自然保護(hù)區(qū)周邊農(nóng)戶互聯(lián)網(wǎng)使用影響因素研究

汪家欣，王煜琪，朱睿頔，段 偉

(華南農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，廣東 廣州 510642)

一、引言

互聯(lián)網(wǎng)的蓬勃發(fā)展，催生了多種新經(jīng)濟(jì)模式，農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)建設(shè)近幾年來成果斐然，但鄉(xiāng)村和城鎮(zhèn)互聯(lián)網(wǎng)的普及率仍存在37.4%的顯著差異[1]，“二元結(jié)構(gòu)”問題在我國至今沒有得到根本解決。城鄉(xiāng)居民在互聯(lián)網(wǎng)接入方面存在的顯著差異，既是處于信息弱勢地位的農(nóng)村居民獲得更好經(jīng)濟(jì)發(fā)展的現(xiàn)實(shí)桎梏[2-3]，也是處于信息優(yōu)勢地位的城鎮(zhèn)居民可以更加便捷地借助互聯(lián)網(wǎng)獲取和利用數(shù)字信息并不斷提升自身的數(shù)字意識和能力的獨(dú)特優(yōu)勢，互聯(lián)網(wǎng)使用的不平等影響社會(huì)群體的收入不平等[4]，在雙重作用下最終可能導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民貧富差距的日益擴(kuò)大[5]。

2023年發(fā)布的中央一號文件中提到，全面建設(shè)社會(huì)主義現(xiàn)代化國家，最艱巨最繁重的任務(wù)在農(nóng)村。農(nóng)村是具有巨大發(fā)展?jié)摿Φ氖袌?，互?lián)網(wǎng)使用仍然存在一定提升空間，加強(qiáng)農(nóng)村的互聯(lián)網(wǎng)建設(shè)、提高農(nóng)民互聯(lián)網(wǎng)使用意愿能夠有力推進(jìn)農(nóng)村現(xiàn)代化建設(shè)。因此，提高農(nóng)民對互聯(lián)網(wǎng)的認(rèn)識和使用意愿對全面推進(jìn)鄉(xiāng)村振興具有重要意義。

已有許多學(xué)者在此領(lǐng)域開展深入研究，從多層面探討農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)使用現(xiàn)狀以及對農(nóng)戶的影響。相關(guān)文獻(xiàn)表明，在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方面，目前以“互聯(lián)網(wǎng)+”形式的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營模式逐漸成熟[6-7]，互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)可以降低農(nóng)戶的勞動(dòng)成本、增加市場或農(nóng)業(yè)技術(shù)信息的可得性，對優(yōu)化要素資源和提高要素配置效率有著積極影響，有效增加了農(nóng)業(yè)收入[8-10]。在非農(nóng)生產(chǎn)方面，互聯(lián)網(wǎng)使用可以拓寬農(nóng)村居民的非農(nóng)就業(yè)渠道[11-12]，提高農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)率，延長工作時(shí)間[13]，提高農(nóng)戶的工資性收入[14]；同時(shí)也為農(nóng)村居民創(chuàng)造了更多的創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)，激發(fā)農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)熱情[15]，提高農(nóng)戶收入水平，從而顯著增加其生活幸福感[16]。還有學(xué)者認(rèn)識到互聯(lián)網(wǎng)金融縮小城鄉(xiāng)收入差距方面發(fā)揮著重要作用[17-18]。

2022年，國務(wù)院印發(fā)《“十四五”數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)劃》，提出要把握數(shù)字化發(fā)展新機(jī)遇，拓展經(jīng)濟(jì)發(fā)展新空間，推動(dòng)我國數(shù)字經(jīng)濟(jì)健康發(fā)展?？梢姡S著我國數(shù)字鄉(xiāng)村、數(shù)字經(jīng)濟(jì)的建設(shè)工作持續(xù)推進(jìn)，互聯(lián)網(wǎng)作為影響農(nóng)戶生計(jì)活動(dòng)的重要因素受到了越來越多的關(guān)注[19-20]。在此背景下，提高農(nóng)民對互聯(lián)網(wǎng)的認(rèn)識和互聯(lián)網(wǎng)使用意愿對推動(dòng)建設(shè)數(shù)字鄉(xiāng)村目標(biāo)順利實(shí)現(xiàn)、推進(jìn)我國數(shù)字經(jīng)濟(jì)健康發(fā)展、彌合城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝具有重要現(xiàn)實(shí)意義。

