許曉柳，張德元

(安徽大學 經(jīng)濟學院，安徽 合肥 230601)

一、引言與文獻回顧

良好的農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境是農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展的基礎，是鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略中生態(tài)宜居的重要組成部分。然而，近年來伴隨著中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)快速發(fā)展，農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境不斷惡化[1]。農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中存在化肥農(nóng)藥等投入品使用過度和廢棄物處理不當?shù)刃袨?，使農(nóng)村水體、土壤和大氣污染等一系列問題越來越嚴重，對生態(tài)環(huán)境帶來不容忽視的負面影響，阻礙了鄉(xiāng)村振興的進程。作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的主體，農(nóng)戶的親環(huán)境生產(chǎn)行為對改善農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境污染至關重要[2]。鑒于此，從農(nóng)戶視角探究其親環(huán)境行為的驅動因素及內(nèi)在機理，有助于促進農(nóng)戶主體生產(chǎn)行為向親環(huán)境行為轉變，增強自身環(huán)保積極性進而有效緩解農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境污染問題，對促進農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展、推動鄉(xiāng)村振興具有重要的意義。

農(nóng)戶親環(huán)境行為指的是農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的過程中有意識的采取減量化、再利用、低污染的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為[3]。目前，學界已對農(nóng)戶親環(huán)境行為開展了大量研究，主要從以下三個角度展開：一是農(nóng)戶的自身特征和家庭特征角度，部分學者們研究發(fā)現(xiàn)年齡、性別、文化程度、合作社參與、勞動力人數(shù)、耕地面積等會顯著影響農(nóng)戶的親環(huán)境行為[4][5][6][7]；二是外部環(huán)境約束角度，部分學者認為農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的過程中實施有益于環(huán)境的行為，不僅僅取決于農(nóng)戶自身資源稟賦，而且還會受到外部環(huán)境的約束。社會規(guī)范、經(jīng)濟激勵、面子觀念、村規(guī)民約等外部約束都會顯著影響到農(nóng)戶的親環(huán)境行為決策[8][9][10]；三是基于認知、情感層面的心理因素角度，有學者研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶對環(huán)境的認知水平越高越容易向親環(huán)境行為轉變[11]，還有學者認為積極和消極的環(huán)境情感均可以正向影響農(nóng)戶的親環(huán)境行為[12]。近年來，隨著信息技術的快速發(fā)展及農(nóng)村智能設備的普及，互聯(lián)網(wǎng)對農(nóng)業(yè)領域的要素配置、資本流動等影響凸顯。如互聯(lián)網(wǎng)的使用既可以通過促進非農(nóng)就業(yè)、拓寬信息渠道、拓展社會資本從而影響農(nóng)戶的農(nóng)地流轉決策[13]，也可以通過增強信息能力、降低風險厭惡程度等提高農(nóng)業(yè)勞動參與率和增加農(nóng)戶非農(nóng)參與[14]，還能夠基于新機會獲取能力促使農(nóng)戶產(chǎn)生創(chuàng)業(yè)行為[15]。由此可見，互聯(lián)網(wǎng)作為一種普惠性技術沖擊，已然深嵌農(nóng)戶的生產(chǎn)生活從而可能對農(nóng)戶生產(chǎn)行為決策產(chǎn)生一定程度的影響。

梳理上述文獻發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有研究主要集中于農(nóng)戶社會學特征、外部環(huán)境約束以及自身認知和心理情感對農(nóng)戶親環(huán)境行為的影響，而對于互聯(lián)網(wǎng)與農(nóng)戶親環(huán)境行為的關系尚缺乏系統(tǒng)深入的研究。鑒于此，文中基于中國農(nóng)村家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(CRHPS2019)，采用OLS、Probit研究互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶親環(huán)境行為的影響效應以及內(nèi)部機制，以期促進農(nóng)戶的親環(huán)境行為，為生態(tài)環(huán)境綠色發(fā)展和農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展提供一定的參考和借鑒。

二、理論分析與研究假說

在信息技術飛速發(fā)展的現(xiàn)在，農(nóng)戶互聯(lián)網(wǎng)的使用是影響其親環(huán)境行為的重要因素?；ヂ?lián)網(wǎng)作為一種傳播信息的載體，傳播的廣泛信息可以改變個體的認知影響個體的選擇。具體的來說，互聯(lián)網(wǎng)使用主要通過以下三個渠道影響農(nóng)戶的親環(huán)境行為：

