鄭景麗，沈 洋，周鵬飛

（重慶師范大學經(jīng)濟與管理學院，重慶401331）

一、引 言

貧困問題是制約一個國家發(fā)展的重要難題，其涉及的不僅僅是經(jīng)濟問題，還在于深層次的社會規(guī)范、政策和制度問題。因社會體制不公而導致的政治、經(jīng)濟以及文化權(quán)力等的缺失，是世界各國邁向現(xiàn)代化所必須解決的問題[1][2]。信息不對稱理論指出在市場經(jīng)濟活動中，各類人員對信息的掌握程度是有差異的，掌握信息比較充分的人員在市場經(jīng)濟活動中往往處于優(yōu)勢地位，而信息貧乏的人員往往處于不利地位。在典型城鄉(xiāng)二元社會體系中，尤其是西部農(nóng)村地區(qū)，信息不充分則會導致低收入群體處于信息博弈過程中的弱勢地位，其帶來的利益分配不均衡和社會不公平現(xiàn)象尤為明顯，這剝奪了個體公平享受社會資源的權(quán)利[3]。信息是一種“賦能資源”，也是一種無形資本，已成為催化社會經(jīng)濟繁榮不可或缺的生產(chǎn)要素。農(nóng)村信息化的發(fā)展一方面能夠提高信息傳遞的便利性以及帶動信息流動和共享，從而緩解信息不充分問題，改善低收入者不利博弈地位，另一方面還能夠強化農(nóng)村基層治理、拓寬非農(nóng)就業(yè)渠道以及推廣普惠服務等以改善居民生活質(zhì)量[4]。

隨著信息化建設的不斷推進，互聯(lián)網(wǎng)在農(nóng)村地區(qū)迅速推廣并使用，2020年9月中國互聯(lián)網(wǎng)絡信息中心（CNNIC）公布的第46次《中國互聯(lián)網(wǎng)絡發(fā)展狀況統(tǒng)計報告》指出：截至2020年6月，我國農(nóng)村網(wǎng)民規(guī)模為2.85 億，占整體網(wǎng)民的30.4%，較2020 年3 月增加3063 萬；農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)普及率達到52.3%，較2020年3月提升6.1個百分點，城鄉(xiāng)地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)普及率差距進一步縮小6.3個百分點，農(nóng)村和城市“同網(wǎng)同速”的時代正在來臨，信息化建設正深刻影響著農(nóng)村居民的生產(chǎn)生活。黨的十九大以來，國家持續(xù)聚焦信息化建設狀況，相繼發(fā)布了《關于實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的意見》《鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃（2018～2022年）》《數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展戰(zhàn)略綱要》等一系列政策文件，這些文件均著重強調(diào)了我國農(nóng)村信息化建設的必要性，并突出說明了農(nóng)村信息化建設對推進我國鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略和實現(xiàn)區(qū)域性精準脫貧有著重大影響。盡管脫貧攻堅戰(zhàn)開展以來，我國減貧事業(yè)取得了舉世矚目的成就，但由于受到自然環(huán)境、要素稟賦和其他制度性條件約束，西部地區(qū)貧困問題依然嚴峻，表現(xiàn)出人窮地也窮的特征[5]。14個集中連片特困地區(qū)涉及西部的有12個，作為脫貧攻堅主戰(zhàn)場的“三區(qū)三州”深度貧困地區(qū)也在西部地區(qū)。再由于生態(tài)環(huán)境脆弱、基礎設施薄弱以及信息空間不足等原因，西部農(nóng)村地區(qū)信息化建設的起步和發(fā)展要比東部沿海發(fā)達地區(qū)緩慢和滯后，區(qū)域間存在著較大的“信息鴻溝”，非平衡性增長的“涓滴效應”制約著西部貧困地區(qū)群眾均衡獲取經(jīng)濟發(fā)展紅利，這顯然不利于我國全面建成小康社會目標的實現(xiàn)。信息扶貧作為加速彌合城鄉(xiāng)“數(shù)字鴻溝”和培育形成“造血機制”的有效途徑之一，其在精準扶貧工作中扮演的角色越發(fā)重要。因而瞄準信現(xiàn)代信息對西部地區(qū)減貧效用，驗證信息化建設能否推動西部農(nóng)村地區(qū)生活福利改善以及回答如何最大程度發(fā)揮現(xiàn)代信息技術(shù)益貧作用，這有對于激發(fā)西部地區(qū)脫貧內(nèi)生動力，推動減貧事業(yè)高質(zhì)量完成，進而實現(xiàn)脫貧攻堅與鄉(xiāng)村振興有效銜接具有重要意義。

二、文獻回顧

如何消除貧困一直是學者關注的重點話題。隨著農(nóng)村信息化建設不斷推進，特別是在精準扶貧的大背景下，信息化作為一種偏向型技術(shù)進步，其是否具有減貧效用學界對此做了大量探索，大致可以分為以下三個方面：