二、數(shù)據(jù)說明及變量選取

(一)數(shù)據(jù)說明

本研究選擇了四川省和陜西省共17個(gè)大熊貓自然保護(hù)區(qū)作為研究區(qū)域，于2018年6月至2021年4月開展了兩輪實(shí)地調(diào)研。第一輪調(diào)研為2018年7月至2019年5月，樣本采取多階段整群抽樣的方法。首先，以自然保護(hù)區(qū)為初級抽樣單位，根據(jù)保護(hù)區(qū)所在位置和等級，在四川省、陜西省分別選擇了12個(gè)和5個(gè)保護(hù)區(qū)作為研究對象。其次，在每個(gè)樣本保護(hù)區(qū)內(nèi)、外分別選擇兩個(gè)較具代表性的村莊。最后，將每個(gè)村的農(nóng)戶按人均年收入水平進(jìn)行排序并分為兩組，每組隨機(jī)抽取10戶農(nóng)戶進(jìn)行調(diào)查，共調(diào)查60個(gè)村943個(gè)農(nóng)戶家庭。第二輪調(diào)研成功追蹤到874個(gè)固定農(nóng)戶家庭。調(diào)研人員通過農(nóng)村快速評估方法(Rapid Rural Appraisal，RRA)、農(nóng)戶一對一訪問以及與村干部座談的方法獲得一手調(diào)研數(shù)據(jù)。調(diào)研問卷主要內(nèi)容包含家庭人口特征、農(nóng)林地特征、行為認(rèn)知、生產(chǎn)經(jīng)營活動(dòng)、保護(hù)成本收益等。戶主是主要訪問對象，戶主外出情形下對其配偶或年滿18周歲的家庭成員進(jìn)行訪問。調(diào)研結(jié)束后，調(diào)研組成員對每份問卷進(jìn)行了3次交叉檢查，在剔除無效樣本以及不符合要求的樣本后，最終得到有效數(shù)據(jù)1656份。

(二)變量選取

1.被解釋變量

選取“是否使用互聯(lián)網(wǎng)”和“互聯(lián)網(wǎng)使用頻率”作為被解釋變量。

2.解釋變量

包括個(gè)人特征、家庭特征、居住地位置、保護(hù)區(qū)管理和互聯(lián)網(wǎng)特征五類。其中個(gè)人特征主要包括戶主的性別、年齡、受教育程度和身體健康程度；家庭特征主要包括家庭年收入和非農(nóng)收入占比；居住地位置主要包括居住地位置和村莊到縣距離；保護(hù)區(qū)管理選取是否參加保護(hù)區(qū)培訓(xùn)作為評價(jià)指標(biāo)；互聯(lián)網(wǎng)特征選取網(wǎng)絡(luò)信號作為評價(jià)指標(biāo)。

變量具體賦值說明及基本描述性統(tǒng)計(jì)見表1。

三、模型設(shè)定

(一)農(nóng)戶使用互聯(lián)網(wǎng)模型的二元Logit模型分析

本文選取農(nóng)戶是否使用互聯(lián)網(wǎng)為被解釋變量，即當(dāng)?shù)趇個(gè)農(nóng)戶有使用互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)歷時(shí)取值為1，否則取值為0。被解釋變量為典型的二分類變量，因此采用二元Logit回歸模型對農(nóng)戶互聯(lián)網(wǎng)使用意愿進(jìn)行回歸檢驗(yàn)。公式如下：

(1)

式中，Pi為農(nóng)戶i選擇使用互聯(lián)網(wǎng)的概率，αi為常數(shù)項(xiàng)回歸系數(shù)，βi為待估參數(shù)，Xi為各項(xiàng)解釋變量。

相應(yīng)的二元Logit模型表示為：

(2)

(二)農(nóng)戶互聯(lián)網(wǎng)使用頻率的多元排序Logit模型分析

(3)

式中，θ為回歸截距項(xiàng)，γ1，γ2，…，γj分別為相應(yīng)解釋變量X1，X2，…，Xj的回歸系數(shù)。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)實(shí)證結(jié)果

1.農(nóng)戶使用互聯(lián)網(wǎng)模型的二元Logit模型分析

根據(jù)調(diào)查結(jié)果，有87.26%的農(nóng)戶使用互聯(lián)網(wǎng)，12.74%的農(nóng)戶未使用互聯(lián)網(wǎng)。表2報(bào)告了農(nóng)戶是否使用互聯(lián)網(wǎng)影響因素的回歸結(jié)果。整體上，農(nóng)戶的個(gè)人特征、家庭特征、居住地位置和互聯(lián)網(wǎng)特征對農(nóng)戶是否使用互聯(lián)網(wǎng)存在較為顯著的影響。