第一，互聯(lián)網(wǎng)使用能夠增進農(nóng)戶之間社會互動水平進而影響親環(huán)境行為?；ヂ?lián)網(wǎng)不僅是技術介質、媒體介質，更是一種關系介質，它通過技術賦能重組了人與人間的平等、互動和分享關系[16]，促使“共時社交”、“延時互動”等多種新型交際方式的生成，增強了農(nóng)戶之間的社會互動。而社會互動水平的提高意味著決策主體在互動過程中其偏好、預期和預算約束都會受其他決策主體行為的影響。社會互動具有信息獲得、交換機制及社會規(guī)范機制[17]，從而對農(nóng)戶親環(huán)境行為具有重要的促進作用：首先，與他人社會互動水平較高的農(nóng)戶，能夠有效獲取親環(huán)境生產(chǎn)技術等信息，降低因信息不對稱性帶來的相關交易成本，進而對農(nóng)戶親環(huán)境行為產(chǎn)生積極影響[18]。其次，由于親環(huán)境生產(chǎn)行為的動態(tài)性和效果不確定性，農(nóng)戶往往傾向于基于經(jīng)驗和習慣進行保守性生產(chǎn)行為。而與他人互動水平較高的農(nóng)戶，就越容易與其他農(nóng)戶進行生產(chǎn)中新技術、新模式、新要素應用的交流與分享，有利于他們增強對親環(huán)境生產(chǎn)行為的認知和信心。最后，與他人互動水平較高的農(nóng)戶，受社會規(guī)范的影響程度更高，出于被肯定和認同的心理或信念，更有可能選擇親環(huán)境等外部環(huán)境倡導的生產(chǎn)方式。

第二，互聯(lián)網(wǎng)使用能夠提升農(nóng)戶環(huán)保素養(yǎng)進而影響農(nóng)戶親環(huán)境行為。互聯(lián)網(wǎng)使用能夠通過誘發(fā)環(huán)境危機意識和開展環(huán)境信息互動等提升農(nóng)戶的環(huán)保素養(yǎng)[19]，樹立其積極的環(huán)保態(tài)度，從而促進農(nóng)戶進行親環(huán)境行為。一方面，網(wǎng)絡媒體中關于生態(tài)環(huán)境的負面報道、污染信息等使農(nóng)戶意識到環(huán)境保護的重要性、緊迫性，引起農(nóng)戶在心理層面的情感共鳴或情感反應，對農(nóng)戶的環(huán)保態(tài)度產(chǎn)生積極影響；另一方面，互聯(lián)網(wǎng)使用增強了政府與網(wǎng)民、網(wǎng)民與網(wǎng)民間的溝通互動，政府能通過互聯(lián)網(wǎng)渠道全方位宣傳“環(huán)?；菝瘛彼枷耄r(nóng)戶能夠通過互聯(lián)網(wǎng)渠道對污染防治、生態(tài)破壞行為進行監(jiān)督舉報，農(nóng)戶還能夠通過互聯(lián)網(wǎng)渠道交流環(huán)保話題的意見和看法，從而促使農(nóng)戶形成高水平環(huán)保素養(yǎng)。高水平的環(huán)保素養(yǎng)或環(huán)境認知能夠通過激發(fā)正向、負向兩種環(huán)境情感影響親環(huán)境行為的產(chǎn)生[20]。如趙和萍等[21]通過實證研究證實了具有較高環(huán)境情感的農(nóng)戶，往往會有較高的環(huán)保覺悟和親環(huán)境行為的可能性。

第三，互聯(lián)網(wǎng)使用能夠改善農(nóng)戶的風險態(tài)度進而影響農(nóng)戶的親環(huán)境行為。互聯(lián)網(wǎng)使用通過改變農(nóng)戶信息獲取模式增強其信息獲取能力，有助于農(nóng)戶降低生產(chǎn)決策中的不確定性進而緩解風險厭惡程度[22]，即互聯(lián)網(wǎng)使用能夠轉變信息地位和信息多寡進而對個體風險態(tài)度產(chǎn)生影響。農(nóng)戶持有的風險厭惡態(tài)度不利于其產(chǎn)生親環(huán)境行為。如較高風險規(guī)避程度的農(nóng)戶往往會選擇施用更多農(nóng)藥、過量化肥或者推遲采納新技術等方式來避免農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的不確定性和產(chǎn)量損失[23][24]。較低風險規(guī)避程度的農(nóng)戶則基于風險追求增加了正向信息獲取，進一步促使農(nóng)戶基于經(jīng)營、市場等有效信息作出判斷和決策，增加其親環(huán)境行為。如徐立峰等[25]研究發(fā)現(xiàn)風險偏好者獲取污染影響自身健康的相關信息后，減少了養(yǎng)殖污染暴露的非親環(huán)境行為。

