楊衛(wèi)兵 豐景春 張 可

（1.河海大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 南京 211100；2.安徽工業(yè)大學(xué) 商學(xué)院，安徽 馬鞍山 243002；3.河海大學(xué) 項目管理研究所，江蘇 南京 211100；4.江蘇省“世界水谷”與水生態(tài)文明協(xié)同創(chuàng)新中心，江蘇 南京 211100）

隨著農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和農(nóng)民生活水平的提高，我國農(nóng)村地區(qū)的水環(huán)境受到嚴(yán)重污染，呈現(xiàn)出點(diǎn)源污染與面源污染共存、生活污染與工業(yè)污染疊加、各種新舊污染與二次污染交織、城市污染向農(nóng)村轉(zhuǎn)移的態(tài)勢。近年來，我國逐步加大農(nóng)村水環(huán)境治理力度。截至2013年底，中央財政累計投入農(nóng)村環(huán)保資金195億元，帶動地方財政投入260多億元，支持4.6萬個村莊環(huán)境整治，8700多萬人受益。但農(nóng)村水環(huán)境治理涉及多個領(lǐng)域，資金需求巨大。僅以生活污水處理為例，根據(jù)環(huán)保部研究，按照全國60萬個行政村的1／3即20萬個行政村迫切需要治理，每個行政村治理需要100萬元，中央和地方各投資50%測算，共需中央財政投入1000億元［1］。從國外農(nóng)村公共產(chǎn)品供給實(shí)踐來看，多數(shù)是基于公眾參與即靠多元主體協(xié)同配合實(shí)現(xiàn)的。如日本，模式是政府出資1／3，環(huán)保企業(yè)墊付1／3（從運(yùn)營收費(fèi)中回收），農(nóng)戶支付1／3，費(fèi)用含在自來水費(fèi)里。審視我國農(nóng)村水環(huán)境治理現(xiàn)實(shí)，從投入結(jié)構(gòu)看，仍以中央和各級地方政府財政補(bǔ)貼為主。然而，地方政府財力普遍有限，現(xiàn)實(shí)中仍是供給總量不足，結(jié)構(gòu)失衡，并呈現(xiàn)出體制內(nèi)供給單一化和政府供給責(zé)任集中化的基本特征，其他供給主體特別是作為主要受益者的農(nóng)戶沒有被有效動員起來［2］（P1）。作為農(nóng)村水環(huán)境治理的直接受益者，農(nóng)戶理應(yīng)分擔(dān)一定的治理成本，一些農(nóng)村地區(qū)也曾嘗試像城市一樣實(shí)行收費(fèi)條件下的水環(huán)境集中治理，然而效果不佳。本文認(rèn)為，除了與國家實(shí)施稅費(fèi)改革、取消“三提五統(tǒng)”等政策有關(guān)外，還與農(nóng)戶個人、家庭的復(fù)雜特征及行為有很大關(guān)系。因此，有必要研究農(nóng)戶水環(huán)境治理的支付意愿及其影響因素，為政府制定合理的政策提供科學(xué)依據(jù)。

一、相關(guān)文獻(xiàn)綜述

分析現(xiàn)有文獻(xiàn)，研究內(nèi)容主要集中在農(nóng)村水環(huán)境污染現(xiàn)狀、成因、對策特別是管理體制改革等方面［3］［4］［5］［6］。關(guān)于農(nóng)戶水環(huán)境治理支付意愿的研究，僅有少數(shù)學(xué)者對相關(guān)問題開展了探索分析。唐學(xué)玉等基于對江蘇省安全農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)戶的調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用條件價值法（CVM）研究了農(nóng)戶農(nóng)業(yè)面源污染防控支付意愿的影響因素，并采用Tobit模型估算了農(nóng)戶的支付金額［7］。肖新成等基于三峽庫區(qū)重慶段的調(diào)查數(shù)據(jù)，得出農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)面源污染減排的平均支付意愿為295.05元／hm2，與支付意愿正相關(guān)且影響較大的變量有受教育程度、是否了解面源污染及來源、對面源污染后果的態(tài)度等［8］。李伯華等利用CVM 法，基于紅安縣的調(diào)查數(shù)據(jù)，通過Logit回歸模型研究了農(nóng)戶人居環(huán)境建設(shè)支付意愿的影響因素，研究結(jié)果表明，59%的農(nóng)戶愿意支付，平均額度為79.2 元，收入結(jié)構(gòu)、受教育程度、人居環(huán)境意識、人居環(huán)境現(xiàn)狀評價是主要影響因素［9］。李伯華等還研究了石首市農(nóng)戶對獲得安全飲水的支付意愿，研究結(jié)果表明，戶主年齡、家庭人口數(shù)量和戶主文化程度是主要影響因素［10］。個別研究開始涉及農(nóng)村水環(huán)境治理、農(nóng)村生活污水和生活垃圾處理設(shè)施的支付意愿，其中，李顯戈基于臺州市的調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用CVM 法研究了農(nóng)戶水環(huán)境改善的支付意愿，研究結(jié)果表明，樣本農(nóng)戶的支付意愿為137.03元／年，人均農(nóng)業(yè)收入高及家中有老人或小孩的農(nóng)戶支付意愿較大［11］。

