宋嘉豪 徐定德 汪 為

經過全黨全國各族人民的持續(xù)奮斗，2020年底我國歷史性地消除了絕對貧困，開啟了邁向共同富裕的現代化新征程。但現行貧困標準下絕對貧困的消除并不代表著減貧工作的終結，而是意味著新時代扶貧事業(yè)將從解決絕對貧困問題向緩解相對貧困狀況轉變［1-2］。經濟社會發(fā)展的不平衡不充分使得相對貧困問題愈加嚴重，相對貧困問題的有效緩解不僅影響脫貧攻堅成果的鞏固拓展，更直接關乎共同富裕的扎實推進。農村在城鄉(xiāng)發(fā)展中的相對落后地位，以及農村居民在城鄉(xiāng)人口中的相對弱勢處境，致使中國相對貧困群體主要集中在農村，因而解決好農村相對貧困問題至關重要［3］。

黨的二十大報告強調：“加快發(fā)展數字經濟，促進數字經濟和實體經濟深度融合?！毙乱淮鷶底旨夹g是當代創(chuàng)新最活躍、應用最廣泛、帶動力最強的科技領域。在經濟領域，數字技術的廣泛應用對提高經濟效率和促進經濟增長具有顯著且長久的正面影響［4］。在“三農”領域，數字技術對農業(yè)產業(yè)發(fā)展、農民日常生活等諸多領域產生了深刻影響。但數字技術這一新要素給農戶相對貧困帶來的是“紅利”還是“鴻溝”尚不明確，數字技術對農戶相對貧困具有怎樣的影響，其作用機制如何，都有待解答。基于此，運用2020 年“中國鄉(xiāng)村振興綜合調查”（CRRS）數據，從“接入鴻溝”與“使用鴻溝”雙重視角考察數字技術應用對農戶相對貧困的影響效應，以期豐富拓展貧困理論，為數字鄉(xiāng)村建設提供實踐參考，為數字技術鞏固拓展脫貧攻堅成果、扎實推進共同富裕提供經驗證據。

一、相關文獻綜述

隨著經濟社會的不斷發(fā)展和扶貧政策的有效落實，我國現行標準下絕對貧困得以消除。然而，現階段“兩不愁、三保障”標準下貧困問題的解決，并不代表我國扶貧事業(yè)的完結，而是意味著進入新的扶貧階段，從消除絕對貧困向緩解相對貧困問題轉變［5］。自Townsend 提出相對剝奪概念后，相對概念即被引入并應用于貧困研究，其將相對貧困定義為“當個人、家庭、社會組織因缺乏獲得飲食、住房、健康、娛樂和參與社會活動等方面的社會資源時，導致他們處于低于社會習俗或主流社會所提倡的中位生活水平，而最終被排斥在正常生活方式和社會活動之外的一種狀態(tài)”［6］。Sen 從權利相對剝奪視角理解相對貧困，關注收入均等分配和社會剝奪，更強調社會福利全民共享?？梢哉J為，相對貧困是指將個體（家庭）放置于社會中，考察其物質滿足是否低于社會平均水平，社會參與、公共服務和市場參與等權益是否被剝奪［7］。

在相關概念基礎上，針對相對貧困的識別與測度標準，學術界進行了廣泛的討論。在相對貧困的維度選擇方面，學術界從經濟單一維度的測算，延伸至超越物質貧困的多維度測量［8］，其中單一維度的測算主要是選用經濟維度的收入指標［9-10］。相對貧困的多維測度則是以經濟維度為基礎，將教育、健康、生活條件、社會保障等發(fā)展與權益維度納入綜合考量［2，11］。由于非經濟維度相對貧困標準的劃定難度與專項數據的可獲得性，當前部分研究中非經濟維度的相對貧困與傳統多維貧困測度標準差異較小，難以凸顯相對貧困內涵［12］。因此，當前階段相對貧困的識別與測度更多聚焦于經濟收入指標。經濟收入指標的相對貧困存在“低線相對貧困”和“高線相對貧困”兩種劃定標準［8］。 其中，“低線相對貧困”是指在綜合考慮社會邊緣群體其他各項支出后劃定的與絕對貧困線有關，但又高于絕對貧困線的新貧困線，例如將收入低于現行低保標準的1.5 倍或2 倍的群體視作相對貧困群體［13-14］?！案呔€相對貧困”劃定標準往往采用平均收入或收入中位數的一個比例，例如O'HigginsJenkins 建議使用平均收入的50%作為相對貧困線，歐盟委員會于2010 年將收入中位數的60%作為歐洲國家的相對貧困標準［15］。

