劉浩，呂杰，韓曉燕

（沈陽農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟管理學院，遼寧 沈陽 110866）

“鄉(xiāng)村振興，生態(tài)宜居是關鍵”，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)濟發(fā)達和人口眾多的城市，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，已接近一個驚人的水平[2]。據(jù)估計，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，將會對農(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在農(nóng)村領域的主要利益相關者，農(nóng)戶的參與和支持對實現(xiàn)農(nóng)村地區(qū)生活垃圾分類目標至關重要。如何有效促進農(nóng)戶的生活垃圾處理方式向分類處理的綠色方向轉變是學術界近幾年研究重點，考慮到生活垃圾分類決策通常是復雜的，有必要全面地了解影響生活垃圾分類決策的因素，這對決策者來說是至關重要的，以便能夠為更好地實施垃圾分類政策獲取基本信息。

目前國內(nèi)外關于影響生活垃圾分類的因素研究主要集中在三個方面：一是個體人口統(tǒng)計因素。年齡是影響公眾生活垃圾分類回收意識的最重要的社會人口因素[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。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，單純依靠個體行動難以有效實施，需要政府提供垃圾回收裝置和公共宣傳[10-11]，需要熟人社會中的鄉(xiāng)土規(guī)訓[12]、也需要社會動員[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)外學者從個體客觀因素、主觀因素和外部制度因素三個主要層面對影響農(nóng)戶參與生活垃圾分類的因素進行了大量研究，但仍存在有待探討的問題。在研究方法上，已有文獻運用Probit模型、結構方程模型等對影響農(nóng)戶參與生活垃圾分類的單一和多種因素進行分析，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。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，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。只有環(huán)境退化的現(xiàn)實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，才能真正實現(xiàn)生活垃圾生產(chǎn)與回收處理的內(nèi)在平衡。在研究對象上，以往在研究生活垃圾分類治理時，通常將農(nóng)戶視為一個同質的群體，但是在農(nóng)戶分化的現(xiàn)實背景下，忽視生活垃圾分類處理決策中的組群差異，這無疑會弱化政策實施的針對性和效果。

當前，中國農(nóng)村信息化建設的快速發(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，對農(nóng)民信息的獲取以及對生活行為的塑造產(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，并通過議程設置、信息告知、教育和激勵等媒介功能對人們的生活習慣和價值觀產(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，對農(nóng)戶生活垃圾分類處理意愿是否產(chǎn)生影響？影響結果如何？對于日益分化的農(nóng)戶群體其影響效應是否存在異質性？因此，研究互聯(lián)網(wǎng)使用對農(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)使用對農(nóng)戶生活垃圾分類處理意愿的影響機制，利用2016年中國勞動力動態(tài)調查數(shù)據(jù)（CLDS），運用傾向得分匹配（PSM）控制與互聯(lián)網(wǎng)使用相關的內(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)使用行為異質性的視角探討互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶生活垃圾分類處理意愿影響的方式差異，從代際、經(jīng)濟和性別的農(nóng)戶分化視角探討互聯(lián)網(wǎng)對農(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，為決策者有針對性地出臺科學、合理的生活垃圾分類政策，促進農(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”的媒介議程建構公眾議程的議程設置理論，討論了大眾媒介如何影響公眾對議題和屬性的認知，在形塑關鍵公共議題的價值取向和動員公眾參與上具有強大的影響力?；ヂ?lián)網(wǎng)對農(nóng)戶生活垃圾分類行為，能夠起到引導和動員的作用。因此，提出互聯(lián)網(wǎng)使用通過價值引導和社會動員影響生活垃圾分類處理意愿。

1）價值引導?；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議題的海量網(wǎng)絡新聞與信息會對公眾理解這一議題的價值傾向產(chǎn)生影響[17]?；ヂ?lián)網(wǎng)的使用可以引導人們走向更高效、綠色和環(huán)境友好的生活方式。對于經(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)境污染信息會誘發(fā)環(huán)境情感共鳴和環(huán)境危機意識[18]，并使農(nóng)戶了解垃圾不分類所導致環(huán)境惡化帶來的壞處，加深了農(nóng)戶對垃圾不分類堆放危害的判斷，提高農(nóng)戶對當前農(nóng)村生活垃圾污染的環(huán)境認知，并將垃圾分類的觀念或意識內(nèi)化于心[19]，最終會通過影響農(nóng)戶的價值取向進而對其垃圾分類行為產(chǎn)生積極的影響。

