互联网使用对农户生活垃圾分类处理意愿的影响研究——来自CLDS的数据分析

刘浩，吕杰，韩晓燕

（沈阳农业大学经济管理学院，辽宁 沈阳 110866）

“乡村振兴，生态宜居是关键”，农村生活垃圾治理是乡村振兴战略中生态振兴的重要内容。生活垃圾的有效利用取决于有效的收集和分类，生活垃圾的源头分类作为许多国家治理生活垃圾的主要战略，以增加回收利用率[1]。但在中国，生活垃圾分类的重心和举措更多存在于部分经济发达和人口众多的城市，如上海市于2019年开始普遍推行生活垃圾分类，这种垃圾治理的城市偏向策略使得农村地区的垃圾污染问题无论从广度上还是深度上都日益严重。目前，中国农村生活垃圾产量以每年8%～10%的速度急剧增长，已接近一个惊人的水平[2]。据估计，中国农村家庭中每人平均每天生产约0.8公斤生活垃圾[3]，基于《中国农村统计年鉴2020》中2019年底全国5.52亿农村人口估算，农村地区每年生产的生活垃圾约为1.61亿吨。农村地区庞大的生活垃圾如果不能得到分类资源化的有效治理，将会对农村生态环境可持续发展带来巨大威胁。而农户家庭是农村地区生活垃圾产生的主要来源场所，也是这场全国性行动在农村领域的主要利益相关者，农户的参与和支持对实现农村地区生活垃圾分类目标至关重要。如何有效促进农户的生活垃圾处理方式向分类处理的绿色方向转变是学术界近几年研究重点，考虑到生活垃圾分类决策通常是复杂的，有必要全面地了解影响生活垃圾分类决策的因素，这对决策者来说是至关重要的，以便能够为更好地实施垃圾分类政策获取基本信息。

目前国内外关于影响生活垃圾分类的因素研究主要集中在三个方面：一是个体人口统计因素。年龄是影响公众生活垃圾分类回收意识的最重要的社会人口因素[4]，而受感知行为控制的女性和受过去行为经验影响的男性在垃圾分类回收行为上呈现性别差异[5]。二是个体内部层面的心理性因素。生活垃圾分类作为一种环保行为，可能与环境关心[6]、心理感知[7]、自我效能感[8]、环境态度[9]等主观心理因素密切相关。三是外部情境层面的制度性因素。生活垃圾分类治理作为一种公共活动，单纯依靠个体行动难以有效实施，需要政府提供垃圾回收装置和公共宣传[10-11]，需要熟人社会中的乡土规训[12]、也需要社会动员[13]，这些多元主体形成生活垃圾分类参与式治理的环境共治格局能极大提高生活垃圾分类政策执行的效率。

国内外学者从个体客观因素、主观因素和外部制度因素三个主要层面对影响农户参与生活垃圾分类的因素进行了大量研究，但仍存在有待探讨的问题。在研究方法上，已有文献运用Probit模型、结构方程模型等对影响农户参与生活垃圾分类的单一和多种因素进行分析，但忽视影响因素与农户参与生活垃圾分类间内生性问题的存在，无法得到更为精确的影响效应。在研究视角上，生活垃圾分类作为一种具有明显外部性的村域公共治理活动，单纯的制度规范可能不足以形成农户生活垃圾分类的自觉行动。只有环境退化的现实通过大众媒介的宣传教育功能，使得垃圾清理和回收利用的文化态度在废物不断生产的环境中潜移默化形成，才能真正实现生活垃圾生产与回收处理的内在平衡。在研究对象上，以往在研究生活垃圾分类治理时，通常将农户视为一个同质的群体，但是在农户分化的现实背景下，忽视生活垃圾分类处理决策中的组群差异，这无疑会弱化政策实施的针对性和效果。