一是農(nóng)村信息化建設與城鄉(xiāng)收入差距之間的研究。多數(shù)學者指出農(nóng)村信息化建設能夠緩解貧困問題，例如韓長根（2017）基于省級面板數(shù)據(jù)，運用系統(tǒng)GMM模型考察了互聯(lián)網(wǎng)普及與城鄉(xiāng)收入差距之間的關系，發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)普及對城鄉(xiāng)居民收入的影響顯著為正，能夠很好地縮小城鄉(xiāng)收入差距[6]。程名望（2018）通過采用省級面板數(shù)據(jù)與中國社會調(diào)查微觀數(shù)據(jù)對其進行研究，發(fā)現(xiàn)信息化推進與城鄉(xiāng)收入差距的影響呈現(xiàn)出先增后降的“倒U型”趨勢，農(nóng)民享受的互聯(lián)網(wǎng)紅利要明顯大于城鎮(zhèn)地區(qū)[7]。也有人指出因各個地區(qū)信息化基礎網(wǎng)絡設施普及狀況和居民自身素質(zhì)不同，使得信息富有者和信息貧困者之間出現(xiàn)“數(shù)字鴻溝”，拉大了城鄉(xiāng)收入差距[8]。賀婭萍（2019）從搜尋成本角度論證了互聯(lián)網(wǎng)對城鄉(xiāng)居民的數(shù)字紅利作用，認為農(nóng)村居民受制于收入水平和受教育水平，不能充分享受互聯(lián)網(wǎng)帶來的降成本效應，因而互聯(lián)網(wǎng)普及拉大了城鄉(xiāng)收入差距[9]。譚燕芝（2017）指出農(nóng)村網(wǎng)民在互聯(lián)網(wǎng)的使用上由于信息接受能力和欣賞能力缺陷，信息化的不斷發(fā)展拉大了城鄉(xiāng)居民收入差距[10]。

二是信息化建設減貧效應研究，主要集中在絕對貧困、相對貧困和多維貧困等方面。Khizer（2014）采用協(xié)整模型分析了信息通信技術(shù)對巴基斯坦貧困村莊的影響，研究發(fā)現(xiàn)無論從短期還是長期來看，信息通信技術(shù)都能夠顯著改善經(jīng)濟邊緣群體生活條件，且時間越長益貧作用越顯著[11]。高夢滔（2008）通過GMM估計法研究了農(nóng)戶的信息服務利用率對農(nóng)戶收入和貧困發(fā)生率的影響，指出信息服務利用水平對農(nóng)戶增收和降低貧困絕對發(fā)生率都有正向作用，特別是電信服務的利用水平具有顯著的惠及窮人效果[12]。李麗霞（2019）使用CFPS2018 數(shù)據(jù)對互聯(lián)網(wǎng)使用降低農(nóng)戶多維貧困的關系進行了論證，研究發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)使用能夠有效降低農(nóng)戶的多維貧困，而且在高維貧困上互聯(lián)網(wǎng)的減貧效用更大[13]。張含宇（2020）指出信息化在農(nóng)村普及顯著降低了農(nóng)村貧困的廣度、深度和強度，但減貧效用具有地區(qū)差異，在西部地區(qū)能夠很好地緩解相對貧困問題，而在東部和中部地區(qū)卻加劇了相對貧困問題[14]。趙浩鑫（2019）指出本地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展能夠有效降低農(nóng)村恩格爾系數(shù)，緩解相對貧困問題，但對于鄰近地區(qū)卻具有負向溢出效應，即本地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)加劇了鄰近地區(qū)貧困問題[15]。周向紅等（2017）指出推進農(nóng)村信息化建設，增強移動電話和互聯(lián)網(wǎng)推廣能夠有效緩解個體能力貧困[16]。

三是信息化減貧的中間傳導媒介，主要集中在互聯(lián)網(wǎng)金融、農(nóng)村電商以及非農(nóng)就業(yè)等方面進行。田勇指出互聯(lián)網(wǎng)進村能夠顯著降低農(nóng)村貧困發(fā)生率，而家庭創(chuàng)業(yè)在互聯(lián)網(wǎng)進村進程中發(fā)揮著中介作用，互聯(lián)網(wǎng)進村從生產(chǎn)、銷售以及第三方服務等方面為農(nóng)村家庭開展電商經(jīng)濟提供了便利，這有助于鄉(xiāng)村整體脫貧[17]。鄭剛等（2020）指出“淘寶村”是基于互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)所產(chǎn)生包容性創(chuàng)業(yè)的一種典型模式，能夠顯著降低低收入者群體陷入貧困狀態(tài)的發(fā)生概率[18]。董玉峰等（2020）指出基于現(xiàn)代信息技術(shù)飛速進步而衍生出的數(shù)字普惠金融突破了傳統(tǒng)金融空間約束、信息不對成以及金融推廣成本高的制約，有助于提高金融服務的廣度和深度，進而減緩貧困[19]。唐紅濤等（2019）運用空間計量模型探究了農(nóng)村電商減貧的空間溢出效應，指出農(nóng)村電商對本地貧困減緩作用具有正向溢出效應[20]。

