互联网使用、收入差距与农户环境治理行为研究

黄敏 张自强

摘要：探讨数字乡村背景下互联网使用与农户环境治理行为的关系，对实现农村生态振兴具有重要意义。基于中国综合社会调查（CGSS2021）数据，探讨互联网使用对农户环境治理行为的影响及作用机制。结果表明：互联网使用对农户参与环境治理具有显著正向影响，收入差距在互联网使用对农户参与环境治理的影响中具有中介作用，且为部分中介效应；受教育水平在互联网使用对农户参与环境治理的影响中具有调节作用；互联网使用对农户参与环境治理的影响在男性、受教育水平较高、身体健康状况较好、东部地区与家庭经济状况较差的农户群体中表现更突出。因此，需要进一步推进互联网技术下沉、加强农户对互联网使用的技术培训，缓解农村内部收入差距，制定环境治理规则的差异化推进方案。

关键词：农户环境治理；互联网使用；收入差距；受教育水平

[基金项目]贵州省哲学社会科学规划青年课题（项目编号：21GZQN08）。

[作者简介]黄敏（1998-），女，贵州遵义人，硕士研究生，研究方向：农村人居环境；通讯作者：张自强（1986-），男，贵州遵义人，博士，教授，硕士生导师，研究方向：应用经济。

一、引言

党的二十大报告将乡村“生态振兴”作为乡村振兴中重要的一个方面提了出来，指出生态环境保护任务仍然艰巨。农村环境的治理与改善是我国在高质量发展中实现共同富裕、共享发展成果的内在要求，是实现乡村振兴的重要抓手与重要任务[1]，是建设美丽中国的题中应有之义。在我国历史性地解决了绝对贫困问题之后，农村地区的居民对于生态宜居的农村环境的向往也更加恳切[2]。

关于农村人居环境治理现状和影响因素的研究已很详实。根据《中国农村人居环境发展报告（2021）》[3]，卫生厕所覆盖率、垃圾处理体系覆盖率和生活污水治理率在我国农村已分别超68%、90%和25%，有四亿多人次参与村庄清洁活动中去，但环境治理的城乡差异仍明显。城乡差距导致农村的人居环境与基础设施建设远远地落后于城镇[4]，在许多农村地区人居环境脏乱差、整治模式不当等仍然存在[5-6]，且在地理分布上也存在区域发展不平衡不充分的现象，经济发达的东部地区农村人居环境要比中西部地区尤其是经济相对落后的西部地区整治和提升的更好[7]。

已有学者从个体、家庭和外部因素等三个方面进行了影响因素的分析。一是从个体因素来看，学历、年龄对农户环境治理有消极影响[7-8]，健康状况[7]、在村生活时间[9]会促进其参与村域环境治理。二是从家庭因素来看，家庭人口[8]、生计资本[10]、家庭离村委会的距离、家中耕地面积以及社会关系网络等因素[7]均会影响农户的人居环境治理参与行为。三是从外部因素来看，信息公开[7]、政府的经济惩罚[10]会抑制农户参与环境治理，而村干部可信度[11]、政府的奖励[10]、治理要素和制度环境[12]则对农户参与环境治理起着促进作用。

由于数字技术的快速发展，互联网已普及到了偏远的农村地区，成为农户信息来源的重要工具，在一定程度上改变了农户的生活方式与生活态度。学界也开始讨论互联网使用对公众参与环境治理的影响，彭代彦等[13]认为居民互联网的使用改变其对人居环境的认识进而促进其参与环境治理。而汤峰等[14]却认为互联网会加剧“信息茧房效应”和“群体极化效应”，会扩大环境负面消息的负面效应进而降低公众环境治理满意度。左孝凡等[2]进一步将研究对象限定为农村居民，实证发现互联网使用、社区内互动效应均会显著提高生活垃圾分类意愿，但互联网使用会削弱社会互动效应。伍国勇等[15]基于“知—信—行”理论，实证得出数字技术采纳会显著促进农户参与人居环境整治，且通过社会网络与信息渠道机制发挥作用。

