互联网使用对农户亲环境行为的影响分析——基于CRHPS2019微观数据的实证研究

许晓柳，张德元

(安徽大学 经济学院，安徽 合肥 230601)

一、引言与文献回顾

良好的农业生态环境是农业农村发展的基础，是乡村振兴战略中生态宜居的重要组成部分。然而，近年来伴随着中国农业生产快速发展，农业生态环境不断恶化[1]。农户在农业生产过程中存在化肥农药等投入品使用过度和废弃物处理不当等行为，使农村水体、土壤和大气污染等一系列问题越来越严重，对生态环境带来不容忽视的负面影响，阻碍了乡村振兴的进程。作为农业生产的主体，农户的亲环境生产行为对改善农业生态环境污染至关重要[2]。鉴于此，从农户视角探究其亲环境行为的驱动因素及内在机理，有助于促进农户主体生产行为向亲环境行为转变，增强自身环保积极性进而有效缓解农业生态环境污染问题，对促进农业可持续发展、推动乡村振兴具有重要的意义。

农户亲环境行为指的是农户在农业生产的过程中有意识的采取减量化、再利用、低污染的农业生产行为[3]。目前，学界已对农户亲环境行为开展了大量研究，主要从以下三个角度展开：一是农户的自身特征和家庭特征角度，部分学者们研究发现年龄、性别、文化程度、合作社参与、劳动力人数、耕地面积等会显著影响农户的亲环境行为[4][5][6][7]；二是外部环境约束角度，部分学者认为农户在农业生产的过程中实施有益于环境的行为，不仅仅取决于农户自身资源禀赋，而且还会受到外部环境的约束。社会规范、经济激励、面子观念、村规民约等外部约束都会显著影响到农户的亲环境行为决策[8][9][10]；三是基于认知、情感层面的心理因素角度，有学者研究发现农户对环境的认知水平越高越容易向亲环境行为转变[11]，还有学者认为积极和消极的环境情感均可以正向影响农户的亲环境行为[12]。近年来，随着信息技术的快速发展及农村智能设备的普及，互联网对农业领域的要素配置、资本流动等影响凸显。如互联网的使用既可以通过促进非农就业、拓宽信息渠道、拓展社会资本从而影响农户的农地流转决策[13]，也可以通过增强信息能力、降低风险厌恶程度等提高农业劳动参与率和增加农户非农参与[14]，还能够基于新机会获取能力促使农户产生创业行为[15]。由此可见，互联网作为一种普惠性技术冲击，已然深嵌农户的生产生活从而可能对农户生产行为决策产生一定程度的影响。

梳理上述文献发现，现有研究主要集中于农户社会学特征、外部环境约束以及自身认知和心理情感对农户亲环境行为的影响，而对于互联网与农户亲环境行为的关系尚缺乏系统深入的研究。鉴于此，文中基于中国农村家庭追踪调查数据(CRHPS2019)，采用OLS、Probit研究互联网使用对农户亲环境行为的影响效应以及内部机制，以期促进农户的亲环境行为，为生态环境绿色发展和农业可持续发展提供一定的参考和借鉴。

二、理论分析与研究假说

在信息技术飞速发展的现在，农户互联网的使用是影响其亲环境行为的重要因素。互联网作为一种传播信息的载体，传播的广泛信息可以改变个体的认知影响个体的选择。具体的来说，互联网使用主要通过以下三个渠道影响农户的亲环境行为：

第一，互联网使用能够增进农户之间社会互动水平进而影响亲环境行为。互联网不仅是技术介质、媒体介质，更是一种关系介质，它通过技术赋能重组了人与人间的平等、互动和分享关系[16]，促使“共时社交”、“延时互动”等多种新型交际方式的生成，增强了农户之间的社会互动。而社会互动水平的提高意味着决策主体在互动过程中其偏好、预期和预算约束都会受其他决策主体行为的影响。社会互动具有信息获得、交换机制及社会规范机制[17]，从而对农户亲环境行为具有重要的促进作用：首先，与他人社会互动水平较高的农户，能够有效获取亲环境生产技术等信息，降低因信息不对称性带来的相关交易成本，进而对农户亲环境行为产生积极影响[18]。其次，由于亲环境生产行为的动态性和效果不确定性，农户往往倾向于基于经验和习惯进行保守性生产行为。而与他人互动水平较高的农户，就越容易与其他农户进行生产中新技术、新模式、新要素应用的交流与分享，有利于他们增强对亲环境生产行为的认知和信心。最后，与他人互动水平较高的农户，受社会规范的影响程度更高，出于被肯定和认同的心理或信念，更有可能选择亲环境等外部环境倡导的生产方式。