当前，中国农村信息化建设的快速发展，互联网接入条件有所改善。农村数字化的发展，对农民信息的获取以及对生活行为的塑造产生了不可估量的作用。互联网形成的信息屏幕化市场，能够给用户带来信息资源，并通过议程设置、信息告知、教育和激励等媒介功能对人们的生活习惯和价值观产生潜移默化的影响[14]。在中国互联网上讨论的话题中，生活垃圾分类治理等环保议题一直是引人注目的。互联网作为传播生活垃圾分类的重要信息渠道，对农户生活垃圾分类处理意愿是否产生影响？影响结果如何？对于日益分化的农户群体其影响效应是否存在异质性？因此，研究互联网使用对农户生活垃圾分类处理意愿的影响很有必要。有鉴于此，本文从理论上阐述了互联网使用对农户生活垃圾分类处理意愿的影响机制，利用2016年中国劳动力动态调查数据（CLDS），运用倾向得分匹配（PSM）控制与互联网使用相关的内生性问题，分析影响农户互联网使用的因素以及互联网在影响农户生活垃圾分类处理意愿中的作用，并从手机上网、电脑上网和混合上网的农户互联网使用行为异质性的视角探讨互联网使用对农户生活垃圾分类处理意愿影响的方式差异，从代际、经济和性别的农户分化视角探讨互联网对农户生活垃圾分类处理意愿影响的群体差异，以期为提高农户参与生活垃圾分类的积极性，发掘未来农村生活垃圾分类治理的潜在政策执行群体，为决策者有针对性地出台科学、合理的生活垃圾分类政策，促进农村可持续发展和提高公共政策执行效率提供决策参考。

1 理论分析

1982年Geller等提出垃圾分类行为是垃圾管理过程中的源头，是个人及家庭把生活垃圾按照规定分别装在不同的垃圾袋中，并将分类的垃圾投放到指定地点的行为[15]。Mccombs和Shaw[16]提出了“大众媒体影响我们头脑中的图像”的媒介议程建构公众议程的议程设置理论，讨论了大众媒介如何影响公众对议题和属性的认知，在形塑关键公共议题的价值取向和动员公众参与上具有强大的影响力。互联网对农户生活垃圾分类行为，能够起到引导和动员的作用。因此，提出互联网使用通过价值引导和社会动员影响生活垃圾分类处理意愿。

1）价值引导。互联网携带无数新的传播渠道介入彻底改写了大众传播的图景，其网状信息传播模式使得涉及某个议题的海量网络新闻与信息会对公众理解这一议题的价值倾向产生影响[17]。互联网的使用可以引导人们走向更高效、绿色和环境友好的生活方式。对于经常使用互联网浏览信息的农村居民而言，网上传播的大量视频、图文等视觉化环境污染信息会诱发环境情感共鸣和环境危机意识[18]，并使农户了解垃圾不分类所导致环境恶化带来的坏处，加深了农户对垃圾不分类堆放危害的判断，提高农户对当前农村生活垃圾污染的环境认知，并将垃圾分类的观念或意识内化于心[19]，最终会通过影响农户的价值取向进而对其垃圾分类行为产生积极的影响。

2）社会动员。公共媒体以意见领袖和有吸引力的传播者为特色[20]，能够有效地利用舆论压力和经验激励来动员公众执行生活垃圾分类行为。一方面，在现实生活中，农户在做出生活垃圾分类处理决策时必然会受到外部压力的影响，互联网上环保主义者的号召、垃圾分类公益广告、农村人居环境污染的警示性标识等示范性规范和政府关于垃圾治理领域的指令性规范[21]，会通过议程设置的舆论压力强化生活垃圾分类在农户心目中的重要程度和实施垃圾分类的必要性，并以意见领袖的公共道德约束力来框架动员农户积极参与生活垃圾分类治理。另一方面，互联网通过对生活垃圾分类的乡村实践的试点宣传，以经验示范的形式向农户传递垃圾分类知识和操作技能，进而为农户实施垃圾分类提供经验支持和知识积累，以激励动员的形式来动员农户实施生活垃圾分类活动。

一般来说，对生活垃圾分类行为的价值判断越积极，受到来自执行垃圾分类的舆论约束力越大，接收到的实施垃圾分类的示范经验越丰富，则农户参与生活垃圾分类处理行为的意愿就越强烈。综上所述，互联网使用的价值引导和社会动员机制通过环境认知、框架动员和激励动员三个方面影响效应作用于农户的生活垃圾分类处理行为（图1）。基于上述分析，互联网使用会促进农户参与生活垃圾分类处理。

