楊思宇,李 萌,李羿枝,謝昌凡

(1.福建農(nóng)林大學(xué)公共管理學(xué)院; 2.福建農(nóng)林大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院,福建 福州 350002)

我國農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展在取得巨大成績的同時，也面臨著較大的環(huán)境壓力。農(nóng)戶作為環(huán)境治理的直接受益者是有效解決農(nóng)村環(huán)境問題的重要力量。隨著我國互聯(lián)網(wǎng)的快速發(fā)展，尤其是在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略和“互聯(lián)網(wǎng)+”計劃的推動下，農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)普及率增長迅速，截至2019年6月，我國農(nóng)村網(wǎng)民數(shù)量達到2.25億人[1]，且隨著移動網(wǎng)絡(luò)設(shè)備的不斷發(fā)展和普及，移動互聯(lián)網(wǎng)對農(nóng)戶生活的影響日益深刻。鑒于此，探究移動互聯(lián)網(wǎng)使用情況對農(nóng)戶環(huán)境治理支付意愿的影響，對我國鄉(xiāng)村振興具有重要意義。

一、文獻綜述與研究假設(shè)

(一)文獻綜述

1.環(huán)境治理支付意愿的影響因素。環(huán)境治理支付意愿反映一個人在多大程度上愿意為改善當前環(huán)境所付出的經(jīng)濟代價[2]，能夠有效衡量環(huán)境公共物品的價值。學(xué)界對環(huán)境治理支付意愿影響因素的研究主要從資本稟賦、環(huán)境關(guān)心和環(huán)境認知等3個角度展開。(1)資本稟賦角度。人力資本、經(jīng)濟資本和社會資本是環(huán)境治理支付意愿的重要影響因素。如Santos等基于巴西調(diào)研數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)教育、經(jīng)濟、家庭子女數(shù)量等對居民改廁支付意愿產(chǎn)生影響[3]；Carlsson等基于瑞典數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)收入水平和教育水平顯著正向影響居民空氣治理支付意愿[4]；唐旭等基于全國五省調(diào)研數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶的年齡、受教育程度、身體健康程度和村干部身份對垃圾收運服務(wù)支付意愿產(chǎn)生顯著影響[5]；史恒通等基于黑河流域5個地區(qū)的調(diào)研數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)社會資本對農(nóng)戶生態(tài)治理支付意愿產(chǎn)生顯著影響[6]。(2)環(huán)境關(guān)心角度。部分學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，個體對環(huán)境關(guān)心程度越高，則環(huán)保支付意愿越大。如王毅杰等基于CGSS數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)居民環(huán)境關(guān)心與綠色消費意愿呈正相關(guān)關(guān)系[7]。部分學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境關(guān)心對環(huán)保支付意愿的影響因制度信任的差異而有所不同。如池上新等研究發(fā)現(xiàn)，政府信任會抑制環(huán)境關(guān)心對環(huán)保支付意愿的效用[8]；賈亞娟等研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶的制度信任越高，則環(huán)境關(guān)心對農(nóng)戶垃圾處理支付意愿的提升作用越強[9]。(3)環(huán)境認知角度。多數(shù)研究認同環(huán)境認知能夠提高環(huán)境治理支付意愿，環(huán)境認知不足是環(huán)境問題產(chǎn)生的重要原因之一。如Halkos等研究發(fā)現(xiàn)，居民的環(huán)境價值認知程度越高，則其水資源支付意愿越強[10]；曾賢剛等研究發(fā)現(xiàn)，居民的認知水平與降低PM2.5健康風(fēng)險的支付意愿呈正相關(guān)關(guān)系[11]；張化楠等基于大汶河的調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)生態(tài)認知能提高流域居民的生態(tài)補償支付意愿[12]。

