摘 要：互聯(lián)網(wǎng)與金融科技的飛速發(fā)展對新時代的農(nóng)戶扶貧提出了新的思路。文章基于2018年CFPS數(shù)據(jù)，實(shí)證分析了在不同個體特征農(nóng)戶、不同家庭和村落社區(qū)背景下，互聯(lián)網(wǎng)與金融科技使用對于農(nóng)戶脫貧攻堅(jiān)的影響機(jī)制。研究結(jié)果顯示：第一，互聯(lián)網(wǎng)與金融科技對農(nóng)戶減貧具有正向影響;第二，不同個體、家庭和村落特征下農(nóng)戶減貧效應(yīng)也具有差異性;第三，金融資本獲取與社會資本獲取在互聯(lián)網(wǎng)與金融科技與農(nóng)戶脫貧效應(yīng)間具有中介效應(yīng)?；谘芯拷Y(jié)論，提出強(qiáng)化互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、完善政策與金融資源配置并引導(dǎo)農(nóng)戶社會資本積累的建議。

關(guān)鍵詞：互聯(lián)網(wǎng)與金融科技 脫貧 金融資本獲取 社會資本獲取

中圖分類號：F062.5;F830 ?文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1004-4914（2021）05-040-04

一、引言

貧困問題一直是困擾世界許多國家政府和學(xué)者的一個重大社會問題，中國作為世界上最大的發(fā)展中國家，長期以來一直面臨貧困人口基數(shù)大、貧困構(gòu)成情況復(fù)雜的扶貧現(xiàn)狀[1]。從1980年以來，我國政府就已經(jīng)開始了一系列系統(tǒng)性的扶貧工程，經(jīng)過幾十年的努力，扶貧工作成就卓著。2020年的《政府工作報告》顯示，2019年我國農(nóng)村貧困人口減少了1109萬，貧困發(fā)生率降至0.6%，脫貧攻堅(jiān)工作取得了決定性成就。鞏固來之不易的脫貧成就、防范脫貧后再返貧、抑制數(shù)字脫貧現(xiàn)象是當(dāng)前需要關(guān)注的重點(diǎn)問題。尤其是當(dāng)前時代，計(jì)算機(jī)與信息技術(shù)飛速發(fā)展，人們以往的生活方式正在被徹底改變，互聯(lián)網(wǎng)與電子商務(wù)、人工智能、大數(shù)據(jù)等創(chuàng)新金融科技為代表的信息技術(shù)扶貧，成為解決農(nóng)戶信息不對稱、帶動農(nóng)戶促收減貧的重要手段。理解互聯(lián)網(wǎng)與金融科技使用的減貧機(jī)理，推動互聯(lián)網(wǎng)與金融科技技術(shù)在脫貧攻堅(jiān)工作的貫徹落實(shí)，成為當(dāng)前需要關(guān)注的重點(diǎn)工作[2]。