綜上所述，已有較多文獻探討了信息化建設對貧困群體收入的影響，為本文研究兩者關系提供了思路和方法借鑒，但仍有邊際改進的空間。第一，已有文獻在探討信息化減貧效應時更傾向利用互聯(lián)網(wǎng)普及率或是否使用手機來衡量信息化水平，在信息技術(shù)快速發(fā)展的背景下，人們參與信息化的深度和廣度差異巨大，若簡單使用單一指標，信息化對農(nóng)戶日常生活的重要程度則無法體現(xiàn)；第二，鮮有文獻對比研究在不同貧困標準下信息化減貧效應是否存在差異，也鮮有文獻回答在不同的貧困標準下信息化減貧是否存在異質(zhì)性這一問題。鑒于此，本文通過CFPS2018數(shù)據(jù)庫，考慮使用深度、覆蓋廣度以及重要程度等因素更加綜合地衡量現(xiàn)階段我國信息化建設的實際推廣效果。在此基礎上引用國內(nèi)三個貧困標準來探究信息化減貧是否存在異質(zhì)性，為后扶貧治理時代緩解相對貧困問題建言獻策。

三、數(shù)據(jù)來源、變量選取與模型構(gòu)建

（一）數(shù)據(jù)簡介

本文中所使用的數(shù)據(jù)來源于2018年北京大學中國社會科學調(diào)查中心（ISSS）實施的中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）的調(diào)查結(jié)果。CFPS是一項全國綜合性家庭社會追蹤調(diào)查工作，其重點調(diào)查關注中國居民的經(jīng)濟與非經(jīng)濟福利維度，涉及經(jīng)濟行為、教育獲得、家庭關系以及家庭動態(tài)、人口遷移、身心健康等在內(nèi)的諸多研究主題，旨在通過追蹤收集個體、家庭、社區(qū)三個層面的數(shù)據(jù)來反映中國社會、經(jīng)濟、人口、教育和健康的變遷，為學術(shù)研究和公共政策分析提供數(shù)據(jù)支撐。CFPS的調(diào)查對象為中國25個省、自治區(qū)、直轄市（未涵蓋新疆、西藏、青海、內(nèi)蒙古、寧夏、海南以及港澳臺地區(qū)）中的家庭戶和樣本家庭戶中的所有家庭成員，總樣本規(guī)模為14241戶家庭、32669個體。本文所使用的數(shù)據(jù)樣本為西部農(nóng)村地區(qū)，為反映西部近期農(nóng)村現(xiàn)實情況，將居住地址、戶口為城鎮(zhèn)以及非西部地區(qū)的個體數(shù)據(jù)予以剔除，最終保留樣本數(shù)據(jù)量為2116個。

（二）變量選取

1.被解釋變量

農(nóng)戶貧困。當前學界對于貧困的研究多采用絕對收入、貧困發(fā)生率等指標來作為代理變量，本研究參考彭文慧（2020）[21]的做法，根據(jù)家庭年人均絕對收入作為代理變量?，F(xiàn)階段我國沿用的絕對貧困標準是以2011年的2300元不變價為基準的，根據(jù)物價變動，采用價格指數(shù)對2300元的貧困標準進行換算得出2018年的絕對收入貧困標準為3535元。此外，為使得所測算的結(jié)果更具合理性、廣泛性和參考性，借鑒Ferreira（2016）[22]的做法，本研究還引入2015年世界銀行基于購買力評價公布的人均日消費1.9美元和3.1美元作為國際極端貧困標準和一般貧困標準。若農(nóng)戶年收入低于貧困標準，即農(nóng)戶處于貧困狀態(tài)，則將其賦值為1，反之則賦值為0。

2.核心解釋變量

農(nóng)村信息化。已有文獻在衡量農(nóng)村信息化水平時往往使用例如是否使用手機等單一指標，這顯然不能對農(nóng)村個體參與信息化程度進行綜合考量。為更加全面考察農(nóng)民參與信息化水平，本研究根據(jù)CFPS數(shù)據(jù)庫問卷的問題選取4個維度共計14個指標對農(nóng)村信息化水平進行測量，具體評價指標體系及其賦值見表1。其計算方式參照李訓（2019）[23]、王鋼（2020）[24]以及尹志超（2014）[25]的做法，先對各個指標的賦值進行加總再采用因子分析法計算綜合得分。其中，在計算綜合得分時采用迭代主因子分析法進行計算。在進行因子分析前需要采用KMO檢驗以及Bartlett球形度檢驗對加總后的四個維度指標進行檢驗，結(jié)果顯示，KMO的值等于0.680，Bartlett球形度檢驗的P值為0.000，表明數(shù)據(jù)適合做因子分析。依據(jù)經(jīng)驗法則，根據(jù)特征根的大小提取一個公因子，其累積方差貢獻率為83.8%，對整體指標有較強的解釋力度。

表1 農(nóng)業(yè)信息化評價體系

3.其他解釋變量

為了盡可能地緩解遺漏變量致使所測算結(jié)果有偏的問題，本研究還盡可能地從個人層面、家庭層面以及社會層面對個體進行控制。

（1）個體特征變量。農(nóng)戶的個體實際情況也會對農(nóng)戶的貧困狀態(tài)造成影響，選取個體受教育程度、健康狀況和年齡進行控制。隨著農(nóng)戶整體素質(zhì)的上升，其眼界以及處理突發(fā)事件的能力也會隨之提高，根據(jù)受訪者回答的受教育程度，對受教育程度進行有序排序賦值，小學及以下水平賦值1，中學賦值為2，大學及以上賦值為3。近年來，隨著醫(yī)療費用、生活成本上漲，因病致貧現(xiàn)象已成為我國農(nóng)村地區(qū)一個較為嚴重的社會問題。特別是西部基層深度貧困群體貧病交加的情況依然嚴峻，將近八成農(nóng)戶遭遇健康問題，因病致貧返貧的比例占到總?cè)丝诘?0 以上，已成為首要致貧原因（徐小言，2018）[26]。不健康賦值為1，比較健康或健康賦值為0。