相對貧困問題研究的落腳點應當是相對貧困的緩解，而有效緩解相對貧困的前提則是捋清成因，從而制定針對性的政策舉措。在相對貧困識別與測度研究的基礎上，大量學者圍繞相對貧困的成因展開了探究。就微觀層面而言，相對貧困的成因與絕對貧困相近，通常受到來自自然資本、人力資本、物質資本、金融資本和社會資本等傳統生計資本與生計策略的影響。例如，家庭勞動力數量、受教育程度、健康狀況等人力資本的優(yōu)化與提升對相對貧困的緩解具有顯著的正向作用［16］。也有學者認為，合作參與等行為可以增加社會資本積累，進而緩解農戶相對貧困，而生計策略中非農就業(yè)緩解相對貧困的作用得到學術界普遍認同［17］。就宏觀層面而言，相對貧困主要受到經濟增長、基礎設施建設、文化與制度等因素的影響。例如，城鄉(xiāng)分割與行業(yè)收入差距會造成收入不均等，進而顯化相對貧困［18-19］。社會救助機制、大病慢病護理機制等社會保障體系不健全，公共服務供給不足，也是導致相對貧困形成的重要因素［20］。

新一代數字技術是當代創(chuàng)新最活躍、應用最廣泛、帶動力最強的科技領域，給農業(yè)產業(yè)發(fā)展、農民日常生活等諸多領域帶來了深刻影響。當前，部分學者就數字技術這一新要素對農戶收入增加、貧困緩解的影響展開了一系列探究。研究發(fā)現，數字技術具有明顯的增收減貧效應：一方面，數字技術會增強農戶的生計資本，進而增加收入水平，緩解貧困狀況。例如，農戶借助互聯網等數字技術的使用，實現文化素養(yǎng)、生產技術提升，進而作用于增收減貧［21］；數字技術使用能夠打破時空限制，增強農戶社會資本，拓寬信息渠道，推動農戶金融可及性與多樣性，進而實現增收減貧［22-23］。另一方面，數字技術會降低信息搜尋成本與交易成本。在農業(yè)生產領域，數字技術通過改善已有交易市場的效率，甚至拓展新的交易機會，降低生產和交易成本，進而提升農戶農業(yè)生產純收入［24］。在非農就業(yè)領域，數字技術可以提供更多的就業(yè)機會和更加靈活的工作方式以促進增收減貧［25］。

可以發(fā)現，近年來數字技術對農戶增收減貧的影響研究逐漸成為熱點，但已有研究仍存在以下不足：第一，當前關于數字技術對農戶增收減貧的研究更多聚焦于收入水平與絕對貧困的緩解，鮮有研究從2020 年后新時代扶貧重點——相對貧困緩解視角切入。第二，在數字技術對農戶增收減貧影響機制的探究中，已有研究更多的是從生計資本優(yōu)化與提升視角切入，但數字技術作為一種要素資源，可能與生計資本處于同一維度層面，同時人力資本、金融資本與社會資本等概念較為抽象，難以標準化衡量，而生計策略作為生計資本的外顯延伸結果，對收入的影響更為直接，從生計策略考察數字技術對農戶增收減貧的影響機制更為直觀，政策可操作性也更強。第三，數字技術采用與農戶是否陷入貧困可能存在互為因果關系，當前研究較少考慮這一情況，進而削弱了相關結論的說服力。綜上，本文嘗試探究數字技術應用對農戶相對貧困的影響效應，實證檢驗“數字技術應用—生計策略選擇—農戶相對貧困”的傳導作用機制，并引入工具變量進一步檢驗數字技術應用對農戶相對貧困的影響。