通过梳理现有的文献发现，关于农村人居环境为主题的文献较为丰富，但关于互联網使用与农户环境治理的机制研究尚不足，且尚未有学者从收入差距视角研究互联网使用对农户环境治理行为的影响。已有研究指出收入水平不同，农户对于农村环境的感受和评价也不同，收入差距会进一步影响农户参与治理的行为[8]。将收入差距纳入互联网使用与农户环境治理行为的框架中，有助于进一步解释影响农户参与环境治理的关键因素，且互联网使用与农村内部收入差距的研究也很详尽。鉴于此，本文基于CGSS2021的数据，对互联网与农户环境治理行为之间的关系及其内在机制进行探究，据此为推进农村环境治理提供参考。本文的贡献在于：第一，使用最新的微观调查数据，从农户层面验证互联网使用改善农村环境治理提供了直接依据；第二，将农户的收入差距与教育水平纳入互联网使用影响农户环境治理行为的分析框架中，揭示了互联网使用赋能农户环境治理的传导路径，并考察了教育水平在其中的调节作用。

二、理论分析与研究假说

农村环境治理直接关系到农村居民的切身利益，但由于其具有公共品的典型属性，农村环境治理必然面临着农户参与不足的情况[8]，而网络基础设施在新时期推动经济社会发展中可起着战略性公共基础设施的角色[16]，因此互联网使用可在一定程度上促进农户参与环境治理。根据“知—信—行”理论，农户可借助互联网接触到与环境相关的新闻、政策，认识到农村环境的重要性，有利于其形成环境保护意识[2]，从而参与环境治理。再加之国家政策近几年对生态方面的倾斜，各地都在宣传建设美丽宜居的乡村，会使得农户更加注重环境的舒适与生态，从而更加积极地参与农村环境治理。

基于以上分析，本文提出研究假说H1：互联网使用能够促进农户参与环境治理。

农户内部收入差距在互联网使用对环境治理行为的影响中有重要作用。“患不均而不患寡”说明了均等的重要性，一个社会如果差距过大不利于社会发展。关于互联网使用与农户内部收入差距的研究目前主要有两种观点。第一种观点是互联网使用会缓解农户收入差距。由于互联网使用的普惠性、亲贫性、开放性等特点[17]，农户通过互联网较低的边际使用成本[18]，从而缓解信息约束[19]，通过信息效应[20]、就业效应[21]降低信息搜寻成本、提高就业概率从而增加收入，进而缓解收入差距。且互联网在农村地区的普及不仅会改善农村劳动力就业，还会推动农村产业结构升级[22]，有利于农户共同增收[23]。第二种观点是互联网使用会加剧农户收入差距。低收入群体难以接触到互联网，无法获得技术溢价，从而导致更深程度的收入差距[24]；且由于“使用沟”的存在，其收入差距现象也不会得到有效缓解甚至会陷入更严重的“马太效应”[25]。可长远来看，随着宽带中国战略以及乡村振兴战略的实施，互联网使用可有效缩小农户内部收入差距。根据马斯洛需求层次理论，收入差距的经济基础决定农户参与环境治理的上层建筑。因此，互联网使用有助于缩小农户收入差距，从而使农户参与环境治理。

基于以上分析，本文提出研究假说H2：互联网使用通过缩小收入差距促使农户参与环境治理。

互联网使用具有门槛，受教育水平是跨越门槛的关键。教育可以为农民开阔眼界、打破枷锁提供智力上的支持[26]，农户受教育水平越高，越可能参与村域环境治理[27]。在数字时代，互联网的运用也需要一定的知识技能。已有研究发现，教育人力资本可以有效地跨越互联网使用的数字鸿沟，进而有助于其增收[28]。以此看，受教育水平在农户参与环境治理中可能也存在这样的作用。一般来说，受教育程度较高的农户可以更好地掌握互联网技术，可以自主地在网上获取更多与环境有关的消息以及一些环境政策，在互联网上对人居环境的充分认识可以使他们意识到环境的重要性。根据计划行为理论，对环境的认知和态度决定农户参与环境治理的行为[9]。因此，受教育水平可以提高互联网使用效用，从而使农户了解到更多的环境知识，继而参与到环境治理当中来。

基于以上分析，本文提出假说H3：受教育水平越高，有利于跨越互联网使用的数字鸿沟，从而促进农户参与环境治理。

三、研究设计

（一）数据说明

本文数据来源于中国综合社会调查（CGSS） ，由于该调查问卷中关于环境治理的板块仅在CGSS2015与CGSS2021中涉及，且内容却不相同，CGSS2015的问卷中未涉及参与环境治理的行为问题项，由此，本文选取CGSS2021的样本来进行分析。CGSS2021全部样本量为8 148，剔除非农业户口样本后有4 842份样本，再将互联网使用与环境治理行为缺失的样本剔除后只有1 042份样本，进一步将相关的变量及控制变量缺失的或极端异常的剔除后，最终获取有效样本603份。

