互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)戶生活垃圾分類處理意愿的影響研究
——來自CLDS的數(shù)據(jù)分析

劉浩，呂杰，韓曉燕

（沈陽農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，遼寧 沈陽 110866）

“鄉(xiāng)村振興，生態(tài)宜居是關(guān)鍵”，農(nóng)村生活垃圾治理是鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略中生態(tài)振興的重要內(nèi)容。生活垃圾的有效利用取決于有效的收集和分類，生活垃圾的源頭分類作為許多國家治理生活垃圾的主要戰(zhàn)略，以增加回收利用率[1]。但在中國，生活垃圾分類的重心和舉措更多存在于部分經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)和人口眾多的城市，如上海市于2019年開始普遍推行生活垃圾分類，這種垃圾治理的城市偏向策略使得農(nóng)村地區(qū)的垃圾污染問題無論從廣度上還是深度上都日益嚴(yán)重。目前，中國農(nóng)村生活垃圾產(chǎn)量以每年8%～10%的速度急劇增長，已接近一個(gè)驚人的水平[2]。據(jù)估計(jì)，中國農(nóng)村家庭中每人平均每天生產(chǎn)約0.8公斤生活垃圾[3]，基于《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒2020》中2019年底全國5.52億農(nóng)村人口估算，農(nóng)村地區(qū)每年生產(chǎn)的生活垃圾約為1.61億噸。農(nóng)村地區(qū)龐大的生活垃圾如果不能得到分類資源化的有效治理，將會(huì)對(duì)農(nóng)村生態(tài)環(huán)境可持續(xù)發(fā)展帶來巨大威脅。而農(nóng)戶家庭是農(nóng)村地區(qū)生活垃圾產(chǎn)生的主要來源場所，也是這場全國性行動(dòng)在農(nóng)村領(lǐng)域的主要利益相關(guān)者，農(nóng)戶的參與和支持對(duì)實(shí)現(xiàn)農(nóng)村地區(qū)生活垃圾分類目標(biāo)至關(guān)重要。如何有效促進(jìn)農(nóng)戶的生活垃圾處理方式向分類處理的綠色方向轉(zhuǎn)變是學(xué)術(shù)界近幾年研究重點(diǎn)，考慮到生活垃圾分類決策通常是復(fù)雜的，有必要全面地了解影響生活垃圾分類決策的因素，這對(duì)決策者來說是至關(guān)重要的，以便能夠?yàn)楦玫貙?shí)施垃圾分類政策獲取基本信息。

目前國內(nèi)外關(guān)于影響生活垃圾分類的因素研究主要集中在三個(gè)方面：一是個(gè)體人口統(tǒng)計(jì)因素。年齡是影響公眾生活垃圾分類回收意識(shí)的最重要的社會(huì)人口因素[4]，而受感知行為控制的女性和受過去行為經(jīng)驗(yàn)影響的男性在垃圾分類回收行為上呈現(xiàn)性別差異[5]。二是個(gè)體內(nèi)部層面的心理性因素。生活垃圾分類作為一種環(huán)保行為，可能與環(huán)境關(guān)心[6]、心理感知[7]、自我效能感[8]、環(huán)境態(tài)度[9]等主觀心理因素密切相關(guān)。三是外部情境層面的制度性因素。生活垃圾分類治理作為一種公共活動(dòng)，單純依靠個(gè)體行動(dòng)難以有效實(shí)施，需要政府提供垃圾回收裝置和公共宣傳[10-11]，需要熟人社會(huì)中的鄉(xiāng)土規(guī)訓(xùn)[12]、也需要社會(huì)動(dòng)員[13]，這些多元主體形成生活垃圾分類參與式治理的環(huán)境共治格局能極大提高生活垃圾分類政策執(zhí)行的效率。

國內(nèi)外學(xué)者從個(gè)體客觀因素、主觀因素和外部制度因素三個(gè)主要層面對(duì)影響農(nóng)戶參與生活垃圾分類的因素進(jìn)行了大量研究，但仍存在有待探討的問題。在研究方法上，已有文獻(xiàn)運(yùn)用Probit模型、結(jié)構(gòu)方程模型等對(duì)影響農(nóng)戶參與生活垃圾分類的單一和多種因素進(jìn)行分析，但忽視影響因素與農(nóng)戶參與生活垃圾分類間內(nèi)生性問題的存在，無法得到更為精確的影響效應(yīng)。在研究視角上，生活垃圾分類作為一種具有明顯外部性的村域公共治理活動(dòng)，單純的制度規(guī)范可能不足以形成農(nóng)戶生活垃圾分類的自覺行動(dòng)。只有環(huán)境退化的現(xiàn)實(shí)通過大眾媒介的宣傳教育功能，使得垃圾清理和回收利用的文化態(tài)度在廢物不斷生產(chǎn)的環(huán)境中潛移默化形成，才能真正實(shí)現(xiàn)生活垃圾生產(chǎn)與回收處理的內(nèi)在平衡。在研究對(duì)象上，以往在研究生活垃圾分類治理時(shí)，通常將農(nóng)戶視為一個(gè)同質(zhì)的群體，但是在農(nóng)戶分化的現(xiàn)實(shí)背景下，忽視生活垃圾分類處理決策中的組群差異，這無疑會(huì)弱化政策實(shí)施的針對(duì)性和效果。