針對互聯(lián)網(wǎng)與金融科技應(yīng)用與減貧效應(yīng)的話題，國內(nèi)外學(xué)者從兩個方面出發(fā)開展了諸多研究。第一個方面是互聯(lián)網(wǎng)與金融科技的使用能否帶來顯著脫貧效應(yīng)？目前對于此問題的研究結(jié)論仍存在爭議。Klaas（2002）的研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)常使用互聯(lián)網(wǎng)金融中介平臺的用戶對于信息的接觸面更廣，更容易在就業(yè)市場找到合適的工作[3];汪向東與王昕天（2015）認(rèn)為以電子商務(wù)和金融創(chuàng)新工具為代表的信息技術(shù)扶貧是當(dāng)前時代背景下扶貧工作的新特點(diǎn)，電子商務(wù)在金融扶貧和產(chǎn)業(yè)引入方面效果明顯[4];冷晨昕與陳前恒（2017）通過構(gòu)建經(jīng)濟(jì)模型對中國19個貧困縣的645位農(nóng)戶的調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，研究發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)金融能有效降低農(nóng)戶傳統(tǒng)金融交易成本，有效增加農(nóng)戶福利[5]。部分學(xué)者卻認(rèn)為互聯(lián)網(wǎng)與金融科技使用的減貧效應(yīng)仍需進(jìn)一步討論，譚燕芝等（2017）在研究互聯(lián)網(wǎng)與金融科技在城鄉(xiāng)間的扶貧差異性時發(fā)現(xiàn)，這種信息化扶貧手段對城市居民具有20%的收入提升，而對農(nóng)村居民的收入提升效應(yīng)卻不明顯，這種差異源于城鄉(xiāng)居民對于信息化的認(rèn)可和應(yīng)用能力差距[6]。Jeffrey（2006）認(rèn)為電商的互聯(lián)網(wǎng)金融平臺對于農(nóng)戶的增收效應(yīng)并不顯著，早期借助這一平臺的農(nóng)戶確實(shí)可以享受到這一信息技術(shù)手段的紅利，但到一定階段的大量農(nóng)戶涌入時，最終獲利的只能是壟斷性質(zhì)的電商平臺[7]。第二個方面是互聯(lián)網(wǎng)與金融科技使用是如何帶來脫貧效應(yīng)的？學(xué)者們主要從創(chuàng)業(yè)增收、社會資本與金融資本三個角度來研究其作用機(jī)制。周洋等（2017）認(rèn)為互聯(lián)網(wǎng)與金融科技的使用可以有效促進(jìn)農(nóng)戶家庭創(chuàng)業(yè)的可能性，通過創(chuàng)業(yè)增收促進(jìn)減貧效應(yīng)[8]。徐樂認(rèn)為“互聯(lián)網(wǎng)+”金融工具的融合手段可以降低農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)過程中的融資風(fēng)險，進(jìn)而提升農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)增收效應(yīng)[9]。馮長福（2006）認(rèn)為互聯(lián)網(wǎng)與金融科技使用的減貧機(jī)制是社會資本，這些信息技術(shù)手段有助于信息在農(nóng)戶間的快速傳播，提升農(nóng)戶對于外界人脈等社會資本的積累，一定程度上增加農(nóng)戶的增收手段與脫貧機(jī)會[10]。同時，有學(xué)者認(rèn)為當(dāng)前中國農(nóng)村地區(qū)扶貧工作的最大難題是融資難問題，廣大農(nóng)村地區(qū)由于諸多條件限制，脫貧急需的金融資本往往很難到達(dá)，互聯(lián)網(wǎng)與金融科技手段的最大優(yōu)勢是可以將城市閑置的資金最精準(zhǔn)地聚集到有需要的農(nóng)戶手中，擴(kuò)大金融的服務(wù)邊界[11]。

通過分析上述研究文獻(xiàn)，首先，可以發(fā)現(xiàn)已有研究對于互聯(lián)網(wǎng)與金融科技使用是否具有顯著減貧效應(yīng)仍然模棱兩可，雖然已有相關(guān)研究從不同方向討論其作用機(jī)制，但基于中國農(nóng)戶的實(shí)證研究仍缺乏。其次，不僅是城鄉(xiāng)居民間對于信息技術(shù)扶貧的理解接受具有差異性，具體到農(nóng)戶群體，不同個體特征農(nóng)戶、不同家庭和村落社區(qū)背景對于互聯(lián)網(wǎng)與金融科技技術(shù)的接受與理解能力也存在差異性，這是開展針對農(nóng)戶的脫貧研究需要控制的重要背景變量。因此，本文研究重點(diǎn)與創(chuàng)新性在于：一是驗(yàn)證在個體特征、家庭特征、村落社區(qū)特征三重背景下，互聯(lián)網(wǎng)與金融科技應(yīng)用是否影響農(nóng)戶的減貧效應(yīng);二是基于中國農(nóng)戶家庭的調(diào)查數(shù)據(jù)，通過實(shí)證研究分析互聯(lián)網(wǎng)與金融科技應(yīng)用與農(nóng)戶減貧效應(yīng)間的具體作用機(jī)制。

二、理論與假設(shè)

（一）互聯(lián)網(wǎng)與金融科技使用通過金融資本提升農(nóng)戶減貧效應(yīng)

