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(guó)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(guó)，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(guó)農(nóng)村生活垃圾產(chǎn)量以每年8%～10%的速度急劇增長(zhǎng)，已接近一個(gè)驚人的水平[2]。據(jù)估計(jì)，中國(guó)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(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒2020》中2019年底全國(guó)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(chǎng)所，也是這場(chǎng)全國(guó)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(guó)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(guó)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(guó)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(chǎng)，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(guó)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(guó)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。互聯(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?，互聯(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(guó)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。互聯(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(jiǎn)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(cè)因素和不可觀測(cè)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(cè)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(cè)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(cè)到上網(wǎng)狀態(tài)下的生活垃圾分類處理意愿Y1i，要么觀測(cè)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(cè)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。基于家庭問卷中“您家是否愿意參加生活垃圾分類？”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?；卮鸨旧硪采婕稗r(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(guó)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)椋罾诸愐庠竷H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(guó)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。總體來看，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(cè)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(cè)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(cè)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?，在排除組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?？赡苁且?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(jiǎn)單和接入便利等功能性優(yōu)勢(shì)，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(cè)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(shì)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?？梢?，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(shì)，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(yíng)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(shì)，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(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查（CLDS）數(shù)據(jù)庫(kù)的支持。