根據(jù)以上理論分析，本文提出以下兩個假說：

假說1：農(nóng)村家庭使用互聯(lián)網(wǎng)會對農(nóng)戶親環(huán)境行為產(chǎn)生影響。

假說2：農(nóng)村家庭使用互聯(lián)網(wǎng)主要通過增加社會互動水平、提升環(huán)保素養(yǎng)、改善風險態(tài)度三個機制影響農(nóng)戶實施親環(huán)境行為。

三、數(shù)據(jù)描述與變量的選取

(一)數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)來自浙江大學“中國家庭調(diào)查”(China Household Panel Survey,CHPS)和西南財經(jīng)大學“中國家庭金融調(diào)查” (China Household Finance Survey,CHFS)聯(lián)合開展的中國農(nóng)村家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(China Rural Household Panel Survey,簡稱CRHPS)2019年的全國追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)。CRHPS在2019年對全國29個省(自治區(qū)、直轄市)的345個縣(含區(qū)、縣級市)開展訪問，數(shù)據(jù)包含34643戶目標樣本，樣本具有全國和省級代表性，調(diào)查信息包含家庭成員基本特征、農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為等方面的信息，為本文研究互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶親環(huán)境行為之間的關系提供了強有力的數(shù)據(jù)支撐。本文基于研究目的進一步刪除無效樣本、數(shù)據(jù)缺失樣本、極端值樣本后進行分析。

(二)變量選取

1.親環(huán)境行為

基于Kollmus[26]的研究，親環(huán)境行為分為減少污染和改善環(huán)境兩個行為維度，結合數(shù)據(jù)可得性，選擇化肥施用量和是否施用有機肥兩個代理變量作為被解釋變量。原因在于，一方面農(nóng)業(yè)從業(yè)者在生產(chǎn)中減少化肥施用量屬于卓有成效的污染減少型親環(huán)境行為，另一方面有機肥不僅能通過和化肥搭配使用提高化肥的利用率，還能夠產(chǎn)生改良土壤、提高產(chǎn)品品質的效果，施用有機肥是一種環(huán)境改善型親環(huán)境行為。化肥施用量的指標測度通過農(nóng)戶對調(diào)查問卷中“去年您家的化肥施用量是多少公斤？”的回答進行衡量，基于每戶家庭的土地規(guī)模不同，用總的化肥施用量來衡量每戶家庭的親環(huán)境行為可能會導致實證結果存在偏誤，故本文采用畝均化肥施用量來衡量減少污染維度的親環(huán)境行為。是否施用有機肥通過農(nóng)戶對調(diào)查問卷中“去年您家施用了多少公斤的有機肥？”的回答進行衡量，本文將農(nóng)戶家庭有機肥施用量大于0時界定為施用有機肥行為，賦值為1，有機肥施用量等于0時界定為未施用有機肥行為，賦值為0。

2.互聯(lián)網(wǎng)使用

互聯(lián)網(wǎng)使用是本文的核心解釋變量，是二值虛擬變量。借鑒張景娜等[13]的研究選取家庭是否有電腦和農(nóng)戶是否有智能手機來衡量農(nóng)戶的互聯(lián)網(wǎng)使用情況。變量測度來自問卷中農(nóng)戶對以下問題的回答：1.您家是否有電腦(臺式/筆記本/平板)？2.您目前使用的手機類型。其中問題2的選項中包括“智能手機、非智能手機、沒有手機”三個選項。當農(nóng)戶回答為有電腦(臺式/筆記本/平板)或者使用手機的類型為智能手機時，互聯(lián)網(wǎng)使用變量賦值為1，否則賦值為0。

3.控制變量

借鑒已有學者研究[6][9]及經(jīng)驗事實，本文選擇戶主個人特征、家庭資源稟賦以及外部環(huán)境特征三個層面的控制變量。其中戶主個人特征包括戶主的性別、年齡、婚姻狀況、戶主是否是黨員以及健康狀況；家庭資源稟賦特征包括家庭年收入、家庭非農(nóng)忙務農(nóng)人數(shù)、家庭是否接受過農(nóng)業(yè)技術指導、播種面積、農(nóng)地確權、種植農(nóng)作物環(huán)節(jié)中是否使用機械；外部環(huán)境特征包括地區(qū)虛擬變量。所有變量說明與描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 變量設置與描述性統(tǒng)計