綜上所述，現(xiàn)有文獻(xiàn)雖對相關(guān)問題做了一些分析，但對農(nóng)戶水環(huán)境治理支付意愿的實(shí)證研究較少，對其影響因素的研究也不足。類似研究側(cè)重于農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)面源污染防控、農(nóng)村人居環(huán)境建設(shè)和農(nóng)村飲水安全支付意愿的分析。本文認(rèn)為，農(nóng)村水環(huán)境治理與上述三者并非同一概念。如農(nóng)村飲水安全，是從供水角度應(yīng)對農(nóng)村水環(huán)境污染，由水利部門負(fù)責(zé)實(shí)施，而農(nóng)村水環(huán)境治理是從治污角度系統(tǒng)應(yīng)對農(nóng)村水環(huán)境污染，涉及源頭減量、中間攔截、生態(tài)修復(fù)等一系列工程與非工程措施，涵蓋飲用水源地保護(hù)、測土配方施肥、農(nóng)作物秸稈綜合利用、無害化衛(wèi)生戶廁、生活污水和生活垃圾處理、規(guī)?；笄蒺B(yǎng)殖、廢棄物綜合利用、河塘溝渠清淤等一系列項目，由環(huán)保、農(nóng)業(yè)、水利、衛(wèi)生等諸多部門分頭負(fù)責(zé)實(shí)施。

本研究的貢獻(xiàn)可以歸結(jié)為如下三個方面：（1）從微觀層面研究農(nóng)戶水環(huán)境治理支付意愿及其影響因素，拓展了農(nóng)村水環(huán)境治理的研究領(lǐng)域；（2）從全國農(nóng)村環(huán)境連片整治示范省和全覆蓋拉網(wǎng)式農(nóng)村環(huán)境綜合整治試點(diǎn)省中選擇經(jīng)濟(jì)比較發(fā)達(dá)的江蘇省為研究區(qū)域，具有一定的代表性；（3）基于條件價值法，組合運(yùn)用二元Logistic回歸分析和決策樹分析，既有效識別和驗證影響農(nóng)戶水環(huán)境治理支付意愿的主要因素，又對這些因素的重要性進(jìn)行排序，為政府制定有針對性的治理措施提供新思路和新方法。