2.互聯(lián)網(wǎng)對環(huán)境治理的影響。學(xué)界側(cè)重于分析互聯(lián)網(wǎng)對個體的影響，認為互聯(lián)網(wǎng)能夠有效提升公眾的環(huán)保意識和推動公眾參與環(huán)境治理。(1)環(huán)保意識方面。彭代彥等基于CGSS 2013數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)經(jīng)常使用互聯(lián)網(wǎng)能夠提升居民的環(huán)保素養(yǎng)，有利于增強居民的環(huán)保意識[13]。(2)環(huán)境治理參與方面。任丙強等基于4個案例比較分析，發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)加快了環(huán)保知識的傳播，有利于推動公眾參與環(huán)保活動[14]；張橦基于2011—2015年中國省級面板數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)公眾通過微博等新媒體參與環(huán)境治理的效果明顯優(yōu)于傳統(tǒng)媒體，這種優(yōu)勢與當?shù)亟?jīng)濟狀況和互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展情況呈正相關(guān)[15]。

綜上，學(xué)界關(guān)于環(huán)境治理支付意愿的影響因素和互聯(lián)網(wǎng)對環(huán)境治理影響的研究較為豐富，但較少從支付意愿和支付額度的角度分析移動互聯(lián)網(wǎng)使用情況對農(nóng)戶環(huán)境治理支付意愿的影響。鑒于此，本研究將農(nóng)戶環(huán)境治理支付意愿分為支付意愿和支付額度兩個環(huán)節(jié)，基于福建省、河南省、四川省的農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)，運用雙欄模型分析移動互聯(lián)網(wǎng)使用情況對農(nóng)戶環(huán)境治理支付意愿的影響，以為農(nóng)村環(huán)境治理提供一定的借鑒。

(二)研究假設(shè)

移動互聯(lián)網(wǎng)提升了信息傳播的速度，拓展了信息獲取的渠道，有利于提升農(nóng)戶的環(huán)境認知和環(huán)境治理支付意愿。一方面，農(nóng)戶通過移動互聯(lián)網(wǎng)隨時隨地學(xué)習(xí)環(huán)保知識和了解環(huán)保信息，以及基于移動互聯(lián)網(wǎng)構(gòu)建的信息網(wǎng)絡(luò)就環(huán)境污染問題提出自己的觀點并與他人進行交流，從而提高了農(nóng)戶的環(huán)保認知；另一方面，政府通過移動互聯(lián)網(wǎng)加強了與農(nóng)戶的互動溝通，相關(guān)環(huán)保政策通過移動互聯(lián)網(wǎng)對外宣傳普及，以此增進農(nóng)戶對政府環(huán)保主張和環(huán)境治理態(tài)度的了解，從而對農(nóng)戶的環(huán)保行為產(chǎn)生積極影響?；诖耍岢黾僭O(shè)H1——移動互聯(lián)網(wǎng)使用情況能夠提升農(nóng)戶環(huán)境治理支付意愿。

由于年齡和性別的差異會造成農(nóng)戶移動互聯(lián)網(wǎng)接受程度和環(huán)境關(guān)注程度有所差別，導(dǎo)致移動互聯(lián)網(wǎng)使用情況對農(nóng)戶環(huán)境治理支付意愿的影響可能存在群體差異。其中，雖然中老年農(nóng)戶相較于青年農(nóng)戶對移動互聯(lián)網(wǎng)的理解和接受程度更低，但移動互聯(lián)網(wǎng)對中老年農(nóng)戶的刺激作用更明顯，中老年農(nóng)戶從中獲取環(huán)保知識的邊際效益更高，且中老年農(nóng)戶由于農(nóng)村居住的時間更長，對農(nóng)村的感情更為深厚，其使用移動互聯(lián)網(wǎng)后有更強的環(huán)境治理支付意愿。基于此，提出假設(shè)H2——移動互聯(lián)網(wǎng)使用情況對中老年農(nóng)戶環(huán)境治理支付意愿的影響更大。同時，女性農(nóng)戶往往比男性農(nóng)戶承擔更多的家庭勞動，且為了照顧年幼的子女往往在農(nóng)村居住的時間更長，對農(nóng)村環(huán)境變化的感知更為敏感，其對農(nóng)村環(huán)境的關(guān)注度更高?；诖?，提出假設(shè)H3——移動互聯(lián)網(wǎng)使用情況對女性農(nóng)戶環(huán)境治理支付意愿的影響更大。

