黃敏 張自強

摘要：探討數(shù)字鄉(xiāng)村背景下互聯(lián)網(wǎng)使用與農(nóng)戶環(huán)境治理行為的關(guān)系，對實現(xiàn)農(nóng)村生態(tài)振興具有重要意義。基于中國綜合社會調(diào)查（CGSS2021）數(shù)據(jù)，探討互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶環(huán)境治理行為的影響及作用機制。結(jié)果表明：互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶參與環(huán)境治理具有顯著正向影響，收入差距在互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶參與環(huán)境治理的影響中具有中介作用，且為部分中介效應(yīng)；受教育水平在互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶參與環(huán)境治理的影響中具有調(diào)節(jié)作用；互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶參與環(huán)境治理的影響在男性、受教育水平較高、身體健康狀況較好、東部地區(qū)與家庭經(jīng)濟狀況較差的農(nóng)戶群體中表現(xiàn)更突出。因此，需要進一步推進互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)下沉、加強農(nóng)戶對互聯(lián)網(wǎng)使用的技術(shù)培訓(xùn)，緩解農(nóng)村內(nèi)部收入差距，制定環(huán)境治理規(guī)則的差異化推進方案。

關(guān)鍵詞：農(nóng)戶環(huán)境治理；互聯(lián)網(wǎng)使用；收入差距；受教育水平

[基金項目]貴州省哲學(xué)社會科學(xué)規(guī)劃青年課題（項目編號：21GZQN08）。

[作者簡介]黃敏（1998-），女，貴州遵義人，碩士研究生，研究方向：農(nóng)村人居環(huán)境；通訊作者：張自強（1986-），男，貴州遵義人，博士，教授，碩士生導(dǎo)師，研究方向：應(yīng)用經(jīng)濟。

一、引言

黨的二十大報告將鄉(xiāng)村“生態(tài)振興”作為鄉(xiāng)村振興中重要的一個方面提了出來，指出生態(tài)環(huán)境保護任務(wù)仍然艱巨。農(nóng)村環(huán)境的治理與改善是我國在高質(zhì)量發(fā)展中實現(xiàn)共同富裕、共享發(fā)展成果的內(nèi)在要求，是實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興的重要抓手與重要任務(wù)[1]，是建設(shè)美麗中國的題中應(yīng)有之義。在我國歷史性地解決了絕對貧困問題之后，農(nóng)村地區(qū)的居民對于生態(tài)宜居的農(nóng)村環(huán)境的向往也更加懇切[2]。

關(guān)于農(nóng)村人居環(huán)境治理現(xiàn)狀和影響因素的研究已很詳實。根據(jù)《中國農(nóng)村人居環(huán)境發(fā)展報告（2021）》[3]，衛(wèi)生廁所覆蓋率、垃圾處理體系覆蓋率和生活污水治理率在我國農(nóng)村已分別超68%、90%和25%，有四億多人次參與村莊清潔活動中去，但環(huán)境治理的城鄉(xiāng)差異仍明顯。城鄉(xiāng)差距導(dǎo)致農(nóng)村的人居環(huán)境與基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)遠遠地落后于城鎮(zhèn)[4]，在許多農(nóng)村地區(qū)人居環(huán)境臟亂差、整治模式不當(dāng)?shù)热匀淮嬖赱5-6]，且在地理分布上也存在區(qū)域發(fā)展不平衡不充分的現(xiàn)象，經(jīng)濟發(fā)達的東部地區(qū)農(nóng)村人居環(huán)境要比中西部地區(qū)尤其是經(jīng)濟相對落后的西部地區(qū)整治和提升的更好[7]。

已有學(xué)者從個體、家庭和外部因素等三個方面進行了影響因素的分析。一是從個體因素來看，學(xué)歷、年齡對農(nóng)戶環(huán)境治理有消極影響[7-8]，健康狀況[7]、在村生活時間[9]會促進其參與村域環(huán)境治理。二是從家庭因素來看，家庭人口[8]、生計資本[10]、家庭離村委會的距離、家中耕地面積以及社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)等因素[7]均會影響農(nóng)戶的人居環(huán)境治理參與行為。三是從外部因素來看，信息公開[7]、政府的經(jīng)濟懲罰[10]會抑制農(nóng)戶參與環(huán)境治理，而村干部可信度[11]、政府的獎勵[10]、治理要素和制度環(huán)境[12]則對農(nóng)戶參與環(huán)境治理起著促進作用。