二、理論分析

（一）農(nóng)村水環(huán)境治理的屬性分析

農(nóng)村水環(huán)境治理是一個復(fù)雜的系統(tǒng)工程，對其物品屬性的正確認(rèn)知是農(nóng)戶行為邏輯的起點(diǎn)。物品屬性一般分為公共物品和私人物品。薩繆爾森認(rèn)為：公共品是指這樣一類商品，將該商品的效用擴(kuò)展于他人的成本為零，無法排除他人參與共享［12］（P29）。從該定義可以看出，公共物品呈現(xiàn)出效用的不可分割性、消費(fèi)的非競爭性、受益的非排他性等基本特征。從經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度來看，農(nóng)村水環(huán)境治理屬于公共物品，每個農(nóng)戶都會從水環(huán)境治理中得到等同的影響，且其消費(fèi)不會影響其他人的消費(fèi)，人們的消費(fèi)利益只與農(nóng)村水環(huán)境污染治理是否被提供有關(guān)，這意味著農(nóng)村水環(huán)境污染治理具有非競爭性；此外，農(nóng)村水環(huán)境污染治理很難在技術(shù)上把區(qū)域內(nèi)不付費(fèi)的農(nóng)民排除在外，使之無法受益，同時從效率和倫理上也不應(yīng)該把不付費(fèi)的農(nóng)民排除在外。因此，農(nóng)村水環(huán)境污染治理具有非排他性［13］。農(nóng)村水環(huán)境治理具有公共物品屬性，支付與不支付治理費(fèi)用的人在消費(fèi)權(quán)利方面并無差異，因此，從理論上來說，農(nóng)戶缺乏支付治理費(fèi)用的主觀動力，容易坐享其成“搭便車”。而“搭便車”理論認(rèn)為如果成員在集體行動中不能形成集體理性，都坐享其成，那么，集體目標(biāo)將很難實(shí)現(xiàn)。

基于此，本文認(rèn)為農(nóng)戶的支付意愿受到農(nóng)村水環(huán)境治理屬性的影響。農(nóng)村水環(huán)境治理既包括政府提供的純公共物品和準(zhǔn)公共物品，又包括民營環(huán)保企業(yè)提供的私人物品，而對農(nóng)村水環(huán)境治理屬性的判斷取決于農(nóng)戶的基本特征和認(rèn)知程度，并最終影響他們作出最優(yōu)支付決策。

（二）CVM 的基本原理

農(nóng)村水環(huán)境治理設(shè)施“俱樂部產(chǎn)品”的屬性決定了其治理成本難以完全利用市場機(jī)制來預(yù)算和估計，條件價值法為農(nóng)戶水環(huán)境治理支付意愿的測算提供了較好的分析工具。CVM 由Ciriacy-Wantrup 于1947 年首次提出，近年來用于對環(huán)境改善的效益和環(huán)境破壞的經(jīng)濟(jì)損失評估，并成為歐美發(fā)達(dá)國家生態(tài)經(jīng)濟(jì)學(xué)和環(huán)境經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域中應(yīng)用最廣的衡量非市場物品的重要方法之一［14］。自20世紀(jì)90年代以來，我國一些學(xué)者運(yùn)用CVM 理論與方法對恢復(fù)某地生態(tài)環(huán)境或改善環(huán)境質(zhì)量的支付意愿等進(jìn)行了研究［15］，近年來該方法在城市或重點(diǎn)流域水環(huán)境治理領(lǐng)域的應(yīng)用也逐漸增多［16］。

CVM 通常隨機(jī)選擇個人或家庭為調(diào)研樣本，首先詢問某些特定問題，以探索分析受訪者對公共產(chǎn)品或公共服務(wù)的偏好，得出其支付意愿（willingness-to-pay，WTP）或賠償意愿（willingness-to-accept，WTA）。然后計算平均支付意愿，把樣本擴(kuò)大到整個區(qū)域，估算實(shí)施該項目的經(jīng)濟(jì)效益或經(jīng)濟(jì)損失，并進(jìn)行費(fèi)用效益分析（cost-benefit analysis，CBA）。采用CVM 法調(diào)查支付意愿，關(guān)鍵要設(shè)計好問卷中的核心估值問題。CVM 問卷設(shè)計極易出現(xiàn)各種偏差，特別是起點(diǎn)偏差，過高或過低都會影響受訪者的支付意愿選擇，從而導(dǎo)致支付意愿分布范圍和形態(tài)的偏離。1993年，美國海洋與大氣管理局（NOAA）提出以下糾偏辦法：問卷應(yīng)經(jīng)過預(yù)調(diào)查；采取面對面采訪形式；核心估值問題應(yīng)采用二分式問卷；提醒被調(diào)查者為獲得所描述物品或服務(wù)而需要做出的犧牲［17］［18］。

