎng)使用能力和使用層次，最大程度上減少數(shù)字排斥現(xiàn)象的發(fā)生。