當(dāng)前，中國農(nóng)村信息化建設(shè)的快速發(fā)展，互聯(lián)網(wǎng)接入條件有所改善。農(nóng)村數(shù)字化的發(fā)展，對(duì)農(nóng)民信息的獲取以及對(duì)生活行為的塑造產(chǎn)生了不可估量的作用?；ヂ?lián)網(wǎng)形成的信息屏幕化市場，能夠給用戶帶來信息資源，并通過議程設(shè)置、信息告知、教育和激勵(lì)等媒介功能對(duì)人們的生活習(xí)慣和價(jià)值觀產(chǎn)生潛移默化的影響[14]。在中國互聯(lián)網(wǎng)上討論的話題中，生活垃圾分類治理等環(huán)保議題一直是引人注目的?；ヂ?lián)網(wǎng)作為傳播生活垃圾分類的重要信息渠道，對(duì)農(nóng)戶生活垃圾分類處理意愿是否產(chǎn)生影響？影響結(jié)果如何？對(duì)于日益分化的農(nóng)戶群體其影響效應(yīng)是否存在異質(zhì)性？因此，研究互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)戶生活垃圾分類處理意愿的影響很有必要。有鑒于此，本文從理論上闡述了互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)戶生活垃圾分類處理意愿的影響機(jī)制，利用2016年中國勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)（CLDS），運(yùn)用傾向得分匹配（PSM）控制與互聯(lián)網(wǎng)使用相關(guān)的內(nèi)生性問題，分析影響農(nóng)戶互聯(lián)網(wǎng)使用的因素以及互聯(lián)網(wǎng)在影響農(nóng)戶生活垃圾分類處理意愿中的作用，并從手機(jī)上網(wǎng)、電腦上網(wǎng)和混合上網(wǎng)的農(nóng)戶互聯(lián)網(wǎng)使用行為異質(zhì)性的視角探討互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)戶生活垃圾分類處理意愿影響的方式差異，從代際、經(jīng)濟(jì)和性別的農(nóng)戶分化視角探討互聯(lián)網(wǎng)對(duì)農(nóng)戶生活垃圾分類處理意愿影響的群體差異，以期為提高農(nóng)戶參與生活垃圾分類的積極性，發(fā)掘未來農(nóng)村生活垃圾分類治理的潛在政策執(zhí)行群體，為決策者有針對(duì)性地出臺(tái)科學(xué)、合理的生活垃圾分類政策，促進(jìn)農(nóng)村可持續(xù)發(fā)展和提高公共政策執(zhí)行效率提供決策參考。

1 理論分析

1982年Geller等提出垃圾分類行為是垃圾管理過程中的源頭，是個(gè)人及家庭把生活垃圾按照規(guī)定分別裝在不同的垃圾袋中，并將分類的垃圾投放到指定地點(diǎn)的行為[15]。Mccombs和Shaw[16]提出了“大眾媒體影響我們頭腦中的圖像”的媒介議程建構(gòu)公眾議程的議程設(shè)置理論，討論了大眾媒介如何影響公眾對(duì)議題和屬性的認(rèn)知，在形塑關(guān)鍵公共議題的價(jià)值取向和動(dòng)員公眾參與上具有強(qiáng)大的影響力?；ヂ?lián)網(wǎng)對(duì)農(nóng)戶生活垃圾分類行為，能夠起到引導(dǎo)和動(dòng)員的作用。因此，提出互聯(lián)網(wǎng)使用通過價(jià)值引導(dǎo)和社會(huì)動(dòng)員影響生活垃圾分類處理意愿。

1）價(jià)值引導(dǎo)?；ヂ?lián)網(wǎng)攜帶無數(shù)新的傳播渠道介入徹底改寫了大眾傳播的圖景，其網(wǎng)狀信息傳播模式使得涉及某個(gè)議題的海量網(wǎng)絡(luò)新聞與信息會(huì)對(duì)公眾理解這一議題的價(jià)值傾向產(chǎn)生影響[17]?；ヂ?lián)網(wǎng)的使用可以引導(dǎo)人們走向更高效、綠色和環(huán)境友好的生活方式。對(duì)于經(jīng)常使用互聯(lián)網(wǎng)瀏覽信息的農(nóng)村居民而言，網(wǎng)上傳播的大量視頻、圖文等視覺化環(huán)境污染信息會(huì)誘發(fā)環(huán)境情感共鳴和環(huán)境危機(jī)意識(shí)[18]，并使農(nóng)戶了解垃圾不分類所導(dǎo)致環(huán)境惡化帶來的壞處，加深了農(nóng)戶對(duì)垃圾不分類堆放危害的判斷，提高農(nóng)戶對(duì)當(dāng)前農(nóng)村生活垃圾污染的環(huán)境認(rèn)知，并將垃圾分類的觀念或意識(shí)內(nèi)化于心[19]，最終會(huì)通過影響農(nóng)戶的價(jià)值取向進(jìn)而對(duì)其垃圾分類行為產(chǎn)生積極的影響。

2）社會(huì)動(dòng)員。公共媒體以意見領(lǐng)袖和有吸引力的傳播者為特色[20]，能夠有效地利用輿論壓力和經(jīng)驗(yàn)激勵(lì)來動(dòng)員公眾執(zhí)行生活垃圾分類行為。一方面，在現(xiàn)實(shí)生活中，農(nóng)戶在做出生活垃圾分類處理決策時(shí)必然會(huì)受到外部壓力的影響，互聯(lián)網(wǎng)上環(huán)保主義者的號(hào)召、垃圾分類公益廣告、農(nóng)村人居環(huán)境污染的警示性標(biāo)識(shí)等示范性規(guī)范和政府關(guān)于垃圾治理領(lǐng)域的指令性規(guī)范[21]，會(huì)通過議程設(shè)置的輿論壓力強(qiáng)化生活垃圾分類在農(nóng)戶心目中的重要程度和實(shí)施垃圾分類的必要性，并以意見領(lǐng)袖的公共道德約束力來框架動(dòng)員農(nóng)戶積極參與生活垃圾分類治理。另一方面，互聯(lián)網(wǎng)通過對(duì)生活垃圾分類的鄉(xiāng)村實(shí)踐的試點(diǎn)宣傳，以經(jīng)驗(yàn)示范的形式向農(nóng)戶傳遞垃圾分類知識(shí)和操作技能，進(jìn)而為農(nóng)戶實(shí)施垃圾分類提供經(jīng)驗(yàn)支持和知識(shí)積累，以激勵(lì)動(dòng)員的形式來動(dòng)員農(nóng)戶實(shí)施生活垃圾分類活動(dòng)。