（2）家庭特征變量。家庭作為一個基本的經(jīng)濟生產(chǎn)單位，其具體情況也會影響到農(nóng)戶的貧困狀態(tài)。本研究引入家庭人均收入、家庭成員數(shù)量、是否土地流轉(zhuǎn)情況、是否有貸款以及家庭存款五個家庭特征變量進行控制。家庭存款人均收入的多少不僅直接反映了家庭財富的積累情況，而且還反映出家庭在面臨突發(fā)事件時抵御風險的能力，這可能緩解農(nóng)戶因病致貧、教育致貧以及突發(fā)公共事件致貧等問題。在農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)政策的指引下，通過土地流轉(zhuǎn)機制，一方面農(nóng)戶能夠通過經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)讓而獲得收益，另一方面土地問題的解決還能夠釋放家庭勞動力，從而有更多的機會從事二、三產(chǎn)業(yè)，增加非農(nóng)收入。家庭成員數(shù)量在一定程度上能夠反映出家庭的勞動力水平，數(shù)量越多就越有機會為家庭分擔事務，增加經(jīng)濟收入。是否土地流轉(zhuǎn)和是否有貸款為二分類變量，是賦值為1，否則賦值為0。

（3）社會特征變量。農(nóng)戶作為社會生產(chǎn)單元的基本構(gòu)成部分，整體社會發(fā)展狀況也會影響農(nóng)戶的貧困狀況，本研究引入是否收到社會資助、是否收到政府補助、是否領取養(yǎng)老金以及是否從事個體經(jīng)營四個特征變量進行控制。社會捐助作為私人救助力量長期以來在我國緩解農(nóng)戶貧困問題，改善農(nóng)戶生活狀態(tài)以及增加國民福利上發(fā)揮著重要作用，與此同時政府救助作為官方救助力量也對消除貧困問題起到社會兜底作用。此外，是否經(jīng)商可能會影響農(nóng)戶社會資本網(wǎng)絡和非農(nóng)收入，這可能影響著農(nóng)戶的貧困狀態(tài)。對于二分類變量的處理，是賦值為1，反之則賦值為0。

（三）模型構(gòu)建

由于本文的被解釋變量為“是否貧困”的二值變量，根據(jù)變量的數(shù)據(jù)分布特征選用Probit模型進行回歸分析。含有內(nèi)生變量的Probit模型通常有兩種估計方法：極大似然估計法（MLE）和兩步法，但由于兩步法在計算過程中第一步的誤差被代入到了第二步之中，其估計效率要低于MLE估計，因此本研究選取MLE估計法進行估計?；谝陨显O定，本文構(gòu)建的計量模型為：

Pr(yi= 1) = φ(αInterneti+ βZi+ εi)

上式中，y表示農(nóng)戶貧困狀態(tài)，本研究選取國內(nèi)貧困標準、國際極端貧困標準和國際一般貧困標準對農(nóng)戶的貧困狀態(tài)進行衡量；Internet表示信息化程度，Z為家庭層面、個體層面以及社會層面的控制變量，i為個體，ε為隨機擾動項，α和β表示待估計參數(shù)。α為本文所重點關注的參數(shù)，若α的取值大于0，表明信息化水平越高則農(nóng)戶發(fā)生貧困的概率越高；反之，若α的取值小于0，則代表信息化水平越高農(nóng)戶發(fā)生貧困的概率也就越低。

四、信息化減貧效應實證分析

本研究實證部分主要包括三個部分：首先是采用Probit模型對農(nóng)村信息化減貧做基準實證分析，分析農(nóng)村信息化的減貧效應究竟如何；再次是通過增加控制變量，換用Logit 模型和線性概率模型以及變化樣本容量的方法做穩(wěn)健性檢驗，以驗證基準估計結(jié)果的穩(wěn)健性；最后是考慮到影響減貧以及農(nóng)村信息化發(fā)展的因素較多，以及遺漏變量的存在或是反向因果關系可能會使得基準回歸中由于內(nèi)生性問題使得測算結(jié)果有偏，因此采用IV-probit模型對內(nèi)生性問題進行糾正。

（一）基準回歸分析

1.西部地區(qū)信息化建設反貧效應結(jié)果分析

運用Stata 15.1軟件對模型進行運算，其估計結(jié)果見表2。從結(jié)果來看，根據(jù)我國現(xiàn)行貧困標準條件，信息化水平的提高能夠顯著改善農(nóng)戶貧困狀況，隨著信息化參與度的提高，農(nóng)戶的貧困發(fā)生概率將會降低22.85%。其背后的傳導機理可能在于以下三個方面：

一是信息化作為一種偏向型技術(shù)進步能夠提高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率。信息化向農(nóng)村地區(qū)延伸融合的過程中，在農(nóng)業(yè)物聯(lián)網(wǎng)、大數(shù)據(jù)分析以及農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣方面發(fā)揮著重要作用，這有助于促進農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化建設；此外，對于被現(xiàn)代技術(shù)替代的剩余勞動力能夠通過“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”所產(chǎn)生的新業(yè)態(tài)而提高實現(xiàn)自我雇傭和從事非農(nóng)就業(yè)以成為工資獲得者的概率，這拓寬了農(nóng)民增收渠道。