二、理論框架和研究假說的提出

（一）數字技術應用對農戶相對貧困的直接效應

數字技術應用對農戶的增收效應得到學術界的普遍認同［26-27］。相對貧困是反映收入相對差距的一種貧困類型，無論是“低線相對貧困”還是“高線相對貧困”的劃定標準，其常規(guī)的測度標準都是對收入指標進行拓展與延伸。相對貧困中的“相對”是體現社會比較屬性的，那么相對貧困線以下的低收入群體在數字時代中是否處于弱勢地位，能否平等共享數字技術帶來的紅利？數字技術對相對貧困農戶的邊際收益率能否超過普通農戶？這些問題是回答數字技術能否緩解相對貧困的關鍵?；谏鲜鰡栴}，本文將從兩方面探析數字技術應用對農戶相對貧困的影響效應。

一方面，以往的經驗研究與理論研究通常認為數字技術應用會增強、優(yōu)化傳統生計資本，進而實現收入增長等生計結果變化，主要機制如下：一是數字技術應用促進人力資本積累，進而實現收入增長。數字技術極大程度打破了時間和空間的阻礙，拓寬了農戶知識、技能的獲取渠道，通過獲取豐富的信息，農戶能夠改變傳統觀念，更新知識體系，提升技能水平，從而提高家庭經營效率［28］。 二是數字技術應用有助于增強農戶社會資本，進而實現增收減貧。學術界較為一致的觀點是社會資本對農戶具有顯著的增收效應［29］。而數字技術應用能夠降低農戶維系“熟人社會”網絡的成本，穩(wěn)固原有的社會資源，同時農戶借助數字技術中互聯網鏈接打破時空限制，能夠拓展新的社會資本，促進增收減貧［30］。三是數字技術應用有助于改善農戶金融資本，進而促進增收減貧。數字技術放寬了信息約束，增強了金融政策的觸達性與信貸市場的可及性，有助于改善農戶金融資本。基于相對貧困的社會比較屬性，將數字技術應用對不同農戶的收入效應進行比較，可以發(fā)現數字技術應用對相對貧困戶傳統生計資本的增強程度要高于一般農戶，例如數字技術拓寬的渠道對所有農戶而言是普惠的，即渠道總量相同，但就數字技術拓寬的渠道增量而言，相對貧困戶可能要多于一般農戶［26］。

另一方面，數字技術應用在增強、優(yōu)化傳統生計資本的同時，其本身也將衍生出新的生計資本類型——數字資本。數字技術以現代信息網絡為重要載體，將數字化的知識和信息轉化為關鍵生產要素［31］。在深度信息化時代，順應現實發(fā)展情況與理論發(fā)展需求，將數字資本納入傳統生計資本，與自然資本、人力資本、物質資本、金融資本、社會資本一起構成適應數字時代背景的相對貧困資本決定框架。數字資本是生產要素化的信息和數據，是資本與數字技術聯姻的新型資本形態(tài)。其通常以互聯網和數據庫為載體，由個體的數字應用能力與外部數字技術資源構成，具體包括兩部分：一是有形數據資本，包括各類數字化技術及載體；二是無形數據資本，即對數據信息的識別、理解與應用能力［27，32］。隨著信息化進入以大數據為表征的新階段，全球正經歷著一場新的深度信息化浪潮。以往的農村相對貧困家庭可以借助數字技術的浪潮，成為數字資本富有者，縮小與一般農戶的差距，從而緩解相對貧困。據此，本文提出如下假設：

H1：數字技術應用對農村相對貧困具有緩解作用，數字技術接入渠道較多、使用程度較深的農戶其陷入相對貧困的可能性越低。

（二）數字技術應用對農戶相對貧困的作用機制

根據DFID 可持續(xù)生計框架（sustainablelivelihood-framework，SLF），農戶基于其擁有的生計資本，將資源分配到不同的生計活動中，最終實現其生計結果［33］。簡而言之，就是生計資本影響生計策略進而作用于生計結果。例如，教育與培訓提升了農村家庭的人力資本，推動勞動力非農就業(yè)，考慮到非農行業(yè)與傳統農業(yè)間的收入差距，農戶轉向兼業(yè)與純非農就業(yè)，以追求收入增長［34-35］。