基于繆爾達(dá)爾（1957）提出的循環(huán)累積因果理論，該理論認(rèn)為整個社會經(jīng)濟(jì)的發(fā)展是一個循環(huán)往復(fù)、各要素相互影響的動態(tài)發(fā)展過程。這一理論能夠很好地解釋不同地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的長期不平衡現(xiàn)象。資金總是傾向于向風(fēng)險低、回報高的發(fā)達(dá)地區(qū)不斷回流，但是回流到一定階段，兩地貧富差距大到一定程度時，發(fā)達(dá)地區(qū)資金過剩、資源競爭激烈的問題出現(xiàn)，這時資金又會向落后地區(qū)擴(kuò)溢。金融資本總是在向經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)回流和向落后地區(qū)擴(kuò)溢間循環(huán)累積，但是在不添加外力作用的自由環(huán)境下，資金的回流總是大于外溢，這就導(dǎo)致發(fā)達(dá)地區(qū)與落后地區(qū)長期的發(fā)展不均衡。針對貧困地區(qū)農(nóng)戶的金融服務(wù)的一項(xiàng)調(diào)查顯示，由于風(fēng)險高、回報率低等因素影響，中國農(nóng)村地區(qū)存在金融抑制現(xiàn)象，貧困農(nóng)戶面臨“融資難、融資貴”的問題[13]。互聯(lián)網(wǎng)與金融科技的使用，一方面可以增加融資渠道、擴(kuò)大資金流動的邊界，加快資金向貧困地區(qū)外溢的速度;另一方面可以高效精準(zhǔn)地識別貧困地區(qū)農(nóng)戶的資金需求，使資金高效流向具有投資機(jī)會的農(nóng)戶項(xiàng)目，這在一定程度上減緩了資金向發(fā)達(dá)地區(qū)的回流。綜上分析，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：互聯(lián)網(wǎng)與金融科技使用具有農(nóng)戶減貧效應(yīng)，金融資本獲取在二者間具有中介效應(yīng)。

（二）互聯(lián)網(wǎng)與金融科技使用通過社會資本獲取提升農(nóng)戶減貧效應(yīng)

基于阿馬蒂亞（1976）提出的權(quán)力貧困理論，農(nóng)戶貧困不僅僅是個人生活狀態(tài)的貧乏，更是個人在權(quán)力層面的缺失。世界銀行認(rèn)為，社會資本地位等同于物質(zhì)與人力資本，是個人發(fā)展過程中不可缺失的要素。農(nóng)戶的貧困狀態(tài)很大程度上源于天然的社交人情交往權(quán)力的缺失。互聯(lián)網(wǎng)與金融科技的使用一方面使農(nóng)戶更方便、快捷地接觸到外部信息，積累人脈資源等社交資本，彌補(bǔ)這個層面的權(quán)力貧困[11];另一方面，互聯(lián)網(wǎng)與金融科技的使用方便了社會資本的聚集，并且能夠與市場形成更好地銜接，為廣大農(nóng)戶的電商創(chuàng)業(yè)提供契點(diǎn)?；ヂ?lián)網(wǎng)與金融科技可以對農(nóng)戶提供從組織生產(chǎn)、技術(shù)指導(dǎo)到金融服務(wù)等一系列支持，為農(nóng)村地區(qū)的廣大農(nóng)戶以家庭為單位的生產(chǎn)經(jīng)營與創(chuàng)業(yè)活動提供便利，使其有效參與到蓬勃發(fā)展的電商經(jīng)濟(jì)中來。綜上分析，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)2：社會資本獲取在互聯(lián)網(wǎng)與金融科技間具有中介效應(yīng)。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）研究模型

本文對主效應(yīng)檢驗(yàn)運(yùn)用的實(shí)證分析模型為回歸分析，對于社會資本獲取與金融資本中介效應(yīng)的檢驗(yàn)，本文參考Baron，Kenny和溫忠麟等檢驗(yàn)中介效應(yīng)采用的依次檢驗(yàn)的方法，該方法也是學(xué)術(shù)界檢驗(yàn)中介效應(yīng)的主流方法。