二是信息化作為一種高效傳播信息的媒介，能夠促進農(nóng)戶積累社會資本從而影響改善貧困狀態(tài)。社會資本作為一種以社會網(wǎng)絡為載體的社會性資源，其主要依靠相互之間平時的溝通交流所積累。我國西部農(nóng)村地區(qū)是一個典型的“鄉(xiāng)土社會”，在信息化的影響下，一方面有助于推動農(nóng)戶間隨時實現(xiàn)面對面溝通，降低為維持相互關系所需要的時間成本和通信成本，從而為維持已有親朋好友聯(lián)系、發(fā)展強關系提供便利；另一方面，信息化的發(fā)展為建立更多弱聯(lián)系提供了更多可能，通過互聯(lián)網(wǎng)平臺低自尊和低滿意感的人更易于利用互聯(lián)網(wǎng)社交平臺建立聯(lián)系[27]，這在CFPS 問卷中“是否與網(wǎng)友聊天”“是否與網(wǎng)友見面”等問題中也得到了驗證。

三是信息基礎設施作為一種信息傳播載體，能夠通過降低信息費用、減少信息不充分不對稱以及為各項政策的實施提供便利從而影響農(nóng)戶的貧困狀態(tài)。與傳統(tǒng)信息傳播技術(shù)相比，現(xiàn)代互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)作為一種高效的信息傳播載體不僅能降低農(nóng)戶信息獲取成本，提高信息傳播的效率，還能拓寬信息傳播范圍，這對于消除市場信息不對稱，拉進城鄉(xiāng)溝通距離，降低信息搜尋成本以及克服信息壁壘具有顯著促進作用。

2.其他解釋變量結(jié)果分析

（1）從個體特征來看。個體的健康狀況在10%顯著性水平下正向影響農(nóng)戶的貧困發(fā)生率，表明相較于健康群體而言，不健康的農(nóng)戶是貧困群體的概率更大。隨著醫(yī)療成本和生活成本不斷增加，又限制于鄉(xiāng)村醫(yī)療基礎設施整體水平不高，因而“小病不去看，大病不敢看”在農(nóng)村成為一種普遍社會現(xiàn)象。現(xiàn)階段西部農(nóng)村地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主要以勞動力投入為主，沉重的勞動付出、低下的醫(yī)療水平和不健全的醫(yī)療衛(wèi)生社會保障相匹配，為農(nóng)戶因病致貧埋下了隱患。個體年齡在10%顯著性水平正向影響個體貧困，表明年齡越大，越容易陷入貧困狀態(tài)。受教育程度在5%顯著性水平下負向影響個體貧困，受教育程度能夠直接影響到個體人力資本，受教育程度越高，其市場競爭能力也就越強，這有助于提高收入。

（2）從家庭特征來看。農(nóng)戶人均收入在1%顯著性水平下能夠顯著的抑制其貧困發(fā)生的概率，這和判斷個體是否貧困與其收入直接掛鉤有關；家庭總存款這一變量在1%水平下顯著負向影響農(nóng)戶貧困，家庭存款越多，家庭創(chuàng)收的方式會有更多選擇且對抗風險的能力也會提高，會大大降低家庭陷入貧困的可能性；農(nóng)村地區(qū)家庭成員數(shù)量在1%水平下顯著正向影響其貧困狀態(tài)，表明家庭成員越多越容易導致農(nóng)戶陷入貧困。相較而言，對于家庭成員較少的家庭因其在孩子教育支出、生活支出和醫(yī)療等支出方面花費更少，在一定程度上緩解了經(jīng)濟壓力。是否有尚欠款在1%水平下顯著負向影響農(nóng)戶貧困，說明家庭中有尚未歸還的借款和貸款會降低農(nóng)村家庭陷入貧困的風險，原因一方面可能是農(nóng)戶家庭中持有與外債價值相對應的固定資產(chǎn)或者銀行定期存款，一定程度上能夠反映農(nóng)戶家庭的基本情況；另一方面，欠款的多少反映出個體信用問題或是其人際交往資本，這能夠抑制貧困的發(fā)生；此外，為緩解農(nóng)戶生產(chǎn)資金短缺的問題，正大力推行的普惠金融政策也能夠為農(nóng)戶提供利息低額度高的金融產(chǎn)品，能夠促進農(nóng)戶擴大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)或是改善生活條件，這也能夠抑制貧困發(fā)生的概率。