2 研究方法

2.1 数据来源

本文采用的数据是2016年“中国劳动力动态调查（CLDS）”基线调查数据。CLDS调查采用多阶段、多层次、与劳动力规模成比例的概率抽样方法，对社区的政治、经济和社会，以及农户家庭的人口、财产、消费和生产等内容开展详细调查。主体问卷由村居、家庭和个体问卷三个部分构成。为刻画互联网使用对农户生活垃圾分类处理意愿的影响，本文主要选取其中的村居问卷和家庭问卷数据进行分析，其中家庭问卷提供了农户是否上网、上网方式和垃圾处理相关信息。在数据处理中首先将家庭层面数据进行筛选，筛选原则如下：以社区类型为依据，剔除掉城市社区层面样本以保留农村社区样本；对互联网使用和垃圾分类相关数据缺失的样本进行剔除；然后再与村居问卷相匹配，获得村庄层面的匹配数据。最终得到涵盖27个省份172个区（县）262个行政村的8002户农户样本。

2.2 倾向得分匹配

每一项微观经济研究都必须克服基本的评价问题，解决可能出现的选择偏差问题，这是因为想知道参与者行为和非参与者行为的结果之间的差异。显然，不能同时观察同一个人的两种结果。虽然OLS和Logit回归模型在以往研究中被广泛应用，但在估计特定行为与结果之间的关系时，没有控制其他观察变量对行为的影响，这可能会增加估计中混杂因素造成的偏差。为了减少偏差，Rosenbaum和Rubin[22]开创性地提出了倾向得分匹配（PSM）的方法。倾向得分匹配是一种控制混杂因素和纠正处理效应估计的方法，即控制了会削弱这些变量之间关系的混杂因素，实际上确保了组间混杂因素的基线分布均匀，这可以增加组间的可比性[23]。与OLS等传统方法相比，使用PSM方法有两个好处：首先，PSM不施加任何函数形式的限制，也不假设处理效果在人群中是同质的。其次，OLS使用全样本进行估计，使用倾向得分技术可以将估计限制在匹配的子样本中，相较于使用未匹配的样本，使用匹配后的样本数据可以降低估计偏差[24]。

在本文中，农户被分为处理组和控制组，处理组为选择手机、电脑或者混合方式上网的农户；控制组为不上网农户。而互联网使用对农户生活垃圾分类处理意愿影响的内生性问题主要来源于农户是否上网的选择并不是随机的。互联网使用是一种自我选择行为，而不是随机分配的结果。经验表明，互联网的使用可能是一个内生变量，如果在估计中未能考虑这种内生性问题，将产生有偏的结果[25]。具体来说，农户上网决策会受到农户个体特征、家庭条件和村域特征等的影响。由于内生性问题，简单地将上网农户与非上网农户生活垃圾分类处理意愿对比而得到回归系数不具有统计上的一致性，因而其可信度较低。PSM将处理组的农户与控制组的农户进行匹配，这些农户的倾向得分从Logit回归模型中获得；回归模型根据一组匹配前的控制变量来估计农户上网的可能性。匹配后，观察到的控制变量在处理组和控制组中的样本分布应该非常相似，即处理组和控制组在匹配后不再具有统计意义上的差异。因此，可同时排除基于可观测因素和不可观测因素的样本选择性偏误，得到“干净”的来自互联网使用的平均处理效应。

农户的倾向得分值通常需要采用Probit模型进行估计，根据那些可观测的个体、家庭和村域特征，估计出每一个农户成为上网者的概率，得到其倾向得分（Propensity Score）：

其中，农户是否选择使用互联网用虚拟变量Di定义，Di=1为处理组，表示农户选择手机、电脑等方式上网；Di=0为控制组，表示农户不上网；Xi为可观测到的农户个体、家庭和村域特征（控制变量）。P(Xi)为既定特征条件下农户选择使用互联网的条件概率，即倾向得分值。

使用非实验数据时出现了一个问题，因为实际上只观察到其中一种状态，也就是说，对于每个农户i，要么观测到上网状态下的生活垃圾分类处理意愿Y1i，要么观测到不上网状态下的生活垃圾分类处理意愿Y0i，但不能同时观测到两者，未被观察到的生活垃圾分类处理意愿被称为反事实的生活垃圾分类处理意愿。利用Rosenbaum和Rubin的反事实分析框架，寻找与处理组农户的倾向得分最相近的控制组农户作为其反事实，再将控制组与处理组进行对比估计样本平均处理效应（ATT）：