Level-1 Model：M=B0+B1*（互聯(lián)網(wǎng)與金融科技使用）+R （1）

Level-2 Model：B0=G00+G01*（年齡）+G02*（教育程度）+ G03*（家庭集體土地）+G04*（家庭重大事件）+G05*（村地理?xiàng)l件） +G06*（村礦產(chǎn)資源）+U0 （2）

Level-1 Model：Y=B0+B1*（互聯(lián)網(wǎng)與金融科技使用）+R ? ? ? ? ? （3）

Level-2 Model：B0=G00+G01*（年齡）+G02*（教育程度）+ G03*（家庭集體土地）+G04*（家庭重大事件）+G05*（村地理?xiàng)l件） +G06*（村礦產(chǎn)資源）+U0 （4）

Level-1 Model：Y=B0+B1*（互聯(lián)網(wǎng)與金融科技使用）+B2*（M）+R （5）

Level-2 Model：B0=G00+G01*（年齡）+G02*（教育程度）+ G03*（家庭集體土地）+G04*（家庭重大事件）+G05*（村地理?xiàng)l件） +G06*（村礦產(chǎn)資源）+U0 （6）

上述模型中，M為中介變量金融資本獲取、社會資本獲取，Y為因變量貧困線。

在模型1和2中，自變量X對中介變量M做回歸;在模型3和4中，自變量X對因變量Y做回歸;若上述兩模型回歸結(jié)果均顯著，在模型5和6中，自變量X、中介變量M同時對因變量Y做回歸。若自變量X對因變量Y不顯著，中介變量M對因變量Y顯著，則中介變量M具有完全中介效應(yīng);若自變量X對因變量Y顯著，但其系數(shù)的絕對值小于模型2中回歸系數(shù)，則中介變量M具有部分中介效應(yīng)。

（二）樣本數(shù)據(jù)來源

2018年，北京大學(xué)的中國社會科學(xué)調(diào)查中心為了整體了解全國的社會變遷與經(jīng)濟(jì)發(fā)展變動情況，在全國24個省（市自治區(qū)）的各城市與村落選取具有代表性的樣本家庭，對其家庭和家庭成員開展了第五輪跟蹤調(diào)查（CFPS）。本文數(shù)據(jù)來源主要選取第五輪CFPS的問卷調(diào)查數(shù)據(jù)，剔除其中城鎮(zhèn)居民的調(diào)查數(shù)據(jù)，僅保留農(nóng)村地區(qū)農(nóng)戶的調(diào)查數(shù)據(jù)，并根據(jù)本文研究需要對相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行整理篩選，最終得到6137份有效問卷數(shù)據(jù)。

（三）變量設(shè)計(jì)

本文的自變量是農(nóng)戶對于互聯(lián)網(wǎng)與金融科技的使用情況，參考冷晨昕與陳前恒（2017）的研究經(jīng)驗(yàn)，將互聯(lián)網(wǎng)與金融科技使用分為兩個方面，一個是農(nóng)戶對于電商第三方支付中介平臺（支付寶、微信錢包與QQ財(cái)付通支付）的了解與應(yīng)用情況，另一個是農(nóng)戶對互聯(lián)網(wǎng)眾籌與民間P2P借貸的了解與使用情況。將上述兩個層面的問題轉(zhuǎn)化為“0”“1”虛擬變量，“0”代表不知道或沒有用過，“1”代表知道或使用過。

本文的中介變量是農(nóng)戶社會資本獲取與金融資本獲取情況。參考劉一偉和汪潤泉（2017）的研究經(jīng)驗(yàn)，本文將農(nóng)戶在家庭禮金方面全年花費(fèi)的對數(shù)值作為社會資本的代理變量[12]。參考張豪和譚燕紫（2013）對于該話題的研究經(jīng)驗(yàn)，本文將農(nóng)戶從民間借貸市場或親戚朋友處籌借的資金額的對數(shù)值代表金融資本的獲取情況[13]。