一般來說，對(duì)生活垃圾分類行為的價(jià)值判斷越積極，受到來自執(zhí)行垃圾分類的輿論約束力越大，接收到的實(shí)施垃圾分類的示范經(jīng)驗(yàn)越豐富，則農(nóng)戶參與生活垃圾分類處理行為的意愿就越強(qiáng)烈。綜上所述，互聯(lián)網(wǎng)使用的價(jià)值引導(dǎo)和社會(huì)動(dòng)員機(jī)制通過環(huán)境認(rèn)知、框架動(dòng)員和激勵(lì)動(dòng)員三個(gè)方面影響效應(yīng)作用于農(nóng)戶的生活垃圾分類處理行為（圖1）?；谏鲜龇治觯ヂ?lián)網(wǎng)使用會(huì)促進(jìn)農(nóng)戶參與生活垃圾分類處理。

2 研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文采用的數(shù)據(jù)是2016年“中國勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查（CLDS）”基線調(diào)查數(shù)據(jù)。CLDS調(diào)查采用多階段、多層次、與勞動(dòng)力規(guī)模成比例的概率抽樣方法，對(duì)社區(qū)的政治、經(jīng)濟(jì)和社會(huì)，以及農(nóng)戶家庭的人口、財(cái)產(chǎn)、消費(fèi)和生產(chǎn)等內(nèi)容開展詳細(xì)調(diào)查。主體問卷由村居、家庭和個(gè)體問卷三個(gè)部分構(gòu)成。為刻畫互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)戶生活垃圾分類處理意愿的影響，本文主要選取其中的村居問卷和家庭問卷數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，其中家庭問卷提供了農(nóng)戶是否上網(wǎng)、上網(wǎng)方式和垃圾處理相關(guān)信息。在數(shù)據(jù)處理中首先將家庭層面數(shù)據(jù)進(jìn)行篩選，篩選原則如下：以社區(qū)類型為依據(jù)，剔除掉城市社區(qū)層面樣本以保留農(nóng)村社區(qū)樣本；對(duì)互聯(lián)網(wǎng)使用和垃圾分類相關(guān)數(shù)據(jù)缺失的樣本進(jìn)行剔除；然后再與村居問卷相匹配，獲得村莊層面的匹配數(shù)據(jù)。最終得到涵蓋27個(gè)省份172個(gè)區(qū)（縣）262個(gè)行政村的8002戶農(nóng)戶樣本。

2.2 傾向得分匹配

每一項(xiàng)微觀經(jīng)濟(jì)研究都必須克服基本的評(píng)價(jià)問題，解決可能出現(xiàn)的選擇偏差問題，這是因?yàn)橄胫绤⑴c者行為和非參與者行為的結(jié)果之間的差異。顯然，不能同時(shí)觀察同一個(gè)人的兩種結(jié)果。雖然OLS和Logit回歸模型在以往研究中被廣泛應(yīng)用，但在估計(jì)特定行為與結(jié)果之間的關(guān)系時(shí)，沒有控制其他觀察變量對(duì)行為的影響，這可能會(huì)增加估計(jì)中混雜因素造成的偏差。為了減少偏差，Rosenbaum和Rubin[22]開創(chuàng)性地提出了傾向得分匹配（PSM）的方法。傾向得分匹配是一種控制混雜因素和糾正處理效應(yīng)估計(jì)的方法，即控制了會(huì)削弱這些變量之間關(guān)系的混雜因素，實(shí)際上確保了組間混雜因素的基線分布均勻，這可以增加組間的可比性[23]。與OLS等傳統(tǒng)方法相比，使用PSM方法有兩個(gè)好處：首先，PSM不施加任何函數(shù)形式的限制，也不假設(shè)處理效果在人群中是同質(zhì)的。其次，OLS使用全樣本進(jìn)行估計(jì)，使用傾向得分技術(shù)可以將估計(jì)限制在匹配的子樣本中，相較于使用未匹配的樣本，使用匹配后的樣本數(shù)據(jù)可以降低估計(jì)偏差[24]。

在本文中，農(nóng)戶被分為處理組和控制組，處理組為選擇手機(jī)、電腦或者混合方式上網(wǎng)的農(nóng)戶；控制組為不上網(wǎng)農(nóng)戶。而互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)戶生活垃圾分類處理意愿影響的內(nèi)生性問題主要來源于農(nóng)戶是否上網(wǎng)的選擇并不是隨機(jī)的?；ヂ?lián)網(wǎng)使用是一種自我選擇行為，而不是隨機(jī)分配的結(jié)果。經(jīng)驗(yàn)表明，互聯(lián)網(wǎng)的使用可能是一個(gè)內(nèi)生變量，如果在估計(jì)中未能考慮這種內(nèi)生性問題，將產(chǎn)生有偏的結(jié)果[25]。具體來說，農(nóng)戶上網(wǎng)決策會(huì)受到農(nóng)戶個(gè)體特征、家庭條件和村域特征等的影響。由于內(nèi)生性問題，簡單地將上網(wǎng)農(nóng)戶與非上網(wǎng)農(nóng)戶生活垃圾分類處理意愿對(duì)比而得到回歸系數(shù)不具有統(tǒng)計(jì)上的一致性，因而其可信度較低。PSM將處理組的農(nóng)戶與控制組的農(nóng)戶進(jìn)行匹配，這些農(nóng)戶的傾向得分從Logit回歸模型中獲得；回歸模型根據(jù)一組匹配前的控制變量來估計(jì)農(nóng)戶上網(wǎng)的可能性。匹配后，觀察到的控制變量在處理組和控制組中的樣本分布應(yīng)該非常相似，即處理組和控制組在匹配后不再具有統(tǒng)計(jì)意義上的差異。因此，可同時(shí)排除基于可觀測因素和不可觀測因素的樣本選擇性偏誤，得到“干凈”的來自互聯(lián)網(wǎng)使用的平均處理效應(yīng)。