（3）從社會特征來看。是否從事個體經(jīng)營在1%顯著性水平下負向影響農(nóng)戶貧困，表明從事個體經(jīng)營的農(nóng)戶能夠通過商業(yè)行為獲取經(jīng)濟報酬，一方面商業(yè)經(jīng)營的營業(yè)利潤能夠直接為個體帶來經(jīng)濟收入，另一方面基于商業(yè)行為的社會資本也能夠間接為個體提供更多增加經(jīng)濟收入的機會，這能夠極大的降低貧困發(fā)生的概率。是否領取養(yǎng)老金在1%顯著性水平下正向影響貧困發(fā)生，表明領取養(yǎng)老金的群體更容易處于貧困狀態(tài)。一般而言，通過領取政府養(yǎng)老金資助能夠在一定程度上緩解老人經(jīng)濟壓力，但領取養(yǎng)老金的往往又是那些缺乏工作能力、獨自生活能力、年齡較大以及易產(chǎn)生健康問題的群體，這些群體因自身無法獲得其他渠道的收入而且還有較大的醫(yī)療支出，因其弱質(zhì)性發(fā)生貧困的概率偏大，因此在估計結(jié)果中展現(xiàn)出領取政府養(yǎng)老金的有更大的概率處于貧困狀態(tài)。是否收到社會補助在10%顯著性水平下負向影響貧困狀態(tài)，表明在民間慈善機構(gòu)、公益人士及機構(gòu)的幫助下，農(nóng)戶能夠明顯的改善生活狀況，增加經(jīng)濟收入。而是否收到政府補助雖負向影響農(nóng)戶是否貧困，但是不顯著。政府補助作為官方財政兜底的最后一道防線，在改善部分低收入生活狀況上發(fā)揮著不可替代的作用。其不顯著的原因可能是政府補助設置的門檻往往比較嚴格，滿足這一條件的群體較少，因此對于大部分群體而言其未能發(fā)揮作用，但政府補助的雖未具有統(tǒng)計學意義，但其改善群體生活福利作用的經(jīng)濟意義仍值得參考。

3.異質(zhì)性分析

從不同的貧困標準來看。本研究引入了國際不同的貧困標準來驗證信息化減貧作用是否存在異質(zhì)性，基于不同的貧困標準線得出的結(jié)果為信息化減貧作用存在異質(zhì)性。在我國現(xiàn)行貧困標準和國際一般貧困標準下，隨著信息化水平的提高，農(nóng)戶擺脫貧困的概率分別為22.85%和24.35%；但在國際極端貧困的標準下這一作用變得不顯著，其可能的原因是在極端貧困條件下農(nóng)戶更傾向解決日常吃穿等生存問題，相較于生活品質(zhì)而言其關注較少；另一方面，因互聯(lián)網(wǎng)的使用具有門檻，極端貧困戶可能無力承擔使用互聯(lián)網(wǎng)所必備的硬件設施的費用以及網(wǎng)絡資費，這就造成了信息化減貧效應不顯著。筆者根據(jù)不同貧困標準以是否接入互聯(lián)網(wǎng)作為評判標準對CFPS全樣本數(shù)據(jù)進行整理，以更加精準的把握農(nóng)村貧困群體的互聯(lián)網(wǎng)使用情況。結(jié)果顯示，在我國貧困標準和國際一般貧困標準下農(nóng)村貧困群體的互聯(lián)網(wǎng)普及率分別為23.91%和25.23%，在國際極端貧困標準下這一比例為22.79%，這佐證了在為解決日常吃穿住行等生活問題時，由于互聯(lián)網(wǎng)使用的門檻限制，農(nóng)村貧困居民對于支付使用網(wǎng)絡的硬件購買費用以及網(wǎng)絡資費的意愿有所下降；同時在極端貧困條件下的農(nóng)戶個體并不具備使用互聯(lián)網(wǎng)的技能等因素，造成使用互聯(lián)網(wǎng)對于不同貧困標準下的不同農(nóng)村貧困群體的影響效果產(chǎn)生差異。因此，在發(fā)揮信息化減貧作用的過程中還應看到不同貧困群體的實際生活狀況，根據(jù)不同的群體采取不同的政策以促進信息化減貧作用的發(fā)揮。

表2 Probit基準回歸結(jié)果

（二）穩(wěn)健性檢驗

為了驗證基準回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本研究采以下方法對于我國現(xiàn)行標準下的結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗：（1）增加控制變量法。（2）因模型殘差項可能服從標準正態(tài)分布或是服從邏輯斯蒂分布，因而采用Logit模型對Probit模型估計結(jié)果進行驗證。（3）根據(jù)Ferrer-I-Carbonell、Frijters、Angrist以及Pischke的研究指出，在模型設置合理的情況下，Probit估計與OLS估計不會存在較大的優(yōu)劣之分[28-29]，因而采用OLS 進行線性概率（LPM）估計。（4）重慶作為西部地區(qū)唯一的直轄市，其經(jīng)濟發(fā)展狀況和享受的國家政策扶持力度相較于其他城市有所不同，因而采用刪除重慶市的樣本再進行檢驗。表3中Model 1至Model 4分別報告的是增加控制變量、Logit 模型、OLS 估計以及剔除重慶市樣本數(shù)據(jù)的估計結(jié)果。從回歸結(jié)果來看，無論是采用增加控制變量法，更換模型還是剔除樣本的方法，核心解釋變量信息化對貧困狀態(tài)的相關關系和顯著性為發(fā)生明顯改變，因此可以認為基準回歸的結(jié)果是穩(wěn)健的。