第二，互联网使用能够提升农户环保素养进而影响农户亲环境行为。互联网使用能够通过诱发环境危机意识和开展环境信息互动等提升农户的环保素养[19]，树立其积极的环保态度，从而促进农户进行亲环境行为。一方面，网络媒体中关于生态环境的负面报道、污染信息等使农户意识到环境保护的重要性、紧迫性，引起农户在心理层面的情感共鸣或情感反应，对农户的环保态度产生积极影响；另一方面，互联网使用增强了政府与网民、网民与网民间的沟通互动，政府能通过互联网渠道全方位宣传“环保惠民”思想，农户能够通过互联网渠道对污染防治、生态破坏行为进行监督举报，农户还能够通过互联网渠道交流环保话题的意见和看法，从而促使农户形成高水平环保素养。高水平的环保素养或环境认知能够通过激发正向、负向两种环境情感影响亲环境行为的产生[20]。如赵和萍等[21]通过实证研究证实了具有较高环境情感的农户，往往会有较高的环保觉悟和亲环境行为的可能性。

第三，互联网使用能够改善农户的风险态度进而影响农户的亲环境行为。互联网使用通过改变农户信息获取模式增强其信息获取能力，有助于农户降低生产决策中的不确定性进而缓解风险厌恶程度[22]，即互联网使用能够转变信息地位和信息多寡进而对个体风险态度产生影响。农户持有的风险厌恶态度不利于其产生亲环境行为。如较高风险规避程度的农户往往会选择施用更多农药、过量化肥或者推迟采纳新技术等方式来避免农业生产中的不确定性和产量损失[23][24]。较低风险规避程度的农户则基于风险追求增加了正向信息获取，进一步促使农户基于经营、市场等有效信息作出判断和决策，增加其亲环境行为。如徐立峰等[25]研究发现风险偏好者获取污染影响自身健康的相关信息后，减少了养殖污染暴露的非亲环境行为。

根据以上理论分析，本文提出以下两个假说：

假说1：农村家庭使用互联网会对农户亲环境行为产生影响。

假说2：农村家庭使用互联网主要通过增加社会互动水平、提升环保素养、改善风险态度三个机制影响农户实施亲环境行为。

三、数据描述与变量的选取

(一)数据来源

本文使用的数据来自浙江大学“中国家庭调查”(China Household Panel Survey,CHPS)和西南财经大学“中国家庭金融调查” (China Household Finance Survey,CHFS)联合开展的中国农村家庭追踪调查数据(China Rural Household Panel Survey,简称CRHPS)2019年的全国追踪调查数据。CRHPS在2019年对全国29个省(自治区、直辖市)的345个县(含区、县级市)开展访问，数据包含34643户目标样本，样本具有全国和省级代表性，调查信息包含家庭成员基本特征、农户家庭农业生产行为等方面的信息，为本文研究互联网使用对农户亲环境行为之间的关系提供了强有力的数据支撑。本文基于研究目的进一步删除无效样本、数据缺失样本、极端值样本后进行分析。

(二)变量选取

1.亲环境行为

基于Kollmus[26]的研究，亲环境行为分为减少污染和改善环境两个行为维度，结合数据可得性，选择化肥施用量和是否施用有机肥两个代理变量作为被解释变量。原因在于，一方面农业从业者在生产中减少化肥施用量属于卓有成效的污染减少型亲环境行为，另一方面有机肥不仅能通过和化肥搭配使用提高化肥的利用率，还能够产生改良土壤、提高产品品质的效果，施用有机肥是一种环境改善型亲环境行为。化肥施用量的指标测度通过农户对调查问卷中“去年您家的化肥施用量是多少公斤？”的回答进行衡量，基于每户家庭的土地规模不同，用总的化肥施用量来衡量每户家庭的亲环境行为可能会导致实证结果存在偏误，故本文采用亩均化肥施用量来衡量减少污染维度的亲环境行为。是否施用有机肥通过农户对调查问卷中“去年您家施用了多少公斤的有机肥？”的回答进行衡量，本文将农户家庭有机肥施用量大于0时界定为施用有机肥行为，赋值为1，有机肥施用量等于0时界定为未施用有机肥行为，赋值为0。