由于數(shù)字技術(shù)的快速發(fā)展，互聯(lián)網(wǎng)已普及到了偏遠的農(nóng)村地區(qū)，成為農(nóng)戶信息來源的重要工具，在一定程度上改變了農(nóng)戶的生活方式與生活態(tài)度。學(xué)界也開始討論互聯(lián)網(wǎng)使用對公眾參與環(huán)境治理的影響，彭代彥等[13]認(rèn)為居民互聯(lián)網(wǎng)的使用改變其對人居環(huán)境的認(rèn)識進而促進其參與環(huán)境治理。而湯峰等[14]卻認(rèn)為互聯(lián)網(wǎng)會加劇“信息繭房效應(yīng)”和“群體極化效應(yīng)”，會擴大環(huán)境負面消息的負面效應(yīng)進而降低公眾環(huán)境治理滿意度。左孝凡等[2]進一步將研究對象限定為農(nóng)村居民，實證發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)使用、社區(qū)內(nèi)互動效應(yīng)均會顯著提高生活垃圾分類意愿，但互聯(lián)網(wǎng)使用會削弱社會互動效應(yīng)。伍國勇等[15]基于“知—信—行”理論，實證得出數(shù)字技術(shù)采納會顯著促進農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治，且通過社會網(wǎng)絡(luò)與信息渠道機制發(fā)揮作用。

通過梳理現(xiàn)有的文獻發(fā)現(xiàn)，關(guān)于農(nóng)村人居環(huán)境為主題的文獻較為豐富，但關(guān)于互聯(lián)網(wǎng)使用與農(nóng)戶環(huán)境治理的機制研究尚不足，且尚未有學(xué)者從收入差距視角研究互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶環(huán)境治理行為的影響。已有研究指出收入水平不同，農(nóng)戶對于農(nóng)村環(huán)境的感受和評價也不同，收入差距會進一步影響農(nóng)戶參與治理的行為[8]。將收入差距納入互聯(lián)網(wǎng)使用與農(nóng)戶環(huán)境治理行為的框架中，有助于進一步解釋影響農(nóng)戶參與環(huán)境治理的關(guān)鍵因素，且互聯(lián)網(wǎng)使用與農(nóng)村內(nèi)部收入差距的研究也很詳盡。鑒于此，本文基于CGSS2021的數(shù)據(jù)，對互聯(lián)網(wǎng)與農(nóng)戶環(huán)境治理行為之間的關(guān)系及其內(nèi)在機制進行探究，據(jù)此為推進農(nóng)村環(huán)境治理提供參考。本文的貢獻在于：第一，使用最新的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，從農(nóng)戶層面驗證互聯(lián)網(wǎng)使用改善農(nóng)村環(huán)境治理提供了直接依據(jù)；第二，將農(nóng)戶的收入差距與教育水平納入互聯(lián)網(wǎng)使用影響農(nóng)戶環(huán)境治理行為的分析框架中，揭示了互聯(lián)網(wǎng)使用賦能農(nóng)戶環(huán)境治理的傳導(dǎo)路徑，并考察了教育水平在其中的調(diào)節(jié)作用。

二、理論分析與研究假說

農(nóng)村環(huán)境治理直接關(guān)系到農(nóng)村居民的切身利益，但由于其具有公共品的典型屬性，農(nóng)村環(huán)境治理必然面臨著農(nóng)戶參與不足的情況[8]，而網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施在新時期推動經(jīng)濟社會發(fā)展中可起著戰(zhàn)略性公共基礎(chǔ)設(shè)施的角色[16]，因此互聯(lián)網(wǎng)使用可在一定程度上促進農(nóng)戶參與環(huán)境治理。根據(jù)“知—信—行”理論，農(nóng)戶可借助互聯(lián)網(wǎng)接觸到與環(huán)境相關(guān)的新聞、政策，認(rèn)識到農(nóng)村環(huán)境的重要性，有利于其形成環(huán)境保護意識[2]，從而參與環(huán)境治理。再加之國家政策近幾年對生態(tài)方面的傾斜，各地都在宣傳建設(shè)美麗宜居的鄉(xiāng)村，會使得農(nóng)戶更加注重環(huán)境的舒適與生態(tài)，從而更加積極地參與農(nóng)村環(huán)境治理。