表3 穩(wěn)健性檢驗

（三）內(nèi)生性問題

盡管本研究盡可能多地控制了影響農(nóng)戶貧困狀態(tài)的變量，但實證結(jié)論中仍然可能面臨模型內(nèi)生性問題的威脅，其原因不僅僅是因為遺漏變量的存在，還可能是農(nóng)村信息化發(fā)展水平與農(nóng)戶減緩貧困之間可能存在潛在的內(nèi)生關系。一方面由于農(nóng)村現(xiàn)代化的信息基礎設施不斷完善，這可能會降低農(nóng)民市場信息搜尋成本，改善信息博弈的弱勢地位，推動“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”新業(yè)態(tài)的發(fā)展，從而提高農(nóng)戶就業(yè)創(chuàng)業(yè)能力和拓寬就業(yè)渠道，增加農(nóng)戶收入；另一方面現(xiàn)代信息技術(shù)的使用狀況又會受到農(nóng)戶經(jīng)濟狀況的影響，越是貧困的群體其互聯(lián)網(wǎng)的使用概率也就越低。因而農(nóng)村信息化水平和農(nóng)民擺脫貧困之間存在雙向因果關系，這就使得模型設置仍要面臨內(nèi)生性問題威脅。為了消除反向因果關系產(chǎn)生的內(nèi)生性問題對模型估計帶來的偏差，本文選擇工具變量法來緩解模型的內(nèi)生性問題。工具變量的選擇既要保證與內(nèi)生變量有關又要滿足外生性條件，因此本文借鑒張景娜（2008）[30]和李麗霞（2020）[13]的做法，選取月電信通信費用以及所在省份農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)普及率作為工具變量對模型進行估計。其基本邏輯在于省份整體性互聯(lián)網(wǎng)普及率越高意味著使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)戶也就越多，那么農(nóng)戶群體之間就可能產(chǎn)生“物以類聚，人以群分”的現(xiàn)象以及“同伴效應”，這驅(qū)使著個體使用互聯(lián)網(wǎng)；此外，每月電信通信費用由農(nóng)戶根據(jù)自身經(jīng)濟條件和需求選取相應的網(wǎng)絡付費行為產(chǎn)生，根據(jù)消費行為的“棘輪效應”，消費習慣一旦產(chǎn)生便很難逆轉(zhuǎn)，同時，從廣義的角度來看互聯(lián)網(wǎng)的使用也屬于通信消費行為，這能在一定程度反映出農(nóng)戶每個月對互聯(lián)網(wǎng)的參與狀況。于是，所選的兩個工具變量滿足對信息化水平的關聯(lián)行為，但又不能決定農(nóng)戶是否擺脫貧困。因此，可以認定所選擇的工具變量對信息化水平有關聯(lián)效應但對農(nóng)戶貧困狀態(tài)影響是外生的。表4報告了新增工具變量的IV-Probit模型的估計結(jié)果。

表4 報告了消除內(nèi)生性問題后的信息化減貧效應估計結(jié)果。通過對比沒有消除內(nèi)生性問題的Probit估計結(jié)果發(fā)現(xiàn)表2中的結(jié)果在表4依然成立，再次驗證結(jié)果是較為穩(wěn)健的。此外，研究還發(fā)現(xiàn)相較于Probit估計結(jié)果，IV-Probit的估計結(jié)果中信息化的減貧作用得到了放大，由原本的0.2221上升到了1.0632，反映出在處理內(nèi)生性問題之后的信息化參與度高的群體有更大的概率不是貧困群體。

表4 IV-Probit內(nèi)生性估計

表5 平均邊際效應測算

表5 報告了我國現(xiàn)行貧困標準下Probit 模型和IV-Probit 模型信息化減貧作用的平均邊際效應。從表5 中可以發(fā)現(xiàn)未考慮到內(nèi)生性問題的Probit 模型的信息化減貧邊際效用為10%顯著性水平的-0.0211，表明每增加一個單位的信息化水平能夠帶來2.11%的減貧作用；但在IV-Probit模型中變成了1%顯著性水平的-1.9665，表明每增加一個單位的信息化水平能夠帶來199.65%的減貧作用，其顯著性和邊際減貧效用均得到了提升。

五、結(jié)論與政策啟示

（一）結(jié)論

本文基于2018年中國家庭動態(tài)追蹤調(diào)查的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，選取覆蓋廣度、使用深度、使用強度和重要程度四個維度共計14 個指標來構(gòu)建西部農(nóng)村地區(qū)信息建設評價體系，利用因子分析法進行合成。基于2011年確定的2300元絕對收入貧困標準以及世界銀行提出的人均日消費1.9美元和3.9美元極端貧困標準與一般貧困標準，運用Probit模型深入探討了信息化建設對西部地區(qū)農(nóng)民貧困狀態(tài)的影響。研究結(jié)果表明：（1）無論是我國貧困標準還是國際一般貧困標準，信息化建設都能夠顯著降農(nóng)村個體陷入貧困狀態(tài)的可能性；（2）以“每月電信通信費”和“所在省份的互聯(lián)網(wǎng)普及率”作為工具變量處理內(nèi)生性問題之后，信息化的減貧效應依然顯著。此外，農(nóng)戶的個體特征、家庭特征和社會特征都會不同程度的影響家庭貧困狀況。

（二）政策啟示

信息化是時代發(fā)展的大趨勢，而農(nóng)民通常被認為是保守性力量。隨著信息化建設的不斷推進，農(nóng)民對現(xiàn)代信息的需求也越來越迫切。為激發(fā)西部貧困地區(qū)脫貧內(nèi)生動力，化解農(nóng)民信息貧困問題，最大程度發(fā)揮信息化建設益貧效應，結(jié)合上文研究結(jié)果，可以從以下幾個方面進行改進：