數字技術應用在增強傳統生計資本、衍生數字資本的基礎上，將推動農戶調整要素分配決策，改變原有的生計策略?；诶硇赞r民行為模型與道義小農理論，這種生計策略的改變是基于內向道義與外向理性的有機結合，是行為動機與價值取向的最優(yōu)選擇。一般農戶相較于相對貧困戶，其生計策略的決策可能更加科學。相對貧困戶借助數字技術應用優(yōu)化其生計策略所帶來的變化可能更大，邊際效用可能更高。生計策略的優(yōu)化所帶來最直觀的生計結果改變就是收入水平提升，相對貧困戶收入水平的提升一定程度上將帶來其相對貧困的緩解。基于此，本文提出如下假設：

H2：生計策略在數字技術應用對農戶相對貧困的影響機制中起到中介作用。即數字技術應用對農戶相對貧困除了直接效應外，還會通過生計策略起到間接效應。

三、數據來源與樣本描述

本文利用2020 年中國社會科學院農村發(fā)展研究所“中國鄉(xiāng)村振興綜合調查”（CRRS）數據分析數字技術應用對農戶相對貧困的影響。CRRS 數據采取嚴格的抽樣方案，按照隨機分層抽樣原則，覆蓋全國10 個省份、50 個縣（市、區(qū)）、150 個鄉(xiāng)（鎮(zhèn)）、300 個行政村。首先，項目組充分考慮到經濟發(fā)展水平、地理區(qū)位等多項因素，從東部、中部、西部、東北地區(qū)按照分區(qū)省份數量1/3的比例共抽取浙江、廣東、山東、河南、安徽、貴州、四川、陜西、寧夏、黑龍江10 個省份；其次，在考慮縣域地理空間均勻分布的情況下，根據人均GDP 水平將各省份的縣（市、區(qū)）分為5 個分組，再從每個分組隨機抽取1 個縣，即每個省份抽取5 個縣；然后，按照與縣級抽取相似的原則，在每個縣隨機抽取3個鄉(xiāng)鎮(zhèn)分別代表高、中、低經濟發(fā)展水平，再在每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)隨機抽取2 個行政村代表高、低經濟發(fā)展水平；最后，根據各村委會提供的花名冊，在每個行政村按照等距抽樣法抽取10 戶左右的農戶，就家庭人口與勞動就業(yè)、收入及消費等內容開展問卷調查。

四、研究設計

（一）模型設定

為了驗證研究假設H1，本文構建基準模型（1），探究數字技術應用對農戶相對貧困的影響效應：

其中，Povertyi表示第i個農戶的相對貧困狀況；ICTi表示農戶i的數字技術應用狀況，Xi為來自調查對象的一系列控制變量。式（1）中的α1是第i個農戶數字技術應用影響相對貧困狀況的總體效應。

為檢驗數字技術應用對農戶相對貧困的作用機制，本文在模型（1）的基礎上，采用溫忠麟等［36］提出的中介模型展開進一步分析。中介變量Strategyi表示農村家庭i的生計策略選擇；式（2）中的b1是數字技術應用對中介變量生計策略選擇的影響；式（3）中的c1和c2分別是數字技術應用、生計策略選擇對第i個農村家庭相對貧困的直接效應。將式（2）代入式（3）可以得到中介效應b1c2，即數字技術應用通過中介變量生計策略選擇對農村家庭相對貧困狀況所產生的間接影響。同時，本文采用Bootstrap 檢驗方法對中介效應的顯著性進行檢驗。

（二）變量選擇

第一，被解釋變量：相對貧困狀況。本文將相對貧困狀況定義為農戶是否陷入相對貧困。 在相對貧困的測度標準設定方面，學術界較為一致的觀點是采用相對貧困線劃定的方式來界定收入相對貧困，且存在“低線相對貧困”和“高線相對貧困”兩種劃定標準。其中，“低線相對貧困”是指在綜合考慮社會邊緣群體其他各項支出后劃定的與絕對貧困線有關，但又高于絕對貧困線的新貧困線。例如，英國政府曾采納以社會救助標準的1.4 倍作為英國“低收入家庭”的認定標準，國內學者將收入低于現行低保標準1.5 倍或2 倍的群體視作相對貧困群體［13-14］。 “高線相對貧困”的比較參照系是社會主流生活狀況，生活狀況低于一般生活水平一定比例的社會成員將被納入相對貧困范疇?！案呔€相對貧困”相對貧困線劃定標準往往設為平均收入或收入中位數的一個比例，由于中位數比平均值更為穩(wěn)健，大多數情況下都采用中位數?？紤]到低線相對貧困對社會不平等的敏感性不足，結合我國相對貧困初期階段的現實狀況，借鑒相關學者觀點［37-38］，本文選擇將相對貧困收入標準劃定在人均可支配收入中位數的50%，低于該標準賦值為1，即存在相對貧困，反之則賦值為0。

