移動支付對相對貧困的影響

尹志超 李藝菲

摘要：2020年消除絕對貧困后，中國將減貧事業的重心轉向“相對貧困”。數字經濟背景下，移動支付將互聯網、終端設備、金融機構有效地聯合起來。基于2017—2019年中國家庭金融調查（CHFS）數據研究移動支付對相對貧困的影響及其作用機制，選取社區內除自身以外使用移動支付家庭的比重作為工具變量進行估計。研究發現，移動支付能夠顯著緩解相對貧困，使用移動支付的家庭相對貧困概率下降約15.2%。機制分析顯示，移動支付通過提高金融可及性和緩解流動性約束幫助家庭擺脫相對貧困，使用移動支付有助于靈活就業和自雇傭就業進而幫助建立解決相對貧困長效機制。異質性分析表明，移動支付對經濟發展水平較低地區家庭、低教育水平家庭的相對貧困產生更大的緩解作用。據此提出，應該提升地區數字化水平，提高家庭金融可及性，降低金融排斥，使得弱勢群體也能夠享受數字經濟福利，以此緩解相對貧困問題，促進共同富裕。

關鍵詞：移動支付；相對貧困；金融可及性；流動性約束；就業；數字普惠金融

文獻標識碼：A???文章編號：100228482023（05）012813

一、問題提出

黨的二十大報告指出，2020年中國打贏了人類歷史上規模最大的脫貧攻堅戰，歷史性地解決了絕對貧困問題，為全球減貧事業作出了重大貢獻。2020年是全面建成小康社會的收官之年，即使是在全面建成小康社會之后，中國仍然是中等偏上收入的發展中國家，發展的不平衡和不充分問題依然突出，需要在鞏固現有脫貧攻堅成果的基礎上緩解相對貧困問題。黨的十九屆四中全會提出“堅決打贏脫貧攻堅戰，鞏固脫貧攻堅成果，建立解決相對貧困的長效機制”。因此，解決絕對貧困問題后，制定減貧新戰略，解決相對貧困問題已提上日程。后小康時代將要面臨難度更大、治理周期更長、治理手段更復雜的相對貧困脫貧戰斗［1］。脫貧摘帽不是終點，而是要朝著鞏固脫貧攻堅成果，解決相對貧困問題的新目標邁進。與消除絕對貧困不同，緩解相對貧困的關鍵是提升貧困人口的致富能力。相對貧困家庭雖然已基本解決了溫飽問題，實現了“兩不愁，三保障”，脫離了絕對貧困，但與其他家庭相比，收入仍遠低于同發展水平地區最基本的收入水平。

移動支付將互聯網、終端設備、金融機構有效地聯合起來，形成了一個新型的支付體系。移動支付快速發展，2011—2021年中國移動支付用戶規模逐漸擴大，從2011年的1.87億人遞增到2022年的9.04億人，2021年底使用移動支付用戶占網民總數的87.6%①。據調查，有98%的受訪者將移動支付視為最常用的支付方式，平均每人每天使用移動支付3次，其中二維碼支付占比達85%?參見《2020移動支付安全大調查報告》，ttp：//cn.unionpay.com/upowhtml/cn/templates/newInfonosub/7885004da382485?e8bde5a0ba000fdd3/20210201114916.html。移動支付的普及對大眾生活產生了很大的影響。首先，移動支付已經滲透到生活的各個方面，比如網絡購物、外賣、快遞、打車等，這些在便利生活的同時，也為社會創造了不少的就業崗位，其影響具有全方位、多層次、寬領域的特征。其次，移動支付具有普惠效應，其幫助弱能力人群就業、低資產人群融資、低教育水平人群獲取優質資源、低健康水平人群享受異地醫療，促進社會公平發展，緩解相對貧困，實現共同富裕。在數字經濟快速發展的背景下，移動支付工具是否有助于解決相對貧困問題，本文將對此展開研究。