2.互联网使用

互联网使用是本文的核心解释变量，是二值虚拟变量。借鉴张景娜等[13]的研究选取家庭是否有电脑和农户是否有智能手机来衡量农户的互联网使用情况。变量测度来自问卷中农户对以下问题的回答：1.您家是否有电脑(台式/笔记本/平板)？2.您目前使用的手机类型。其中问题2的选项中包括“智能手机、非智能手机、没有手机”三个选项。当农户回答为有电脑(台式/笔记本/平板)或者使用手机的类型为智能手机时，互联网使用变量赋值为1，否则赋值为0。

3.控制变量

借鉴已有学者研究[6][9]及经验事实，本文选择户主个人特征、家庭资源禀赋以及外部环境特征三个层面的控制变量。其中户主个人特征包括户主的性别、年龄、婚姻状况、户主是否是党员以及健康状况；家庭资源禀赋特征包括家庭年收入、家庭非农忙务农人数、家庭是否接受过农业技术指导、播种面积、农地确权、种植农作物环节中是否使用机械；外部环境特征包括地区虚拟变量。所有变量说明与描述性统计如表1所示。

表1 变量设置与描述性统计

(三)模型设定

由于被解释变量化肥施用量和是否施用有机肥分别是连续变量和二值虚拟变量，因此本文采用OLS模型和Probit模型来分别估计互联网使用对农户亲环境行为的影响：

Prob(Organici=1)=Ø(βInterneti+β2controli+ui

(1)

Fertilizeri=β3Interneti+β4controli+εi

(2)

式子(1)中，表示单个农户家庭i是否施用有机肥，表示农户家庭i是否使用互联网，表示影响农户亲环境行为的其他变量，表示随机扰动项。式子(2)中，表示单个农户家庭i的亩均化肥施用量，表示随机扰动项，其他变量与式子(1)中表示一致。

四、实证分析

(一)互联网使用对农户亲环境行为的基准分析

表2第(1)列汇报了互联网使用对农户化肥施用量影响的回归结果。从估计结果来看，互联网使用在5%的水平上负向抑制了农户的化肥施用量，即与不使用互联网的农户相比，使用互联网的农户化肥施用量平均减少了8.1个百分点，表明随着互联网的普及，农户的化肥施用量显著下降。这意味着，互联网使用会促使农户生产行为向污染减少型亲环境行为转变。可能原因在于，互联网使用增加了农户对生态环境破坏和污染的感知，从而对化肥施用行为产生自我约束。在控制变量方面，家庭年收入系数显著为正，表明经济条件较好的家庭在农业生产的过程中倾向于施用更多的化肥；家庭是否获得农业技术指导系数显著为正，可能的解释是农业技术指导的重点在于如何提高产量，而不是如何改善农业生态环境，增强了农户为增产而施用化肥的倾向；播种面积系数显著为正，这是因为播种面积大导致施肥面积大所致；种植农作物的过程中是否使用机械系数显著为正，可能的原因是当下农户往往处于机械化水平较低的阶段，使用机械主要是简易机械时，并没有改变农户以撒施、表施为主的传统施肥方式，反而提高化肥施用强度[27]。

表2第(2)列汇报了互联网使用对农户是否施用有机肥行为影响的回归结果。从估计结果来看，互联网使用在10%的水平上正向促进农户有机肥施用行为，与不使用互联网的农户相比，使用互联网的农户施用有机肥的概率平均高2.4个百分点。这意味着，互联网使用会促使农户生产行为向环境改善型亲环境行为转变。可能原因在于，互联网使用通过信息互动增加了农户环保认知或促使亲环境态度转向实际亲环境行为。此外，在控制变量方面，户主年龄系数显著为负，这表明年龄越大的农户新事物接受能力越弱，越不愿意施用有机肥；户主健康状况、家庭年收入、农地确权的系数显著为正，表明身体越健康的农户、家庭年收入越高、家庭农地已确权的农户越具有较高的风险承担能力，越倾向于施用有机肥。非农忙时期务农人数系数显著为正，表明非农忙时期家庭成员有能力从事农业生产人数越多，越容易使农户基于促进耕地的可持续利用的考量采取施用有机肥行为。