三、研究設(shè)計

（一）研究假設(shè)和變量選擇

農(nóng)戶的經(jīng)濟(jì)理性是農(nóng)戶行為研究的重要議題，西方研究中形成了以斯科特為代表的“道義小農(nóng)”實(shí)質(zhì)主義理性觀和以波普金為代表的“理性小農(nóng)”形式主義理性觀的理論交鋒。舒爾茨被視為“理性小農(nóng)”學(xué)派的代表性人物，他認(rèn)為在傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)中，農(nóng)民和資本家具有同樣的經(jīng)濟(jì)理性，他們并不懶散、愚昧和不思進(jìn)取，相反，他們尋求任何可能的賺錢機(jī)會、比較不同市場的商品價格、認(rèn)真計算自己的勞動收益，一旦有了投資機(jī)會和有效的刺激，農(nóng)民將會點(diǎn)石成金［19］（P112）。因此，農(nóng)戶能從多個方案中選擇出效用最大的方案。

支付意愿是人的內(nèi)心期望和實(shí)際感知相結(jié)合而產(chǎn)生的對某一事物愿意付出的價格，不同的人因自身素質(zhì)和認(rèn)知程度的差異，對事物的感知判斷不同［20］。政府或企業(yè)為農(nóng)戶提供水環(huán)境治理設(shè)施或服務(wù)，農(nóng)戶根據(jù)自身情況及對水環(huán)境污染和治理情況的感知作出理性的支付決策。現(xiàn)實(shí)中，一系列因素阻礙了其支付意愿轉(zhuǎn)化為實(shí)際的支付行為。國內(nèi)外相關(guān)研究通常考慮年齡、性別等常規(guī)人口變量，以及收入、教育水平等社會經(jīng)濟(jì)變量。從經(jīng)濟(jì)學(xué)視角來看，農(nóng)戶對水環(huán)境治理的支付意愿受到收入的約束，他們會根據(jù)收入情況對收益和成本做出權(quán)衡。當(dāng)前，我國農(nóng)戶的收入來源從單一農(nóng)業(yè)收入向多元化轉(zhuǎn)變，非農(nóng)收入比重成為衡量農(nóng)村家庭收入結(jié)構(gòu)的重要指標(biāo)。也有部分學(xué)者從消費(fèi)者行為學(xué)視角進(jìn)行分析，認(rèn)為消費(fèi)者的購買行為主要受個體因素和心理因素的影響。從個體因素來看，不同性別、年齡、學(xué)歷、收入和健康水平的農(nóng)戶由于個體差異大，對水環(huán)境治理的支付意愿不同；從心理因素來看，農(nóng)戶支付意愿與其心理認(rèn)知密切相關(guān)，如果農(nóng)戶沒有實(shí)際認(rèn)知到水環(huán)境污染的嚴(yán)重性，自然就不會對水環(huán)境污染的治理行為作出響應(yīng)。

基于上述分析，本文從農(nóng)戶個體特征、家庭特征、心理認(rèn)知和地域四個層面提出如下假設(shè)：（1）在個體特征層面，假設(shè)農(nóng)戶的年齡與支付意愿負(fù)相關(guān)，即年齡越大，支付意愿越小；農(nóng)戶的文化程度與支付意愿正相關(guān)，即文化程度越高，支付意愿越大；農(nóng)戶的健康狀況與支付意愿正相關(guān)，即身體越健康，越愿意支付。（2）在家庭特征層面，假設(shè)農(nóng)戶的家庭人口數(shù)與支付意愿負(fù)相關(guān)，即家庭人口越多，支付意愿越?。患彝シ寝r(nóng)收入比重與支付意愿正相關(guān)，即非農(nóng)收入比重越大，支付意愿越大。（3）在心理認(rèn)知層面，假設(shè)農(nóng)戶對水環(huán)境現(xiàn)狀評價越嚴(yán)重，支付意愿越大；農(nóng)戶對政府的信任度越高，越傾向于相信政府對農(nóng)村水環(huán)境治理資金利用的合理性和透明性，其支付意愿也就越大。（4）在地域?qū)用?，假設(shè)經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)的地區(qū)農(nóng)戶的支付意愿越大。