其中，Y1i和Y0i分别表示处理组与控制组样本农户的生活垃圾分类处理意愿；ATT表示匹配后样本的平均处理效应，衡量的是互联网使用对农户生活垃圾分类处理意愿的净影响。E(Y1i|Di=1,P(Xi))和E(Y0i|Di=0,P(Xi))分别为事实结果和由倾向得分匹配法构造的反事实结果。

2.3 变量选择

本文的因变量为农户生活垃圾分类处理意愿，是二值虚拟变量。基于家庭问卷中“您家是否愿意参加生活垃圾分类？”问题，回答“愿意”的农户，赋值为1，回答“不愿意”的农户，赋值为0。

本文的自变量为互联网使用，是二值虚拟变量。基于家庭问卷中“在过去的一年中，您家使用互联网的情况是？”问题，回答“只使用电脑上网（电脑包括pad）”、“只使用手机上网”、“既使用电脑上网，也使用手机上网”的农户定义为上网者（处理组），并赋值为1，回答“不上网”的农户定义为不上网者（控制组），赋值为0。回答本身也涉及农户选择手机、电脑以及二者兼有三种具体上网方式。

控制变量，分为个体特征、家庭特征和村域特征三个维度。个体特征包括户主年龄、户主性别、户主学历和户主工作；家庭特征包括家庭成员平均年龄、平均学历、收入水平、家庭规模、党员人数、劳动力人数和家庭抚养比；村域特征包括到县城的距离、是否乡镇政府所在地、道路硬化比例和村庄整洁程度。本研究涉及的变量和赋值见表1。

表1 变量定义与描述性统计Table 1 Variable definitions and descriptive statistics

3 结果与分析

3.1 互联网使用与生活垃圾分类处理意愿的交叉分析

统计结果显示，农户互联网的总体使用比例不高，8002户样本中有3467户上网农户和4535户非上网农户（表2），只有43.3%的农户选择上网，56.7%的农户不上网，农村居民互联网使用率不高。农村居民家庭经济状况尚不能满足自由上网的物质需要，电脑、手机等网络终端设备在农村地区的普及率不高，文化程度和年龄限制无法满足互联网使用技能对用户机能的要求，农村地区偏远、人口密度低和地理环境复杂的现实情况也限制了互联网信息基础设施的建设步伐，这些可能是导致农户互联网使用率低的原因。而在上网农户群体中，选择手机和电脑两种方式组合上网（混合方式）的农户占比最大，达51%，其次是手机上网方式（46%），单一电脑方式上网农户占比最低，仅3%，因此使用手机上网的农户占样本总体的97%，说明利用手机上网在中国农村地区占据主流，这印证了农村互联网用户增加的最大动力是移动互联网技术的采 纳[26]。这可能是因为相较于电脑而言，农户在选择手机上网时面临相对较小的技术壁垒和经济壁垒。

表2 互联网使用与生活垃圾分类处理意愿的交叉分析Table 2 Cross analysis of internet use and sorting treatment of daily waste

表示愿意参加垃圾分类处理的农户总体比例较高，总样本中有6234户农户有生活垃圾分类处理的意愿，只有1768户农户明确拒绝参加生活垃圾分类，77.9%的农户表示愿意参加生活垃圾分类处理（表1），表明农户在生活垃圾分类问题上呈现高意愿状态。这可能是因为，生活垃圾分类意愿仅是农户对于生活垃圾分类行为的主观预期，是不考虑预期经济利益最大化目标情境下的个体行为倾向，其作为农户在缺乏理性经济考虑下，对待生活垃圾分类行为的认知和态度的直接结果，因此呈现较高的分布状态。但预期的不确定性使得农户的生活垃圾分类行为本身相对于意愿要复杂，以往研究已经在城市居民生活垃圾分类中发现意愿与行为的高度悖离，即意愿并不必然导致行为发生。中国农村地区更为复杂的人居环境治理现状，是否使得农户在生活垃圾分类行为中存在着更高水平的参与意愿与实际行为的悖离，而进一步探究生活垃圾分类意愿到行为的转化机制将是解决农村生活垃圾分类治理最后一公里问题的关键。而在3467户上网农户中有2874户农户愿意参与生活垃圾分类，上网农户具有生活垃圾分类处理意愿的比率高达82.9%。互联网的使用使得参与生活垃圾分类处理的农户呈现较高的样本分布，互联网可能会影响农户生活垃圾分类处理意愿。