二、數(shù)據(jù)來源、變量選取與模型設(shè)定

(一)數(shù)據(jù)來源

本研究數(shù)據(jù)來源于2019年1月在福建、河南、四川開展的農(nóng)戶調(diào)研。這3個省份分別位于我國的東部、中部和西部，具有一定的代表性。調(diào)研采用分層抽樣和簡單隨機抽樣相結(jié)合的辦法，具體抽樣過程為：在每個省份隨機選取2個地級市，每個地級市隨機選取3個縣級行政區(qū)，每個縣級行政區(qū)隨機選取2個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)隨機選取3個村莊，每個村莊隨機選取15～25戶農(nóng)戶。課題組成員通過一對一訪談的形式，對戶主或?qū)彝Q策有重要影響的家庭成員進行調(diào)查。問卷內(nèi)容主要包括受訪者移動互聯(lián)網(wǎng)使用情況、環(huán)境治理支付意愿，以及個體層面、家庭層面、認知層面和區(qū)域?qū)用娴认嚓P(guān)信息。共發(fā)放822份問卷，剔除存在異常值的樣本后獲得820份有效問卷，問卷有效率為99.76%。

(二)變量選取

根據(jù)研究目的將變量分為因變量、自變量和控制變量。各變量的賦值和描述性統(tǒng)計詳見表1。

表1 各變量的賦值和描述性統(tǒng)計Table 1 Assignment and descriptive statistics of variables

1.因變量。因變量為農(nóng)戶環(huán)境治理支付意愿，從支付意愿和支付額度的維度進行衡量。在問卷調(diào)查過程中，首先詢問農(nóng)戶“您是否愿意為改善村莊環(huán)境支付費用？”若農(nóng)戶選擇愿意，則進一步詢問“您愿意為改善村莊環(huán)境支付多少錢？”根據(jù)農(nóng)戶的回答記錄支付額度；若農(nóng)戶選擇不愿意，則退出該環(huán)節(jié)的訪問，支付額度記為0元。其中，支付意愿的均值為0.610，支付額度的均值為261.632元，表明農(nóng)戶環(huán)境治理支付意愿較好，61%的農(nóng)戶愿意參與環(huán)境治理支付，且為改善村莊環(huán)境所支付額度較高，均值為261.632元。

2.自變量。自變量為移動互聯(lián)網(wǎng)使用情況。根據(jù)農(nóng)戶對“您當前使用的手機是智能手機嗎”和“您平均每月智能手機使用的流量”兩個問題的回答進行界定。若農(nóng)戶當前使用的手機為智能手機且每個月產(chǎn)生流量，則認為其使用移動互聯(lián)網(wǎng)；反之，若農(nóng)戶沒有同時滿足上述2個條件，則認為其未使用移動互聯(lián)網(wǎng)。鑒于部分農(nóng)戶對“您平均每月智能手機使用的流量”的理解可能存在偏差，調(diào)研員在對該題進行詳細解釋的基礎(chǔ)上，還會對農(nóng)戶日常智能手機使用情況進行了解和觀察以輔助判斷，從而保證數(shù)據(jù)的可靠性。移動互聯(lián)網(wǎng)使用情況的均值為0.561，表明調(diào)研區(qū)域內(nèi)移動互聯(lián)網(wǎng)普及率一般，約有56.1%的農(nóng)戶使用移動互聯(lián)網(wǎng)。