基于上述分析和研究假設(shè)，衍生出9個獨(dú)立變量（見表1）。

表1 變量界定及樣本均值

（二）問卷與調(diào)查設(shè)計

為盡量減少偏差，根據(jù)NOAA 提出的原則及國內(nèi)外問卷設(shè)計經(jīng)驗，事先對南京市江寧區(qū)丹陽、橫溪、銅井、祿口等地農(nóng)戶進(jìn)行了預(yù)調(diào)查。預(yù)調(diào)查結(jié)束后，根據(jù)獲取的相關(guān)信息對問卷進(jìn)行了修改。修改后的問卷由四個部分組成：（1）向被調(diào)查者簡要介紹農(nóng)村水環(huán)境污染和江蘇省農(nóng)村水環(huán)境治理情況；（2）調(diào)查受訪者的個體特征和家庭特征；（3）調(diào)查受訪者對農(nóng)村水環(huán)境污染及其治理的心理認(rèn)知；（4）調(diào)查受訪者對農(nóng)村水環(huán)境治理的最大支付意愿。本研究采用支付卡方式，WTP金額選項參考江蘇省2013年農(nóng)民人均純收入13550元的1%即135.5元來確定。問卷的核心問題如下：假設(shè)江蘇省將進(jìn)一步加大農(nóng)村水環(huán)境治理力度，未來兩年您是否愿意每月支付一定的治理費(fèi)用？如果不愿意，請說明理由；如果愿意，則進(jìn)一步提問。

正式調(diào)查在2015年1月下旬～2月上旬進(jìn)行。為提高調(diào)查結(jié)果的準(zhǔn)確率，從安徽工業(yè)大學(xué)、河海大學(xué)文天學(xué)院選擇了15名江蘇農(nóng)村籍學(xué)生進(jìn)行了調(diào)研培訓(xùn)。之后，由他們請農(nóng)戶填寫。為確保樣本的有效性，從蘇南、蘇中、蘇北三個區(qū)域選擇了20個村，受訪者基本覆蓋村內(nèi)不同層面的農(nóng)戶。調(diào)查分析后，針對一些疑點(diǎn)選擇部分農(nóng)戶進(jìn)行了個別訪談。

（三）模型選取

在常見的處理定性因變量的統(tǒng)計分析方法中，應(yīng)用最多的是Logistic回歸分析。農(nóng)戶水環(huán)境治理支付意愿屬于二分式選擇的Logistic模型，WTP=0表示受訪者不愿意支付，WTP＞0表示愿意支付?；诖耍疚倪x用二元Logistic模型分析支付意愿的影響因素。

二元Logistic回歸模型中各自變量的回歸系數(shù)為未標(biāo)準(zhǔn)化的偏回歸系數(shù)，表示在控制其他變量時，某自變量對因變量的獨(dú)立作用。為確定哪個自變量對因變量作用更大，可以通過比較各自變量標(biāo)準(zhǔn)化的回歸系數(shù)來確定。決策樹模型能根據(jù)所使用的擬合指標(biāo)計算出各候選自變量的重要性［21］（P180）。常見的決策樹模型構(gòu)建方法有CHAID、CRT 和QUEST，因CRT 和Logistic回歸分析在邏輯上有一定的對應(yīng)關(guān)系，故首選CRT 對自變量的重要性進(jìn)行排序。

四、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

本次調(diào)查共發(fā)放問卷300份，回收有效問卷258份，有效問卷率86%。下面運(yùn)用SPSS19.0統(tǒng)計軟件對調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計分析。

1.被調(diào)查者的基本特征。被調(diào)查者以男性居多，占有效樣本數(shù)的58.1%；年齡集中在41～60歲，占58.5%；文化程度以初中及以下學(xué)歷為主，占72.9%；在收入結(jié)構(gòu)上，非農(nóng)收入所占比重較高。對比《江蘇省2013年統(tǒng)計年鑒》，上述特征基本符合實(shí)際。

2.被調(diào)查者的心理認(rèn)知。本次調(diào)查設(shè)計了三個問題：（1）對水環(huán)境現(xiàn)狀評價。根據(jù)表1可知，其均值為3.53，說明樣本區(qū)域農(nóng)村水環(huán)境污染比較嚴(yán)重。（2）對政府的信任度。根據(jù)表1可知，其均值為0.76，說明樣本農(nóng)戶對政府還不是很信任。（3）農(nóng)村水環(huán)境治理費(fèi)用應(yīng)由誰支付。63.2%的農(nóng)戶認(rèn)為應(yīng)由當(dāng)?shù)卣Ц叮?7.1%的農(nóng)戶認(rèn)為誰污染誰支付，9.7%的農(nóng)戶認(rèn)為應(yīng)由村集體和村民支付。這說明農(nóng)戶對自身責(zé)任的認(rèn)知還比較模糊，在水環(huán)境治理問題上呈現(xiàn)出明顯的“政府依賴型”特征。