（二）变量选取

1.被解释变量：农户是否采取过环境治理行为。CGSS 调查问卷中关于采取环境治理行为的问题项为“为了解决您和您家庭遭遇的环境问题，您和家人采取任何行动了吗？”，将回答项为“采取了行动”赋值为 1，表示农户有参与过环境治理； “没有采取行动”赋值为 0，表示农户未参与过环境治理。

2.核心解释变量：农户是否使用互联网。CGSS 调查问卷中关于互联网使用情况的问题项为“过去一年，您是否使用互联网（包括手机上网）？”。参考刘任等[29]的做法，将“从不”赋值为0，表示农户未使用互聯网; 其他赋值为1，表示农户使用互联网。

3.中介变量：农户收入差距，使用Kakwani指数来衡量[30]。CGSS 调查问卷中关于家庭收入的问题项为“您家 2020 年全年家庭总收入是多少？”，在计算收入差距指数时，已将所有家庭年收入为0的样本筛去，还对其进行了1%缩尾处理。Kakwani指数的计算方法如下： 在一个群组Z内，农户样本量为[n]，总收入分布[Z=（z1，z2，…，zn）]，[z1≤z2≤…≤zn]。根据相对剥夺定义，先将每个农户和其他农户的总收入进行比较，该农户的收入相对剥夺程度可表示为：

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

其中，农户[i]的相对剥夺[RD（zj，zi）] 即在[zj]对[zi]的相对剥夺。将[RD（zj，zi）]对[j]求和，并除以群组内农户总收入的均值，可得到农户[i]的收入差距为：

[RD（zi）=1nμzj=1nRD（zj-zi）]

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

4.调节变量：农户受教育程度。CGSS 调查问卷中关于受教育程度的问题项为“您目前的最高教育程度是？”需要说明的是，为了将上过私塾与扫盲班的与没有受过任何教育的区别开来，把“私塾、扫盲班”当作小学学历来处理。参考杨碧云等[31]的做法，将未上学、小学、初中、高中/中专/技校、大学、研究生及以上依次赋值为0、6、9、12、16和19。

5.工具变量：同省其他农户互联网使用的均值。由于CGSS2021的农户地址信息只公开到了省一级，因此，借鉴罗明忠和刘子玉[32]的做法，选取“同省其他农户互联网使用的均值”作为工具变量。“同省其他农户互联网使用的均值”可以反映一个地区网络基础设施的现状，与农户的互联网使用相关，但与其环境治理行为没有直接的关系，满足了工具变量相关性和外生性的要求。

6.控制变量包括个体特征、家庭特征、个体心理评价因素、区域特征等。农户（受访者）个体特征有性别、民族、婚姻状况、宗教信仰、政治面貌；家庭特征有家庭规模、家庭经济状况、家庭房产情况；个体心理评价因素有公众对健康情况的自我感知、社会信任、社会公平、幸福感、阶层认同；区域特征即以中部为基准，通过把调查对象居住地划分为西部和东部来测度。

（三）模型设定

1.基本模型。因变量在数据类型上属于离散型，理论上应用二值选择模型，因此，本文采用Probit模型进行估计。具体模型如下：

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

其中，[Yi]表示农户[i]参与环境治理的行为，[Usei]表示农户[i]的互联网使用情况，[Controlij]表示一系列的控制变量。[α0]、[α1]、[α2]为系数项，[εi]为残差项。

2.中介效应模型。为验证假说H2，参考温忠麟和叶宝娟[33]提出的中介效应模型如下：

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

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

其中，[M]表示中介变量，即农户收入差距指数。[β0]和[γ0]为常数项，[β1]、[β2]、[γ1]、[γ2]、[γ3]为系数项，[δi]和[ψi]为残差项。

3.调节效应模型。对于受教育程度不同的农户，互联网使用对其环境治理行为的影响可能存在差异。为了验证假说H3，即为探究受教育程度的影响，进一步研究互联网使用与受教育程度的交互效应，借鉴贾亚娟和范子珺[34]的调节效应检验方法，农户环境治理行为的调节效应模型如下：

[Yi=λ0+λ1Usei+λ2Edui+λ3Usei×Edui]

[        +λ4Controlij+ωi]                                      （6）

[Edui]代表受访者[i]的受教育年限；[Usei×Edui]代表互联网使用与受教育程度的交互项；[λ0]为截距项；[λ1]、[λ2]、[λ3]、[λ4]为系数项；[ωi]为随机误差项。