有學者發現，移動支付能夠提高家庭收入［2］和縮小收入差距［3］。另外，有學者關注移動支付對家庭就業的影響，使用微觀數據進行研究，發現移動支付通過提高金融可及性和緩解信貸約束，增加家庭自雇傭就業［4］。此外，移動支付也能夠影響家庭的投資收益率，使用數字支付服務會降低居民風險厭惡程度，改善金融資產配置，提高資產收益率［5］。綜上所述，移動支付對家庭收入、就業和投資收益率都有著積極的影響，但是尚未有文獻直接給出移動支付可以緩解家庭相對貧困的證據。鑒于此，本文基于2017—2019年中國家庭金融調查（CHFS）數據，對移動支付在解決相對貧困問題上扮演了什么角色，能否有效緩解相對貧困，以及如何降低家庭相對貧困概率進行了探究。

本文可能的邊際貢獻主要體現在以下三個方面：第一，在探索解決相對貧困長效機制的背景下，使用家庭微觀數據檢驗移動支付對家庭相對貧困的影響；第二，從金融可及性、流動性約束和就業三個角度考察移動支付對相對貧困的影響，發現了移動支付降低家庭相對貧困概率的微觀機制，為解決相對貧困問題找到更多的現實路徑；第三，考慮到移動支付可能具有普惠性，從經濟發展水平和教育兩個維度研究移動支付對不同群體相對貧困的緩解作用，為決策者制定相關政策提供了思路。

二、文獻綜述與理論分析

（一）文獻綜述

依托大數據、云計算等互聯網信息技術發展演變的移動支付在近年來獲得飛速發展，移動支付成為“中國新時代四大發明”之一

參見《2017：“新四大發明”改變生活》，http：//www.gov.cn/xinwen/201712/20/content_5248718.htm#1。，引起國內外學者關注。已有研究發現，移動支付帶來的微觀效應主要有以下幾個方面：第一，移動支付對貨幣需求的影響。相較于沒有移動支付的家庭，使用移動支付的家庭不僅現金在金融資產中的占比顯著下降，而且其他層次的貨幣需求也有顯著的降低，進一步論證了移動支付的使用減少了家庭不同層次的貨幣需求［6］。第二，移動支付對家庭消費的影響。移動支付刺激了家庭消費，而且其因無接觸支付的特點有效緩解了新冠病毒感染疫情對家庭消費的沖擊［7］。另外，相較于微信支付和支付寶支付，螞蟻花唄這種支付方式對家庭消費的影響更顯著［8］。第三，移動支付對家庭創業的影響。有學者使用中國家庭金融調查數據進行研究，發現移動支付通過降低交易成本和緩解流動性約束促進家庭創業［4］。

關于相對貧困的影響因素主要有以下研究：在微觀層面，個體擁有的社會資本越豐富，收入的流轉范圍越廣，越能夠減少個體的社會排斥，進而緩解相對貧困［9］。個人身體健康狀況與文化程度也是影響家庭相對貧困的重要因素［10］。另外，個人金融能力的提高有助于相對貧困減緩。羅煜等［10］探究了個人數字能力和金融能力緩解相對貧困的內在機制，發現數字金融能夠通過提升收入、促進財富積累、緩解流動性約束和影響購物渠道顯著降低家庭相對貧困的概率。在宏觀層面，李永友等［11］認為，社會財富分配不公平可能導致中國相對貧困的產生，而財政支出結構的改善和財政支出向低收入群體傾斜可以有效緩解社會相對貧困。此外，金融的發展能夠緩解相對貧困。劉魏等［9］發現，普惠金融通過降低信貸成本、積累人力資本和社會資本，顯著緩解了家庭相對貧困。但是，目前鮮有文獻從移動支付視角探討相對貧困問題，本文從微觀家庭層面檢驗移動支付對家庭相對貧困的影響，豐富了“相對貧困”領域的研究，為鞏固脫貧攻堅成果以及推動共同富裕提供有益的視角。