3.被調(diào)查者的支付意愿統(tǒng)計。本研究以家庭為單位調(diào)查未來兩年每戶每月愿意支付的費(fèi)用，統(tǒng)計時再轉(zhuǎn)化為每戶每年愿意支付的費(fèi)用。為了統(tǒng)計的便利性，支付方式主要采用交現(xiàn)金的方式，沒有考慮其他支付方式或替代方式。在258份有效問卷中，190份（73.64%）問卷選擇愿意支付，另外68份問卷（26.36%）選擇不愿意支付。統(tǒng)計性描述如表2 所示。

表2 被調(diào)查農(nóng)戶水環(huán)境治理支付意愿統(tǒng)計

調(diào)查結(jié)果顯示，月支付意愿主要集中在0、5、10、20、30這5個投標(biāo)值上，WTP集中在240元／年及以下，占75.97%。除了零支付意愿，選擇10元／月即120元／年人數(shù)最多，占24.03%。高支付意愿的人數(shù)較少，且隨投標(biāo)值增加而下降。零支付意愿的比例為26.36%，符合國際相關(guān)統(tǒng)計零支付意愿20%～35%的范圍。零支付意愿的原因主要有：（1）蘇北一些農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)，整體收入水平較低，支付能力較差；（2）一些農(nóng)戶有“搭便車”心理，認(rèn)為農(nóng)村水環(huán)境治理是民生工程，理應(yīng)由政府推動；（3）對政府相關(guān)職能部門的資金使用不信任；（4）一些農(nóng)村地區(qū)水環(huán)境較好或已開展水環(huán)境治理。

（二）模型估計

運(yùn)用SPSS19.0統(tǒng)計軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行二元Logistic回歸分析，可知-2LL（-2Likelihood）值為115.652，兩個偽決定系數(shù)Cox ＆Snell R2和Nagelkerke R2分別為0.506和0.739，當(dāng)前模型50%～80%的決定系數(shù)在Logistics回歸模型中已相當(dāng)高。

根據(jù)表3可知：（1）性別和家庭人口兩個自變量檢驗P值分別為0.923和0.735，均大于0.05，沒有通過檢驗。說明男性農(nóng)戶并不比女性農(nóng)戶有更高的支付意愿；也說明家庭人口較多的農(nóng)戶在接受問卷調(diào)查時可能存在策略行為，如果按戶來計算，愿意支付，如果按人頭來計算，則不愿意支付。（2）農(nóng)戶年齡與水環(huán)境治理支付意愿負(fù)相關(guān)，說明農(nóng)戶年齡越大，支付意愿越小。調(diào)查證實(shí)，年齡大的農(nóng)戶對新事物的認(rèn)知能力和接受能力較弱，加上收入水平較低，子女較多，經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)較重，其支付意愿普遍較小。而年輕的職業(yè)農(nóng)民，有知識、有技術(shù)，渴望農(nóng)村水環(huán)境治理，愿意支付一定的費(fèi)用。（3）農(nóng)戶文化程度與水環(huán)境治理支付意愿正相關(guān)，說明農(nóng)戶受的教育越多，支付意愿越大。個別訪談表明，受教育程度較高的農(nóng)戶，清楚農(nóng)村水環(huán)境污染的嚴(yán)重后果，支付意愿較大。（4）農(nóng)戶健康狀況與水環(huán)境治理支付意愿負(fù)相關(guān)，與預(yù)期方向不一致。相關(guān)研究認(rèn)為，農(nóng)戶健康狀況不佳，對其他方面的考慮也會相應(yīng)減少。出現(xiàn)這個結(jié)果，可能是農(nóng)戶健康狀況因水環(huán)境污染而有所下降，刺激了他們的支付意愿。（5）家庭非農(nóng)收入與水環(huán)境治理支付意愿正相關(guān)，說明擁有較多非農(nóng)收入的家庭支付能力較強(qiáng)，愿意承擔(dān)一部分費(fèi)用。這些農(nóng)戶因務(wù)工或經(jīng)商，廣泛接觸到了城鎮(zhèn)的現(xiàn)代生活，獲得了許多信息。調(diào)查證實(shí)，從事非傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)的家庭支付意愿較大，而耕地較多、有子女要上學(xué)、有老人要贍養(yǎng)的家庭，因家庭經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)較重，其支付意愿和支付金額都較小。（6）對水環(huán)境現(xiàn)狀評價與支付意愿正相關(guān)，說明水環(huán)境污染越嚴(yán)重，農(nóng)戶對水環(huán)境治理的支付意愿越大。（7）對政府的信任度與水環(huán)境治理支付意愿正相關(guān)，說明農(nóng)戶對政府相關(guān)職能部門水環(huán)境治理資金使用的信任度越高，支付意愿越大。（8）農(nóng)戶所屬地域與水環(huán)境治理支付意愿正相關(guān)，說明經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)的地區(qū)因污水排放量大，農(nóng)戶收入水平較高和受城鎮(zhèn)生活方式影響大，更容易出資治理水環(huán)境污染。