2）社會動員。公共媒體以意見領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)驗激勵來動員公眾執(zhí)行生活垃圾分類行為。一方面，在現(xiàn)實生活中，農(nóng)戶在做出生活垃圾分類處理決策時必然會受到外部壓力的影響，互聯(lián)網(wǎng)上環(huán)保主義者的號召、垃圾分類公益廣告、農(nóng)村人居環(huán)境污染的警示性標識等示范性規(guī)范和政府關于垃圾治理領域的指令性規(guī)范[21]，會通過議程設置的輿論壓力強化生活垃圾分類在農(nóng)戶心目中的重要程度和實施垃圾分類的必要性，并以意見領袖的公共道德約束力來框架動員農(nóng)戶積極參與生活垃圾分類治理。另一方面，互聯(lián)網(wǎng)通過對生活垃圾分類的鄉(xiāng)村實踐的試點宣傳，以經(jīng)驗示范的形式向農(nóng)戶傳遞垃圾分類知識和操作技能，進而為農(nóng)戶實施垃圾分類提供經(jīng)驗支持和知識積累，以激勵動員的形式來動員農(nóng)戶實施生活垃圾分類活動。

一般來說，對生活垃圾分類行為的價值判斷越積極，受到來自執(zhí)行垃圾分類的輿論約束力越大，接收到的實施垃圾分類的示范經(jīng)驗越豐富，則農(nóng)戶參與生活垃圾分類處理行為的意愿就越強烈。綜上所述，互聯(lián)網(wǎng)使用的價值引導和社會動員機制通過環(huán)境認知、框架動員和激勵動員三個方面影響效應作用于農(nóng)戶的生活垃圾分類處理行為（圖1）?；谏鲜龇治?，互聯(lián)網(wǎng)使用會促進農(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“中國勞動力動態(tài)調查（CLDS）”基線調查數(shù)據(jù)。CLDS調查采用多階段、多層次、與勞動力規(guī)模成比例的概率抽樣方法，對社區(qū)的政治、經(jīng)濟和社會，以及農(nóng)戶家庭的人口、財產(chǎn)、消費和生產(chǎn)等內(nèi)容開展詳細調查。主體問卷由村居、家庭和個體問卷三個部分構成。為刻畫互聯(lián)網(wǎng)使用對農(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信息。在數(shù)據(jù)處理中首先將家庭層面數(shù)據(jù)進行篩選，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；對互聯(lián)網(wǎng)使用和垃圾分類相關數(shù)據(jù)缺失的樣本進行剔除；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個省份172個區(qū)（縣）262個行政村的8002戶農(nóng)戶樣本。

2.2 傾向得分匹配

每一項微觀經(jīng)濟研究都必須克服基本的評價問題，解決可能出現(xiàn)的選擇偏差問題，這是因為想知道參與者行為和非參與者行為的結果之間的差異。顯然，不能同時觀察同一個人的兩種結果。雖然OLS和Logit回歸模型在以往研究中被廣泛應用，但在估計特定行為與結果之間的關系時，沒有控制其他觀察變量對行為的影響，這可能會增加估計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估計的方法，即控制了會削弱這些變量之間關系的混雜因素，實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方法有兩個好處：首先，PSM不施加任何函數(shù)形式的限制，也不假設處理效果在人群中是同質的。其次，OLS使用全樣本進行估計，使用傾向得分技術可以將估計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、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)的選擇并不是隨機的?；ヂ?lián)網(wǎng)使用是一種自我選擇行為，而不是隨機分配的結果。經(jīng)驗表明，互聯(lián)網(wǎng)的使用可能是一個內(nèi)生變量，如果在估計中未能考慮這種內(nèi)生性問題，將產(chǎn)生有偏的結果[25]。具體來說，農(nóng)戶上網(wǎng)決策會受到農(nóng)戶個體特征、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比而得到回歸系數(shù)不具有統(tǒng)計上的一致性，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該非常相似，即處理組和控制組在匹配后不再具有統(tǒng)計意義上的差異。因此，可同時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。

農(nóng)戶的傾向得分值通常需要采用Probit模型進行估計，根據(jù)那些可觀測的個體、家庭和村域特征，估計出每一個農(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、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。