農(nóng)戶的傾向得分值通常需要采用Probit模型進(jìn)行估計(jì)，根據(jù)那些可觀測的個(gè)體、家庭和村域特征，估計(jì)出每一個(gè)農(nóng)戶成為上網(wǎng)者的概率，得到其傾向得分（Propensity Score）：

其中，農(nóng)戶是否選擇使用互聯(lián)網(wǎng)用虛擬變量Di定義，Di=1為處理組，表示農(nóng)戶選擇手機(jī)、電腦等方式上網(wǎng)；Di=0為控制組，表示農(nóng)戶不上網(wǎng)；Xi為可觀測到的農(nóng)戶個(gè)體、家庭和村域特征（控制變量）。P(Xi)為既定特征條件下農(nóng)戶選擇使用互聯(lián)網(wǎng)的條件概率，即傾向得分值。

使用非實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)時(shí)出現(xiàn)了一個(gè)問題，因?yàn)閷?shí)際上只觀察到其中一種狀態(tài)，也就是說，對(duì)于每個(gè)農(nóng)戶i，要么觀測到上網(wǎng)狀態(tài)下的生活垃圾分類處理意愿Y1i，要么觀測到不上網(wǎng)狀態(tài)下的生活垃圾分類處理意愿Y0i，但不能同時(shí)觀測到兩者，未被觀察到的生活垃圾分類處理意愿被稱為反事實(shí)的生活垃圾分類處理意愿。利用Rosenbaum和Rubin的反事實(shí)分析框架，尋找與處理組農(nóng)戶的傾向得分最相近的控制組農(nóng)戶作為其反事實(shí)，再將控制組與處理組進(jìn)行對(duì)比估計(jì)樣本平均處理效應(yīng)（ATT）：

其中，Y1i和Y0i分別表示處理組與控制組樣本農(nóng)戶的生活垃圾分類處理意愿；ATT表示匹配后樣本的平均處理效應(yīng)，衡量的是互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)戶生活垃圾分類處理意愿的凈影響。E(Y1i|Di=1,P(Xi))和E(Y0i|Di=0,P(Xi))分別為事實(shí)結(jié)果和由傾向得分匹配法構(gòu)造的反事實(shí)結(jié)果。

2.3 變量選擇

本文的因變量為農(nóng)戶生活垃圾分類處理意愿，是二值虛擬變量?；诩彝柧碇小澳沂欠裨敢鈪⒓由罾诸?？”問題，回答“愿意”的農(nóng)戶，賦值為1，回答“不愿意”的農(nóng)戶，賦值為0。

本文的自變量為互聯(lián)網(wǎng)使用，是二值虛擬變量。基于家庭問卷中“在過去的一年中，您家使用互聯(lián)網(wǎng)的情況是？”問題，回答“只使用電腦上網(wǎng)（電腦包括pad）”、“只使用手機(jī)上網(wǎng)”、“既使用電腦上網(wǎng)，也使用手機(jī)上網(wǎng)”的農(nóng)戶定義為上網(wǎng)者（處理組），并賦值為1，回答“不上網(wǎng)”的農(nóng)戶定義為不上網(wǎng)者（控制組），賦值為0。回答本身也涉及農(nóng)戶選擇手機(jī)、電腦以及二者兼有三種具體上網(wǎng)方式。

控制變量，分為個(gè)體特征、家庭特征和村域特征三個(gè)維度。個(gè)體特征包括戶主年齡、戶主性別、戶主學(xué)歷和戶主工作；家庭特征包括家庭成員平均年齡、平均學(xué)歷、收入水平、家庭規(guī)模、黨員人數(shù)、勞動(dòng)力人數(shù)和家庭撫養(yǎng)比；村域特征包括到縣城的距離、是否鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府所在地、道路硬化比例和村莊整潔程度。本研究涉及的變量和賦值見表1。