(三)模型設定

由于被解釋變量化肥施用量和是否施用有機肥分別是連續(xù)變量和二值虛擬變量，因此本文采用OLS模型和Probit模型來分別估計互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶親環(huán)境行為的影響：

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

(1)

Fertilizeri=β3Interneti+β4controli+εi

(2)

式子(1)中，表示單個農(nóng)戶家庭i是否施用有機肥，表示農(nóng)戶家庭i是否使用互聯(lián)網(wǎng)，表示影響農(nóng)戶親環(huán)境行為的其他變量，表示隨機擾動項。式子(2)中，表示單個農(nóng)戶家庭i的畝均化肥施用量，表示隨機擾動項，其他變量與式子(1)中表示一致。

四、實證分析

(一)互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶親環(huán)境行為的基準分析

表2第(1)列匯報了互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶化肥施用量影響的回歸結果。從估計結果來看，互聯(lián)網(wǎng)使用在5%的水平上負向抑制了農(nóng)戶的化肥施用量，即與不使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)戶相比，使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)戶化肥施用量平均減少了8.1個百分點，表明隨著互聯(lián)網(wǎng)的普及，農(nóng)戶的化肥施用量顯著下降。這意味著，互聯(lián)網(wǎng)使用會促使農(nóng)戶生產(chǎn)行為向污染減少型親環(huán)境行為轉變?？赡茉蛟谟冢ヂ?lián)網(wǎng)使用增加了農(nóng)戶對生態(tài)環(huán)境破壞和污染的感知，從而對化肥施用行為產(chǎn)生自我約束。在控制變量方面，家庭年收入系數(shù)顯著為正，表明經(jīng)濟條件較好的家庭在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的過程中傾向于施用更多的化肥；家庭是否獲得農(nóng)業(yè)技術指導系數(shù)顯著為正，可能的解釋是農(nóng)業(yè)技術指導的重點在于如何提高產(chǎn)量，而不是如何改善農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境，增強了農(nóng)戶為增產(chǎn)而施用化肥的傾向；播種面積系數(shù)顯著為正，這是因為播種面積大導致施肥面積大所致；種植農(nóng)作物的過程中是否使用機械系數(shù)顯著為正，可能的原因是當下農(nóng)戶往往處于機械化水平較低的階段，使用機械主要是簡易機械時，并沒有改變農(nóng)戶以撒施、表施為主的傳統(tǒng)施肥方式，反而提高化肥施用強度[27]。

表2第(2)列匯報了互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶是否施用有機肥行為影響的回歸結果。從估計結果來看，互聯(lián)網(wǎng)使用在10%的水平上正向促進農(nóng)戶有機肥施用行為，與不使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)戶相比，使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)戶施用有機肥的概率平均高2.4個百分點。這意味著，互聯(lián)網(wǎng)使用會促使農(nóng)戶生產(chǎn)行為向環(huán)境改善型親環(huán)境行為轉變?？赡茉蛟谟冢ヂ?lián)網(wǎng)使用通過信息互動增加了農(nóng)戶環(huán)保認知或促使親環(huán)境態(tài)度轉向實際親環(huán)境行為。此外，在控制變量方面，戶主年齡系數(shù)顯著為負，這表明年齡越大的農(nóng)戶新事物接受能力越弱，越不愿意施用有機肥；戶主健康狀況、家庭年收入、農(nóng)地確權的系數(shù)顯著為正，表明身體越健康的農(nóng)戶、家庭年收入越高、家庭農(nóng)地已確權的農(nóng)戶越具有較高的風險承擔能力，越傾向于施用有機肥。非農(nóng)忙時期務農(nóng)人數(shù)系數(shù)顯著為正，表明非農(nóng)忙時期家庭成員有能力從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)人數(shù)越多，越容易使農(nóng)戶基于促進耕地的可持續(xù)利用的考量采取施用有機肥行為。