表3 模型估計結(jié)果

下面運(yùn)用spss19.0統(tǒng)計軟件中的決策樹模型來探索各自變量的重要性，輸出結(jié)果見表4。

表4 風(fēng)險和自變量的重要性

表4左邊給出的是對模型進(jìn)行預(yù)測的準(zhǔn)確性的測量，說明只有5.9%的個案會在模型中被錯分。表4右邊給出的是根據(jù)決策樹模型計算出各候選自變量的重要性，按從大到小的順序依次為對水環(huán)境現(xiàn)狀評價、非農(nóng)收入比重、對政府的信任度、健康狀況、文化程度、年齡、家庭人口和地域，性別被自動剔除。其中，家庭人口和地域的相對重要性只有1.9%和0.8%，基本上可以忽略。這和前面二元Logistic回歸分析結(jié)果（表3）基本一致，說明前面變量篩選結(jié)果是基本正確的。

下面再進(jìn)一步考察候選自變量之間的內(nèi)在關(guān)聯(lián)。根據(jù)上述分析結(jié)果，先剔除性別、家庭人口和地域3個自變量?？紤]到SPSS默認(rèn)的父節(jié)點(diǎn)、子節(jié)點(diǎn)為100和50，本文258個樣本量偏少，不宜分出過多的節(jié)點(diǎn)和枝葉，在此把父節(jié)點(diǎn)、子節(jié)點(diǎn)分別設(shè)定為20和10，輸出樹結(jié)構(gòu)圖如下：

圖1 決策樹模型的分析結(jié)果

由圖1可知，對政府的信任度作為對預(yù)測效果改進(jìn)最大的自變量被首先用于拆分節(jié)點(diǎn)，按照對政府的信任度是否小于等于或大于0.5，總樣本被拆分為節(jié)點(diǎn)1和節(jié)點(diǎn)2，與未拆分的總樣本預(yù)測效果相比，預(yù)測準(zhǔn)確度有明顯的提高。隨后，又按照健康狀況是否小于等于或大于1.5進(jìn)行第二次拆分，將節(jié)點(diǎn)2拆分為節(jié)點(diǎn)3和節(jié)點(diǎn)4；節(jié)點(diǎn)3又按照對水環(huán)境現(xiàn)狀評價是否小于等于或大于2.5拆分為節(jié)點(diǎn)5和節(jié)點(diǎn)6。節(jié)點(diǎn)1并未按照健康狀況繼續(xù)拆分，有兩種可能：一是節(jié)點(diǎn)1因為樣本量太少不夠拆分；二是健康狀況在節(jié)點(diǎn)1中并無作用。節(jié)點(diǎn)4也未繼續(xù)拆分，可能是節(jié)點(diǎn)4樣本量太少或?qū)λh(huán)境現(xiàn)狀評價在節(jié)點(diǎn)4中并無作用。無論最終結(jié)論如何，決策樹模型的分析結(jié)果已經(jīng)提示對政府的信任度、健康狀況和對水環(huán)境現(xiàn)狀評價這3個自變量間存在內(nèi)在關(guān)聯(lián)。因此，從圖1可以看出，對政府比較信任、身體比較健康和對水環(huán)境現(xiàn)狀評價認(rèn)為污染嚴(yán)重的農(nóng)戶，其水環(huán)境治理支付意愿比較大。