表1 變量定義與描述性統(tǒng)計(jì)Table 1 Variable definitions and descriptive statistics

3 結(jié)果與分析

3.1 互聯(lián)網(wǎng)使用與生活垃圾分類處理意愿的交叉分析

統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，農(nóng)戶互聯(lián)網(wǎng)的總體使用比例不高，8002戶樣本中有3467戶上網(wǎng)農(nóng)戶和4535戶非上網(wǎng)農(nóng)戶（表2），只有43.3%的農(nóng)戶選擇上網(wǎng)，56.7%的農(nóng)戶不上網(wǎng)，農(nóng)村居民互聯(lián)網(wǎng)使用率不高。農(nóng)村居民家庭經(jīng)濟(jì)狀況尚不能滿足自由上網(wǎng)的物質(zhì)需要，電腦、手機(jī)等網(wǎng)絡(luò)終端設(shè)備在農(nóng)村地區(qū)的普及率不高，文化程度和年齡限制無法滿足互聯(lián)網(wǎng)使用技能對(duì)用戶機(jī)能的要求，農(nóng)村地區(qū)偏遠(yuǎn)、人口密度低和地理環(huán)境復(fù)雜的現(xiàn)實(shí)情況也限制了互聯(lián)網(wǎng)信息基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)步伐，這些可能是導(dǎo)致農(nóng)戶互聯(lián)網(wǎng)使用率低的原因。而在上網(wǎng)農(nóng)戶群體中，選擇手機(jī)和電腦兩種方式組合上網(wǎng)（混合方式）的農(nóng)戶占比最大，達(dá)51%，其次是手機(jī)上網(wǎng)方式（46%），單一電腦方式上網(wǎng)農(nóng)戶占比最低，僅3%，因此使用手機(jī)上網(wǎng)的農(nóng)戶占樣本總體的97%，說明利用手機(jī)上網(wǎng)在中國農(nóng)村地區(qū)占據(jù)主流，這印證了農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)用戶增加的最大動(dòng)力是移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的采 納[26]。這可能是因?yàn)橄噍^于電腦而言，農(nóng)戶在選擇手機(jī)上網(wǎng)時(shí)面臨相對(duì)較小的技術(shù)壁壘和經(jīng)濟(jì)壁壘。

表2 互聯(lián)網(wǎng)使用與生活垃圾分類處理意愿的交叉分析Table 2 Cross analysis of internet use and sorting treatment of daily waste

表示愿意參加垃圾分類處理的農(nóng)戶總體比例較高，總樣本中有6234戶農(nóng)戶有生活垃圾分類處理的意愿，只有1768戶農(nóng)戶明確拒絕參加生活垃圾分類，77.9%的農(nóng)戶表示愿意參加生活垃圾分類處理（表1），表明農(nóng)戶在生活垃圾分類問題上呈現(xiàn)高意愿狀態(tài)。這可能是因?yàn)?，生活垃圾分類意愿僅是農(nóng)戶對(duì)于生活垃圾分類行為的主觀預(yù)期，是不考慮預(yù)期經(jīng)濟(jì)利益最大化目標(biāo)情境下的個(gè)體行為傾向，其作為農(nóng)戶在缺乏理性經(jīng)濟(jì)考慮下，對(duì)待生活垃圾分類行為的認(rèn)知和態(tài)度的直接結(jié)果，因此呈現(xiàn)較高的分布狀態(tài)。但預(yù)期的不確定性使得農(nóng)戶的生活垃圾分類行為本身相對(duì)于意愿要復(fù)雜，以往研究已經(jīng)在城市居民生活垃圾分類中發(fā)現(xiàn)意愿與行為的高度悖離，即意愿并不必然導(dǎo)致行為發(fā)生。中國農(nóng)村地區(qū)更為復(fù)雜的人居環(huán)境治理現(xiàn)狀，是否使得農(nóng)戶在生活垃圾分類行為中存在著更高水平的參與意愿與實(shí)際行為的悖離，而進(jìn)一步探究生活垃圾分類意愿到行為的轉(zhuǎn)化機(jī)制將是解決農(nóng)村生活垃圾分類治理最后一公里問題的關(guān)鍵。而在3467戶上網(wǎng)農(nóng)戶中有2874戶農(nóng)戶愿意參與生活垃圾分類，上網(wǎng)農(nóng)戶具有生活垃圾分類處理意愿的比率高達(dá)82.9%?；ヂ?lián)網(wǎng)的使用使得參與生活垃圾分類處理的農(nóng)戶呈現(xiàn)較高的樣本分布，互聯(lián)網(wǎng)可能會(huì)影響農(nóng)戶生活垃圾分類處理意愿。

3.2 農(nóng)戶互聯(lián)網(wǎng)使用的影響因素分析

考慮到文章數(shù)據(jù)來源于26個(gè)省份，可能存在區(qū)域異質(zhì)性問題，本文控制省份區(qū)域特征。模型估計(jì)結(jié)果顯示，農(nóng)戶上網(wǎng)的可能性與戶主年齡、學(xué)歷、工作狀態(tài)、家庭成員平均年齡、平均學(xué)歷、收入水 平、到縣城距離和道路硬化比例顯著相關(guān)（表3）。越年輕、受教育水平越高、沒有工作的戶主選擇上網(wǎng)的傾向性越強(qiáng)。人力資本水平（平均學(xué)歷和平均年齡）和收入水平越高的農(nóng)戶家庭越傾向于選擇上網(wǎng)?？赡茉蚴?，從互聯(lián)網(wǎng)使用的內(nèi)部環(huán)境來看，一方面，互聯(lián)網(wǎng)作為一種信息科技，凝結(jié)著創(chuàng)新和知識(shí)內(nèi)涵，互聯(lián)網(wǎng)使用是一種技術(shù)操作過程，需要互聯(lián)網(wǎng)用戶滿足較高人力資本水平的技術(shù)使用條件。另一方面，閑暇的工作狀態(tài)和良好的家庭經(jīng)濟(jì)條件是農(nóng)戶能否上網(wǎng)的時(shí)間和物質(zhì)前提。居住地離縣城越近和村域道路硬化比例越高的農(nóng)戶，越傾向于選擇上網(wǎng)，可能原因是，從互聯(lián)網(wǎng)使用的外部環(huán)境來看，優(yōu)越的區(qū)位條件和完善的基礎(chǔ)設(shè)施能夠?yàn)榛ヂ?lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)與普及提供現(xiàn)實(shí)條件。傾向得分的Logit估計(jì)模型的R2為0.213，chi2卡方值為2097.27，小于P值的概率是0，拒絕原假設(shè)，說明整個(gè)模型的總體擬合效果較好，模型整體顯著。