表2 互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶親環(huán)境行為影響的估計結果

回歸(1)和回歸(2)的實證結果表明，互聯(lián)網(wǎng)的使用促進了農(nóng)戶親環(huán)境行為，假說1得到驗證。

(二)穩(wěn)健性檢驗

1.替換計量方法：傾向得分匹配

本文選取卡尺內(nèi)K近鄰匹配、半徑匹配、核匹配三種方法進行檢驗，下表報告了三種方法下使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)戶的平均處理效應(ATT)，整體來看，三種匹配方法并沒有對匹配結果造成太大的差異。匹配的估計結果(表3)表明，在消除了由于使用互聯(lián)網(wǎng)和不使用互聯(lián)網(wǎng)組的可觀測異質性所引起的選擇性偏差后，使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)戶比不使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)戶化肥施用量平均低6.02%到8.98%；施用有機肥的概率增加3.77%到4.34%。這與前文中基準回歸結果估計一致。總體來看，傾向性得分匹配法在修正了選擇性偏差問題后，仍然能夠得到互聯(lián)網(wǎng)使用能夠顯著影響農(nóng)戶親環(huán)境行為的結論。

表3 傾向得分匹配(PSM)的估計結果

2.工具變量法

在經(jīng)過PSM檢驗之后，得出互聯(lián)網(wǎng)使用對親環(huán)境行為具有顯著的影響結論十分可靠，但是模型仍然可能存在內(nèi)生性問題，內(nèi)生性產(chǎn)生的原因有兩個：第一，遺漏變量。雖然本文已經(jīng)盡可能的涉及農(nóng)戶特征、家庭特征、地區(qū)特征等控制變量，但是親環(huán)境行為很可能會受到其他不可觀測變量的影響。第二，雙向因果。農(nóng)戶經(jīng)常使用互聯(lián)網(wǎng)瀏覽關于生態(tài)環(huán)境保護的信息，可以提高環(huán)境認知，激發(fā)環(huán)境情感，促進農(nóng)戶實施親環(huán)境行為。而積極實施親環(huán)境的農(nóng)戶也會主動互聯(lián)網(wǎng)搜索相關的生態(tài)環(huán)境保護相關的信息，刺激農(nóng)戶使用互聯(lián)網(wǎng)的積極性。互聯(lián)網(wǎng)使用與親環(huán)境行為之間的雙向因果關系很有可能會導致互聯(lián)網(wǎng)使用與隨機擾動項相關，導致實證結果存在偏差。為了克服內(nèi)生性問題，本文選取農(nóng)戶去年網(wǎng)購花費作為工具變量。首先，從相關性來看，網(wǎng)購花費大于0的農(nóng)戶越有可能使用互聯(lián)網(wǎng)；從外生性來看，網(wǎng)購花費并不會對親環(huán)境行為產(chǎn)生直接影響。因此，本文認為網(wǎng)購花費是一個合適的工具變量。

本文采取2SLS與ivprobit方法進行檢驗(表四)，對工具變量有效性進行的檢驗檢驗：①關于化肥施用量。第一，工具變量不可識別檢驗。列(3)中Kleibergen-Paap rk LM統(tǒng)計量為32.185，且在1%顯著性水平下顯著，拒絕“該工具變量是不可識別的”原假設，即工具變量可識別。第二，弱工具變量檢驗。列(3)中Kleibergen-Paap rk Wald F統(tǒng)計量明顯大于F值在10%偏誤水平下16.83的臨界值，表明拒絕“存在弱工具變量”原假設。第三，“互聯(lián)網(wǎng)使用”變量內(nèi)生性檢驗。列(3)中“互聯(lián)網(wǎng)使用”內(nèi)生性檢驗F統(tǒng)計量分別為57.168，在10%顯著性水平下顯著，拒絕“核心解釋變量為外生”原假設，這表明， 2SLS模型估計結果優(yōu)于OLS模型估計結果。2SLS的回歸結果表示，互聯(lián)網(wǎng)使用在考慮了內(nèi)生性的問題下對化肥施用量的影響在1%的水平下負向顯著。②關于是否施用有機肥。IV-Probit的回歸結果如列(4)所示，可以看出，列(4)顯示一階段F值大于10，說明不存在弱工具變量問題。列(4)顯示二階段的Wald檢驗在1%的顯著性水平上拒絕了變量“互聯(lián)網(wǎng)使用”是外生變量的原假設。Ivprobit的回歸結果表明，在克服了內(nèi)生性問題之后，互聯(lián)網(wǎng)使用在1%的顯著性水平上正向影響農(nóng)戶施用有機肥的概率?？梢园l(fā)現(xiàn)，在使用工具變量克服內(nèi)生性問題之后，互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶親環(huán)境行為仍然具有顯著的影響，這表明本文的結論是穩(wěn)健的。