3.控制變量?？刂谱兞堪▊€體層面、家庭層面、認知層面和區(qū)域?qū)用妗Ｆ渲?，年齡的均值為50.707歲，表明農(nóng)戶的年齡普遍較大，為了分析年齡的非線性影響并更加直觀地展示模型結(jié)果，將年齡的平方除以100后加入模型；性別的均值為0.690，表明男性農(nóng)戶占比較高；受教育程度的均值為2.620，表明農(nóng)戶受教育程度較低，以初中及以下為主；婚姻狀況的均值為0.920，表明大部分農(nóng)戶為已婚；健康狀況的均值為3.772，表明農(nóng)戶的健康狀況總體較好；家庭規(guī)模的均值為4.717人，表明戶均人口數(shù)量與傳統(tǒng)大家庭相比有所降低；家庭收入的均值為11.113，表明農(nóng)戶家庭收入有所提高；借貸能力基于“若您家現(xiàn)在遇到急事需要用錢，能否從私人處(如親戚朋友)借到錢”一題的回答獲得，其均值為0.873，表明大部分家庭擁有較好的社會資本；環(huán)境問題認知基于“您是否贊同造成農(nóng)村環(huán)境問題的主要原因是缺少專門機構(gòu)進行籌劃和組織”一題的回答獲得，其均值為3.374，表明農(nóng)戶對這一問題主要持中立態(tài)度；福建省、河南省和四川省的均值分別為0.292、0.374和0.334，表明農(nóng)戶樣本的區(qū)域分布較為均衡。

(三)模型設(shè)定

1.構(gòu)建Spike模型。由于直接分析支付額度的平均值可能存在偏誤，本研究選擇Spike模型估計農(nóng)戶環(huán)境治理支付額度的平均區(qū)間[16]。模型設(shè)定如下：

(1)

其中,yi表示農(nóng)戶i的支付意愿;Wyi>0表示支付意愿大于0的農(nóng)戶i的支付額度期望值，為支付額度平均區(qū)間的上限;Ai表示農(nóng)戶i的支付額度;Di表示農(nóng)戶i選擇該支付額度的頻率;n表示有支付意愿的農(nóng)戶數(shù)量。由于部分農(nóng)戶的支付額度為0，因此要對公式(1)進行修正以獲得支付額度平均區(qū)間的下限：

Wyi=Wyi>0×(1-Ryi=0)

(2)

其中,Wyi表示農(nóng)戶i的支付額度期望值，為支付額度平均區(qū)間的下限;Ryi=0表示支付額度為0的農(nóng)戶i占全部樣本的比率。

2.構(gòu)建雙欄模型。本研究的因變量包括支付意愿和支付額度，由于支付額度存在較多零值，既有研究較多使用Tobit模型進行分析。但根據(jù)Tobit模型的假設(shè)，對2個因變量的估計將使用同一參數(shù)，容易產(chǎn)生偏誤。參考Newman和蔡起華等的研究[17,18]，進一步運用雙欄模型進行分析。使用雙欄模型的優(yōu)勢在于采用極大似然法對2個因變量分別進行獨立估計，以避免估計偏誤。模型設(shè)定如下：

(1)構(gòu)建Probit模型分析移動互聯(lián)網(wǎng)使用情況對農(nóng)戶支付意愿的影響：

P[yi>0|X1i]=Φ(αX1i)

(3)

P[yi=0|X1i]=1-Φ(αX1i)

(4)

其中,P表示農(nóng)戶i愿意為改善村莊環(huán)境支付費用的概率;X1i表示自變量和控制變量,包括移動互聯(lián)網(wǎng)使用情況，以及個體層面、家庭層面、認知層面和區(qū)域?qū)用娴瓤刂谱兞?α表示待估參數(shù); Φ表示利用正態(tài)分布累積函數(shù)對結(jié)果進行估計。

(2)構(gòu)建截斷正態(tài)模型分析移動互聯(lián)網(wǎng)使用情況對農(nóng)戶支付額度的影響：

(5)

其中,Fyi>0表示支付意愿大于0的農(nóng)戶i的支付額度;X2i表示自變量和控制變量，包括移動互聯(lián)網(wǎng)使用情況，以及個體層面、家庭層面、認知層面和區(qū)域?qū)用娴瓤刂谱兞?為方便后續(xù)系數(shù)估計，該表述與X1i進行區(qū)分);β表示待估參數(shù);δ表示截取正態(tài)分布的標準差;λ表示逆米爾斯比率。

(3)根據(jù)公式(3)～(5)構(gòu)建極大似然估計式分析所需參數(shù)：

(6)