（二）理論分析與研究假設

一方面，移動支付幫助被傳統金融排斥在外的家庭獲得金融服務，提高了家庭的金融可及性。支付寶、微信以及手機銀行等移動支付工具對金融信息的推送可以在無形中提高家庭對金融信息的關注度，降低信息的獲取成本［4］。另一方面，移動支付的線上交易以及信息互動功能使社會網絡正常運行得到保障。新冠病毒感染疫情期間，居民的社會交往受到限制，移動支付維護社會網絡的作用更能得到體現。社會網絡有助于家庭獲得有效的信息，通過社會乘數效應促進家庭股市參與［12］。移動支付平臺推出的理財產品滿足了家庭對安全性較高金融資產的需求，提高了家庭對金融市場的信任水平［13］。綜上所述，移動支付提高了金融可及性，主要體現在其幫助居民獲得金融服務、降低獲取金融市場信息的成本，增強居民對金融市場的信任。因此，移動支付能夠提高家庭風險承擔和投資效率［5］，進而增加家庭投資性收入，而這些資金可用于生活消費、醫療、住房、教育等方面，有助于防止居民因病返貧或因病致貧，緩解居民的客觀相對貧困狀況［9］。根據以上分析，本文提出以下假設：

H1：移動支付可以通過提高家庭金融可及性緩解家庭相對貧困。

一方面，移動支付通常能夠關聯網絡信貸服務，小額信貸在很大程度上緩解了家庭受到的流動性約束［14］，使家庭原本被限制的創造收入的經濟活動得到金融支持，創造更多財富，擺脫相對貧困。另一方面，移動支付作為一種有金融服務性質的工具，幫助銀行等金融機構了解家庭的信用情況，使得家庭擺脫由于信息不對稱所導致的無法獲得正規信貸的困境［4］，有效緩解家庭受到的流動性約束。受到流動性約束的家庭會增加預防性儲蓄來平滑一生的消費［15］，額外儲蓄的增加會影響家庭當下經濟決策，無法將資金的效用發揮到最大。如果將這筆財富投資于教育、房產或者是理財產品，都將獲得一定的收入回報，這會幫助他們擺脫貧困［16］。從長期視角來看，流動性約束的緩解有利于家庭積累財富、提高收入，或者至少在經濟困難時期免于饑餓或子女輟學［10］，而低人力資本投資會使子代陷入貧困［17］。根據以上分析，本文提出以下假設：

H2：移動支付能通過緩解家庭流動性約束降低家庭相對貧困的概率。

包容性增長、基本公共服務以及社會保障將是中國未來解決相對貧困的基本戰略框架，而就業屬于這三者共同涉及的領域［18］。解決相對貧困問題的關鍵是提高家庭的致富能力，穩定就業。數字技術和數字經濟的發展催生了新業態、新模式、新機會和新就業形式［19］。移動支付的普及使得外賣、網購、打車等平臺經濟快速發展，外賣員、快遞員和網約車司機迅速增加，已經成為主流的勞動者群體［20］。但是，關于移動支付對靈活就業的影響還未有微觀數據進行檢驗。尹志超等［4］使用中國家庭金融調查（CHFS）數據進行研究，發現移動支付可以提高家庭創業意愿，增加家庭自雇傭就業，提高家庭就業率。根據以上分析，本文提出以下假設：

H3：移動支付能促進家庭就業從而緩解家庭相對貧困。

三、實證模型與數據來源

（一）實證模型

本文用雙向固定效應模型估計移動支付對相對貧困的影響，模型設定如下：

Rpoit=β0+β1Payit+β2Xit+Ci+λt+εit（1）

其中，Rpoit表示家庭i在t期的相對貧困變量；Payit是家庭i在t期的移動支付變量；Xit代表控制變量，包括戶主層面的控制變量和家庭層面的控制變量；Ci為家庭固定效應；λt為時間固定效應；εit為誤差項。為進一步分析移動支付影響相對貧困的機制，在式（1）中引入移動支付和金融可及性、流動性約束的交互項。為了分析移動支付對就業行為的影響，本文構建如下非線性模型：

