汪家欣,王煜琪,朱睿頔,段 偉
(華南農業大學 經濟管理學院,廣東 廣州 510642)
互聯網的蓬勃發展,催生了多種新經濟模式,農村互聯網建設近幾年來成果斐然,但鄉村和城鎮互聯網的普及率仍存在37.4%的顯著差異[1],“二元結構”問題在我國至今沒有得到根本解決。城鄉居民在互聯網接入方面存在的顯著差異,既是處于信息弱勢地位的農村居民獲得更好經濟發展的現實桎梏[2-3],也是處于信息優勢地位的城鎮居民可以更加便捷地借助互聯網獲取和利用數字信息并不斷提升自身的數字意識和能力的獨特優勢,互聯網使用的不平等影響社會群體的收入不平等[4],在雙重作用下最終可能導致城鄉居民貧富差距的日益擴大[5]。
2023年發布的中央一號文件中提到,全面建設社會主義現代化國家,最艱巨最繁重的任務在農村。農村是具有巨大發展潛力的市場,互聯網使用仍然存在一定提升空間,加強農村的互聯網建設、提高農民互聯網使用意愿能夠有力推進農村現代化建設。因此,提高農民對互聯網的認識和使用意愿對全面推進鄉村振興具有重要意義。
已有許多學者在此領域開展深入研究,從多層面探討農村互聯網使用現狀以及對農戶的影響。相關文獻表明,在農業生產方面,目前以“互聯網+”形式的農業生產經營模式逐漸成熟[6-7],互聯網技術可以降低農戶的勞動成本、增加市場或農業技術信息的可得性,對優化要素資源和提高要素配置效率有著積極影響,有效增加了農業收入[8-10]。在非農生產方面,互聯網使用可以拓寬農村居民的非農就業渠道[11-12],提高農戶非農就業率,延長工作時間[13],提高農戶的工資性收入[14];同時也為農村居民創造了更多的創業機會,激發農戶的創業熱情[15],提高農戶收入水平,從而顯著增加其生活幸福感[16]。還有學者認識到互聯網金融縮小城鄉收入差距方面發揮著重要作用[17-18]。
2022年,國務院印發《“十四五”數字經濟發展規劃》,提出要把握數字化發展新機遇,拓展經濟發展新空間,推動我國數字經濟健康發展。可見,隨著我國數字鄉村、數字經濟的建設工作持續推進,互聯網作為影響農戶生計活動的重要因素受到了越來越多的關注[19-20]。在此背景下,提高農民對互聯網的認識和互聯網使用意愿對推動建設數字鄉村目標順利實現、推進我國數字經濟健康發展、彌合城鄉數字鴻溝具有重要現實意義。
本研究選擇了四川省和陜西省共17個大熊貓自然保護區作為研究區域,于2018年6月至2021年4月開展了兩輪實地調研。第一輪調研為2018年7月至2019年5月,樣本采取多階段整群抽樣的方法。首先,以自然保護區為初級抽樣單位,根據保護區所在位置和等級,在四川省、陜西省分別選擇了12個和5個保護區作為研究對象。其次,在每個樣本保護區內、外分別選擇兩個較具代表性的村莊。最后,將每個村的農戶按人均年收入水平進行排序并分為兩組,每組隨機抽取10戶農戶進行調查,共調查60個村943個農戶家庭。第二輪調研成功追蹤到874個固定農戶家庭。調研人員通過農村快速評估方法(Rapid Rural Appraisal,RRA)、農戶一對一訪問以及與村干部座談的方法獲得一手調研數據。調研問卷主要內容包含家庭人口特征、農林地特征、行為認知、生產經營活動、保護成本收益等。戶主是主要訪問對象,戶主外出情形下對其配偶或年滿18周歲的家庭成員進行訪問。調研結束后,調研組成員對每份問卷進行了3次交叉檢查,在剔除無效樣本以及不符合要求的樣本后,最終得到有效數據1656份。
1.被解釋變量
選取“是否使用互聯網”和“互聯網使用頻率”作為被解釋變量。
2.解釋變量
包括個人特征、家庭特征、居住地位置、保護區管理和互聯網特征五類。其中個人特征主要包括戶主的性別、年齡、受教育程度和身體健康程度;家庭特征主要包括家庭年收入和非農收入占比;居住地位置主要包括居住地位置和村莊到縣距離;保護區管理選取是否參加保護區培訓作為評價指標;互聯網特征選取網絡信號作為評價指標。
變量具體賦值說明及基本描述性統計見表1。
本文選取農戶是否使用互聯網為被解釋變量,即當第i個農戶有使用互聯網經歷時取值為1,否則取值為0。被解釋變量為典型的二分類變量,因此采用二元Logit回歸模型對農戶互聯網使用意愿進行回歸檢驗。公式如下:
(1)
式中,Pi為農戶i選擇使用互聯網的概率,αi為常數項回歸系數,βi為待估參數,Xi為各項解釋變量。
相應的二元Logit模型表示為:
(2)


(3)
式中,θ為回歸截距項,γ1,γ2,…,γj分別為相應解釋變量X1,X2,…,Xj的回歸系數。
1.農戶使用互聯網模型的二元Logit模型分析
根據調查結果,有87.26%的農戶使用互聯網,12.74%的農戶未使用互聯網。表2報告了農戶是否使用互聯網影響因素的回歸結果。整體上,農戶的個人特征、家庭特征、居住地位置和互聯網特征對農戶是否使用互聯網存在較為顯著的影響。