其中, lnL表示對數(shù)似然數(shù)值。運用極大似然法對公式(6)進行估計即可得到參數(shù)α和β。

三、實證結(jié)果分析

(一)農(nóng)戶環(huán)境治理支付額度分析

由表2可知，在820個受訪農(nóng)戶中，有500個農(nóng)戶愿意為改善村莊環(huán)境支付費用，占比為60.98%，表明農(nóng)戶環(huán)境治理支付意愿較好。在支付額度大于0的農(nóng)戶中，支付金額存在較大差距。支付額度在200元及以下的農(nóng)戶占比為55.80%；支付額度在401元及以上的農(nóng)戶占比為34.20%。其中，支付額度為1～100元的農(nóng)戶最多，占比為32.20%；支付額度為101～200元的農(nóng)戶次之，占比為23.60%；支付額度為401～500元、500元以上的農(nóng)戶則排名第三、第四，占比分別為18.20%和16.00%。這表明支付額度主要集中在200元及以下與401元及以上。根據(jù)Spike模型可以計算出農(nóng)戶環(huán)境治理支付額度的平均區(qū)間為261.651～429.076元。

表2 農(nóng)戶環(huán)境治理支付意愿的累計頻率分析Table 2 Cumulative frequency distribution of farmers′ willingness to pay for rural environmental governance

(二)移動互聯(lián)網(wǎng)使用情況對農(nóng)戶環(huán)境治理支付意愿的影響

本研究運用雙欄模型分析移動互聯(lián)網(wǎng)使用情況對農(nóng)戶環(huán)境治理支付意愿的影響。由表3可知，Wald卡方檢驗在1%的水平上顯著，表明模型擬合效果較好。

1.移動互聯(lián)網(wǎng)使用情況對農(nóng)戶環(huán)境治理支付意愿的影響。由表3可知，移動互聯(lián)網(wǎng)使用情況在10%的水平上顯著正向影響支付意愿，在5%的水平上顯著正向影響支付額度，表明移動互聯(lián)網(wǎng)使用情況能顯著提升農(nóng)戶環(huán)境治理支付意愿。這主要是緣于農(nóng)戶使用移動互聯(lián)網(wǎng)能夠更為便捷地獲取環(huán)境保護的相關(guān)信息和學(xué)習(xí)環(huán)境保護的相關(guān)知識，以較為及時和全面地了解政府的環(huán)境保護政策和環(huán)境治理態(tài)度，從而提升其環(huán)境治理支付意愿。據(jù)此，假設(shè)H1成立。