基于以上分析，本文提出研究假說H1：互聯(lián)網(wǎng)使用能夠促進農(nóng)戶參與環(huán)境治理。

農(nóng)戶內(nèi)部收入差距在互聯(lián)網(wǎng)使用對環(huán)境治理行為的影響中有重要作用?！盎疾痪换脊选闭f明了均等的重要性，一個社會如果差距過大不利于社會發(fā)展。關(guān)于互聯(lián)網(wǎng)使用與農(nóng)戶內(nèi)部收入差距的研究目前主要有兩種觀點。第一種觀點是互聯(lián)網(wǎng)使用會緩解農(nóng)戶收入差距。由于互聯(lián)網(wǎng)使用的普惠性、親貧性、開放性等特點[17]，農(nóng)戶通過互聯(lián)網(wǎng)較低的邊際使用成本[18]，從而緩解信息約束[19]，通過信息效應(yīng)[20]、就業(yè)效應(yīng)[21]降低信息搜尋成本、提高就業(yè)概率從而增加收入，進而緩解收入差距。且互聯(lián)網(wǎng)在農(nóng)村地區(qū)的普及不僅會改善農(nóng)村勞動力就業(yè)，還會推動農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級[22]，有利于農(nóng)戶共同增收[23]。第二種觀點是互聯(lián)網(wǎng)使用會加劇農(nóng)戶收入差距。低收入群體難以接觸到互聯(lián)網(wǎng)，無法獲得技術(shù)溢價，從而導(dǎo)致更深程度的收入差距[24]；且由于“使用溝”的存在，其收入差距現(xiàn)象也不會得到有效緩解甚至?xí)萑敫鼑?yán)重的“馬太效應(yīng)”[25]?？砷L遠來看，隨著寬帶中國戰(zhàn)略以及鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實施，互聯(lián)網(wǎng)使用可有效縮小農(nóng)戶內(nèi)部收入差距。根據(jù)馬斯洛需求層次理論，收入差距的經(jīng)濟基礎(chǔ)決定農(nóng)戶參與環(huán)境治理的上層建筑。因此，互聯(lián)網(wǎng)使用有助于縮小農(nóng)戶收入差距，從而使農(nóng)戶參與環(huán)境治理。

基于以上分析，本文提出研究假說H2：互聯(lián)網(wǎng)使用通過縮小收入差距促使農(nóng)戶參與環(huán)境治理。

互聯(lián)網(wǎng)使用具有門檻，受教育水平是跨越門檻的關(guān)鍵。教育可以為農(nóng)民開闊眼界、打破枷鎖提供智力上的支持[26]，農(nóng)戶受教育水平越高，越可能參與村域環(huán)境治理[27]。在數(shù)字時代，互聯(lián)網(wǎng)的運用也需要一定的知識技能。已有研究發(fā)現(xiàn)，教育人力資本可以有效地跨越互聯(lián)網(wǎng)使用的數(shù)字鴻溝，進而有助于其增收[28]。以此看，受教育水平在農(nóng)戶參與環(huán)境治理中可能也存在這樣的作用。一般來說，受教育程度較高的農(nóng)戶可以更好地掌握互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)，可以自主地在網(wǎng)上獲取更多與環(huán)境有關(guān)的消息以及一些環(huán)境政策，在互聯(lián)網(wǎng)上對人居環(huán)境的充分認(rèn)識可以使他們意識到環(huán)境的重要性。根據(jù)計劃行為理論，對環(huán)境的認(rèn)知和態(tài)度決定農(nóng)戶參與環(huán)境治理的行為[9]。因此，受教育水平可以提高互聯(lián)網(wǎng)使用效用，從而使農(nóng)戶了解到更多的環(huán)境知識，繼而參與到環(huán)境治理當(dāng)中來。

基于以上分析，本文提出假說H3：受教育水平越高，有利于跨越互聯(lián)網(wǎng)使用的數(shù)字鴻溝，從而促進農(nóng)戶參與環(huán)境治理。