表3 基于Logit模型的農(nóng)戶互聯(lián)網(wǎng)使用的估計(jì)結(jié)果Table 3 Logit equation estimation results of farmers’ internet use

3.3 互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)戶垃圾分類處理意愿的影響分析

為了保證樣本數(shù)據(jù)的匹配質(zhì)量，傾向得分匹配要求在計(jì)算傾向得分后進(jìn)行樣本匹配，在這之前首先需要檢驗(yàn)樣本匹配是否能平衡相關(guān)控制變量的分布。這個(gè)條件要求匹配之后的處理組和控制組在各個(gè)控制變量上不應(yīng)有系統(tǒng)偏差，只有變量匹配后實(shí)現(xiàn)無差異，則才能減小因?yàn)檗r(nóng)戶個(gè)體異質(zhì)性產(chǎn)生的偏差而得到互聯(lián)網(wǎng)使用的凈效應(yīng)[27]。也就是說，無論處理狀態(tài)如何，具有相同分值的觀察值必須具有相同的可觀察特征分布。在樣本匹配之前，上網(wǎng)組與不上網(wǎng)組的控制變量之間均存在顯著的系統(tǒng)性偏差。但是，對(duì)樣本進(jìn)行匹配后，所有控制變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差值呈現(xiàn)了不同程度的減少，匹配后偏差絕對(duì)值均低于10%（表4），說明變量整體可以被接受?？傮w來看，傾向得分匹配可以有效地降低上網(wǎng)組、不上網(wǎng)組之間農(nóng)戶樣本在個(gè)體、家庭和村域等社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征上的組間異質(zhì)性。傾向得分匹配通過了平衡性檢驗(yàn)，且匹配效果較好。

表4 控制變量的平衡性檢驗(yàn)結(jié)果Table 4 Balance test results of the control variables

從模型的平衡性檢驗(yàn)可以看出，匹配后，PseudoR2值由0.209顯著降低為0.004，LR統(tǒng)計(jì)量由匹配前的2057.63在1%水平上顯著變?yōu)?4.06不再顯著，控制變量的均值偏差由匹配前34.5%降為匹配后2.6%，控制變量的中位數(shù)偏差由匹配前23.6%降為匹配后2.2%（表5），由此可見，經(jīng)過傾向得分匹配后基本消除了處理組與控制組的可觀測變量顯性偏差。

表5 模型的平衡性檢驗(yàn)Table5 Balance test of the PSM model

通過PSM估計(jì)的相關(guān)平衡性檢驗(yàn)后，本研究從整體上測算了互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)戶生活垃圾分類處理意愿的平均處理效應(yīng)（ATT），并從手機(jī)方式、電腦方式和混合方式三種上網(wǎng)方式視角測算效應(yīng)差異，估計(jì)結(jié)果見表6。經(jīng)過傾向值匹配后，互聯(lián)網(wǎng)使用正向顯著影響農(nóng)戶的生活垃圾分類處理意愿，影響的凈效應(yīng)為0.064，并且在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，表明在考慮了農(nóng)戶選擇性偏差后，實(shí)證結(jié)果與張萍和晉英杰[28]的大眾媒介能夠促進(jìn)城鄉(xiāng)居民環(huán)保行為基本一致，互聯(lián)網(wǎng)使用能夠提高農(nóng)戶參與生活垃圾分類處理意愿，在此基礎(chǔ)上本文從上網(wǎng)方式和農(nóng)戶分化的視角進(jìn)一步探究互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)戶生活垃圾分類處理意愿的影響效應(yīng)。

表6 互聯(lián)網(wǎng)使用及上網(wǎng)方式的平均處理效應(yīng)Table 6 Average treatment effect of internet use and internet access

手機(jī)上網(wǎng)對(duì)農(nóng)戶的生活垃圾分類處理意愿具有顯著的正向影響。在樣本匹配前，手機(jī)上網(wǎng)方式的平均處理效應(yīng)為0.056，并且在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。但是，在樣本進(jìn)行匹配后，其影響效應(yīng)值下降為0.052?？梢姡谂懦M間控制變量差異性之后，選擇手機(jī)上網(wǎng)仍能夠提高農(nóng)戶參與生活垃圾分類處理意愿。

電腦上網(wǎng)均對(duì)農(nóng)戶的生活垃圾分類處理意愿不具有顯著影響。一方面，這可能與電腦在農(nóng)村地區(qū)的普及率低有關(guān)，在農(nóng)村地區(qū)使用電腦上網(wǎng)的家庭相對(duì)較少，電腦作為一種不太普遍的信息傳播方式在農(nóng)戶群體中的影響力相對(duì)較弱。另一方面，也與不同上網(wǎng)媒介的信息接收便利性有關(guān)。電腦上網(wǎng)瀏覽信息具有空間固定性，對(duì)于使用者的技能要求較高，電腦上網(wǎng)的高門檻使得其相較于移動(dòng)手機(jī)而言，在瀏覽推送的生活垃圾分類相關(guān)信息的便利性方面較差，這都將限制基于電腦上網(wǎng)方式的生活垃圾分類信息的傳播效能。