2.控制變量對農(nóng)戶環(huán)境治理支付意愿的影響。(1)個體層面。年齡在5%的水平上顯著負向影響支付意愿，對支付額度的影響不顯著；年齡的平方在5%的水平上顯著正向影響支付意愿，對支付額度的影響不顯著。這表明年齡對農(nóng)戶環(huán)境治理支付意愿的影響呈非線性的U型分布，這主要是緣于青年農(nóng)戶的生活壓力和工作壓力較大，對環(huán)境關(guān)注較少，導(dǎo)致其環(huán)境治理支付意愿呈下降趨勢；隨著年齡的增長，農(nóng)戶生活逐步趨于穩(wěn)定，對環(huán)境的關(guān)注逐漸提升，促使其環(huán)境治理支付意愿逐漸提升。受教育程度分別在5%和1%的水平上顯著正向影響支付意愿和支付額度，表明農(nóng)戶受教育程度越高，則其環(huán)境治理支付意愿越強，這主要是緣于受教育程度越高的農(nóng)戶越能夠充分認識到環(huán)境保護的重要性。健康狀況均在1%的水平上顯著正向影響支付意愿和支付額度，表明農(nóng)戶健康狀況越好，則其環(huán)境治理支付意愿越強，這主要是緣于健康狀況與農(nóng)戶的生活狀態(tài)密切相關(guān)，健康狀況越好的農(nóng)戶往往對環(huán)境的關(guān)注度越高。而性別和婚姻狀況則對支付意愿和支付額度的影響均不顯著。這主要是緣于女性農(nóng)戶雖然對農(nóng)村環(huán)境關(guān)注度較高，但認知水平和經(jīng)濟能力會對其決策產(chǎn)生約束，從而使性別對農(nóng)戶環(huán)境治理支付意愿影響不顯著；且多數(shù)農(nóng)戶為已婚，使得婚姻狀況變量的取值無顯著差異，從而導(dǎo)致婚姻狀況對農(nóng)戶環(huán)境治理支付愿意影響不顯著。(2)家庭層面。家庭規(guī)模在5%的水平上顯著負向影響支付意愿，對支付額度的影響不顯著，表明農(nóng)戶家庭成員越多，則其環(huán)境治理支付意愿越弱，這主要是緣于家庭成員越多的農(nóng)戶的經(jīng)濟壓力相對越大，從而降低了農(nóng)戶的支付意愿，且家庭成員越多的農(nóng)戶受規(guī)模效應(yīng)影響，其支付費用所造成的邊際損失越小，從而使支付額度的變化不顯著；家庭收入均在1%的水平上顯著正向影響支付意愿和支付額度，表明農(nóng)戶家庭年收入越高，則其環(huán)境治理支付意愿越強，這主要是緣于家庭經(jīng)濟狀況在很大程度上決定了農(nóng)戶的支付能力，從而會影響農(nóng)戶的支付意愿和支付額度；借貸能力分別在10%和5%的水平上顯著正向影響支付意愿和支付額度，表明農(nóng)戶借貸能力越好，則其環(huán)境治理支付意愿越強，這主要是緣于借貸能力在一定程度上反映了家庭的社會資本，社會資本較高的群體往往形成了一定的群體規(guī)范，有助于農(nóng)戶更好地收集和分享環(huán)境保護信息，從而提升其環(huán)境治理支付意愿。(3)認知層面。環(huán)境問題認知在1%的水平上顯著正向影響支付意愿，在5%的水平上顯著負向影響支付額度，表明農(nóng)戶對“您是否贊同造成農(nóng)村環(huán)境問題的主要原因是缺少專門機構(gòu)進行籌劃和組織”這一問題越贊同，則其支付意愿越強，但支付額度越低。這主要是緣于這部分農(nóng)戶往往更為關(guān)心村莊環(huán)境，其支付意愿隨之提高，但這部分農(nóng)戶往往將農(nóng)村環(huán)境問題主要歸于環(huán)境治理相關(guān)機構(gòu)缺位，導(dǎo)致其支付額度受到影響。(4)區(qū)域?qū)用?。河南省?%的水平上顯著負向影響支付意愿，在5%的水平上顯著正向影響支付額度，表明與福建省的農(nóng)戶相比，河南省農(nóng)戶的支付意愿更弱，但支付額度更高，這主要是緣于河南省農(nóng)戶的家庭經(jīng)濟狀況總體弱于福建省的農(nóng)戶，從而降低了其支付意愿，但河南省農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)收入的依賴更高，對村莊環(huán)境變化的感知更強，從而提升了其支付額度；四川省在1%的水平上顯著負向影響支付額度，對支付意愿的影響不顯著，表明與福建省的農(nóng)戶相比，四川省農(nóng)戶的支付額度更低，但支付意愿差異不顯著，這主要是緣于四川省農(nóng)戶的家庭經(jīng)濟狀況和受教育程度總體弱于福建省的農(nóng)戶，從而降低了其支付額度，但四川省農(nóng)戶的家庭外出務(wù)工人員較多，外出務(wù)工經(jīng)歷能夠提升農(nóng)戶的環(huán)保認知，這在一定程度上削弱了家庭經(jīng)濟狀況和受教育程度對其支付意愿的影響。

(三)移動互聯(lián)網(wǎng)使用情況對農(nóng)戶環(huán)境治理支付意愿影響的群體差異分析

由于農(nóng)戶對移動互聯(lián)網(wǎng)的接受程度和環(huán)境關(guān)注度存在差異，本研究在控制了個體、家庭、認知和區(qū)域等層面的控制變量后，進一步分析移動互聯(lián)網(wǎng)使用情況對農(nóng)戶環(huán)境治理支付意愿影響的年齡差異和性別差異。