四、实证分析结果

（一）基准回归结果分析

互联网使用对农户环境治理行为影响的估计结果如表2所示。由表2可知，回归系数为正，且通过1%的显著性水平检验，即互联网使用对农户环境治理行为起着促进作用，假说H1得到验证。由边际效应系数可知，使用互联网的农户参与环境治理的概率要比不使用的农户高13.3%。控制变量中，性别、政治面貌、家庭规模、社会公平、东部地区通过了显著性检验，且均对农户环境治理行为具有显著的促进作用。可能是男性在家庭当中具有较大的决策权；党员的身份也会使农户更具有责任感，会促使其主动参与环境治理中去；家庭规模越大，其对家庭的责任也就越大，环保责任也就更强烈；社会越公平，农户会更愿意投入到公益性的治理活动中；东部地区经济发展较好，较中西部地区会较早注意到环境问题。

（二）内生性检验

1.工具变量法。尽可能多地加入了可能影响农户环境治理的控制变量，虽然一定程度上解决了遗漏变量和测量误差的问题，但对于双向因果的问题有待进一步检验。本文借鉴袁微[35]的做法，采用IV Probit进行内生性的检验。结果如表3所示，同省其他农户互联网使用均值在第一阶段中对农户互联网使用有显著的正向影响，且通过了1%的显著性水平检验；在第二阶段中互联网使用对农户环境治理行为起着促进作用，并通过了5%的显著性水平检验。结果与前文保持一致，结论具有稳健性。

为保证工具变量是有效的，本文对工具变量进行弱工具识别检验，结果见表4。由表4可知，AR、Wald的值均通过了5%的显著性水平检验，即本文所选择的工具变量是有效的，不是弱工具变量。

2.倾向得分匹配法。本文采用了倾向得分匹配法解决互联网使用与农户环境治理之间可能存在的自选择问题，结果如表5所示。由表5可知，互联网使用对农户环境治理有显著的正向影响，即对农户环境治理行为具有促进作用。且PSM的估计结果与前面的结论一致，即研究结论是稳健的。表6是以k近邻匹配法为例的平衡性檢验，以判断PSM结果是否能平衡好数据。在表6中，多数变量匹配后的标准化偏差相比于匹配前减小了，且在10%以内；大部分变量的t检验结果也表明不拒绝实验组和控制组无系统差异的原假设，故PSM结果通过了平衡性检验。

（三）稳健性检验

1.更换核心解释变量。本文参考李飚[36]的做法，将互联网使用回答项中的“从不”“很少”赋值为0，而将其他选项赋值为1。将新得到的互联网使用的数据代入基准回归模型进行再估计，结果如表7模型1所示，互联网使用对农户环境治理行为影响的系数大小虽然有变化，但仍然显著且为正，可见结果具有稳健性。

2.使用Logit模型进行回归。由于被解释变量互联网使用为0-1型变量之间，故而采用Logit模型回归估计互联网使用对农户环境治理行为的影响。用Logit模型对（3）式进行回归，结果如表7模型2所示，可知看出，互联网使用对农户环境治理行为仍然起着促进的作用。因此回归结果是稳健的。

（四）异质性分析

1.性别异质性检验。由表8回归结果可知，互联网使用对农户参与环境治理的影响均通过5%的显著性水平检验，随性别依次为0.147、0.126。互联网使用对农户环境治理行为产生的正向影响表现出男性群体高于女性群体的特征。这可能是因为在现在的家庭中，一般以男性作为家庭的决策者。

2.受访者（户主）教育程度异质性检验。由表8可知，互联网使用仅对受教育程度为义务教育以上的农户的环境治理行为起到显著的促进作用。这可能是因为所受教育程度越高，相对来说对环境了解的更多，也更为关心，越可能对环境治理产生较高的责任感，参与环境治理的积极性也会得到大大提高。

3.健康状况的异质性检验。由表8结果可知，互联网使用对农户参与环境治理随健康状况依次为0.150、0.151。互联网使用对农户环境治理行为均具有显著的正向影响，但身体状况较好的组别中互联网使用对农户环境治理行为的促进作用较大。可能的原因是只有拥有健康的身体才能够真正地助力农村环境治理。

4.分区域的异质性检验。我国农村地区的网络基础设施建设也存在发展不均衡不充分的现象，因此按地区分为东、中、西三组进行回归，结果如表9所示。由表9可知，互联网使用仅对东部地区农户参与环境治理行为的影响显著。可能的原因是东部地区经济发展较好，其农村地区环境治理较中西部而言推行早、宣传力度大，在农村环境治理方面成效较为显著；且由于东中西部经济发展水平不同进而表现在农村网络基础设施建设上的差异导致农户在互联网使用上的效用不同，因此目前互联网使用仅对东部地区的农户影响显著。