三、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)說明

本文數(shù)據(jù)來源于中國綜合社會調(diào)查（CGSS） ，由于該調(diào)查問卷中關(guān)于環(huán)境治理的板塊僅在CGSS2015與CGSS2021中涉及，且內(nèi)容卻不相同，CGSS2015的問卷中未涉及參與環(huán)境治理的行為問題項，由此，本文選取CGSS2021的樣本來進行分析。CGSS2021全部樣本量為8 148，剔除非農(nóng)業(yè)戶口樣本后有4 842份樣本，再將互聯(lián)網(wǎng)使用與環(huán)境治理行為缺失的樣本剔除后只有1 042份樣本，進一步將相關(guān)的變量及控制變量缺失的或極端異常的剔除后，最終獲取有效樣本603份。

（二）變量選取

1.被解釋變量：農(nóng)戶是否采取過環(huán)境治理行為。CGSS 調(diào)查問卷中關(guān)于采取環(huán)境治理行為的問題項為“為了解決您和您家庭遭遇的環(huán)境問題，您和家人采取任何行動了嗎？”，將回答項為“采取了行動”賦值為 1，表示農(nóng)戶有參與過環(huán)境治理； “沒有采取行動”賦值為 0，表示農(nóng)戶未參與過環(huán)境治理。

2.核心解釋變量：農(nóng)戶是否使用互聯(lián)網(wǎng)。CGSS 調(diào)查問卷中關(guān)于互聯(lián)網(wǎng)使用情況的問題項為“過去一年，您是否使用互聯(lián)網(wǎng)（包括手機上網(wǎng)）？”。參考劉任等[29]的做法，將“從不”賦值為0，表示農(nóng)戶未使用互聯(lián)網(wǎng); 其他賦值為1，表示農(nóng)戶使用互聯(lián)網(wǎng)。

3.中介變量：農(nóng)戶收入差距，使用Kakwani指數(shù)來衡量[30]。CGSS 調(diào)查問卷中關(guān)于家庭收入的問題項為“您家 2020 年全年家庭總收入是多少？”，在計算收入差距指數(shù)時，已將所有家庭年收入為0的樣本篩去，還對其進行了1%縮尾處理。Kakwani指數(shù)的計算方法如下： 在一個群組Z內(nèi)，農(nóng)戶樣本量為[n]，總收入分布[Z=（z1，z2，…，zn）]，[z1≤z2≤…≤zn]。根據(jù)相對剝奪定義，先將每個農(nóng)戶和其他農(nóng)戶的總收入進行比較，該農(nóng)戶的收入相對剝奪程度可表示為：

[RD（zj，zi）+zj-zi???? if（zj>zi）0???????????? if（zj≤zi）]???????????????????? （1）

其中，農(nóng)戶[i]的相對剝奪[RD（zj，zi）] 即在[zj]對[zi]的相對剝奪。將[RD（zj，zi）]對[j]求和，并除以群組內(nèi)農(nóng)戶總收入的均值，可得到農(nóng)戶[i]的收入差距為：

[RD（zi）=1nμzj=1nRD（zj-zi）]

[? =1nμz（zj>zi，zj∈Zzj-zj>zi，zj∈Zzj）] （2）

4.調(diào)節(jié)變量：農(nóng)戶受教育程度。CGSS 調(diào)查問卷中關(guān)于受教育程度的問題項為“您目前的最高教育程度是？”需要說明的是，為了將上過私塾與掃盲班的與沒有受過任何教育的區(qū)別開來，把“私塾、掃盲班”當(dāng)作小學(xué)學(xué)歷來處理。參考楊碧云等[31]的做法，將未上學(xué)、小學(xué)、初中、高中/中專/技校、大學(xué)、研究生及以上依次賦值為0、6、9、12、16和19。

5.工具變量：同省其他農(nóng)戶互聯(lián)網(wǎng)使用的均值。由于CGSS2021的農(nóng)戶地址信息只公開到了省一級，因此，借鑒羅明忠和劉子玉[32]的做法，選取“同省其他農(nóng)戶互聯(lián)網(wǎng)使用的均值”作為工具變量。“同省其他農(nóng)戶互聯(lián)網(wǎng)使用的均值”可以反映一個地區(qū)網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施的現(xiàn)狀，與農(nóng)戶的互聯(lián)網(wǎng)使用相關(guān)，但與其環(huán)境治理行為沒有直接的關(guān)系，滿足了工具變量相關(guān)性和外生性的要求。