Wori=β0+β1Payi+β2Xi+εi（2）

Wori=1Wori>0（3）

其中，Wori表示家庭i的靈活就業、自雇傭就業變量；Wori是潛變量，當Wori>0時，Wori取值為1，否則為0；Payi是家庭i的移動支付變量；誤差項εi～N（0，σ2）。

（二）數據來源及樣本選取

本文使用2017—2019年中國家庭金融調查數據。該調查自2011年開始，每兩年進行一次，2017年數據覆蓋了全國29個省份（不包含西藏、新疆以及港澳臺地區）、355個縣、1?428個社區（村），共獲得了4?000余戶家庭層面的樣本。2019年數據共覆蓋全國?29?個省份、345?個縣（區、市）、1?417?個社區（村），共獲得了34?000余戶家庭的微觀數據。該數據庫詳細采集了家庭人口統計特征，資產與負債、收入與消費、保險與保障等方面的微觀信息。2017年問卷在負債部分詢問了家庭購物時的一般支付方式，2019年問卷在資產部分詢問了家庭開通第三方賬戶的情況，這為本文研究移動支付和相對貧困提供了非常好的數據支持。本文選取2017—2019年家庭金融調查數據作為初始樣本

由于本文核心變量是移動支付，2011—2015年中國家庭金融調查數據未包括家庭使用移動支付相關信息，因此使用2017—2019年中國家庭金融調查數據。，剔除研究相關變量存在缺失值的樣本，最終獲得17?052戶家庭的數據。

（三）變量說明及描述性統計

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為相對貧困。關于國際相對貧困線的劃定主要有以下研究：相對貧困線最早被提出設置在中位收入的50%，也是之后歐盟和經濟合作與發展組織（OECD）國家制定相對貧困標準的參照［21］。Allen［22］提出，如果城鄉設定不同的貧困線，那么使用統一貧困線低估城市貧困水平和高估農村貧困水平的問題可以得到解決。樊增增等［23］研究表明，符合中國實際的相對貧困標準是家庭人均收入均值的30%，城市家庭和農村家庭分別劃線，和國際接軌的相對貧困線劃定標準是家庭人均收入均值的50%。另外，考慮到扶貧范圍和力度的平衡關系，在“城鄉兩條線”方式下，城鎮居民可支配收入中位數的40%和農村居民可支配收入中位數的50%，既可防止出現大量新貧困群體，又有助于引導縮小城鄉收入差距［24］，本文使用該貧困線確定相對貧困家庭。參考以往研究，分別以城市家庭人均收入均值的30%和農村家庭人均收入均值的30%、城市家庭人均收入均值的50%和農村家庭人均收入均值的50%作為相對貧困的度量指標［25］，用這種方式定義出的相對貧困用于穩健性檢驗。

2.核心變量

本文的核心解釋變量為移動支付。參考尹志超等［4］的研究，在2017年的樣本中，通過手機、iPad等移動終端支付進行購物的家庭，移動支付啞變量取值為1，否則為0。2019年，根據問卷問題“目前，您家是否開通支付寶、微信支付、京東網銀錢包、百度錢包等第三方支付賬戶”，將回答“是”的家庭定義為使用移動支付的家庭，取值為1，否則為0。