表4 替換工具變量

3.替換解釋變量和被解釋變量

隨著科技水平的提高，智能手機相較于電腦有小巧便攜、不需要寬帶連接就可以上網(wǎng)、價格相對便宜等優(yōu)點，逐漸替代電腦成為農(nóng)戶上網(wǎng)的最主要的渠道。因此，本文將是否擁有智能手機作為互聯(lián)網(wǎng)使用的替代變量進行穩(wěn)健性檢驗。表5回歸結果可以看到，在替換了自變量之后，是否有智能手機對化肥施用量依然具有顯著的負向影響，對是否施用有機肥具有顯著的正向影響，這證實了本文基準回歸結果的穩(wěn)健性。

本文的被解釋變量親環(huán)境行為是化肥施用量和是否施用有機肥，而親環(huán)境行為的定義非常廣泛，只要能夠減少生態(tài)環(huán)境污染的行為或者是改善生態(tài)環(huán)境的行為都是親環(huán)境行為，因此，本文選取農(nóng)藥施用量和是否秸稈還田作為親環(huán)境行為替代變量。表5第(7)和第(8)列結果顯示，互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)藥施用量具有顯著的負向影響，對秸稈還田行為具有顯著的正向影響，這驗證了本文結論的穩(wěn)健性。

表5 變量替換回歸結果

(三)異質性分析

1.基于性別異質性的分析

由于不同人口統(tǒng)計學特征的個體認知、價值取向和行為選擇存在差異，如性別分立造就了個體對環(huán)境治理的相異需求[28]，且隨著農(nóng)村人口結構逐漸呈現(xiàn)“女性化”特征，農(nóng)戶親環(huán)境行為的性別差異不容忽視。因此，本文按性別將樣本分為男性和女性兩組進行回歸分析，回歸結果見表6第(9)-(12)列。由估計結果可知，互聯(lián)網(wǎng)使用對男性農(nóng)戶的化肥施用量、施用有機肥行為影響顯著，而對女性農(nóng)戶的影響并不顯著。具體來看，互聯(lián)網(wǎng)使用在1%的顯著水平上降低了男性農(nóng)戶的化肥施用量，在10%的顯著水平上增加了男性農(nóng)戶施用有機肥的概率，但對女性農(nóng)戶親環(huán)境生產(chǎn)行為不產(chǎn)生影響?？赡艿慕忉屖牵环矫?，男性農(nóng)戶比女性農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)上投入的時間、精力更多，更容易關注到農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境污染問題，在通過互聯(lián)網(wǎng)獲取親環(huán)境生產(chǎn)相關信息后，更有可能出于保護耕地、降低生態(tài)環(huán)境污染的目標，降低化肥使用量和施用有機肥；另一方面，女性農(nóng)戶的風險偏好相較于男性農(nóng)戶更為保守，即使通過互聯(lián)網(wǎng)使用了解到親環(huán)境生產(chǎn)信息，仍可能傾向于采用傳統(tǒng)的高投入生產(chǎn)方式。

表6 互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶親環(huán)境行為影響的性別差異分析

2.基于農(nóng)地是否確權異質性的分析

農(nóng)地確權是影響農(nóng)戶耕地保護性決策的關鍵因素[6]，那么互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶親環(huán)境行為影響會因農(nóng)地是否確權而存在差異嗎？本文按農(nóng)地是否確權將樣本分為已確權組和未確權組進行回歸分析，回歸結果見表7第(13)-(16)列。由估計結果可知，互聯(lián)網(wǎng)使用對已確權組農(nóng)戶的親環(huán)境行為影響顯著，對未確權組農(nóng)戶的親環(huán)境行為影響不顯著。其中，互聯(lián)網(wǎng)使用在1%的顯著水平上降低了農(nóng)地確權組農(nóng)戶的化肥施用量，在1%的顯著水平上提高了農(nóng)地確權組農(nóng)戶施用有機肥的概率。可能的解釋是，農(nóng)地確權通過增強農(nóng)戶對農(nóng)地的權屬感和價值認知，促使了農(nóng)戶在使用互聯(lián)網(wǎng)獲取農(nóng)地生態(tài)環(huán)境信息時，考慮到農(nóng)地使用的可持續(xù)性和穩(wěn)定性，更加注重農(nóng)地生態(tài)保護，從而采取減少化肥施用量、增加有機肥施用等親環(huán)境生產(chǎn)行為。而未完成農(nóng)地確權的農(nóng)戶，即使通過互聯(lián)網(wǎng)使用提高了環(huán)保意識，也可能因產(chǎn)權身份未固化而在農(nóng)業(yè)利潤驅使下選擇非親環(huán)境行為。