6.控制變量包括個體特征、家庭特征、個體心理評價因素、區(qū)域特征等。農(nóng)戶（受訪者）個體特征有性別、民族、婚姻狀況、宗教信仰、政治面貌；家庭特征有家庭規(guī)模、家庭經(jīng)濟狀況、家庭房產(chǎn)情況；個體心理評價因素有公眾對健康情況的自我感知、社會信任、社會公平、幸福感、階層認(rèn)同；區(qū)域特征即以中部為基準(zhǔn)，通過把調(diào)查對象居住地劃分為西部和東部來測度。

（三）模型設(shè)定

1.基本模型。因變量在數(shù)據(jù)類型上屬于離散型，理論上應(yīng)用二值選擇模型，因此，本文采用Probit模型進行估計。具體模型如下：

[Yi=α0+α1Usei+α2Controlij+εi]???????????????? （3）

其中，[Yi]表示農(nóng)戶[i]參與環(huán)境治理的行為，[Usei]表示農(nóng)戶[i]的互聯(lián)網(wǎng)使用情況，[Controlij]表示一系列的控制變量。[α0]、[α1]、[α2]為系數(shù)項，[εi]為殘差項。

2.中介效應(yīng)模型。為驗證假說H2，參考溫忠麟和葉寶娟[33]提出的中介效應(yīng)模型如下：

[M=β0+β1Usei+β2Controlij+δi]?????????????????? （4）

[Yi=γ0+γ1Usei+γ2M+γ3Controlij+ψi]????? （5）

其中，[M]表示中介變量，即農(nóng)戶收入差距指數(shù)。[β0]和[γ0]為常數(shù)項，[β1]、[β2]、[γ1]、[γ2]、[γ3]為系數(shù)項，[δi]和[ψi]為殘差項。

3.調(diào)節(jié)效應(yīng)模型。對于受教育程度不同的農(nóng)戶，互聯(lián)網(wǎng)使用對其環(huán)境治理行為的影響可能存在差異。為了驗證假說H3，即為探究受教育程度的影響，進一步研究互聯(lián)網(wǎng)使用與受教育程度的交互效應(yīng)，借鑒賈亞娟和范子珺[34]的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗方法，農(nóng)戶環(huán)境治理行為的調(diào)節(jié)效應(yīng)模型如下：

[Yi=λ0+λ1Usei+λ2Edui+λ3Usei×Edui]

[??????? +λ4Controlij+ωi]?????????????????? ???????????????????（6）

[Edui]代表受訪者[i]的受教育年限；[Usei×Edui]代表互聯(lián)網(wǎng)使用與受教育程度的交互項；[λ0]為截距項；[λ1]、[λ2]、[λ3]、[λ4]為系數(shù)項；[ωi]為隨機誤差項。

四、實證分析結(jié)果

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果分析

互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶環(huán)境治理行為影響的估計結(jié)果如表2所示。由表2可知，回歸系數(shù)為正，且通過1%的顯著性水平檢驗，即互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶環(huán)境治理行為起著促進作用，假說H1得到驗證。由邊際效應(yīng)系數(shù)可知，使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)戶參與環(huán)境治理的概率要比不使用的農(nóng)戶高13.3%?？刂谱兞恐?，性別、政治面貌、家庭規(guī)模、社會公平、東部地區(qū)通過了顯著性檢驗，且均對農(nóng)戶環(huán)境治理行為具有顯著的促進作用?？赡苁悄行栽诩彝ギ?dāng)中具有較大的決策權(quán)；黨員的身份也會使農(nóng)戶更具有責(zé)任感，會促使其主動參與環(huán)境治理中去；家庭規(guī)模越大，其對家庭的責(zé)任也就越大，環(huán)保責(zé)任也就更強烈；社會越公平，農(nóng)戶會更愿意投入到公益性的治理活動中；東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展較好，較中西部地區(qū)會較早注意到環(huán)境問題。