3.2 农户互联网使用的影响因素分析

考虑到文章数据来源于26个省份，可能存在区域异质性问题，本文控制省份区域特征。模型估计结果显示，农户上网的可能性与户主年龄、学历、工作状态、家庭成员平均年龄、平均学历、收入水 平、到县城距离和道路硬化比例显著相关（表3）。越年轻、受教育水平越高、没有工作的户主选择上网的倾向性越强。人力资本水平（平均学历和平均年龄）和收入水平越高的农户家庭越倾向于选择上网。可能原因是，从互联网使用的内部环境来看，一方面，互联网作为一种信息科技，凝结着创新和知识内涵，互联网使用是一种技术操作过程，需要互联网用户满足较高人力资本水平的技术使用条件。另一方面，闲暇的工作状态和良好的家庭经济条件是农户能否上网的时间和物质前提。居住地离县城越近和村域道路硬化比例越高的农户，越倾向于选择上网，可能原因是，从互联网使用的外部环境来看，优越的区位条件和完善的基础设施能够为互联网基础设施的建设与普及提供现实条件。倾向得分的Logit估计模型的R2为0.213，chi2卡方值为2097.27，小于P值的概率是0，拒绝原假设，说明整个模型的总体拟合效果较好，模型整体显著。

表3 基于Logit模型的农户互联网使用的估计结果Table 3 Logit equation estimation results of farmers’ internet use

3.3 互联网使用对农户垃圾分类处理意愿的影响分析

为了保证样本数据的匹配质量，倾向得分匹配要求在计算倾向得分后进行样本匹配，在这之前首先需要检验样本匹配是否能平衡相关控制变量的分布。这个条件要求匹配之后的处理组和控制组在各个控制变量上不应有系统偏差，只有变量匹配后实现无差异，则才能减小因为农户个体异质性产生的偏差而得到互联网使用的净效应[27]。也就是说，无论处理状态如何，具有相同分值的观察值必须具有相同的可观察特征分布。在样本匹配之前，上网组与不上网组的控制变量之间均存在显著的系统性偏差。但是，对样本进行匹配后，所有控制变量的标准化偏差值呈现了不同程度的减少，匹配后偏差绝对值均低于10%（表4），说明变量整体可以被接受。总体来看，倾向得分匹配可以有效地降低上网组、不上网组之间农户样本在个体、家庭和村域等社会经济特征上的组间异质性。倾向得分匹配通过了平衡性检验，且匹配效果较好。

表4 控制变量的平衡性检验结果Table 4 Balance test results of the control variables

从模型的平衡性检验可以看出，匹配后，PseudoR2值由0.209显著降低为0.004，LR统计量由匹配前的2057.63在1%水平上显著变为34.06不再显著，控制变量的均值偏差由匹配前34.5%降为匹配后2.6%，控制变量的中位数偏差由匹配前23.6%降为匹配后2.2%（表5），由此可见，经过倾向得分匹配后基本消除了处理组与控制组的可观测变量显性偏差。

表5 模型的平衡性检验Table5 Balance test of the PSM model

通过PSM估计的相关平衡性检验后，本研究从整体上测算了互联网使用对农户生活垃圾分类处理意愿的平均处理效应（ATT），并从手机方式、电脑方式和混合方式三种上网方式视角测算效应差异，估计结果见表6。经过倾向值匹配后，互联网使用正向显著影响农户的生活垃圾分类处理意愿，影响的净效应为0.064，并且在1%的统计水平上显著，表明在考虑了农户选择性偏差后，实证结果与张萍和晋英杰[28]的大众媒介能够促进城乡居民环保行为基本一致，互联网使用能够提高农户参与生活垃圾分类处理意愿，在此基础上本文从上网方式和农户分化的视角进一步探究互联网使用对农户生活垃圾分类处理意愿的影响效应。

表6 互联网使用及上网方式的平均处理效应Table 6 Average treatment effect of internet use and internet access