混合方式上網(wǎng)對(duì)農(nóng)戶的生活垃圾分類處理意愿具有顯著的正向影響。在樣本匹配前，混合上網(wǎng)方式的平均處理效應(yīng)為0.061，并且在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。但是，在樣本進(jìn)行匹配后，其影響效應(yīng)值下降為0.031，在10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著?？梢姡谂懦M間控制變量差異性之后，農(nóng)戶選擇混合上網(wǎng)依然能夠顯著提高其參與生活垃圾分類處理的意愿。根據(jù)三種上網(wǎng)方式的處理效應(yīng)可知，手機(jī)上網(wǎng)對(duì)農(nóng)戶生活垃圾分類處理意愿產(chǎn)生更為顯著的影響效應(yīng)，說明互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)生活垃圾分類處理意愿的影響更多受到來自手機(jī)上網(wǎng)方式的影響。可能是因?yàn)橹悄苁謾C(jī)作為一種移動(dòng)信息傳播載體，具有信息量豐富、性價(jià)比高、操作簡單和接入便利等功能性優(yōu)勢，同時(shí)相較于電腦，智能手機(jī)在農(nóng)村地區(qū)的普及率相對(duì)較高，通過智能手機(jī)發(fā)布生活垃圾處理相關(guān)信息更易于被廣大的農(nóng)村地區(qū)居民所接收。

3.4 互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)戶生活垃圾分類處理意愿影響的組群差異分析

前文雖選用匹配后的平均處理效應(yīng)測度互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)戶生活垃圾分類處理意愿的影響凈效應(yīng)，但是從一種全樣本的整體凈效應(yīng)層面仍無法反映農(nóng)戶間的結(jié)構(gòu)性差異，即組群差異。在農(nóng)戶分化的背景下，探討互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)戶生活垃圾分類處理意愿影響的組群差異有助于深入探究互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)戶生活垃圾分類處理意愿影響的異質(zhì)性。

本文參照楊慧琳等[29]的代際差異劃分標(biāo)準(zhǔn)，以戶主年齡為依據(jù)，以1975年出生作為分界，將農(nóng)戶劃分為老一代農(nóng)戶和新生代農(nóng)戶；基于農(nóng)業(yè)收入占比下降的農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)分化本質(zhì)，借鑒李華等[30]的農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)分化劃分標(biāo)準(zhǔn)，以農(nóng)業(yè)收入占家庭總收入的比重將農(nóng)戶劃分為非農(nóng)型農(nóng)戶（農(nóng)業(yè)收入比重小于50%）和偏農(nóng)型農(nóng)戶（農(nóng)業(yè)收入比重大于50%）；借鑒張景娜和朱俊豐[31]的研究，從家庭分工模式的視角，以戶主性別為依據(jù)將農(nóng)戶劃分為男戶主農(nóng)戶和女戶主農(nóng)戶?；谌N群體異質(zhì)性特征，本文進(jìn)一步對(duì)互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)戶生活垃圾分類處理意愿影響的代際、經(jīng)濟(jì)和性別三個(gè)方面組群差異進(jìn)行分析。

從代際差異來看，互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)老一代農(nóng)戶參與生活垃圾分類處理意愿有顯著影響，ATT估計(jì)值為5.8%，并且在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著（表7），對(duì)新生代農(nóng)戶參與垃圾分類處理的意愿不具有顯著影響。這可能是因?yàn)樾畔r(shí)代下老一代農(nóng)戶的傳統(tǒng)生活方式和思維模式正在發(fā)生變化，使用互聯(lián)網(wǎng)逐漸成為老年人生活不可或缺的組成部分。同時(shí)，相較于正在社會(huì)中積極打拼的新生代農(nóng)戶，老一代農(nóng)戶往往面臨機(jī)體功能的弱化和社交范圍的縮小，擁有更多閑暇時(shí)光的老一代農(nóng)戶自然有著關(guān)注互聯(lián)網(wǎng)傳播信息的機(jī)會(huì)和條件。

從經(jīng)濟(jì)差異來看，互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)非農(nóng)型農(nóng)戶參與生活垃圾分類處理意愿有顯著影響，ATT估計(jì)值為5.6%，并且在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著（表7），對(duì)偏農(nóng)型農(nóng)戶參與垃圾分類處理的意愿不具有顯著影響，這可能是因?yàn)橄噍^于偏農(nóng)型農(nóng)戶，經(jīng)濟(jì)上的離農(nóng)趨勢使得非農(nóng)型農(nóng)戶能夠走出資訊閉塞的農(nóng)村地區(qū)，得以更方便地了解和使用互聯(lián)網(wǎng)搜索信息，思想更開放，對(duì)新鮮事物接受程度更高，互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)非農(nóng)型農(nóng)戶參與生活垃圾分類意愿影響更強(qiáng)烈。

從性別差異來看，互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)男戶主農(nóng)戶參與生活垃圾分類處理意愿有顯著影響，ATT估計(jì)值為8.2%，并且在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著（表7），對(duì)女戶主農(nóng)戶參與生活垃圾分類處理的意愿不具有顯著影響，互聯(lián)網(wǎng)對(duì)農(nóng)戶生活垃圾分類處理意愿影響的性別差異，可能是因?yàn)檗r(nóng)戶在互聯(lián)網(wǎng)信息關(guān)注內(nèi)容上的性別差異，相較于女性，男農(nóng)戶更偏好社會(huì)問題和有著較強(qiáng)的社會(huì)責(zé)任感，傾向于使用互聯(lián)網(wǎng)瀏覽社會(huì)熱點(diǎn)問題，更易于關(guān)注到垃圾分類等環(huán)境治理問題，互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)男戶主農(nóng)戶環(huán)境素養(yǎng)的塑造力要高于女性戶主，因此互聯(lián)網(wǎng)使用會(huì)提高男戶主農(nóng)戶選擇參與生活垃圾分類處理的意愿。