（二）內(nèi)生性檢驗

1.工具變量法。盡可能多地加入了可能影響農(nóng)戶環(huán)境治理的控制變量，雖然一定程度上解決了遺漏變量和測量誤差的問題，但對于雙向因果的問題有待進一步檢驗。本文借鑒袁微[35]的做法，采用IV Probit進行內(nèi)生性的檢驗。結(jié)果如表3所示，同省其他農(nóng)戶互聯(lián)網(wǎng)使用均值在第一階段中對農(nóng)戶互聯(lián)網(wǎng)使用有顯著的正向影響，且通過了1%的顯著性水平檢驗；在第二階段中互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶環(huán)境治理行為起著促進作用，并通過了5%的顯著性水平檢驗。結(jié)果與前文保持一致，結(jié)論具有穩(wěn)健性。

為保證工具變量是有效的，本文對工具變量進行弱工具識別檢驗，結(jié)果見表4。由表4可知，AR、Wald的值均通過了5%的顯著性水平檢驗，即本文所選擇的工具變量是有效的，不是弱工具變量。

2.傾向得分匹配法。本文采用了傾向得分匹配法解決互聯(lián)網(wǎng)使用與農(nóng)戶環(huán)境治理之間可能存在的自選擇問題，結(jié)果如表5所示。由表5可知，互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶環(huán)境治理有顯著的正向影響，即對農(nóng)戶環(huán)境治理行為具有促進作用。且PSM的估計結(jié)果與前面的結(jié)論一致，即研究結(jié)論是穩(wěn)健的。表6是以k近鄰匹配法為例的平衡性檢驗，以判斷PSM結(jié)果是否能平衡好數(shù)據(jù)。在表6中，多數(shù)變量匹配后的標(biāo)準(zhǔn)化偏差相比于匹配前減小了，且在10%以內(nèi)；大部分變量的t檢驗結(jié)果也表明不拒絕實驗組和控制組無系統(tǒng)差異的原假設(shè)，故PSM結(jié)果通過了平衡性檢驗。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.更換核心解釋變量。本文參考李飚[36]的做法，將互聯(lián)網(wǎng)使用回答項中的“從不”“很少”賦值為0，而將其他選項賦值為1。將新得到的互聯(lián)網(wǎng)使用的數(shù)據(jù)代入基準(zhǔn)回歸模型進行再估計，結(jié)果如表7模型1所示，互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶環(huán)境治理行為影響的系數(shù)大小雖然有變化，但仍然顯著且為正，可見結(jié)果具有穩(wěn)健性。

2.使用Logit模型進行回歸。由于被解釋變量互聯(lián)網(wǎng)使用為0-1型變量之間，故而采用Logit模型回歸估計互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶環(huán)境治理行為的影響。用Logit模型對（3）式進行回歸，結(jié)果如表7模型2所示，可知看出，互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶環(huán)境治理行為仍然起著促進的作用。因此回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

（四）異質(zhì)性分析

1.性別異質(zhì)性檢驗。由表8回歸結(jié)果可知，互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶參與環(huán)境治理的影響均通過5%的顯著性水平檢驗，隨性別依次為0.147、0.126。互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶環(huán)境治理行為產(chǎn)生的正向影響表現(xiàn)出男性群體高于女性群體的特征。這可能是因為在現(xiàn)在的家庭中，一般以男性作為家庭的決策者。

2.受訪者（戶主）教育程度異質(zhì)性檢驗。由表8可知，互聯(lián)網(wǎng)使用僅對受教育程度為義務(wù)教育以上的農(nóng)戶的環(huán)境治理行為起到顯著的促進作用。這可能是因為所受教育程度越高，相對來說對環(huán)境了解的更多，也更為關(guān)心，越可能對環(huán)境治理產(chǎn)生較高的責(zé)任感，參與環(huán)境治理的積極性也會得到大大提高。

3.健康狀況的異質(zhì)性檢驗。由表8結(jié)果可知，互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶參與環(huán)境治理隨健康狀況依次為0.150、0.151?；ヂ?lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶環(huán)境治理行為均具有顯著的正向影響，但身體狀況較好的組別中互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶環(huán)境治理行為的促進作用較大。可能的原因是只有擁有健康的身體才能夠真正地助力農(nóng)村環(huán)境治理。