3.其他變量

本文借鑒劉魏等［9］的研究，選取戶主層面控制變量為年齡、年齡平方/100、男性、已婚、受教育年限、自評健康狀況

問卷中衡量戶主自評健康狀況的問題為：“與同齡人相比，您現在的身體狀況如何？1.非常好；2.好；3.一般；4.不好；5.非常不好。”、有智能手機

問卷中衡量戶主有智能手機的問題為：“請問目前您使用手機是哪一種？1.智能手機；2.非智能手機；3.沒有手機。”本文將選項1定義為戶主有智能手機。和風險態度

問卷中衡量戶主風險態度的問題為：“如果您有一筆資金用于投資，您最愿意選擇哪種投資項目？1.高風險、高回報的項目；2.略高風險、略高回報的項目；3.平均風險、平均回報的項目；4.略低風險、略低回報的項目；5.不愿意承擔任何風險。”等，家庭層面控制變量為家庭凈資產、家庭規模、勞動人口比等。

變量名稱及定義見表1，分年份的描述性統計結果見表2。首先，2019年相對貧困比例相較于2017年有所下降，但是相對貧困問題依然嚴重。其次，移動支付的使用呈現出上升態勢。另外，戶主有智能手機占比從2017年的59%上升到2019年的68%，不論是智能手機的使用還是移動支付的普及都體現出中國正處于數字經濟大環境。從描述性統計結果來看，移動支付的普及與相對貧困治理之間存在著相關關系。表3進一步報告了按是否使用移動支付分組的均值差異檢驗結果。雖然不同定義方式所得到的均值有所不同，但是均值差異在1%水平上顯著，說明移動支付與相對貧困之間存在顯著的負相關關系。

四、實證結果

（一）基準回歸

本文首先估計了移動支付對相對貧困的影響，基準回歸結果見表4。為消除不隨時間變化的變量對估計結果的影響，使用雙向固定效應模型，控制戶主和家庭控制變量、家庭固定效應、年份固定效應。第（1）列線性概率模型（LPM）估計結果顯示，使用移動支付使得家庭相對貧困概率下降4.4%，在1%水平上顯著。從第（2）列雙向固定效應模型（FE）估計結果可知，使用移動支付的家庭相對貧困概率顯著下降3.0%，在1%水平上顯著。可見，移動支付可以顯著緩解相對貧困。控制變量估計結果顯示，戶主受教育年限越長，家庭人力資本水平越高，工資水平越會在一定程度上增加，家庭人均收入越可能提高，家庭相對貧困概率會下降。戶主自評健康狀況越差，家庭治病支出負擔越大，家庭越有可能陷入相對貧困。戶主有智能手機能夠帶來便利使得家庭受益，家庭相對貧困概率下降。厭惡風險的戶主不會投資高風險資產，家庭遭受的不確定風險較小，家庭相對貧困的概率較小。家庭凈資產越多，則越富有，家庭有足夠的資產抵御相對貧困。勞動人口比例越高，維持生計的人口越多，家庭財富創造越多，收入越高，家庭人均收入越高，家庭財務脆弱性越低，陷入相對貧困的可能性越小。

第（2）列固定效應的估計結果仍可能存在隨著時間變化的遺漏變量、自選擇和逆向因果而產生的估計偏差。首先是遺漏變量問題，家庭擺脫相對貧困所做出的努力無法找到合適的變量進行定義。其次是自選擇問題，家庭成員性格會影響家庭接受新生事物的意愿與能力，家庭會選擇是否使用移動支付。最后是逆向因果問題，若家庭處于相對貧困狀態，雖然基本需求能得到滿足，但是可能沒有為娛樂而買入智能手機和成為網民，家庭可能不會使用移動支付。為解決潛在的內生性問題，本文借鑒吳雨等［27］的研究，以社區內除自身以外使用移動支付的家庭的比例（Pam）作為工具變量進行估計。

第（3）（4）列分別報告了兩階段最小二乘（2SLS）估計結果和結合工具變量法的雙向固定效應模型（FEIV）估計結果。根據Stock等［29］的研究，F值大于10%偏誤水平上的臨界值為16.38，拒絕了弱工具變量假設，說明不存在弱工具變量問題。工具變量的t值通過了1%的顯著性檢驗，表明工具變量滿足相關性的假設。第（3）列估計結果顯示，使用移動支付使得家庭相對貧困下降19.9%，在1%水平上顯著。第（4）列報告了FEIV估計結果，可知使用移動支付的家庭相對貧困下降15.2%，在5%水平上顯著。這進一步表明，移動支付對相對貧困有著顯著的緩解作用。