表2 互联网使用对农户亲环境行为影响的估计结果

回归(1)和回归(2)的实证结果表明，互联网的使用促进了农户亲环境行为，假说1得到验证。

(二)稳健性检验

1.替换计量方法：倾向得分匹配

本文选取卡尺内K近邻匹配、半径匹配、核匹配三种方法进行检验，下表报告了三种方法下使用互联网的农户的平均处理效应(ATT)，整体来看，三种匹配方法并没有对匹配结果造成太大的差异。匹配的估计结果(表3)表明，在消除了由于使用互联网和不使用互联网组的可观测异质性所引起的选择性偏差后，使用互联网的农户比不使用互联网的农户化肥施用量平均低6.02%到8.98%；施用有机肥的概率增加3.77%到4.34%。这与前文中基准回归结果估计一致。总体来看，倾向性得分匹配法在修正了选择性偏差问题后，仍然能够得到互联网使用能够显著影响农户亲环境行为的结论。

表3 倾向得分匹配(PSM)的估计结果

2.工具变量法

在经过PSM检验之后，得出互联网使用对亲环境行为具有显著的影响结论十分可靠，但是模型仍然可能存在内生性问题，内生性产生的原因有两个：第一，遗漏变量。虽然本文已经尽可能的涉及农户特征、家庭特征、地区特征等控制变量，但是亲环境行为很可能会受到其他不可观测变量的影响。第二，双向因果。农户经常使用互联网浏览关于生态环境保护的信息，可以提高环境认知，激发环境情感，促进农户实施亲环境行为。而积极实施亲环境的农户也会主动互联网搜索相关的生态环境保护相关的信息，刺激农户使用互联网的积极性。互联网使用与亲环境行为之间的双向因果关系很有可能会导致互联网使用与随机扰动项相关，导致实证结果存在偏差。为了克服内生性问题，本文选取农户去年网购花费作为工具变量。首先，从相关性来看，网购花费大于0的农户越有可能使用互联网；从外生性来看，网购花费并不会对亲环境行为产生直接影响。因此，本文认为网购花费是一个合适的工具变量。

本文采取2SLS与ivprobit方法进行检验(表四)，对工具变量有效性进行的检验检验：①关于化肥施用量。第一，工具变量不可识别检验。列(3)中Kleibergen-Paap rk LM统计量为32.185，且在1%显著性水平下显著，拒绝“该工具变量是不可识别的”原假设，即工具变量可识别。第二，弱工具变量检验。列(3)中Kleibergen-Paap rk Wald F统计量明显大于F值在10%偏误水平下16.83的临界值，表明拒绝“存在弱工具变量”原假设。第三，“互联网使用”变量内生性检验。列(3)中“互联网使用”内生性检验F统计量分别为57.168，在10%显著性水平下显著，拒绝“核心解释变量为外生”原假设，这表明， 2SLS模型估计结果优于OLS模型估计结果。2SLS的回归结果表示，互联网使用在考虑了内生性的问题下对化肥施用量的影响在1%的水平下负向显著。②关于是否施用有机肥。IV-Probit的回归结果如列(4)所示，可以看出，列(4)显示一阶段F值大于10，说明不存在弱工具变量问题。列(4)显示二阶段的Wald检验在1%的显著性水平上拒绝了变量“互联网使用”是外生变量的原假设。Ivprobit的回归结果表明，在克服了内生性问题之后，互联网使用在1%的显著性水平上正向影响农户施用有机肥的概率。可以发现，在使用工具变量克服内生性问题之后，互联网使用对农户亲环境行为仍然具有显著的影响，这表明本文的结论是稳健的。

表4 替换工具变量

3.替换解释变量和被解释变量

随着科技水平的提高，智能手机相较于电脑有小巧便携、不需要宽带连接就可以上网、价格相对便宜等优点，逐渐替代电脑成为农户上网的最主要的渠道。因此，本文将是否拥有智能手机作为互联网使用的替代变量进行稳健性检验。表5回归结果可以看到，在替换了自变量之后，是否有智能手机对化肥施用量依然具有显著的负向影响，对是否施用有机肥具有显著的正向影响，这证实了本文基准回归结果的稳健性。