第一，在面對“互聯(lián)網(wǎng)+”國家戰(zhàn)略的逐步推進以及西部信息化建設滯后的現(xiàn)實背景下，西部地區(qū)應以信息化扶貧新路子為指引，強調(diào)政府在信息化建設中的引領作用，積極推動信息化基礎設施建設的城鄉(xiāng)區(qū)域間協(xié)同發(fā)展，強化西部農(nóng)村地區(qū)，尤其是集中連片深度貧困地區(qū)的信息化建設力度，加快農(nóng)村貧困地區(qū)4G網(wǎng)絡覆蓋、移動蜂窩、光纖寬帶網(wǎng)絡和無線基站基礎設施建設，通過提升信息技術(shù)供給能力的方式來提高農(nóng)戶信息化參與深度和廣度，最大可能的消除因數(shù)字鴻溝造成的“信息落差”“知識分割”等問題。

第二，因互聯(lián)網(wǎng)的使用存在一定的門檻，使用互聯(lián)網(wǎng)需要一定的經(jīng)濟基礎，這限制了貧困群體互聯(lián)網(wǎng)的使用。因此，為加快推進我國貧困地區(qū)的信息化建設，擴大西部農(nóng)村地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)受眾群體，應全面落實網(wǎng)絡“提速降費”政策并出臺相關補貼措施，研究制定農(nóng)村電信資費、農(nóng)戶網(wǎng)費、農(nóng)業(yè)企業(yè)信息服務費等費用的降費措施，為貧困地區(qū)居民提供優(yōu)質(zhì)穩(wěn)定且低價的網(wǎng)絡傳輸存儲服務，著力改善低收入群體信息博弈過程中的弱勢地位，消除“數(shù)字鴻溝”，確保西部地區(qū)農(nóng)民不僅“能上網(wǎng)，并且還上得起網(wǎng)”。

第三，在信息化背景下，伴隨著電子商務、網(wǎng)上政務、智慧農(nóng)業(yè)以及智慧醫(yī)療等智慧產(chǎn)業(yè)的興起，應以增加貧困群體收入為突破口，提升西部農(nóng)村地區(qū)一二三產(chǎn)業(yè)深度融合發(fā)展水平，積極培育以互聯(lián)網(wǎng)為基礎的新業(yè)態(tài)、新模式和新經(jīng)濟發(fā)展模式，充分利用現(xiàn)代信息技術(shù)為農(nóng)業(yè)現(xiàn)代提檔升級賦能[31]，進而為西部脫貧攻堅和鄉(xiāng)村振興有效銜接提供產(chǎn)業(yè)支撐。

第四，因消除貧困的核心主體在于貧困群體自身，因此要積極開展西部農(nóng)村地區(qū)農(nóng)戶互聯(lián)網(wǎng)使用技能培訓活動，引導并培育其正確科學的上網(wǎng)觀念和主動獲取優(yōu)質(zhì)信息內(nèi)容的思想意識，在保證農(nóng)戶能夠上網(wǎng)的前提下確保農(nóng)戶“會上網(wǎng)”，從互聯(lián)網(wǎng)世界獲取益貧技能。針依據(jù)不同群體信息貧困特征，因采取差異化和多元化的現(xiàn)代信息素養(yǎng)培訓體系，以滿足不同群體的信息需求。通過基于互聯(lián)網(wǎng)的現(xiàn)代遠程網(wǎng)絡教育平臺、專業(yè)性志愿者深入貧困群體開展技術(shù)普及和培訓的方式來提高不同群體獲取信息的能力。此外，還應積極發(fā)揮互聯(lián)網(wǎng)的社會交流、社會溝通以及社會互動功能，完善政府與民眾溝通平臺、社會組織互聯(lián)網(wǎng)信息交流平臺以及在線教育平臺，著力提高相對貧困群體數(shù)字素養(yǎng)、認知能力、職業(yè)素養(yǎng)以及社會參與積極性，激發(fā)貧困主體內(nèi)生脫貧動力，阻斷信息貧困的代際傳遞，進而為擺脫貧困狀態(tài)形成可持續(xù)的長效機制。

第五，減貧脫貧是一項需要全社會參與的系統(tǒng)性工程，助力貧困地區(qū)信息化水平提升，縫合各主體間“數(shù)字鴻溝”以及解決信息高速最后一公里等問題離不開多元主體的協(xié)同參與。多元主體參與是現(xiàn)代治理的最本質(zhì)要求，西部地區(qū)信息化建設所包含的多元利益主體不僅是政府及其相關部門，還包括社會組織、居民和企業(yè)等。單一主體在面對社會多元復雜性時并不能完全自由應對，因而需要政府部門做好從“劃槳”到“掌舵”的角色轉(zhuǎn)型工作，以控制為核心，建立多元主體協(xié)作模式，不斷完善合理有效的多元主體參與政策與制度，積極引導社會組織、企業(yè)以及公眾等主體在信息化減貧過程中履行自身社會責任，發(fā)揮好協(xié)助作用，努力推動“一元多核”的信息化減貧治理格局形成。