4.分區(qū)域的異質(zhì)性檢驗。我國農(nóng)村地區(qū)的網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)也存在發(fā)展不均衡不充分的現(xiàn)象，因此按地區(qū)分為東、中、西三組進行回歸，結(jié)果如表9所示。由表9可知，互聯(lián)網(wǎng)使用僅對東部地區(qū)農(nóng)戶參與環(huán)境治理行為的影響顯著?？赡艿脑蚴菛|部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展較好，其農(nóng)村地區(qū)環(huán)境治理較中西部而言推行早、宣傳力度大，在農(nóng)村環(huán)境治理方面成效較為顯著；且由于東中西部經(jīng)濟發(fā)展水平不同進而表現(xiàn)在農(nóng)村網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)上的差異導(dǎo)致農(nóng)戶在互聯(lián)網(wǎng)使用上的效用不同，因此目前互聯(lián)網(wǎng)使用僅對東部地區(qū)的農(nóng)戶影響顯著。

5.分家庭經(jīng)濟狀況的異質(zhì)性檢驗。由表9可知，在兩組中，互聯(lián)網(wǎng)使用均對農(nóng)戶環(huán)境治理行為具有顯著的促進作用，但家庭經(jīng)濟狀況較差的組別互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶環(huán)境治理行為的促進作用較大，互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶參與環(huán)境治理隨家庭經(jīng)濟狀況依次為0.158、0.106。這可能是因為家庭經(jīng)濟狀況較差的農(nóng)戶更可能留在農(nóng)村，因而更可能參與環(huán)境治理。

（五）機制檢驗

1.收入差距在互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶參與環(huán)境治理影響中的中介效應(yīng)檢驗。首先，利用（4）式分析互聯(lián)網(wǎng)使用與農(nóng)戶內(nèi)部收入差距的關(guān)系。由表10模型1的估計結(jié)果可知，互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶收入差距具有顯著的負向影響，即互聯(lián)網(wǎng)使用會緩解農(nóng)戶內(nèi)部收入的差距。其次，由表10模型2的結(jié)果可知，引入收入差距這一變量后，互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶環(huán)境治理行為仍具有顯著的正向影響，而收入差距對農(nóng)戶環(huán)境治理行為具有顯著的負向影響，且都通過5%的顯著性檢驗。依據(jù)中介效應(yīng)檢驗步驟可知，收入差距在互聯(lián)網(wǎng)使用影響農(nóng)戶環(huán)境治理行為的關(guān)系中起著部分中介作用，假說H2得到驗證。

2.受教育程度在互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶參與環(huán)境治理影響中的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗。參考岳宇君和馬藝璇[37]關(guān)于調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗方法，根據(jù)（6）式進行回歸，驗證調(diào)節(jié)機制，結(jié)果如表10模型3所示。由此可知，互聯(lián)網(wǎng)使用與受教育程度的交互項通過10%的顯著性檢驗，估計系數(shù)為0.064。表明受教育程度在互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶環(huán)境治理行為的影響中起到顯著的正向調(diào)節(jié)作用，即受教育程度越高，互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶參與環(huán)境治理行為的促進效應(yīng)越明顯，假說H3得到驗證。

五、結(jié)論與啟示

（一）研究結(jié)論

本文通過使用CGSS2021數(shù)據(jù)，探討了互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶環(huán)境治理行為的影響及其機制，得到以下主要結(jié)論：

1.互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶參與環(huán)境治理具有顯著的促進作用。農(nóng)戶可通過使用互聯(lián)網(wǎng)了解到更多的環(huán)境知識，認(rèn)識到環(huán)境的重要性，從而更加積極主動地參與環(huán)境治理當(dāng)中去。這為互聯(lián)網(wǎng)使用促進農(nóng)戶參與環(huán)境治理提供家庭層面的經(jīng)驗依據(jù)。

2.農(nóng)戶使用互聯(lián)網(wǎng)可有效緩解其收入差距，進而促進其參與環(huán)境治理?；ヂ?lián)網(wǎng)使用可有效加強農(nóng)戶間信息交流、提高就業(yè)概率、緩解收入差距，提高其參與環(huán)境治理積極性。調(diào)節(jié)效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)，受教育程度越高，互聯(lián)網(wǎng)使用對促進農(nóng)戶參與環(huán)境治理的效應(yīng)越大。受教育程度提高了農(nóng)戶互聯(lián)網(wǎng)使用效用，使農(nóng)戶更加認(rèn)識到環(huán)境的重要性，繼而參與治理。這在一定程度上豐富了互聯(lián)網(wǎng)使用促進農(nóng)戶參與環(huán)境治理的機制。