（二）穩健性檢驗

1.穩健性檢驗一：Probit模型估計

為了驗證結果的穩健性，下面用Probit模型估計移動支付對相對貧困的影響，估計結果見表5。借鑒吳雨等［27］的研究，以社區內除自身以外使用移動支付的家庭的比重作為工具變量進行估計。第（2）列結果顯示，移動支付使得家庭相對貧困的概率下降18.5%，在1%水平上顯著。Probit模型估計結果進一步證明了上述結果的穩健性。

2.穩健性檢驗二：更換相對貧困定義方式

第（3）（4）列是相對貧困2作為被解釋變量的估計結果，可知使用移動支付的家庭的相對貧困概率顯著下降。第（5）（6）列是相對貧困3作為被解釋變量的估計結果。在更換被解釋變量定義方式后，結果依然穩健。

3.穩健性檢驗三：樣本上下縮尾1%

考慮到異常值可能會影響到估計結果，為證明結果的穩健性，本文對數據進行上下縮尾1%處理。如第（7）～（10）列結果所示，移動支付能夠顯著降低相對貧困，且該結果與基準回歸結果中的系數大小基本沒有變化，說明結果非常穩健。

4.穩健性檢驗四：傾向得分匹配

為了解決基準回歸模型可能存在的樣本自選擇問題，本文使用傾向得分匹配方法進行估計，結果見表6。移動支付的平均處理效應與基準回歸結果基本一致，證明移動支付可以顯著緩解相對貧困。

五、機制分析

（一）金融可及性

一方面，支付寶和微信為用戶提供互聯網理財產品，使其了解和享受金融產品和服務的多樣。另一方面，金融機構積極利用移動支付這一工具，升級推出融合移動支付和金融服務的應用程序（App），幫助家庭享受到指尖上的金融服務。另外，移動支付打破空間的限制，方便了居民間的交流，使得金融市場信息傳播更加迅速、快捷，降低了金融市場信息成本。針對以上分析，本文將實證檢驗移動支付能否通過提高金融可及性降低家庭相對貧困的概率。

參考尹志超等［4］的研究，用社區銀行營業網點數?只有自動取款機（ATM）或惠農終端機的不算，必須是有銀行工作人員辦理業務的營業網點，包括農村信用合作社、中國郵政儲蓄銀行等。、社區金融服務網點數金融服務網點包括自助銀行、ATM機等自助服務點，以及惠農金融服務點等，有銀行工作人員辦理業務的營業網點不包括在內。、與社區銀行營業距離和社區金融網點距離衡量金融可及性。第一，使用社區銀行營業網點數作為代理變量，若社區銀行營業網點數小于均值則銀行營業網點數（Bnu）取值為1，否則為0；第二，使用社區金融服務網點數作為代理變量，若社區金融服務網點數小于均值則金融服務網點數（Fnu）取值為1，否則為0；第三，使用家庭所在社區距離最近銀行營業網點的公里數作為代理變量，將距離大于均值的家庭（Bdi）取值為1，否則取0；第四，使用家庭所在社區距離最近金融服務網點的公里數作為代理變量，將距離大于均值的家庭（Fdi）取值為1，否則取0。

估計結果見表7。移動支付對金融可及性較低家庭的相對貧困緩解作用更大。為了解決內生性問題，使用工具變量進行估計。FEIV估計結果顯示，移動支付與交互項系數顯著為負，進一步證實了上述結果的穩健性。可見，移動支付對低金融可及性的家庭產生更顯著的緩解作用，因此，移動支付能通過提高家庭金融可及性降低相對貧困的概率，假設H1成立。