1.移動互聯(lián)網(wǎng)使用情況對農(nóng)戶環(huán)境治理支付意愿影響的年齡差異。由于移動互聯(lián)網(wǎng)屬于新興事物，不同年齡階段的農(nóng)戶對移動互聯(lián)網(wǎng)的接受程度和操作能力存在差異。本研究根據(jù)年齡將農(nóng)戶劃分為青年農(nóng)戶(40周歲及以下)和中老年農(nóng)戶(40周歲以上)，使用雙欄模型分析移動互聯(lián)網(wǎng)使用情況對農(nóng)戶環(huán)境治理支付意愿影響的年齡差異。由表4可知，Wald卡方檢驗均在1%的水平上通過顯著性檢驗，表明模型擬合效果較好。具體來說：移動互聯(lián)網(wǎng)使用情況僅在10%的水平上顯著正向影響中老年農(nóng)戶的支付意愿和支付額度，對青年農(nóng)戶的支付意愿和支付額度影響均不顯著。這主要是緣于青年農(nóng)戶對移動互聯(lián)網(wǎng)的接受程度較高和操作能力較好，且其相對于中老年農(nóng)戶在村莊生活的時間較短，對村莊的歸屬感較弱，導(dǎo)致其對村莊的環(huán)境保護意識弱于中老年農(nóng)戶；而中老年農(nóng)戶由于對村莊的歸屬感較強，導(dǎo)致其對村莊的環(huán)境保護意識較強，在通過移動互聯(lián)網(wǎng)了解到更多環(huán)境保護信息后，其環(huán)境治理支付意愿也隨之提升。據(jù)此，假設(shè)H2成立。

2.移動互聯(lián)網(wǎng)使用情況對農(nóng)戶環(huán)境治理支付意愿影響的性別差異。性別是農(nóng)村發(fā)展研究的重要視角，本研究根據(jù)性別將農(nóng)戶分成男性農(nóng)戶和女性農(nóng)戶，使用雙欄模型分析移動互聯(lián)網(wǎng)使用情況對農(nóng)戶環(huán)境治理支付意愿影響的性別差異。由表5 可知，Wald卡方檢驗均在1%的水平上通過顯著性檢驗，表明模型擬合效果較好。具體來說：移動互聯(lián)網(wǎng)使用情況僅在1%的水平上顯著正向影響女性農(nóng)戶的支付額度，對女性農(nóng)戶支付意愿的影響不顯著；同時，對男性農(nóng)戶的支付意愿和支付額度影響均不顯著。這主要是緣于女性農(nóng)戶為了照顧家庭和子女，更多留守在農(nóng)村，承擔更多的家庭勞動，促使其對村莊環(huán)境的關(guān)注度更高，在通過移動互聯(lián)網(wǎng)了解到更多環(huán)境保護信息后，其環(huán)境治理支付額度會隨之提升；但女性農(nóng)戶主要負責(zé)家庭生活起居，對家庭經(jīng)濟變化更為敏感，在支付意愿決策時容易受到家庭經(jīng)濟約束而弱化了移動互聯(lián)網(wǎng)使用情況帶來的影響，從而對其支付意愿的影響不顯著。據(jù)此，假設(shè)H3部分成立。

表5 移動互聯(lián)網(wǎng)使用情況對農(nóng)戶環(huán)境治理支付意愿影響的性別差異分析Table 5 Gender difference of the impact of mobile internet usage on farmers′ willingness to pay for rural environmental governance

四、結(jié)論與對策

(一)結(jié)論

基于福建、河南和四川的農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)，運用雙欄模型從支付意愿和支付額度的角度分析移動互聯(lián)網(wǎng)使用情況對農(nóng)戶環(huán)境治理支付意愿的影響，得出以下結(jié)論。

1.農(nóng)戶環(huán)境治理支付意愿整體較好。農(nóng)戶整體具有較好的環(huán)境治理支付意愿，60.98%的農(nóng)戶愿意為改善環(huán)境支付費用，55.80%的農(nóng)戶支付額度在200元及以下，支付額度的平均區(qū)間為261.651～429.076元。