本文的被解释变量亲环境行为是化肥施用量和是否施用有机肥，而亲环境行为的定义非常广泛，只要能够减少生态环境污染的行为或者是改善生态环境的行为都是亲环境行为，因此，本文选取农药施用量和是否秸秆还田作为亲环境行为替代变量。表5第(7)和第(8)列结果显示，互联网使用对农药施用量具有显著的负向影响，对秸秆还田行为具有显著的正向影响，这验证了本文结论的稳健性。

表5 变量替换回归结果

(三)异质性分析

1.基于性别异质性的分析

由于不同人口统计学特征的个体认知、价值取向和行为选择存在差异，如性别分立造就了个体对环境治理的相异需求[28]，且随着农村人口结构逐渐呈现“女性化”特征，农户亲环境行为的性别差异不容忽视。因此，本文按性别将样本分为男性和女性两组进行回归分析，回归结果见表6第(9)-(12)列。由估计结果可知，互联网使用对男性农户的化肥施用量、施用有机肥行为影响显著，而对女性农户的影响并不显著。具体来看，互联网使用在1%的显著水平上降低了男性农户的化肥施用量，在10%的显著水平上增加了男性农户施用有机肥的概率，但对女性农户亲环境生产行为不产生影响。可能的解释是，一方面，男性农户比女性农户在农业生产上投入的时间、精力更多，更容易关注到农业生态环境污染问题，在通过互联网获取亲环境生产相关信息后，更有可能出于保护耕地、降低生态环境污染的目标，降低化肥使用量和施用有机肥；另一方面，女性农户的风险偏好相较于男性农户更为保守，即使通过互联网使用了解到亲环境生产信息，仍可能倾向于采用传统的高投入生产方式。

表6 互联网使用对农户亲环境行为影响的性别差异分析

2.基于农地是否确权异质性的分析

农地确权是影响农户耕地保护性决策的关键因素[6]，那么互联网使用对农户亲环境行为影响会因农地是否确权而存在差异吗？本文按农地是否确权将样本分为已确权组和未确权组进行回归分析，回归结果见表7第(13)-(16)列。由估计结果可知，互联网使用对已确权组农户的亲环境行为影响显著，对未确权组农户的亲环境行为影响不显著。其中，互联网使用在1%的显著水平上降低了农地确权组农户的化肥施用量，在1%的显著水平上提高了农地确权组农户施用有机肥的概率。可能的解释是，农地确权通过增强农户对农地的权属感和价值认知，促使了农户在使用互联网获取农地生态环境信息时，考虑到农地使用的可持续性和稳定性，更加注重农地生态保护，从而采取减少化肥施用量、增加有机肥施用等亲环境生产行为。而未完成农地确权的农户，即使通过互联网使用提高了环保意识，也可能因产权身份未固化而在农业利润驱使下选择非亲环境行为。

表7 互联网使用对农户亲环境行为影响的家庭农地确权差异

(四)互联网使用影响农户亲环境行为的机制分析

前文理论分析和基准回归结果已表明互联网使用有助于促进农户亲环境行为，那么，互联网使用对农户亲环境行为的积极影响是通过什么机制实现的？学者们已证实社会互动、环保素养、风险偏好水平越高，越有助于实施亲环境行为[8][11][18][23]，下面将借鉴张景娜[13]等的做法，进一步讨论互联网使用能否通过影响农户社会互动、环保素养、风险偏好进而影响其亲环境行为来进行实证分析。

1.社会互动水平提高机制

为验证互联使用能否通过提高社会互动水平而增加亲环境行为，本文借鉴胡浩[29]的做法，结合现有数据，选取家庭礼金支出的自然对数作为社会互动的代理变量。礼金支出反映了为发展社会网络互动关系而主动做出的投资，也是亲友间关系维系的重要手段之一，能够较好地测度农户间社会互动水平。回归结果见表8第(17)列，结果显示，在控制户主个人、家庭及外部环境特征变量后，互联网使用在1%的显著水平上提高了家庭礼金支出，使用互联网农户相较于不使用互联网农户的家庭礼金支出高28.84%，因此互联网使用能够显著提高农户的社会互动水平，从而促进农户亲环境行为。