表2 農戶是否使用互聯網的回歸結果
個人特征中,年齡對農戶是否使用互聯網具有顯著負向效應(P<0.05),與年齡較大的農戶相比,年輕農戶具有更強的接受新事物的能力,更容易接受網絡。受教育程度對農戶是否使用互聯網具有顯著正向效應(P<0.1),受教育程度高的農戶思想和視野更為開闊,對學習、掌握互聯網的成本也就更低,更容易掌握互聯網使用方式,因此越愿意使用互聯網。
家庭特征中,家庭年收入和非農收入占比對農戶是否使用互聯網具有正向效應。其中,非農收入占比通過了顯著性檢驗(P<0.1),表明家庭非農收入占比越高的農戶越愿意使用互聯網。這可能是由于非農收入占比越高的家庭接觸新鮮事物的機會就越多,更容易接觸、學習使用互聯網。
居住地位置特征中,居住地位置對農戶是否使用互聯網具有顯著正向效應(P<0.05),表明居住地位于保護區外的農戶更愿意使用互聯網。這可能是由于居住地位置位于保護區內的農戶信息獲取相對更加閉塞,對互聯網等新興事物的了解和需求更低。
在保護區管理變量中,是否參加保護區培訓沒有通過顯著性檢驗,但回歸系數為正,表明參加保護區培訓的農戶對互聯網使用具有一定正向效應。
互聯網特征中,網絡信號對農戶是否使用互聯網具有顯著負向效應(P<0.01),且邊際系數較高(-0.128),這可能是由于所在村莊網絡信號越強、越穩定的農戶使用互聯網的便捷程度越高,因此網絡信號越好的農戶越愿意使用互聯網。
2.農戶互聯網使用頻率的多元排序Logit模型分析
根據調查結果,在使用互聯網的農戶中,有5.33%的農戶互聯網使用頻率等級為1,即網費支出在0-50元之間;1.59%的農戶互聯網使用頻率等級為2,即網費支出在51-100元之間;45.47%的農戶互聯網使用頻率等級為3,即網費支出在101-200元之間;26.02%的農戶互聯網使用頻率等級為4,即網費支出在201-400元之間;21.59%的農戶互聯網使用頻率等級為5,即網費支出在400元以上。表3報告了農戶互聯網使用頻率影響因素的回歸結果。整體上,農戶的個人特征、家庭特征、居住地位置和互聯網特征對農戶互聯網使用頻率存在較為顯著的影響。

表3 農戶互聯網使用頻率的回歸結果
在個人特征中,年齡對農戶互聯網使用頻率具有顯著負向效應(P<0.05),表明年齡越小的農戶互聯網使用頻率越高。受教育程度對農戶是否使用互聯網具有顯著正向效應(P<0.01),表明受教育程度越高的農戶互聯網使用頻率越高。這可能是由于年齡越小、受教育程度越高的農戶具有更強的學習能力,觸網頻率越高。
在家庭特征中,非農收入占比對農戶互聯網使用頻率具有顯著正向效應(P<0.01),這可能是由于家庭非農收入占比更高的農戶更需要利用互聯網獲取知識而非娛樂,互聯網使用頻率更高。
在居住地位置特征中,居住地位置對農戶互聯網使用頻率具有顯著正向效應(P<0.05),表明居住地位于保護區外的農戶互聯網使用頻率越高,這可能是由居住地位于保護區外的農戶與外界聯系更加頻繁所導致的。
互聯網特征中,網絡信號對農戶互聯網使用頻率具有顯著負向效應(P<0.01),這可能是因為良好的網絡信號穩定能為農戶提供更加穩定的上網環境,因此網絡信號越好的農戶互聯網使用頻率越高。
為了驗證模型估計結果穩健性,本文采用Probit檢驗對結果進行重新估計,表4報告了檢驗結果。在驗證農戶使用互聯網意愿影響因素時,年齡、受教育程度、非農收入占比、居住地位置和網絡信號對農戶互聯網使用意愿的回歸系數分別為-0.096、0.291、0.227、0.0085和-0.026,模型顯著性以及作用方向未發生明顯變化,表明本文研究結果可靠。

表4 穩健性回歸結果
在我國數字鄉村、數字經濟的建設工作持續推進的背景下,本文利用2018年和2020年于四川省和陜西省實地調研的數據,建立二元Logit模型和多元排序Logit模型,實證檢驗了保護區周邊農戶互聯網使用行為的影響因素。研究結果表明:第一,調查樣本中,有87.26%的保護區周邊農戶使用互聯網,互聯網使用比例較高。第二,調查樣本中,有超過一半的農戶互聯網使用頻率等級小于或等于3,保護區周邊農戶互聯網使用頻率仍存在一定提升空間。第三,年齡、受教育程度、非農收入占比、居住地位置和網絡信號是顯著影響農戶是否使用互聯網和互聯網使用頻率的共同因素,而性別、身體健康狀況、家庭年收入、村莊到縣距離和是否參與保護區培訓變量則不顯著。
基于以上研究結論,本文提出如下政策建議:第一,改善保護區周邊地區基礎設施。繼續貫徹落實“寬帶鄉村”戰略,加大互聯網基礎設施投入力度,加快寬帶、信號基站、網絡運營商服務網點等互聯網基礎設施建設,降低互聯網使用成本。第二,加大對保護區周邊地區農戶的培訓力度。重視農村人力資本開發,實施農民網絡素養提升工程,幫助農戶掌握互聯網操作的基本知識,引導農戶充分利用互聯網的商務價值,提高互聯網技術的有效利用率。