第二，核心解釋變量：數字技術接入與數字技術使用。數字技術應用將從數字技術接入與數字技術使用兩個維度來考量數字技術可及性與應用程度。 基于數字鴻溝理論，數字接入鴻溝主要體現在物質接入的不平等，本文考慮到當前4G 網絡等接入率較高，僅將是否接入互聯網作為農戶數字技術接入的衡量指標并不全面。隨著上網設備的普及，使用不同方式上網更能夠有效反映農戶數字技術接入程度，因而本文選用農戶擁有的數字技術接入設備種類來衡量數字技術接入水平，接入設備主要包括智能手機、平板電腦、筆記本或臺式電腦三種。數字使用鴻溝主要表現為數字技能和使用上的結構差異，當前數字技術的使用鴻溝利用使用時長和使用目的來衡量，使用目的相較于使用時長更能反映農戶數字技術應用程度，因而本文選用數字技術使用目的來衡量數字技術使用，將經常應用手機的學習教育、產品交易等提升功能的農戶賦值為1，反之則賦值為0。

第三，中介變量：生計策略選擇。論文選取農戶生計策略為中介變量，由于本文主要驗證生計策略在數字技術應用對農戶相對貧困影響中的中介作用，因而生計策略需要從家庭層面進行測度。農村家庭生計策略主要包括農業(yè)型生計策略和非農型生計策略［39］，學術界通常選用勞動力分配或者收入類型占比來衡量生計策略［40-41］。考慮到被解釋變量相對貧困狀況采用收入指標界定法，為了防止自相關與內生性問題，本文選取家庭非農就業(yè)勞動力所占比重來衡量農戶生計策略情況。

第四，其他解釋變量。除了數字技術應用特征與農戶生計策略情況外，農村家庭的相對貧困狀況還受到諸多其他因素的影響。為了保證模型的科學性與完整性，結合以往研究基礎與數據可獲得性，進一步納入戶主年齡、戶主受教育程度、戶主政治面貌、家庭承包地面積、家庭勞動力負擔系數、金融產品總量與醫(yī)療保險參與等變量加以控制，表1 為主要變量的描述。

表1 主要變量及計算方法

五、實證結果分析

（一）基準結果分析

基于模型設定中的基準模型（1），得到基準模型回歸結果（見表2，下頁）。其中，列（1）為數字技術接入對農戶相對貧困狀況的影響，列（2）為數字技術使用對農戶相對貧困狀況的影響。由相關回歸結果可以看出，數字技術接入、數字技術使用與農戶相對貧困在1%的置信水平上顯著負相關，可以認為不論是接入維度還是使用維度，數字技術應用對農戶相對貧困均具有緩解作用，即研究假設H1 成立。

表2 基準模型回歸結果

（二）穩(wěn)健性檢驗

為進一步驗證研究結論的穩(wěn)健性，本文采用變量替換法進行穩(wěn)健性檢驗，以更換被解釋變量的方式分別將人均可支配收入中位數的40%和60%兩條相對貧困線作為農戶相對貧困識別標準。表3 中列（3）與列（4）是將人均可支配收入中位數40%的相對貧困線作為農戶相對貧困識別標準時數字技術接入與數字技術使用對農戶相對貧困狀況的影響結果。列（5）與列（6）是將人均可支配收入中位數60%的相對貧困線作為農戶相對貧困識別標準時數字技術接入與數字技術使用對農戶相對貧困狀況的影響結果。對比基準回歸結果可知，不論是將人均可支配收入中位數40%還是60%作為農戶相對貧困識別標準，數字技術接入、數字技術使用與農戶相對貧困均在1%的置信水平上顯著負相關，可以認為數字技術應用對農戶相對貧困的緩解作用較為穩(wěn)健。