手机上网对农户的生活垃圾分类处理意愿具有显著的正向影响。在样本匹配前，手机上网方式的平均处理效应为0.056，并且在1%的统计水平上显著。但是，在样本进行匹配后，其影响效应值下降为0.052。可见，在排除组间控制变量差异性之后，选择手机上网仍能够提高农户参与生活垃圾分类处理意愿。

电脑上网均对农户的生活垃圾分类处理意愿不具有显著影响。一方面，这可能与电脑在农村地区的普及率低有关，在农村地区使用电脑上网的家庭相对较少，电脑作为一种不太普遍的信息传播方式在农户群体中的影响力相对较弱。另一方面，也与不同上网媒介的信息接收便利性有关。电脑上网浏览信息具有空间固定性，对于使用者的技能要求较高，电脑上网的高门槛使得其相较于移动手机而言，在浏览推送的生活垃圾分类相关信息的便利性方面较差，这都将限制基于电脑上网方式的生活垃圾分类信息的传播效能。

混合方式上网对农户的生活垃圾分类处理意愿具有显著的正向影响。在样本匹配前，混合上网方式的平均处理效应为0.061，并且在1%的统计水平上显著。但是，在样本进行匹配后，其影响效应值下降为0.031，在10%的统计水平上显著。可见，在排除组间控制变量差异性之后，农户选择混合上网依然能够显著提高其参与生活垃圾分类处理的意愿。根据三种上网方式的处理效应可知，手机上网对农户生活垃圾分类处理意愿产生更为显著的影响效应，说明互联网使用对生活垃圾分类处理意愿的影响更多受到来自手机上网方式的影响。可能是因为智能手机作为一种移动信息传播载体，具有信息量丰富、性价比高、操作简单和接入便利等功能性优势，同时相较于电脑，智能手机在农村地区的普及率相对较高，通过智能手机发布生活垃圾处理相关信息更易于被广大的农村地区居民所接收。

3.4 互联网使用对农户生活垃圾分类处理意愿影响的组群差异分析

前文虽选用匹配后的平均处理效应测度互联网使用对农户生活垃圾分类处理意愿的影响净效应，但是从一种全样本的整体净效应层面仍无法反映农户间的结构性差异，即组群差异。在农户分化的背景下，探讨互联网使用对农户生活垃圾分类处理意愿影响的组群差异有助于深入探究互联网使用对农户生活垃圾分类处理意愿影响的异质性。

本文参照杨慧琳等[29]的代际差异划分标准，以户主年龄为依据，以1975年出生作为分界，将农户划分为老一代农户和新生代农户；基于农业收入占比下降的农户经济分化本质，借鉴李华等[30]的农户经济分化划分标准，以农业收入占家庭总收入的比重将农户划分为非农型农户（农业收入比重小于50%）和偏农型农户（农业收入比重大于50%）；借鉴张景娜和朱俊丰[31]的研究，从家庭分工模式的视角，以户主性别为依据将农户划分为男户主农户和女户主农户。基于三种群体异质性特征，本文进一步对互联网使用对农户生活垃圾分类处理意愿影响的代际、经济和性别三个方面组群差异进行分析。

从代际差异来看，互联网使用对老一代农户参与生活垃圾分类处理意愿有显著影响，ATT估计值为5.8%，并且在1%的统计水平上显著（表7），对新生代农户参与垃圾分类处理的意愿不具有显著影响。这可能是因为信息时代下老一代农户的传统生活方式和思维模式正在发生变化，使用互联网逐渐成为老年人生活不可或缺的组成部分。同时，相较于正在社会中积极打拼的新生代农户，老一代农户往往面临机体功能的弱化和社交范围的缩小，拥有更多闲暇时光的老一代农户自然有着关注互联网传播信息的机会和条件。

从经济差异来看，互联网使用对非农型农户参与生活垃圾分类处理意愿有显著影响，ATT估计值为5.6%，并且在5%的统计水平上显著（表7），对偏农型农户参与垃圾分类处理的意愿不具有显著影响，这可能是因为相较于偏农型农户，经济上的离农趋势使得非农型农户能够走出资讯闭塞的农村地区，得以更方便地了解和使用互联网搜索信息，思想更开放，对新鲜事物接受程度更高，互联网使用对非农型农户参与生活垃圾分类意愿影响更强烈。