使用非實驗數(shù)據(jù)時出現(xiàn)了一個問題，因為實際上只觀察到其中一種狀態(tài)，也就是說，對于每個農(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的生活垃圾分類處理意愿。利用Rosenbaum和Rubin的反事實分析框架，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，再將控制組與處理組進行對比估計樣本平均處理效應（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，衡量的是互聯(lián)網(wǎng)使用對農(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))分別為事實結果和由傾向得分匹配法構造的反事實結果。

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?；诩彝柧碇小霸谶^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）”、“只使用手機上網(wǎng)”、“既使用電腦上網(wǎng)，也使用手機上網(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、電腦以及二者兼有三種具體上網(wǎng)方式。

控制變量，分為個體特征、家庭特征和村域特征三個維度。個體特征包括戶主年齡、戶主性別、戶主學歷和戶主工作；家庭特征包括家庭成員平均年齡、平均學歷、收入水平、家庭規(guī)模、黨員人數(shù)、勞動力人數(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Table 1 Variable definitions and descriptive statistics

3 結果與分析

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)計結果顯示，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)濟狀況尚不能滿足自由上網(wǎng)的物質需要，電腦、手機等網(wǎng)絡終端設備在農(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)使用技能對用戶機能的要求，農(nóng)村地區(qū)偏遠、人口密度低和地理環(huán)境復雜的現(xiàn)實情況也限制了互聯(lián)網(wǎng)信息基礎設施的建設步伐，這些可能是導致農(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51%，其次是手機上網(wǎng)方式（46%），單一電腦方式上網(wǎng)農(nóng)戶占比最低，僅3%，因此使用手機上網(wǎng)的農(nóng)戶占樣本總體的97%，說明利用手機上網(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)用戶增加的最大動力是移動互聯(lián)網(wǎng)技術的采 納[26]。這可能是因為相較于電腦而言，農(nóng)戶在選擇手機上網(wǎng)時面臨相對較小的技術壁壘和經(jīng)濟壁壘。

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)。這可能是因為，生活垃圾分類意愿僅是農(nóng)戶對于生活垃圾分類行為的主觀預期，是不考慮預期經(jīng)濟利益最大化目標情境下的個體行為傾向，其作為農(nóng)戶在缺乏理性經(jīng)濟考慮下，對待生活垃圾分類行為的認知和態(tài)度的直接結果，因此呈現(xiàn)較高的分布狀態(tài)。但預期的不確定性使得農(nóng)戶的生活垃圾分類行為本身相對于意愿要復雜，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，即意愿并不必然導致行為發(fā)生。中國農(nóng)村地區(qū)更為復雜的人居環(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際行為的悖離，而進一步探究生活垃圾分類意愿到行為的轉化機制將是解決農(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82.9%。互聯(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個省份，可能存在區(qū)域異質性問題，本文控制省份區(qū)域特征。模型估計結果顯示，農(nóng)戶上網(wǎng)的可能性與戶主年齡、學歷、工作狀態(tài)、家庭成員平均年齡、平均學歷、收入水 平、到縣城距離和道路硬化比例顯著相關（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。人力資本水平（平均學歷和平均年齡）和收入水平越高的農(nóng)戶家庭越傾向于選擇上網(wǎng)。可能原因是，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，凝結著創(chuàng)新和知識內(nèi)涵，互聯(lián)網(wǎng)使用是一種技術操作過程，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)濟條件是農(nóng)戶能否上網(wǎng)的時間和物質前提。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設施能夠為互聯(lián)網(wǎng)基礎設施的建設與普及提供現(xiàn)實條件。傾向得分的Logit估計模型的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，說明整個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)使用的估計結果Table 3 Logit equation estimation results of farmers’ internet use

3.3 互聯(lián)網(wǎng)使用對農(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)的匹配質量，傾向得分匹配要求在計算傾向得分后進行樣本匹配，在這之前首先需要檢驗樣本匹配是否能平衡相關控制變量的分布。這個條件要求匹配之后的處理組和控制組在各個控制變量上不應有系統(tǒng)偏差，只有變量匹配后實現(xiàn)無差異，則才能減小因為農(nóng)戶個體異質性產(chǎn)生的偏差而得到互聯(lián)網(wǎng)使用的凈效應[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，對樣本進行匹配后，所有控制變量的標準化偏差值呈現(xiàn)了不同程度的減少，匹配后偏差絕對值均低于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)戶樣本在個體、家庭和村域等社會經(jīng)濟特征上的組間異質性。傾向得分匹配通過了平衡性檢驗，且匹配效果較好。