表3 穩(wěn)健性檢驗結果

（三）內生性檢驗

本文探究的數字技術應用與農戶相對貧困的發(fā)生可能互為因果，存在內生性問題。本文借鑒王恒等學者的研究［42］，利用含內生變量的IVProbit 模型對核心解釋變量數字技術接入與數字技術使用的內生性進行檢驗，選取除被訪農戶外同村其他被訪農戶的平均數字技術接入情況與數字技術使用程度作為內生性檢驗的工具變量，原因在于同一地區(qū)不同農戶的社會地位、經濟情況、數字技術接入的條件與數字技術使用習慣等相近，且不會直接對本家庭的相對貧困產生影響，可以認為是外生變量，滿足工具變量選取條件。由表4（下頁）中列（7）與列（8）的Wald模型檢驗結果可知，模型拒絕了數字技術接入與數字技術應用作為外生性的原假設，故在1%與10%的水平上認為數字技術接入與數字技術使用是內生變量，可能會引起模型估計偏差，通過IV-Probit 縮減模型估計偏差后，數字技術接入、數字技術使用與農戶相對貧困仍然呈顯著負相關，研究假設H1 依然成立。

表4 內生性及工具變量檢驗

（四）影響機制檢驗

在前文數字技術接入與數字技術使用對農戶相對貧困狀況具有顯著影響的研究結論基礎上，為了進一步探究其影響機制，本文考察農戶生計策略選擇的中介效應，選取家庭非農就業(yè)勞動力與家庭勞動力總量之比來衡量農戶生計策略狀況。表5 中列（9）、（10）是在表2 中列（1）、（2）的基礎上，加入農戶生計策略變量后的回歸結果。列（1）、（2）與列（9）、（10）的估計結果中數字技術接入、數字技術使用這兩項數字技術應用指標對農戶相對貧困的發(fā)生均有顯著的負向影響，但加入生計策略變量后，系數有所減小，影響有所收斂，可以證實生計策略選擇在數字技術應用影響農戶相對貧困中具有一定的中介作用。

為驗證上述推斷，并對研究假設H2 進行驗證，采用中介效應模型進行檢驗，根據模型設定中的公式（1）—（3）可以得到如圖1（下頁）所示的影響機制。結果顯示，數字技術接入對農戶相對貧困的總效應為-0.100，其中間接效應為-0.013，數字技術接入對農戶相對貧困的影響中通過生計策略選擇的中介效應在總效應中占比為13.000%。數字技術使用對農戶相對貧困的總效應為-0.100，間接效應為-0.003，其中通過非農就業(yè)的中介效應在總效應中占比為3.000%，數字技術使用對農戶相對貧困的影響中通過生計策略選擇的中介效應在總效應中占比為3.000%。

圖1 中介效應

為了更精確地判斷生計策略選擇的中介作用，本文進行了Bootstrap 檢驗。由表6 可知，直接效應與間接效應在1%或5%的水平上顯著，同時由95%的置信區(qū)間可以發(fā)現不論是偏差矯正前還是偏差矯正后，直接效應與間接效應的置信區(qū)間均不包含0，中介效應通過Bootstrap 檢驗。由此，研究假設H2 得到驗證，即生計策略在數字技術應用對農戶相對貧困的影響機制中起到中介作用。數字技術應用對農戶相對貧困除了直接影響效應外，還會通過生計策略起到間接效應。就生計策略的間接效應而言，其在數字技術接入對相對貧困的緩解作用中所產生的影響要大于其在數字技術使用對相對貧困的緩解作用中所產生的影響。

表6 Bootstrap 方法檢驗的中介效應及95%置信區(qū)間

（五）區(qū)域異質性分析

區(qū)域間數字基礎設施建設、數字鄉(xiāng)村發(fā)展程度、農戶數字素養(yǎng)等方面均會存在一定差距，因而不同區(qū)域農戶的數字技術應用可能存在異質性?；诖?，本文將展開區(qū)域異質性分析，表7（下頁）為東部、中部、西部和東北地區(qū)分樣本回歸結果，其中列（11）、（13）、（15）、（17）分別檢驗東部、中部、西部和東北地區(qū)分樣本數字技術接入對農戶相對貧困狀況的影響，列（12）、（14）、（16）、（18）分別檢驗東部、中部、西部和東北地區(qū)分樣本數字技術使用對農戶相對貧困狀況的影響。