2.环保素养水平提升机制

环保素养水平较高的农户往往对生态环境具有更高的期待，对所处环境产生一定的感知，因此，本文采用农户对生态环境的满意度作为环保素养水平的代理变量。农户环保素养水平较高越意识到生态污染问题，因此生态环境满意度越低。代理变量生态环境满意度采用农户对CRHPS2019问卷中“您对本村的生态环境满意吗”的回答进行测度，并将回答结果“非常不满意～非常满意”分别赋值为1～5。表8第(18)列通过有序logistic模型验证了互联网使用对生态环境满意度的影响，结果显示，在控制户主个人、家庭及外部环境特征变量后，互联网使用在1%的显著水平上降低了生态环境满意度，使用互联网农户相较于不使用互联网农户的生态环境满意度低34.72%，因此，互联网使用显著提升了农户的环保素养水平，从而促进农户亲环境行为。

3.风险偏好水平增加机制

风险偏好水平越低即风险规避程度越高越不利于农户产生亲环境行为，互联网使用能够增强农户信息获取能力进而对风险态度产生影响。为了验证互联网使用是否通过提高农户风险偏好水平而促进亲环境行为，借鉴尹志超[30]的研究，采用农户对CRHPS2019问卷中“您如果您有一笔资金用于投资，您最愿意选择哪种投资项目?”的回答来测度风险偏好水平，其中“不愿意承担任何风险～高风险”分别赋值1～5，并通过有序logistic模型进行验证。回归结果见表8第(19)列，结果显示，在控制户主个人、家庭及外部环境特征变量后，互联网使用在1%的显著水平上降低了风险厌恶程度，使用互联网农户相较于不使用互联网农户的风险偏好水平度高23.77%，这表明互联网使用显著提升了农户的风险偏好水平，从而促进农户亲环境行为。

表8 作用机制分析

五、结论与政策启示

(一)结论

本文采用CRHPS2019年微观调查数据，分析了互联网使用对农户亲环境行为的影响及其作用机制，研究发现：第一，互联网使用能够促进农户的亲环境行为，互联网使用降低了农户化肥的施用量，增加了农户有机肥施用的概率。相对于未使用互联网农户，使用互联网农户化肥施用量平均低8.1%，有机肥施用概率平均高2.4%。经过一系列稳健性检验后结论依然成立。这表明，互联网使用有助于亲环境行为的实现，已然成为农户生产行为向亲环境行为转变的新途径。第二，互联网使用显著促进男性和家庭农地已确权的农户亲环境行为，但对女性和农地未确权的农户影响不显著。不同人口特征和农地确权状态会导致农户形成差异化的耕地保护决策。第三，机制检验发现，互联网使用通过提高社会互动水平、环保素养水平和风险偏好水平显著促进了农户亲环境行为。这表明互联网使用改变了农户认知进而影响农户行为选择。

(二)政策启示

基于以上结论本文得到政策启示如下：第一，加强农村互联网建设和使用培训，提高农户的互联网使用水平。应进一步建立健全农村互联网基础设施建设，加快宽带服务进村入户，提高农村网络速度，有针对性的推出适合农村居民的高性价比的网络应用和服务，全面提升“互联网+新农村”的水平，并积极开展互联网使用技能培训，提高农户获取、运用亲环境相关信息的能力。第二，根据农户的个体特征、农地特征，因地制宜地开展亲环境行为宣传、服务等，要高度重视耕地的产权保护、确权颁证工作，提高农户的产权意识、责任意识和可持续发展意识，还要高度重视互联网使用在女性农户群体中的推广应用，并增强女性农户的环保意识。第三，善用互联网提高农户环保认知和促进农户亲环境行为。一是注重提高农户社交互动内容的生态性导向，营造农业生产绿色转型的社会交流氛围；二是注重增强农户道德责任感，加强互联网宣传化肥农药等投入品过度施用的危害与亲环境行为意义的力度；三是注重本地农业农村网站中对绿色生产的信息共享和及时反馈，降低农户的风险预期，提高农户的风险承担能力和风险偏好水平，引导农户生产向亲环境行为转变。