表4 控制變量的平衡性檢驗結果Table 4 Balance test results of the control variables

從模型的平衡性檢驗可以看出，匹配后，PseudoR2值由0.209顯著降低為0.004，LR統(tǒng)計量由匹配前的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Table5 Balance test of the PSM model

通過PSM估計的相關平衡性檢驗后，本研究從整體上測算了互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶生活垃圾分類處理意愿的平均處理效應（ATT），并從手機方式、電腦方式和混合方式三種上網(wǎng)方式視角測算效應差異，估計結果見表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，影響的凈效應為0.064，并且在1%的統(tǒng)計水平上顯著，表明在考慮了農(nóng)戶選擇性偏差后，實證結果與張萍和晉英杰[28]的大眾媒介能夠促進城鄉(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，在此基礎上本文從上網(wǎng)方式和農(nóng)戶分化的視角進一步探究互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶生活垃圾分類處理意愿的影響效應。

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

手機上網(wǎng)對農(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，手機上網(wǎng)方式的平均處理效應為0.056，并且在1%的統(tǒng)計水平上顯著。但是，在樣本進行匹配后，其影響效應值下降為0.052。可見，在排除組間控制變量差異性之后，選擇手機上網(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，在農(nóng)村地區(qū)使用電腦上網(wǎng)的家庭相對較少，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。電腦上網(wǎng)瀏覽信息具有空間固定性，對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手機而言，在瀏覽推送的生活垃圾分類相關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為0.061，并且在1%的統(tǒng)計水平上顯著。但是，在樣本進行匹配后，其影響效應值下降為0.031，在10%的統(tǒng)計水平上顯著?？梢?，在排除組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)方式的處理效應可知，手機上網(wǎng)對農(nóng)戶生活垃圾分類處理意愿產(chǎn)生更為顯著的影響效應，說明互聯(lián)網(wǎng)使用對生活垃圾分類處理意愿的影響更多受到來自手機上網(wǎng)方式的影響?？赡苁且驗橹悄苁謾C作為一種移動信息傳播載體，具有信息量豐富、性價比高、操作簡單和接入便利等功能性優(yōu)勢，同時相較于電腦，智能手機在農(nóng)村地區(qū)的普及率相對較高，通過智能手機發(fā)布生活垃圾處理相關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測度互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶生活垃圾分類處理意愿的影響凈效應，但是從一種全樣本的整體凈效應層面仍無法反映農(nóng)戶間的結構性差異，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)使用對農(nóng)戶生活垃圾分類處理意愿影響的異質性。

本文參照楊慧琳等[29]的代際差異劃分標準，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)濟分化本質，借鑒李華等[30]的農(nóng)戶經(jīng)濟分化劃分標準，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群體異質性特征，本文進一步對互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶生活垃圾分類處理意愿影響的代際、經(jīng)濟和性別三個方面組群差異進行分析。

從代際差異來看，互聯(lián)網(wǎng)使用對老一代農(nóng)戶參與生活垃圾分類處理意愿有顯著影響，ATT估計值為5.8%，并且在1%的統(tǒng)計水平上顯著（表7），對新生代農(nóng)戶參與垃圾分類處理的意愿不具有顯著影響。這可能是因為信息時代下老一代農(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，相較于正在社會中積極打拼的新生代農(nóng)戶，老一代農(nóng)戶往往面臨機體功能的弱化和社交范圍的縮小，擁有更多閑暇時光的老一代農(nóng)戶自然有著關注互聯(lián)網(wǎng)傳播信息的機會和條件。

從經(jīng)濟差異來看，互聯(lián)網(wǎng)使用對非農(nóng)型農(nóng)戶參與生活垃圾分類處理意愿有顯著影響，ATT估計值為5.6%，并且在5%的統(tǒng)計水平上顯著（表7），對偏農(nóng)型農(nóng)戶參與垃圾分類處理的意愿不具有顯著影響，這可能是因為相較于偏農(nóng)型農(nóng)戶，經(jīng)濟上的離農(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，對新鮮事物接受程度更高，互聯(lián)網(wǎng)使用對非農(nóng)型農(nóng)戶參與生活垃圾分類意愿影響更強烈。