表7 區(qū)域異質性分析

結果表明，數字技術接入與數字技術使用對東部和中部地區(qū)農戶相對貧困具有顯著緩解作用，且對中部地區(qū)的影響要大于東部地區(qū)。數字技術接入與數字技術使用對東北地區(qū)和西部地區(qū)農戶相對貧困的影響雖然同樣為負，但回歸結果僅有西部地區(qū)數字技術使用顯著?？赡艿脑蚴牵浩湟?，數字技術接入與數字技術使用的必要條件包括數字基礎設施建設、數字技術支付能力與數字素養(yǎng)等，《縣域數字鄉(xiāng)村指數報告（2020）》中顯示東部、中部、西部和東北地區(qū)的縣域鄉(xiāng)村數字基礎設施指數比為88∶86∶70∶61，東北地區(qū)和西部地區(qū)相較于東部地區(qū)和中部地區(qū)數字基礎設施發(fā)展較為滯后。 根據本文數據測算，東部、中部、西部和東北地區(qū)農戶數字技術接入均值分別為1.457、1.432、1.212 和1.186，農戶數字技術使用均值分別為0.134、0.131、0.094 和0.049?？梢?，在區(qū)域間數字基礎設施建設等因素異質性作用下，東北地區(qū)和西部地區(qū)在農戶數字技術接入和數字技術使用方面處于相對較低水平，可能致使相關減貧效應難以顯現。其二，數字技術的減貧效應需要依托于傳統的生計資本得以實現，相較于東部地區(qū)和中部地區(qū)的農戶，東北地區(qū)和西部地區(qū)農戶的人力資本、社會資本與金融資本等稟賦資源較弱，這在一定程度上制約了數字技術對相對貧困的緩解作用發(fā)揮。

六、結論與政策建議

本文利用2020 年CRRS 數據，從理論和實證層面考察了數字技術應用對農戶相對貧困的影響及其作用機制，得到如下結論：第一，本文將農戶相對貧困的收入貧困線劃定在人均可支配收入中位數的40%、50%和60%時，相對貧困發(fā)生率分別為20.5%、26.8%和30.1%。第二，數字技術應用能夠顯著緩解農戶相對貧困。具體來講，數字技術接入維度和數字技術使用維度均會使農戶陷入相對貧困的概率顯著降低，在經過一系列內生性檢驗和穩(wěn)健性檢驗后結論依舊成立。第三，數字技術應用可以通過生計策略選擇來緩解農戶相對貧困，數字技術應用促進農村家庭勞動力非農就業(yè)，傾向于非農類型生計策略選擇，進而促進收入增長，緩解相對貧困狀況。第四，數字技術應用對農戶相對貧困的緩解作用存在明顯的區(qū)域異質性，數字技術應用對相對貧困的緩解作用在中部地區(qū)最大，東部地區(qū)次之，在西部地區(qū)和東北地區(qū)僅有西部地區(qū)數字技術使用維度顯著。

基于上述研究結論，提出如下政策建議：第一，關注相對貧困問題，建立解決農村相對貧困的長效機制。當前中國農村相對貧困問題依然嚴峻并將長期存在，這需要政府及社會各界轉變扶貧思路，在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略框架下盡快出臺識別相對貧困群體、緩解相對貧困狀況的政策舉措。第二，加強數字基礎設施建設，著力提高農戶的數字技能和數字素養(yǎng)。加大鄉(xiāng)村新基建投入力度，持續(xù)推動數字化基礎設施發(fā)展，為農民群體數字技術應用提供物質保障，加強農村數字技術的推廣和宣傳，針對數字弱勢群體進行專項培訓，補足農民群體數字技術應用的能力短板。第三，從源頭上不斷彌合城鄉(xiāng)間、區(qū)域間與群體間的數字鴻溝。加快數字鄉(xiāng)村建設，在補齊城鄉(xiāng)間、區(qū)域間數字基礎設施短板的同時進行全方位的優(yōu)化升級，降低數字技術接入的準入條件，通過提供數字技術的相關宣傳與培訓，提升農村相對貧困人群的數字技術獲取與數字技術使用能力。第四，破除農村勞動力流動的制度阻礙，適度增加非農就業(yè)機會，為農戶生計策略的有序改善創(chuàng)造外部條件。制定農村勞動力非農就業(yè)的配套支持政策，提供非農就業(yè)信息服務與社會保障支持，促進農村勞動力合理有序流動。Reform