表7 互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶親環(huán)境行為影響的家庭農(nóng)地確權差異

(四)互聯(lián)網(wǎng)使用影響農(nóng)戶親環(huán)境行為的機制分析

前文理論分析和基準回歸結果已表明互聯(lián)網(wǎng)使用有助于促進農(nóng)戶親環(huán)境行為，那么，互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶親環(huán)境行為的積極影響是通過什么機制實現(xiàn)的？學者們已證實社會互動、環(huán)保素養(yǎng)、風險偏好水平越高，越有助于實施親環(huán)境行為[8][11][18][23]，下面將借鑒張景娜[13]等的做法，進一步討論互聯(lián)網(wǎng)使用能否通過影響農(nóng)戶社會互動、環(huán)保素養(yǎng)、風險偏好進而影響其親環(huán)境行為來進行實證分析。

1.社會互動水平提高機制

為驗證互聯(lián)使用能否通過提高社會互動水平而增加親環(huán)境行為，本文借鑒胡浩[29]的做法，結合現(xiàn)有數(shù)據(jù)，選取家庭禮金支出的自然對數(shù)作為社會互動的代理變量。禮金支出反映了為發(fā)展社會網(wǎng)絡互動關系而主動做出的投資，也是親友間關系維系的重要手段之一，能夠較好地測度農(nóng)戶間社會互動水平。回歸結果見表8第(17)列，結果顯示，在控制戶主個人、家庭及外部環(huán)境特征變量后，互聯(lián)網(wǎng)使用在1%的顯著水平上提高了家庭禮金支出，使用互聯(lián)網(wǎng)農(nóng)戶相較于不使用互聯(lián)網(wǎng)農(nóng)戶的家庭禮金支出高28.84%，因此互聯(lián)網(wǎng)使用能夠顯著提高農(nóng)戶的社會互動水平，從而促進農(nóng)戶親環(huán)境行為。

2.環(huán)保素養(yǎng)水平提升機制

環(huán)保素養(yǎng)水平較高的農(nóng)戶往往對生態(tài)環(huán)境具有更高的期待，對所處環(huán)境產(chǎn)生一定的感知，因此，本文采用農(nóng)戶對生態(tài)環(huán)境的滿意度作為環(huán)保素養(yǎng)水平的代理變量。農(nóng)戶環(huán)保素養(yǎng)水平較高越意識到生態(tài)污染問題，因此生態(tài)環(huán)境滿意度越低。代理變量生態(tài)環(huán)境滿意度采用農(nóng)戶對CRHPS2019問卷中“您對本村的生態(tài)環(huán)境滿意嗎”的回答進行測度，并將回答結果“非常不滿意～非常滿意”分別賦值為1～5。表8第(18)列通過有序logistic模型驗證了互聯(lián)網(wǎng)使用對生態(tài)環(huán)境滿意度的影響，結果顯示，在控制戶主個人、家庭及外部環(huán)境特征變量后，互聯(lián)網(wǎng)使用在1%的顯著水平上降低了生態(tài)環(huán)境滿意度，使用互聯(lián)網(wǎng)農(nóng)戶相較于不使用互聯(lián)網(wǎng)農(nóng)戶的生態(tài)環(huán)境滿意度低34.72%，因此，互聯(lián)網(wǎng)使用顯著提升了農(nóng)戶的環(huán)保素養(yǎng)水平，從而促進農(nóng)戶親環(huán)境行為。