表2 農(nóng)戶是否使用互聯(lián)網(wǎng)的回歸結(jié)果

個(gè)人特征中，年齡對農(nóng)戶是否使用互聯(lián)網(wǎng)具有顯著負(fù)向效應(yīng)(P<0.05)，與年齡較大的農(nóng)戶相比，年輕農(nóng)戶具有更強(qiáng)的接受新事物的能力，更容易接受網(wǎng)絡(luò)。受教育程度對農(nóng)戶是否使用互聯(lián)網(wǎng)具有顯著正向效應(yīng)(P<0.1)，受教育程度高的農(nóng)戶思想和視野更為開闊，對學(xué)習(xí)、掌握互聯(lián)網(wǎng)的成本也就更低，更容易掌握互聯(lián)網(wǎng)使用方式，因此越愿意使用互聯(lián)網(wǎng)。

家庭特征中，家庭年收入和非農(nóng)收入占比對農(nóng)戶是否使用互聯(lián)網(wǎng)具有正向效應(yīng)。其中，非農(nóng)收入占比通過了顯著性檢驗(yàn)(P<0.1)，表明家庭非農(nóng)收入占比越高的農(nóng)戶越愿意使用互聯(lián)網(wǎng)。這可能是由于非農(nóng)收入占比越高的家庭接觸新鮮事物的機(jī)會(huì)就越多，更容易接觸、學(xué)習(xí)使用互聯(lián)網(wǎng)。

居住地位置特征中，居住地位置對農(nóng)戶是否使用互聯(lián)網(wǎng)具有顯著正向效應(yīng)(P<0.05)，表明居住地位于保護(hù)區(qū)外的農(nóng)戶更愿意使用互聯(lián)網(wǎng)。這可能是由于居住地位置位于保護(hù)區(qū)內(nèi)的農(nóng)戶信息獲取相對更加閉塞，對互聯(lián)網(wǎng)等新興事物的了解和需求更低。

在保護(hù)區(qū)管理變量中，是否參加保護(hù)區(qū)培訓(xùn)沒有通過顯著性檢驗(yàn)，但回歸系數(shù)為正，表明參加保護(hù)區(qū)培訓(xùn)的農(nóng)戶對互聯(lián)網(wǎng)使用具有一定正向效應(yīng)。

互聯(lián)網(wǎng)特征中，網(wǎng)絡(luò)信號對農(nóng)戶是否使用互聯(lián)網(wǎng)具有顯著負(fù)向效應(yīng)(P<0.01)，且邊際系數(shù)較高(-0.128)，這可能是由于所在村莊網(wǎng)絡(luò)信號越強(qiáng)、越穩(wěn)定的農(nóng)戶使用互聯(lián)網(wǎng)的便捷程度越高，因此網(wǎng)絡(luò)信號越好的農(nóng)戶越愿意使用互聯(lián)網(wǎng)。

2.農(nóng)戶互聯(lián)網(wǎng)使用頻率的多元排序Logit模型分析

根據(jù)調(diào)查結(jié)果，在使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)戶中，有5.33%的農(nóng)戶互聯(lián)網(wǎng)使用頻率等級為1，即網(wǎng)費(fèi)支出在0-50元之間；1.59%的農(nóng)戶互聯(lián)網(wǎng)使用頻率等級為2，即網(wǎng)費(fèi)支出在51-100元之間；45.47%的農(nóng)戶互聯(lián)網(wǎng)使用頻率等級為3，即網(wǎng)費(fèi)支出在101-200元之間；26.02%的農(nóng)戶互聯(lián)網(wǎng)使用頻率等級為4，即網(wǎng)費(fèi)支出在201-400元之間；21.59%的農(nóng)戶互聯(lián)網(wǎng)使用頻率等級為5，即網(wǎng)費(fèi)支出在400元以上。表3報(bào)告了農(nóng)戶互聯(lián)網(wǎng)使用頻率影響因素的回歸結(jié)果。整體上，農(nóng)戶的個(gè)人特征、家庭特征、居住地位置和互聯(lián)網(wǎng)特征對農(nóng)戶互聯(lián)網(wǎng)使用頻率存在較為顯著的影響。

表3 農(nóng)戶互聯(lián)網(wǎng)使用頻率的回歸結(jié)果

在個(gè)人特征中，年齡對農(nóng)戶互聯(lián)網(wǎng)使用頻率具有顯著負(fù)向效應(yīng)(P<0.05)，表明年齡越小的農(nóng)戶互聯(lián)網(wǎng)使用頻率越高。受教育程度對農(nóng)戶是否使用互聯(lián)網(wǎng)具有顯著正向效應(yīng)(P<0.01)，表明受教育程度越高的農(nóng)戶互聯(lián)網(wǎng)使用頻率越高。這可能是由于年齡越小、受教育程度越高的農(nóng)戶具有更強(qiáng)的學(xué)習(xí)能力，觸網(wǎng)頻率越高。