（二）流動性約束

移動支付便利金融機構對個人信用狀況的了解，打破信息不對稱，提高家庭獲得信貸的可能性。另外，支付寶推出的花唄等信貸服務以及通過支付場景滿足客戶線上、及時性、碎片化需求的微粒貸、借唄等互聯網貸款產品均便利了家庭信貸的獲取。因此，移動支付可能通過提高家庭的信貸可得性幫助家庭緩解流動性約束，本文將通過實證結果來說明。

為了保證結果的穩健性，本文使用兩種方式定義流動性約束。首先，參考甘犁等［30］的研究，以是否使用信用卡衡量家庭是否面臨流動性約束，未使用則將流動性約束1（Liq1）賦值1，否則賦值0。因為該變量有缺失值，所以有效樣本數為33?899個。參考Hayashi［31］的研究，若流動性資產

本文流動性資產包括現金、活期存款和定期存款。小于平均三個月支出，則家庭受到流動性約束，將流動性約束2（Liq2）賦值1，否則0。

表8匯報了流動性約束1和流動性約束2的相關估計結果。LPM估計結果表明，移動支付與流動性約束1交互項系數為負，在1%水平上顯著，證明移動支付對受到流動性約束家庭的相對貧困產生更大的緩解作用。同樣，為了消除不隨時間變化的變量對結果的影響，FE估計結果顯示，移動支付與流動性約束1交互項系數顯著為負，與上述結果保持一致。為了解決內生性問題，使用工具變量進行估計。從FEIV估計結果可知，受到流動性約束的家庭使用移動支付可以使相對貧困顯著下降。移動支付可以通過緩解家庭流動性約束使家庭相對貧困的概率下降，假設H2得證。

（三）靈活就業與自雇傭就業

黨的十九屆五中全會通過的《中共中央關于制定國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和二○三五年遠景目標的建議》提出：“完善促進創業帶動就業、多渠道靈活就業的保障制度，支持和規范發展新就業形態，健全就業需求調查和失業監測預警機制。”授之以魚不如授之以漁，就業助力建立解決相對貧困長效機制，縮小差距，實現公平。本文進一步研究移動支付對家庭就業行為的影響。2019年CHFS數據包括居民就業的信息，詳細詢問家庭成員主要工作性質和其他工作性質，該部分使用CHFS?2019年數據，剔除異常值和缺失值，最終得到33?888個樣本。

根據問卷中“家庭成員的工作性質屬于以下哪一類”和“其他工作性質主要屬于哪一類”，將回答“自由職業者”

自由職業者指不隸屬于任何單位的工作者，包括腦力勞動者或服務提供者，例如：外賣員、作家、滴滴司機、未簽約的網絡主播等。的家庭賦值1，否則為0；將回答“自營勞動者”

自營勞動者指未雇傭他人的經營者，例如沒有雇傭其他人的街頭小商販等。的家庭賦值1，否則為0。本文將自由職業者定義為靈活就業（Fle），自營勞動者定義為自雇傭就業（Sel）。

實證估計結果見表9。使用移動支付的家庭靈活就業和自雇傭就業概率提高，且在1%水平上顯著，證明移動支付可以顯著增加家庭靈活就業和自雇傭就業。為了解決內生性問題，使用工具變量進行估計。移動支付使得家庭靈活就業和自雇傭就業的概率顯著增加，進一步證明了上述結果的穩健性，假設H3成立。因此，移動支付能夠改善家庭就業情況，實現家庭穩定就業，為擺脫相對貧困創造條件。

六、異質性分析

1.城鄉異質性

城鄉異質性估計結果見表10第（1）～（4）列。從中可知，移動支付與農村（Rur）交互項系數為負，且在1%水平上顯著，證明移動支付對農村家庭相對貧困產生更顯著的緩解作用。可見，農村地區缺少金融設施，就業也可能受到限制，農村家庭利用移動支付緩解相對貧困，且相比城市家庭更能從中獲益，體現出移動支付具有普惠效應。