從性別差異來看，互聯(lián)網(wǎng)使用對男戶主農(nóng)戶參與生活垃圾分類處理意愿有顯著影響，ATT估計值為8.2%，并且在1%的統(tǒng)計水平上顯著（表7），對女戶主農(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)對農(nóng)戶生活垃圾分類處理意愿影響的性別差異，可能是因為農(nóng)戶在互聯(lián)網(wǎng)信息關注內(nèi)容上的性別差異，相較于女性，男農(nóng)戶更偏好社會問題和有著較強的社會責任感，傾向于使用互聯(lián)網(wǎng)瀏覽社會熱點問題，更易于關注到垃圾分類等環(huán)境治理問題，互聯(lián)網(wǎng)使用對男戶主農(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 結論與政策建議

4.1 結論

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)使用是個體和家庭層面的互聯(lián)網(wǎng)使用能力以及村域層面的互聯(lián)網(wǎng)使用條件這些內(nèi)外部因素共同作用的結果。通過推進農(nóng)村信息化技能培訓來提高農(nóng)戶互聯(lián)網(wǎng)使用能力，完善互聯(lián)網(wǎng)基礎設施建設，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)戶對于生活垃圾分類有著更高的參與可能。在當前農(nóng)戶互聯(lián)網(wǎng)使用比例整體不高的背景下，互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶生活垃圾分類處理意愿存在正向影響效應。但是，不同上網(wǎng)方式對農(nóng)戶生活垃圾分類處理意愿的作用效果存在差異，手機上網(wǎng)對農(nóng)戶生活垃圾分類處理意愿的促進作用最好，其次是混合上網(wǎng)，而電腦上網(wǎng)方式對農(nóng)戶生活垃圾分類處理意愿沒有顯著影響?？梢姡r(nóng)戶生活垃圾分類處理意愿更多受到互聯(lián)網(wǎng)使用中手機上網(wǎng)方式的影響。因此，將移動互聯(lián)網(wǎng)作為傳播生活垃圾分類處理的信息平臺，發(fā)揮智能手機在農(nóng)村地區(qū)的信息傳遞優(yōu)勢，有利于促進垃圾分類理念在農(nóng)村地區(qū)的快速普及。

組群差異結果表明，互聯(lián)網(wǎng)使用對農(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)使用對農(nóng)戶生活垃圾分類處理意愿影響的代際差異、經(jīng)濟差異和性別差異。代際上的互聯(lián)網(wǎng)使用時間差異、經(jīng)濟上的互聯(lián)網(wǎng)使用能力差異和性別上的互聯(lián)網(wǎng)使用內(nèi)容差異導致互聯(lián)網(wǎng)使用效應的組群差異?；ヂ?lián)網(wǎng)使用時間越充足、互聯(lián)網(wǎng)利用能力越強和互聯(lián)網(wǎng)瀏覽內(nèi)容越具有社會傾向性，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機和優(yōu)先事項上有很大的不同，同質的垃圾分類政策倡議在面臨不同的需求時政策執(zhí)行將會低效，政府針對農(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）加強農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)軟硬件建設。農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)軟件建設主要針對農(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)服務下鄉(xiāng)或村級服務平臺普及互聯(lián)網(wǎng)使用知識，加強對農(nóng)村居民的互聯(lián)網(wǎng)培訓工作，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)硬件建設主要針對互聯(lián)網(wǎng)基礎設施建設滯后的外在現(xiàn)實，協(xié)調互聯(lián)網(wǎng)服務運營商，加快推進農(nóng)村信息化建設，尤其是通過手機下鄉(xiāng)、寬帶提速降費等舉措促進智能手機在農(nóng)村的普及，改善農(nóng)村移動網(wǎng)絡接入條件。

2）推進生活垃圾分類線上宣傳活動。發(fā)揮以智能手機和移動網(wǎng)絡為代表的移動互聯(lián)技術在農(nóng)村生活垃圾分類治理中的動員和宣傳優(yōu)勢，通過發(fā)布更多適合智能手機瀏覽的垃圾分類相關訊息，開發(fā)垃圾分類相關的公益類應用軟件，將有助于提高農(nóng)村居民對垃圾分類利弊的認識，增強垃圾分類的環(huán)保意識。

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，面對農(nóng)戶群體的異質性，同質性的治理策略面對異質性明顯的群體可能會失效或低效，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：感謝中山大學社會科學調查中心中國勞動力動態(tài)調查（CLDS）數(shù)據(jù)庫的支持。