關(guān)于減貧效應(yīng)，涉及到對于農(nóng)戶貧困的界定。當(dāng)前，不論是政府層面還是學(xué)術(shù)界，均以是否達(dá)到貧困線作為判斷標(biāo)準(zhǔn)。對于農(nóng)村地區(qū)貧困線的最新標(biāo)準(zhǔn)是2010年出臺的“新標(biāo)準(zhǔn)”。依據(jù)“新標(biāo)準(zhǔn)”，若農(nóng)戶的家庭人均年收入低于2300元，即可界定為貧困。由于本文的研究話題具有中國情境，因而本文采用此標(biāo)準(zhǔn)作為國家貧困線來定義農(nóng)戶是否貧困，“0”代表農(nóng)戶的家庭人均年收入不低于2300元，屬于非貧困戶;“1”代表農(nóng)戶的家庭人均年收入低于2300元，為貧困戶，貧困效應(yīng)越弱，代表減貧效應(yīng)效果越顯著。

此外，本文增加了三類控制變量：一是個體特征方面，由于不同年齡階段的農(nóng)戶對互聯(lián)網(wǎng)與金融科技的認(rèn)知和使用具有較大差異，因此選取戶主年齡作為控制變量;不同受教育程度的農(nóng)戶在互聯(lián)網(wǎng)與金融科技的認(rèn)知和使用能力方面存在差距，本文將受教育程度作為控制變量。二是家庭特征方面，本文將農(nóng)戶所處家庭的特征作為控制變量?？紤]到我國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)對于土地的依賴性，家庭是否擁有集體土地，擁有土地的規(guī)模是影響農(nóng)戶收入狀況的重要經(jīng)濟(jì)指標(biāo);此外，農(nóng)村家庭的抗風(fēng)險能力低，任何重大事件的發(fā)生對其貧富狀況影響深遠(yuǎn)，例如子女上大學(xué)、婚嫁與城市購房等，因此本文將家庭擁有土地使用權(quán)規(guī)模與家庭重大事件狀況作為控制變量。三是農(nóng)戶所處村落的特征方面。由于村落所處地理位置情況對其貧富情況影響較大，地貌特征良好、交通便捷并且距離發(fā)達(dá)地區(qū)較近的村落經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平更高，往往更容易獲取社會資本和金融資本以增加收入，同時，地理位置情況也會影響農(nóng)戶對于互聯(lián)網(wǎng)與金融科技的認(rèn)知和接受水平;村落自身的資源條件也會對農(nóng)戶收入狀況產(chǎn)生影響，例如，地處天然礦產(chǎn)區(qū)的村落經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與其他地區(qū)可能存在差異。因此，本文將村落地理?xiàng)l件與礦產(chǎn)資源狀況作為控制變量。

四、實(shí)證結(jié)果分析

本文數(shù)據(jù)分析主要運(yùn)用的統(tǒng)計(jì)軟件與數(shù)據(jù)分析方法有：運(yùn)用SPSS19.0進(jìn)行信度分析、描述性統(tǒng)計(jì)與變量相關(guān)性分析;運(yùn)用AMOS21.0進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析;運(yùn)用SPSS19.0進(jìn)行回歸分析，驗(yàn)證模型的主效應(yīng)與中介效應(yīng)，中介效應(yīng)的實(shí)證分析方法是三步檢驗(yàn)法。

（一）因子分析

如表1列出本研究中涉及主要變量的標(biāo)準(zhǔn)差、平均值，并且對自變量、控制變量、調(diào)節(jié)變量和因變量之間作相關(guān)性分析，相關(guān)性的初步驗(yàn)證為后續(xù)研究做重要參考。

析（CFA），根據(jù)模型的數(shù)據(jù)擬合指標(biāo)結(jié)果來判斷模型的擬合 ?本研究采用AMOS21.0軟件對研究模型進(jìn)行驗(yàn)證性因子分效果。如表2顯示了做驗(yàn)證性因子分析的結(jié)果，結(jié)果顯示：互聯(lián)網(wǎng)與金融科技使用、金融資本獲取、社會資本獲取、貧困線四因子模型的擬合效果最好。

（二）主效應(yīng)檢驗(yàn)