从性别差异来看，互联网使用对男户主农户参与生活垃圾分类处理意愿有显著影响，ATT估计值为8.2%，并且在1%的统计水平上显著（表7），对女户主农户参与生活垃圾分类处理的意愿不具有显著影响，互联网对农户生活垃圾分类处理意愿影响的性别差异，可能是因为农户在互联网信息关注内容上的性别差异，相较于女性，男农户更偏好社会问题和有着较强的社会责任感，倾向于使用互联网浏览社会热点问题，更易于关注到垃圾分类等环境治理问题，互联网使用对男户主农户环境素养的塑造力要高于女性户主，因此互联网使用会提高男户主农户选择参与生活垃圾分类处理的意愿。

4 结论与政策建议

4.1 结论

研究表明，农户上网的总体比例不高，农户互联网使用是个体和家庭层面的互联网使用能力以及村域层面的互联网使用条件这些内外部因素共同作用的结果。通过推进农村信息化技能培训来提高农户互联网使用能力，完善互联网基础设施建设，改善农村地区互联网使用条件差的现状，将有助于提高互联网在农村地区的普及率。农户生活垃圾分类的参与意愿较高，上网农户对于生活垃圾分类有着更高的参与可能。在当前农户互联网使用比例整体不高的背景下，互联网使用对农户生活垃圾分类处理意愿存在正向影响效应。但是，不同上网方式对农户生活垃圾分类处理意愿的作用效果存在差异，手机上网对农户生活垃圾分类处理意愿的促进作用最好，其次是混合上网，而电脑上网方式对农户生活垃圾分类处理意愿没有显著影响。可见，农户生活垃圾分类处理意愿更多受到互联网使用中手机上网方式的影响。因此，将移动互联网作为传播生活垃圾分类处理的信息平台，发挥智能手机在农村地区的信息传递优势，有利于促进垃圾分类理念在农村地区的快速普及。

组群差异结果表明，互联网使用对农户生活垃圾分类处理意愿的显著影响仅存在于老一代农户、非农型农户和男户主农户群体，这意味着互联网使用对农户生活垃圾分类处理意愿影响的代际差异、经济差异和性别差异。代际上的互联网使用时间差异、经济上的互联网使用能力差异和性别上的互联网使用内容差异导致互联网使用效应的组群差异。互联网使用时间越充足、互联网利用能力越强和互联网浏览内容越具有社会倾向性，互联网的使用也就越能提高农户参与生活垃圾分类处理的可能性。在当前农户日益分化的背景下，农户间在生活垃圾分类的动机和优先事项上有很大的不同，同质的垃圾分类政策倡议在面临不同的需求时政策执行将会低效，政府针对农村生活垃圾治理的政策需要反映农户分化的不同政策需求。

4.2 政策建议

1）加强农村互联网软硬件建设。农村互联网软件建设主要针对农村居民互联网使用技能缺乏的内在问题，政府可通过互联网服务下乡或村级服务平台普及互联网使用知识，加强对农村居民的互联网培训工作，突破文化程度过低、年龄过大等制约农户有效使用互联网的“瓶颈”。而农村互联网硬件建设主要针对互联网基础设施建设滞后的外在现实，协调互联网服务运营商，加快推进农村信息化建设，尤其是通过手机下乡、宽带提速降费等举措促进智能手机在农村的普及，改善农村移动网络接入条件。

2）推进生活垃圾分类线上宣传活动。发挥以智能手机和移动网络为代表的移动互联技术在农村生活垃圾分类治理中的动员和宣传优势，通过发布更多适合智能手机浏览的垃圾分类相关讯息，开发垃圾分类相关的公益类应用软件，将有助于提高农村居民对垃圾分类利弊的认识，增强垃圾分类的环保意识。

3）制定农村生活垃圾分类治理的多元化宣传策略。鉴于互联网使用对农户参与生活垃圾分类处理意愿影响的群体性差异，面对农户群体的异质性，同质性的治理策略面对异质性明显的群体可能会失效或低效，为了提高农村固体废弃物污染防治政策执行效率，通过互联网媒体，凭借多元化的宣传策略有针对性地向不同农户群体有差异地宣传生活垃圾分类治理的理念。

致谢：感谢中山大学社会科学调查中心中国劳动力动态调查（CLDS）数据库的支持。