3.互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶參與環(huán)境治理的影響存在異質(zhì)性?；ヂ?lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶參與環(huán)境治理的影響在男性、受教育水平較高、身體健康狀況較好、東部地區(qū)與家庭經(jīng)濟狀況較差的農(nóng)戶群體中表現(xiàn)更突出。這有利于拓展對其規(guī)律性的認(rèn)識。

（二）政策啟示

1.大力推動互聯(lián)網(wǎng)在農(nóng)村環(huán)境治理中的作用。一是政府應(yīng)當(dāng)加強農(nóng)村地區(qū)的網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，加大農(nóng)村地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)的普及力度和深度，尤其是做好中西部落后農(nóng)村地區(qū)網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施的覆蓋工作，使農(nóng)戶能夠便捷、低成本地使用互聯(lián)網(wǎng)，為發(fā)揮互聯(lián)網(wǎng)使用在促進農(nóng)戶參與環(huán)境治理的作用奠定基礎(chǔ)。二是借助互聯(lián)網(wǎng)的傳播優(yōu)勢，積極發(fā)揮村干部作用，做好環(huán)境保護與環(huán)境治理的宣傳教育工作，使更多農(nóng)戶意識到環(huán)境的重要性，養(yǎng)成文明習(xí)慣，并使農(nóng)戶意識到自己的主人翁地位，激發(fā)其內(nèi)生積極性，從而主動參與到環(huán)境治理中去。

2.提高農(nóng)戶整體收入并縮小收入差距。一是當(dāng)?shù)卣畱?yīng)當(dāng)做好招商引資工作，因時因地制宜發(fā)展適合產(chǎn)業(yè)，提高農(nóng)戶收入并注重對其收入差距的協(xié)調(diào)。當(dāng)農(nóng)戶的收入水平得到提高以及收入水平差距不大時，才會對農(nóng)村環(huán)境有更高的追求、更主動地參與。二是重點關(guān)注家庭經(jīng)濟狀況較差、未受過教育或受教育程度較低、以及女性為主的農(nóng)戶，目前農(nóng)村多以留守的女性群體為主，雖然實證得出的結(jié)論是家庭經(jīng)濟狀況較差、男性的群體在互聯(lián)網(wǎng)使用對其參與環(huán)境治理的促進作用更大，但這是極不正常的，以防其收入陷入嚴(yán)重的“馬太效應(yīng)”而返貧。三是重視農(nóng)村地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)使用技能培訓(xùn)工作，可因地制宜，依托黨建引領(lǐng)，利用互聯(lián)網(wǎng)開展線上教育，提高農(nóng)戶的互聯(lián)網(wǎng)使用能力，利用好互聯(lián)網(wǎng)緩解信息約束進而提高就業(yè)概率、緩解內(nèi)部收入差距，使越來越多的農(nóng)戶能夠從中受益，從而提高其參與環(huán)境治理的積極性。

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責(zé)任編輯：管仲

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引用格式：

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Research on Internet Use， Income Inequality， and Farmers

Environmental Governance Behavior

Huang Min? Zhang Ziqiang

（College of Economics， Guizhou University， Guiyang 550025， China）

Abstract： Exploring the relationship between internet use and farmers' environmental governance behavior in the context of digital rural areas is of great significance for achieving rural ecological revitalization. Based on the data of the China Comprehensive Social Survey （CGSS2021）， this study explores the impact and mechanism of Internet use on farmers environmental governance behavior. The results are as follows. （1）Internet use has a significant positive impact on farmers participation in environmental governance， and income inequality plays a mediating role in the impact of internet use on farmers participation in environmental governance， with a partial mediating effect. （2）Education level plays a moderating role in the impact of internet use on farmers participation in environmental governance. （3）The impact of Internet use on farmers participation in environmental governance is more pronounced in males or those with higher levels of education， better physical health or living in the eastern China and those whose families are economically disadvantaged. Therefore， it is necessary to further promote the sinking of internet technology， strengthen internet technology training， alleviate income inequality within rural areas， and formulate differentiated promotion plans for environmental governance rules.

Key words： environmental governance for farmers; internet usage; income inequality; education level; mediation effect; regulatory effect