1.互聯(lián)網(wǎng)與金融科技使用對農(nóng)戶減貧效應(yīng)影響。根據(jù)表3回歸分析的結(jié)果可知，模型1中，互聯(lián)網(wǎng)與金融科技使用（b=-0.386，p<0.001）對于因變量貧困線的負(fù)向影響在p<0.001程度上顯著;考慮到其他背景因素對于該結(jié)果的干擾性，在模型2中加入農(nóng)戶個體特征作為控制變量后，互聯(lián)網(wǎng)與金融科技使用（b=-0.307，p<0.001）對于因變量貧困線的負(fù)向影響依然在p<0.001程度上顯著;在模型3中再加入農(nóng)戶家庭特征作為控制變量，互聯(lián)網(wǎng)與金融科技使用（b=-0.288，p<0.001）對于因變量貧困線的負(fù)向影響依然在p<0.001程度上顯著;在模型4中再加入農(nóng)戶村落特征作為控制變量，互聯(lián)網(wǎng)與金融科技使用（b=-0.244，p<0.001）對于因變量貧困線的負(fù)向影響依然在p<0.001程度上顯著。因此，在排除農(nóng)戶個體、家庭與村落背景因素干擾下，互聯(lián)網(wǎng)與金融科技的使用能有效降低農(nóng)戶的貧困效應(yīng)。

2.農(nóng)戶個體、家庭與村落特征對農(nóng)戶減貧效應(yīng)影響。在模型2中，農(nóng)戶的年齡（b=0.079，p<0.1）對于因變量貧困線的負(fù)向影響在p<0.1程度上顯著，受教育程度（b=-0.093，p<0.1）對于因變量貧困線的負(fù)向影響在p<0.1程度上顯著。本文選取樣本群體年齡段為成年人群體，在成年人群體中，相比于老年群體，青中年群體年輕力壯，社交能力更廣，資源更豐富，更有可能擺脫貧困。受教育程度對農(nóng)戶的貧富狀況有顯著影響，高學(xué)歷農(nóng)戶對知識技術(shù)的學(xué)習(xí)應(yīng)用能力更強(qiáng)，從外界獲取資源有利于自身減貧。

在模型3中，農(nóng)戶家庭擁有的集體土地（b=-0.126，p<0.001）與家庭重大事件（b=-0.201，p<0.001）對于因變量貧困線的負(fù)向影響均在p<0.001程度上顯著。對于農(nóng)戶而言，其家庭所擁有的土地對于農(nóng)戶有特殊意義，對于滿足其基本生活保障十分重要，擁有土地可以防止其陷入過度貧困。本文的研究結(jié)果顯示，家庭發(fā)生的重大事件具有一定的減貧效應(yīng)，這可能源于結(jié)婚、子女高考事件獲取的相關(guān)禮金等。

在模型4中，農(nóng)戶村落的地理?xiàng)l件強(qiáng)弱（b=-0.155，p<0.001）與村落是否具有礦產(chǎn)資源（b=-0.198，p<0.001）對于因變量貧困線的負(fù)向影響均在p<0.001程度上顯著。擁有天然地理優(yōu)勢的村落，一方面有利于進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，保障農(nóng)戶基本的種植業(yè)收入;另一方面，往往擁有更好的交通區(qū)位優(yōu)勢和外部吸引力，更有利于吸引外部資源。具有礦產(chǎn)資源的村落，農(nóng)戶反而具有更高的貧困率。這可能源于近年來礦產(chǎn)區(qū)過度開采，資源耗盡帶來的經(jīng)濟(jì)發(fā)展落后。

（三）中介效應(yīng)的檢驗(yàn)

對于金融資本獲取中介效應(yīng)的檢驗(yàn)，本文采用Baron和Kenny（1986）提出的依次檢驗(yàn)法。在模型1中，互聯(lián)網(wǎng)與金融科技使用與金融資本獲取的正向關(guān)系顯著（b=0.196，p<0.001）;在模型2中，互聯(lián)網(wǎng)與金融科技使用與貧困線的負(fù)向關(guān)系顯著（b=-0.394，p<0.001）;在模型3中同時加入自變量與中介變量，實(shí)證結(jié)果顯示金融資本獲取與貧困線負(fù)向關(guān)系顯著（b=-0.235，p<0.001），互聯(lián)網(wǎng)與金融科技使用與貧困線的負(fù)向關(guān)系仍然顯著（b=-0.256，p<0.001），但模型3中系數(shù)的絕對值0.256<模型2中系數(shù)的絕對值0.394，即金融資本獲取在互聯(lián)網(wǎng)與金融科技使用與貧困線的負(fù)向關(guān)系間起部分中介作用，假設(shè)1得到部分驗(yàn)證。這一結(jié)論與過往文獻(xiàn)研究相吻合，互聯(lián)網(wǎng)與金融科技帶來的技術(shù)便利性，對于農(nóng)戶獲取資金的渠道與效率提升明顯，這在一定程度上會緩解農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)增收資金需求。