2.城市異質性

參考新一線城市研究所公布的城市排名進行城市發展水平劃分，以一線城市和新一線城市為參照組，從表10第（5）～（8）列結果可知，移動支付與二線城市（Sec）、三線及以下城市（Thi）的交互項系數均顯著為負，但與三線及以下城市交互項系數更大，因此，相比于一線和新一線城市，移動支付對三線及以下城市家庭相對貧困產生更顯著的緩解作用。可能的解釋是，城市發展水平越高，城市金融化和就業體系越完備，包容性越強，所以移動支付的作用不能得到充分發揮，三線及以下城市家庭更能從移動支付的普及中受益。

3.區域異質性

從表10第（9）～（12）列估計結果來看，移動支付與中西部地區（Mwe）交互項的系數均為負，相比于東部地區，移動支付對中西部地區家庭相對貧困產生更顯著的影響。可能的原因是中西部地區金融基礎設施相對東部地區不夠完善，就業崗位相較于東部地區不足，移動支付對中西部地區家庭相對貧困的緩解作用更大，更加體現出移動支付的普惠效應。

4.教育異質性

本文根據戶主學歷將家庭分為低教育水平家庭

若戶主為初中及以下學歷則是低教育水平家庭。和高教育水平家庭。根據表10第（13）～（16）列結果，移動支付與低教育水平（Led）家庭的交互項系數顯著為負。對此的解釋是，低教育水平家庭獲得金融服務相對困難，更容易受到金融排斥，就業情況不樂觀，更容易受到社會排斥。移動支付的普及幫助教育水平低的家庭緩解金融排斥和社會排斥，更有助于擺脫相對貧困。

七、結論與建議

黨的十九屆五中全會提出“解決相對貧困，鞏固脫貧攻堅成果是‘十四五’時期一項重要的工作目標”。在《中共中央關于制定國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和二○三五年遠景目標的建議》中，中共中央對解決相對貧困、鞏固脫貧攻堅成果作出了全面部署和安排。隨著城市相對貧困問題的出現，需要立足城市和農村來促進城鄉融合發展，應該構建城鄉一體的解決相對貧困體系，建立解決相對貧困的長效機制，筑牢扎實推進共同富裕的基石。

本文基于2017—2019年CHFS數據，研究移動支付對相對貧困的影響，實證結果表明：移動支付顯著緩解了相對貧困；移動支付通過提高金融可及性和緩解流動性約束降低家庭相對貧困的概率；另外，移動支付增加家庭靈活就業和自雇傭就業，幫助構建解決相對貧困長效機制，進而幫助家庭擺脫相對貧困。為進一步分析移動支付的普惠效應，研究發現移動支付對農村、三線及以下城市、中西部地區這些經濟發展相對落后地區家庭、低教育水平家庭相對貧困有更顯著的影響。

基于以上研究結論，本文提出以下建議：第一，推進移動支付基礎設施建設，提高金融可及性。進一步推動移動支付基站在農村地區、偏遠地區的建設，擴大移動支付基礎設施的覆蓋區域。在推動移動支付基礎設施建設的基礎上，提高家庭的金融可及性。鼓勵移動支付助力傳統銀行金融服務，最大限度實現“銀行到家”的便民目標，讓服務覆蓋更多的用戶。第二，推動智能手機進一步普及，提高網絡覆蓋率。充分發揮手機終端制造商和移動網絡運營商的積極性，探索通過優惠政策引導智能手機的進一步普及。積極推進網絡便民工程建設，加快推進“寬帶中國”等幫扶政策，制定因地制宜的方案，保證數字資源的供給，為移動支付的普及創造條件。第三，加強金融知識教育，降低金融排斥。發動社會力量定期普及金融知識，使居民合理利用移動支付工具，提升金融素養，接觸金融服務體系，享受數字經濟福利，助力解決相對貧困，實現共同富裕。

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編輯：鄭雅妮，高原