5.分家庭经济状况的异质性检验。由表9可知，在两组中，互联网使用均对农户环境治理行为具有显著的促进作用，但家庭经济状况较差的组别互联网使用对农户环境治理行为的促进作用较大，互联网使用对农户参与环境治理随家庭经济状况依次为0.158、0.106。这可能是因为家庭经济状况较差的农户更可能留在农村，因而更可能参与环境治理。

（五）机制检验

1.收入差距在互联网使用对农户参与环境治理影响中的中介效应检验。首先，利用（4）式分析互联网使用与农户内部收入差距的关系。由表10模型1的估计结果可知，互联网使用对农户收入差距具有显著的负向影响，即互联网使用会缓解农户内部收入的差距。其次，由表10模型2的结果可知，引入收入差距这一变量后，互联网使用对农户环境治理行为仍具有显著的正向影响，而收入差距对农户环境治理行为具有显著的负向影响，且都通过5%的显著性检验。依据中介效应检验步骤可知，收入差距在互联网使用影响农户环境治理行为的关系中起着部分中介作用，假说H2得到验证。

2.受教育程度在互联网使用对农户参与环境治理影响中的调节效应检验。参考岳宇君和马艺璇[37]关于调节效应的检验方法，根据（6）式进行回归，验证调节机制，结果如表10模型3所示。由此可知，互联网使用与受教育程度的交互项通过10%的显著性检验，估计系数为0.064。表明受教育程度在互联网使用对农户环境治理行为的影响中起到显著的正向调节作用，即受教育程度越高，互联网使用对农户参与环境治理行为的促进效应越明显，假说H3得到验证。

五、结论与启示

（一）研究结论

本文通过使用CGSS2021数据，探讨了互联网使用对农户环境治理行为的影响及其机制，得到以下主要结论：

1.互联网使用对农户参与环境治理具有显著的促进作用。农户可通过使用互联网了解到更多的环境知识，认识到环境的重要性，从而更加积极主动地参与环境治理当中去。这为互联网使用促进农户参与环境治理提供家庭层面的经验依据。

2.农户使用互联网可有效缓解其收入差距，进而促进其参与环境治理。互联网使用可有效加强农户间信息交流、提高就业概率、缓解收入差距，提高其参与环境治理积极性。调节效应分析发现，受教育程度越高，互联网使用对促进农户参与环境治理的效应越大。受教育程度提高了农户互联网使用效用，使农户更加认识到环境的重要性，继而参与治理。这在一定程度上丰富了互联网使用促进农户参与环境治理的机制。

3.互联网使用对农户参与环境治理的影响存在异质性。互联网使用对农户参与环境治理的影响在男性、受教育水平较高、身体健康状况较好、东部地区与家庭经济状况较差的农户群体中表现更突出。这有利于拓展对其规律性的认识。

（二）政策启示

1.大力推动互联网在农村环境治理中的作用。一是政府应当加强农村地区的网络基础设施建设，加大农村地区互联网的普及力度和深度，尤其是做好中西部落后农村地区网络基础设施的覆盖工作，使农户能够便捷、低成本地使用互联网，为发挥互联网使用在促进农户参与环境治理的作用奠定基础。二是借助互联网的传播优势，积极发挥村干部作用，做好环境保护与环境治理的宣传教育工作，使更多农户意识到环境的重要性，养成文明習惯，并使农户意识到自己的主人翁地位，激发其内生积极性，从而主动参与到环境治理中去。

2.提高农户整体收入并缩小收入差距。一是当地政府应当做好招商引资工作，因时因地制宜发展适合产业，提高农户收入并注重对其收入差距的协调。当农户的收入水平得到提高以及收入水平差距不大时，才会对农村环境有更高的追求、更主动地参与。二是重点关注家庭经济状况较差、未受过教育或受教育程度较低、以及女性为主的农户，目前农村多以留守的女性群体为主，虽然实证得出的结论是家庭经济状况较差、男性的群体在互联网使用对其参与环境治理的促进作用更大，但这是极不正常的，以防其收入陷入严重的“马太效应”而返贫。三是重视农村地区互联网使用技能培训工作，可因地制宜，依托党建引领，利用互联网开展线上教育，提高农户的互联网使用能力，利用好互联网缓解信息约束进而提高就业概率、缓解内部收入差距，使越来越多的农户能够从中受益，从而提高其参与环境治理的积极性。

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责任编辑：管仲

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引用格式：

黄敏，张自强.互联网使用、收入差距与农户环境治理行为研究[J].新疆农垦经济，2024（05）：17-26.

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