在模型1中，互聯(lián)網(wǎng)與金融科技使用與社會資本獲取的正向關(guān)系顯著（b=0.473，p<0.001）;在模型2中，互聯(lián)網(wǎng)與金融科技使用與貧困線的負(fù)向關(guān)系顯著（b=-0.330，p<0.001）;在模型3中同時加入自變量與中介變量，實(shí)證結(jié)果顯示社會資本獲取與貧困線負(fù)向關(guān)系顯著（b=-0.139，p<0.001），但互聯(lián)網(wǎng)與金融科技使用與貧困線的負(fù)向關(guān)系不顯著（b=-0.045），即社會資本獲取在互聯(lián)網(wǎng)與金融科技使用與貧困線的負(fù)向關(guān)系間起完全中介作用，假設(shè)2得到驗(yàn)證?；ヂ?lián)網(wǎng)技術(shù)的飛速發(fā)展，對于農(nóng)戶的社交資源積累提供更多可能性，加強(qiáng)了居民對貧困的抵抗彈性，為農(nóng)戶提供了更多的創(chuàng)業(yè)增收機(jī)會。

五、結(jié)論與建議

互聯(lián)網(wǎng)與金融科技技術(shù)飛速發(fā)展，為農(nóng)戶的扶貧工作帶來了新的思路與助力。本文選取2018年的農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，實(shí)證研究了互聯(lián)網(wǎng)與金融科技使用的減貧效應(yīng)機(jī)制。研究結(jié)果表明：第一，農(nóng)戶個體、家庭與村落特征對農(nóng)戶的貧富狀況有影響;第二，考慮不同的農(nóng)戶個體、家庭與村落背景，互聯(lián)網(wǎng)與金融科技使用對農(nóng)戶均具有減貧效應(yīng);第三，互聯(lián)網(wǎng)與金融科技使用通過影響農(nóng)戶的金融資本、社會資本獲取對農(nóng)戶產(chǎn)生減貧效應(yīng)，金融資本與社會資本獲取是兩者影響機(jī)制中重要的中介變量。本文的研究結(jié)論也具有重要的實(shí)踐啟示。首先，要加強(qiáng)廣大農(nóng)村地區(qū)的互聯(lián)網(wǎng)與金融科技基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)，提升農(nóng)戶上網(wǎng)的便利性，并在一定程度上減輕農(nóng)戶的上網(wǎng)成本，使廣大農(nóng)戶不僅“上得了網(wǎng)”，還能“用得起網(wǎng)”。其次，要完善政策和金融資源的精準(zhǔn)配套，借助互聯(lián)網(wǎng)與金融科技實(shí)現(xiàn)精準(zhǔn)扶貧，讓扶貧資源在社會資源配置中能夠有效發(fā)揮優(yōu)化與集成作用。最后，要引導(dǎo)農(nóng)戶的社會資本積累，充分利用互聯(lián)網(wǎng)的社交屬性，讓農(nóng)戶通過互聯(lián)網(wǎng)加強(qiáng)與外界的聯(lián)系，不斷拓展農(nóng)村居民的非農(nóng)就業(yè)渠道，打造農(nóng)村居民增收的平臺。

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（作者單位：中國社會科學(xué)院大學(xué) 北京 100000）

[作者簡介：王共明（1989—），女，北京市人，漢族，中國社會科學(xué)院大學(xué)2018級博士在讀，主要研究方向勞動經(jīng)濟(jì)學(xué)。]

（責(zé)編：若佳）