2.移動互聯(lián)網(wǎng)使用情況對農(nóng)戶環(huán)境治理支付意愿影響顯著。移動互聯(lián)網(wǎng)使用情況在10%的水平上顯著正向影響農(nóng)戶支付意愿，在5%的水平上顯著正向影響農(nóng)戶支付額度。

3.移動互聯(lián)網(wǎng)使用情況對農(nóng)戶環(huán)境治理支付意愿影響的群體差異顯著。移動互聯(lián)網(wǎng)使用情況對農(nóng)戶環(huán)境治理支付意愿影響的年齡差異和性別差異均顯著。其中，移動互聯(lián)網(wǎng)使用情況在10%的水平上顯著正向影響中老年農(nóng)戶的支付意愿和支付額度，在1%的水平上顯著正向影響女性農(nóng)戶的支付額度。

(二)對策

移動互聯(lián)網(wǎng)使用情況有利于提升農(nóng)戶環(huán)境治理支付意愿，應(yīng)加強基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)以改善農(nóng)村網(wǎng)絡(luò)使用環(huán)境，加強互聯(lián)網(wǎng)的使用以轉(zhuǎn)變政府環(huán)境治理方式，以引導(dǎo)農(nóng)戶積極參與環(huán)境治理，推進農(nóng)村生態(tài)環(huán)境建設(shè)。

1.加強基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，改善農(nóng)村網(wǎng)絡(luò)使用環(huán)境。農(nóng)村地區(qū)移動互聯(lián)網(wǎng)的建設(shè)相較于城市較為落后，應(yīng)進一步加強農(nóng)村地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)相關(guān)設(shè)施的建設(shè)，為農(nóng)戶移動互聯(lián)網(wǎng)使用創(chuàng)造良好條件。(1)加強硬件建設(shè)投入。通過擴大光纖和網(wǎng)絡(luò)基站的覆蓋率，加大移動互聯(lián)網(wǎng)服務(wù)終端設(shè)備在農(nóng)村地區(qū)的供給，進一步提升農(nóng)戶使用移動互聯(lián)網(wǎng)的便捷性。(2)加強軟件開發(fā)投入。通過開發(fā)并推廣與農(nóng)戶移動互聯(lián)網(wǎng)使用習(xí)慣相適應(yīng)的應(yīng)用軟件，降低農(nóng)戶移動互聯(lián)網(wǎng)使用難度，進一步改善農(nóng)戶的移動互聯(lián)網(wǎng)使用體驗。(3)加強專項補貼投入。通過為農(nóng)戶提供移動互聯(lián)網(wǎng)使用設(shè)備和上網(wǎng)費用補助，降低農(nóng)戶移動互聯(lián)網(wǎng)使用成本，進一步引導(dǎo)農(nóng)戶使用移動互聯(lián)網(wǎng)。尤其要加強對中老年群體和女性群體的引導(dǎo)，提升這兩類群體使用移動互聯(lián)網(wǎng)的比率，從而有效發(fā)揮移動互聯(lián)網(wǎng)對村莊環(huán)境治理的促進作用。

2.加強互聯(lián)網(wǎng)的使用，轉(zhuǎn)變政府環(huán)境治理方式。當前農(nóng)村環(huán)境治理方式以政府行政推動為主，應(yīng)進一步加強互聯(lián)網(wǎng)的使用，以轉(zhuǎn)變政府環(huán)境治理方式，引導(dǎo)農(nóng)戶主動參與環(huán)境治理。一方面，擴大環(huán)保信息宣傳。通過在互聯(lián)網(wǎng)信息平臺定期分享和宣傳環(huán)保知識，解讀環(huán)保政策和環(huán)保工作重點，進一步增進農(nóng)戶對環(huán)保工作的了解和認知。另一方面，加強環(huán)保信息互動。通過在互聯(lián)網(wǎng)信息平臺設(shè)立農(nóng)戶快速反饋通道，讓農(nóng)戶能夠快速、有效地向政府相關(guān)部門反饋村莊環(huán)境治理信息，進一步引導(dǎo)農(nóng)戶通過移動互聯(lián)網(wǎng)積極參與村莊環(huán)境治理，推進政府和農(nóng)戶形成良好的互動關(guān)系。