4 結(jié)論與政策建議

4.1 結(jié)論

研究表明，農(nóng)戶上網(wǎng)的總體比例不高，農(nóng)戶互聯(lián)網(wǎng)使用是個(gè)體和家庭層面的互聯(lián)網(wǎng)使用能力以及村域?qū)用娴幕ヂ?lián)網(wǎng)使用條件這些內(nèi)外部因素共同作用的結(jié)果。通過推進(jìn)農(nóng)村信息化技能培訓(xùn)來提高農(nóng)戶互聯(lián)網(wǎng)使用能力，完善互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，改善農(nóng)村地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)使用條件差的現(xiàn)狀，將有助于提高互聯(lián)網(wǎng)在農(nóng)村地區(qū)的普及率。農(nóng)戶生活垃圾分類的參與意愿較高，上網(wǎng)農(nóng)戶對(duì)于生活垃圾分類有著更高的參與可能。在當(dāng)前農(nóng)戶互聯(lián)網(wǎng)使用比例整體不高的背景下，互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)戶生活垃圾分類處理意愿存在正向影響效應(yīng)。但是，不同上網(wǎng)方式對(duì)農(nóng)戶生活垃圾分類處理意愿的作用效果存在差異，手機(jī)上網(wǎng)對(duì)農(nóng)戶生活垃圾分類處理意愿的促進(jìn)作用最好，其次是混合上網(wǎng)，而電腦上網(wǎng)方式對(duì)農(nóng)戶生活垃圾分類處理意愿沒有顯著影響。可見，農(nóng)戶生活垃圾分類處理意愿更多受到互聯(lián)網(wǎng)使用中手機(jī)上網(wǎng)方式的影響。因此，將移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)作為傳播生活垃圾分類處理的信息平臺(tái)，發(fā)揮智能手機(jī)在農(nóng)村地區(qū)的信息傳遞優(yōu)勢，有利于促進(jìn)垃圾分類理念在農(nóng)村地區(qū)的快速普及。

組群差異結(jié)果表明，互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)戶生活垃圾分類處理意愿的顯著影響僅存在于老一代農(nóng)戶、非農(nóng)型農(nóng)戶和男戶主農(nóng)戶群體，這意味著互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)戶生活垃圾分類處理意愿影響的代際差異、經(jīng)濟(jì)差異和性別差異。代際上的互聯(lián)網(wǎng)使用時(shí)間差異、經(jīng)濟(jì)上的互聯(lián)網(wǎng)使用能力差異和性別上的互聯(lián)網(wǎng)使用內(nèi)容差異導(dǎo)致互聯(lián)網(wǎng)使用效應(yīng)的組群差異?；ヂ?lián)網(wǎng)使用時(shí)間越充足、互聯(lián)網(wǎng)利用能力越強(qiáng)和互聯(lián)網(wǎng)瀏覽內(nèi)容越具有社會(huì)傾向性，互聯(lián)網(wǎng)的使用也就越能提高農(nóng)戶參與生活垃圾分類處理的可能性。在當(dāng)前農(nóng)戶日益分化的背景下，農(nóng)戶間在生活垃圾分類的動(dòng)機(jī)和優(yōu)先事項(xiàng)上有很大的不同，同質(zhì)的垃圾分類政策倡議在面臨不同的需求時(shí)政策執(zhí)行將會(huì)低效，政府針對(duì)農(nóng)村生活垃圾治理的政策需要反映農(nóng)戶分化的不同政策需求。

4.2 政策建議

1）加強(qiáng)農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)軟硬件建設(shè)。農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)軟件建設(shè)主要針對(duì)農(nóng)村居民互聯(lián)網(wǎng)使用技能缺乏的內(nèi)在問題，政府可通過互聯(lián)網(wǎng)服務(wù)下鄉(xiāng)或村級(jí)服務(wù)平臺(tái)普及互聯(lián)網(wǎng)使用知識(shí)，加強(qiáng)對(duì)農(nóng)村居民的互聯(lián)網(wǎng)培訓(xùn)工作，突破文化程度過低、年齡過大等制約農(nóng)戶有效使用互聯(lián)網(wǎng)的“瓶頸”。而農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)硬件建設(shè)主要針對(duì)互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)滯后的外在現(xiàn)實(shí)，協(xié)調(diào)互聯(lián)網(wǎng)服務(wù)運(yùn)營商，加快推進(jìn)農(nóng)村信息化建設(shè)，尤其是通過手機(jī)下鄉(xiāng)、寬帶提速降費(fèi)等舉措促進(jìn)智能手機(jī)在農(nóng)村的普及，改善農(nóng)村移動(dòng)網(wǎng)絡(luò)接入條件。

2）推進(jìn)生活垃圾分類線上宣傳活動(dòng)。發(fā)揮以智能手機(jī)和移動(dòng)網(wǎng)絡(luò)為代表的移動(dòng)互聯(lián)技術(shù)在農(nóng)村生活垃圾分類治理中的動(dòng)員和宣傳優(yōu)勢，通過發(fā)布更多適合智能手機(jī)瀏覽的垃圾分類相關(guān)訊息，開發(fā)垃圾分類相關(guān)的公益類應(yīng)用軟件，將有助于提高農(nóng)村居民對(duì)垃圾分類利弊的認(rèn)識(shí)，增強(qiáng)垃圾分類的環(huán)保意識(shí)。

3）制定農(nóng)村生活垃圾分類治理的多元化宣傳策略。鑒于互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)戶參與生活垃圾分類處理意愿影響的群體性差異，面對(duì)農(nóng)戶群體的異質(zhì)性，同質(zhì)性的治理策略面對(duì)異質(zhì)性明顯的群體可能會(huì)失效或低效，為了提高農(nóng)村固體廢棄物污染防治政策執(zhí)行效率，通過互聯(lián)網(wǎng)媒體，憑借多元化的宣傳策略有針對(duì)性地向不同農(nóng)戶群體有差異地宣傳生活垃圾分類治理的理念。

致謝：感謝中山大學(xué)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心中國勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查（CLDS）數(shù)據(jù)庫的支持。