五、結(jié)論與建議

本文采用CVM 法調(diào)查研究了江蘇省農(nóng)戶水環(huán)境治理支付意愿，結(jié)果顯示，該省大多數(shù)農(nóng)戶期望政府加大農(nóng)村水環(huán)境治理力度，支付意愿較高。同時，運(yùn)用二元Logistic回歸模型進(jìn)行變量篩選，并采用決策樹模型對自變量的重要性進(jìn)行了排序，發(fā)現(xiàn)除性別、家庭人口和地域外，水環(huán)境現(xiàn)狀評價、非農(nóng)收入比重、對政府的信任度、健康狀況、文化程度和年齡6個自變量對農(nóng)戶支付意愿有顯著影響，且影響程度由大到小，尤其是前4個自變量，影響非常顯著。進(jìn)一步考察候選自變量之間的內(nèi)在關(guān)聯(lián)，發(fā)現(xiàn)對政府比較信任、身體比較健康和水環(huán)境現(xiàn)狀評價認(rèn)為污染嚴(yán)重的農(nóng)戶，其水環(huán)境治理支付意愿比較大?；诖?，政府在制定農(nóng)村水環(huán)境治理政策時，應(yīng)綜合考慮這些影響因素，并著重從以下幾個方面解決存在的問題：

一是改善政府形象。不信任源自腐敗。如何有效控制腐敗，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)與生態(tài)環(huán)境的和諧發(fā)展，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)構(gòu)建生態(tài)文明和建設(shè)美麗中國的目標(biāo)，不僅是政府決策者亟需解決的關(guān)鍵任務(wù)，也是學(xué)界需要關(guān)注的重要課題之一［22］。因此，要通過規(guī)范資金使用管理、提供良好的水環(huán)境治理服務(wù)等，切實(shí)改善政府有關(guān)職能部門在農(nóng)戶心中的形象，提高農(nóng)戶的信任度。

二是加強(qiáng)宣傳教育。要建立健全農(nóng)村水環(huán)境治理宣傳教育體系，著力提高農(nóng)戶水環(huán)境污染認(rèn)知度和水環(huán)境治理主體責(zé)任意識，為消除農(nóng)戶對政府的過度依賴、克服“搭便車”行為和深入推進(jìn)農(nóng)村水環(huán)境治理提供“軟支持”。要通過各種有效方式開展水環(huán)境保護(hù)宣傳，從源頭促使農(nóng)戶自覺把減排落實(shí)到生產(chǎn)和生活中，并養(yǎng)成衛(wèi)生環(huán)保的生活習(xí)慣，維護(hù)身體健康。

三是創(chuàng)新投入機(jī)制。在農(nóng)戶收入水平普遍不高，農(nóng)村組織基礎(chǔ)和社會基礎(chǔ)發(fā)生巨大變化的雙重約束下，政府應(yīng)發(fā)揮主導(dǎo)作用，一方面要整合相關(guān)職能部門的涉農(nóng)環(huán)保資金，加大財政資金轉(zhuǎn)移支付力度，確保資金的最大使用效益；另一方面要堅持政府市場協(xié)同和農(nóng)戶參與，推動形成政府統(tǒng)領(lǐng)、企業(yè)施治、市場驅(qū)動、農(nóng)戶參與的農(nóng)村水環(huán)境治理新機(jī)制，廣納社會資金。

四是明確支付領(lǐng)域。農(nóng)村水環(huán)境治理涉及領(lǐng)域廣，涵蓋農(nóng)村工業(yè)源、農(nóng)業(yè)源、生活源污水的治理，上述領(lǐng)域和項目的公共物品屬性并非完全一樣，有些必須由政府全額承擔(dān)，有些如農(nóng)村生活污水和生活垃圾處理，可成為農(nóng)戶支付的主要領(lǐng)域。但在制定具體收費(fèi)政策時，應(yīng)充分考慮不同農(nóng)戶的支付能力，尤其是低收入和健康狀況較差農(nóng)戶的支付能力。

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