3.風險偏好水平增加機制

風險偏好水平越低即風險規(guī)避程度越高越不利于農(nóng)戶產(chǎn)生親環(huán)境行為，互聯(lián)網(wǎng)使用能夠增強農(nóng)戶信息獲取能力進而對風險態(tài)度產(chǎn)生影響。為了驗證互聯(lián)網(wǎng)使用是否通過提高農(nóng)戶風險偏好水平而促進親環(huán)境行為，借鑒尹志超[30]的研究，采用農(nóng)戶對CRHPS2019問卷中“您如果您有一筆資金用于投資，您最愿意選擇哪種投資項目?”的回答來測度風險偏好水平，其中“不愿意承擔任何風險～高風險”分別賦值1～5，并通過有序logistic模型進行驗證?；貧w結果見表8第(19)列，結果顯示，在控制戶主個人、家庭及外部環(huán)境特征變量后，互聯(lián)網(wǎng)使用在1%的顯著水平上降低了風險厭惡程度，使用互聯(lián)網(wǎng)農(nóng)戶相較于不使用互聯(lián)網(wǎng)農(nóng)戶的風險偏好水平度高23.77%，這表明互聯(lián)網(wǎng)使用顯著提升了農(nóng)戶的風險偏好水平，從而促進農(nóng)戶親環(huán)境行為。

表8 作用機制分析

五、結論與政策啟示

(一)結論

本文采用CRHPS2019年微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，分析了互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶親環(huán)境行為的影響及其作用機制，研究發(fā)現(xiàn)：第一，互聯(lián)網(wǎng)使用能夠促進農(nóng)戶的親環(huán)境行為，互聯(lián)網(wǎng)使用降低了農(nóng)戶化肥的施用量，增加了農(nóng)戶有機肥施用的概率。相對于未使用互聯(lián)網(wǎng)農(nóng)戶，使用互聯(lián)網(wǎng)農(nóng)戶化肥施用量平均低8.1%，有機肥施用概率平均高2.4%。經(jīng)過一系列穩(wěn)健性檢驗后結論依然成立。這表明，互聯(lián)網(wǎng)使用有助于親環(huán)境行為的實現(xiàn)，已然成為農(nóng)戶生產(chǎn)行為向親環(huán)境行為轉變的新途徑。第二，互聯(lián)網(wǎng)使用顯著促進男性和家庭農(nóng)地已確權的農(nóng)戶親環(huán)境行為，但對女性和農(nóng)地未確權的農(nóng)戶影響不顯著。不同人口特征和農(nóng)地確權狀態(tài)會導致農(nóng)戶形成差異化的耕地保護決策。第三，機制檢驗發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)使用通過提高社會互動水平、環(huán)保素養(yǎng)水平和風險偏好水平顯著促進了農(nóng)戶親環(huán)境行為。這表明互聯(lián)網(wǎng)使用改變了農(nóng)戶認知進而影響農(nóng)戶行為選擇。

(二)政策啟示

基于以上結論本文得到政策啟示如下：第一，加強農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)建設和使用培訓，提高農(nóng)戶的互聯(lián)網(wǎng)使用水平。應進一步建立健全農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)基礎設施建設，加快寬帶服務進村入戶，提高農(nóng)村網(wǎng)絡速度，有針對性的推出適合農(nóng)村居民的高性價比的網(wǎng)絡應用和服務，全面提升“互聯(lián)網(wǎng)+新農(nóng)村”的水平，并積極開展互聯(lián)網(wǎng)使用技能培訓，提高農(nóng)戶獲取、運用親環(huán)境相關信息的能力。第二，根據(jù)農(nóng)戶的個體特征、農(nóng)地特征，因地制宜地開展親環(huán)境行為宣傳、服務等，要高度重視耕地的產(chǎn)權保護、確權頒證工作，提高農(nóng)戶的產(chǎn)權意識、責任意識和可持續(xù)發(fā)展意識，還要高度重視互聯(lián)網(wǎng)使用在女性農(nóng)戶群體中的推廣應用，并增強女性農(nóng)戶的環(huán)保意識。第三，善用互聯(lián)網(wǎng)提高農(nóng)戶環(huán)保認知和促進農(nóng)戶親環(huán)境行為。一是注重提高農(nóng)戶社交互動內(nèi)容的生態(tài)性導向，營造農(nóng)業(yè)生產(chǎn)綠色轉型的社會交流氛圍；二是注重增強農(nóng)戶道德責任感，加強互聯(lián)網(wǎng)宣傳化肥農(nóng)藥等投入品過度施用的危害與親環(huán)境行為意義的力度；三是注重本地農(nóng)業(yè)農(nóng)村網(wǎng)站中對綠色生產(chǎn)的信息共享和及時反饋，降低農(nóng)戶的風險預期，提高農(nóng)戶的風險承擔能力和風險偏好水平，引導農(nóng)戶生產(chǎn)向親環(huán)境行為轉變。