在家庭特征中，非農(nóng)收入占比對農(nóng)戶互聯(lián)網(wǎng)使用頻率具有顯著正向效應(yīng)(P<0.01)，這可能是由于家庭非農(nóng)收入占比更高的農(nóng)戶更需要利用互聯(lián)網(wǎng)獲取知識而非娛樂，互聯(lián)網(wǎng)使用頻率更高。

在居住地位置特征中，居住地位置對農(nóng)戶互聯(lián)網(wǎng)使用頻率具有顯著正向效應(yīng)(P<0.05)，表明居住地位于保護(hù)區(qū)外的農(nóng)戶互聯(lián)網(wǎng)使用頻率越高，這可能是由居住地位于保護(hù)區(qū)外的農(nóng)戶與外界聯(lián)系更加頻繁所導(dǎo)致的。

互聯(lián)網(wǎng)特征中，網(wǎng)絡(luò)信號對農(nóng)戶互聯(lián)網(wǎng)使用頻率具有顯著負(fù)向效應(yīng)(P<0.01)，這可能是因?yàn)榱己玫木W(wǎng)絡(luò)信號穩(wěn)定能為農(nóng)戶提供更加穩(wěn)定的上網(wǎng)環(huán)境，因此網(wǎng)絡(luò)信號越好的農(nóng)戶互聯(lián)網(wǎng)使用頻率越高。

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了驗(yàn)證模型估計(jì)結(jié)果穩(wěn)健性，本文采用Probit檢驗(yàn)對結(jié)果進(jìn)行重新估計(jì)，表4報(bào)告了檢驗(yàn)結(jié)果。在驗(yàn)證農(nóng)戶使用互聯(lián)網(wǎng)意愿影響因素時(shí)，年齡、受教育程度、非農(nóng)收入占比、居住地位置和網(wǎng)絡(luò)信號對農(nóng)戶互聯(lián)網(wǎng)使用意愿的回歸系數(shù)分別為-0.096、0.291、0.227、0.0085和-0.026，模型顯著性以及作用方向未發(fā)生明顯變化，表明本文研究結(jié)果可靠。

表4 穩(wěn)健性回歸結(jié)果

五、結(jié)論及政策啟示

在我國數(shù)字鄉(xiāng)村、數(shù)字經(jīng)濟(jì)的建設(shè)工作持續(xù)推進(jìn)的背景下，本文利用2018年和2020年于四川省和陜西省實(shí)地調(diào)研的數(shù)據(jù)，建立二元Logit模型和多元排序Logit模型，實(shí)證檢驗(yàn)了保護(hù)區(qū)周邊農(nóng)戶互聯(lián)網(wǎng)使用行為的影響因素。研究結(jié)果表明：第一，調(diào)查樣本中，有87.26%的保護(hù)區(qū)周邊農(nóng)戶使用互聯(lián)網(wǎng)，互聯(lián)網(wǎng)使用比例較高。第二，調(diào)查樣本中，有超過一半的農(nóng)戶互聯(lián)網(wǎng)使用頻率等級小于或等于3，保護(hù)區(qū)周邊農(nóng)戶互聯(lián)網(wǎng)使用頻率仍存在一定提升空間。第三，年齡、受教育程度、非農(nóng)收入占比、居住地位置和網(wǎng)絡(luò)信號是顯著影響農(nóng)戶是否使用互聯(lián)網(wǎng)和互聯(lián)網(wǎng)使用頻率的共同因素，而性別、身體健康狀況、家庭年收入、村莊到縣距離和是否參與保護(hù)區(qū)培訓(xùn)變量則不顯著。

基于以上研究結(jié)論，本文提出如下政策建議：第一，改善保護(hù)區(qū)周邊地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施。繼續(xù)貫徹落實(shí)“寬帶鄉(xiāng)村”戰(zhàn)略，加大互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施投入力度，加快寬帶、信號基站、網(wǎng)絡(luò)運(yùn)營商服務(wù)網(wǎng)點(diǎn)等互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，降低互聯(lián)網(wǎng)使用成本。第二，加大對保護(hù)區(qū)周邊地區(qū)農(nóng)戶的培訓(xùn)力度。重視農(nóng)村人力資本開發(fā)，實(shí)施農(nóng)民網(wǎng)絡(luò)素養(yǎng)提升工程，幫助農(nóng)戶掌握互聯(lián)網(wǎng)操作的基本知識，引導(dǎo)農(nóng)戶充分利用互聯(lián)網(wǎng)的商務(wù)價(jià)值，提高互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的有效利用率。