熊　艷

(浙江財經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，浙江　杭州　310018)

一、問題的提出

水是人類賴以生存和發(fā)展的重要基礎(chǔ)，近年來偶發(fā)的自來水安全事件提升了居民對自來水質(zhì)量的關(guān)注程度。2012年住房和城鄉(xiāng)建設(shè)部水質(zhì)研究中心的研究表明全國20%的自來水廠出廠水質(zhì)不合格。2015年中華社會救助基金會對全國29個重點城市的20項飲用水指標進行調(diào)研，發(fā)現(xiàn)只有15個城市的飲用水指標全部合格，其余14個城市的飲用水指標存在1項或多項不合格情況，約占抽檢城市總數(shù)的48%。2016年國家環(huán)境保護部組織廣州綠網(wǎng)環(huán)境保護服務(wù)中心發(fā)布《2016年全國飲用水水源水質(zhì)大起底》報告，該報告顯示：2016年只有7個省份未發(fā)生飲用水水源水質(zhì)超標情況，全年12個月連續(xù)超標水源有16處，地下水水源超標比例明顯高于地表水，內(nèi)蒙古、黑龍江和浙江水源污染相對嚴重。同時，2016年還發(fā)生了多起突發(fā)性水污染事件，如廣東肇慶懷集縣水源鉈超標事件、湖南益陽桃江縣水源銻超標事件、福建漳州平和縣水源鉈超標事件等。綜上所述，飲用水安全問題已然不是某些城市的個別問題，而是全民普遍關(guān)注的共性問題。居民飲用水安全涉及原水安全、出廠水安全、管網(wǎng)水安全和到戶水安全四個主要環(huán)節(jié)，其中到戶水安全對居民健康影響最大。為了解決或緩解到戶水質(zhì)量不安全問題，除了更新改造管網(wǎng)設(shè)施之外，居民自主改善自來水質(zhì)量成為當前重要的解決方式，如安裝凈水器。眾所周知，安裝凈水器是對自來水質(zhì)量的最終凈化，在當前管網(wǎng)設(shè)施更新改造成本較高和滯后的前提下，居民自主改善自來水質(zhì)量成為當前緩解飲用水質(zhì)量危機的重要方式。為此，本文將對居民自主改善自來水質(zhì)量的支付意愿及其影響因素進行研究。

居民自主改善自來水質(zhì)量對提升居民飲水質(zhì)量和保障居民健康飲水具有重要意義，目前學(xué)術(shù)界對居民自主改善自來水質(zhì)量支付意愿問題的研究還不多見。相關(guān)研究主要集中在水環(huán)境改善和再生水利用的支付意愿測算上，Khan等[1]指出隨著經(jīng)濟發(fā)展和居民健康風險意識的提高，孟加拉國居民愿意將年均收入的5%花在飲用水質(zhì)量的改善上。梁勇等[2]對銀川居民改善城市水環(huán)境的支付意愿及其影響因素進行研究，結(jié)果表明銀川居民改善水環(huán)境的平均支付意愿為每戶175.55元。此外，一些學(xué)者還對支付意愿的影響因素進行研究，Raje等[3]指出個體特征和制度因素是影響飲用水質(zhì)量的重要因素。李伯華等[4]指出戶主年齡、家庭人口數(shù)量和戶主文化程度是影響石首農(nóng)戶安全飲水支付意愿的主要因素。陳芳等[5]對居民飲用水安全保障意愿進行分析，指出隨著受訪者對鰲江的損失程度的增加和后悔情感程度的增大，支付意愿與受償意愿的比值也會隨之增大。楊衛(wèi)兵和張可[6]的研究表明74% 的農(nóng)戶對水環(huán)境治理有支付意愿，對水環(huán)境的現(xiàn)狀評價、非農(nóng)收入的比重、對政府的信任度、健康狀況、文化程度和年齡是影響支付意愿的主要因素，且影響程度由大到小。由此可見，學(xué)者們主要從發(fā)展中國家或農(nóng)村地區(qū)的飲用水質(zhì)量改善和水環(huán)境治理層面，對改善水質(zhì)量或水環(huán)境的支付意愿及其影響因素進行研究，但就城市自來水質(zhì)量改善支付意愿及其影響因素的研究還不多見。

2016年底中國城鎮(zhèn)化率已達到57%，2050年城鎮(zhèn)化率將達到70%，為此，從城市供水行業(yè)來看，提供滿足城市居民需求的供水量是城市供水行業(yè)發(fā)展的先決條件。與此同時，形成與城鎮(zhèn)化進程和居民對供水需求相匹配的供水質(zhì)量，是當前亟待解決的重大現(xiàn)實問題。從當前城市自來水質(zhì)量來看，“最后一公里”水質(zhì)情況不容樂觀，這與人民日益增長的供水質(zhì)量需求相矛盾，為此，居民自主改善自來水質(zhì)量應(yīng)運而生。但城市居民是否有改善自來水質(zhì)量的支付意愿，城市居民自主改善自來水質(zhì)量支付意愿的影響因素如何，是設(shè)計激勵城市居民自主改善自來水質(zhì)量的重要前提。

二、理論模型

居民是否改善自來水質(zhì)量的偏好差異是居民自主改善自來水質(zhì)量行動的原動力。假設(shè)家庭i是否改善自來水質(zhì)量是由其最大化效用函數(shù)決定。設(shè)家庭間接效用函數(shù)為Vi，自主改善自來水質(zhì)量行動之前的自來水質(zhì)量為q0，居民自主改善自來水質(zhì)量后的自來水質(zhì)量為q1，家庭i的年可支配收入為Yi，影響家庭間接效用的其他社會經(jīng)濟變量為SEi。為了實現(xiàn)理論模型與計量模型的有效轉(zhuǎn)換，本文將間接效用函數(shù)轉(zhuǎn)化為隨機間接效用函數(shù)形式。假設(shè)εi為被調(diào)查者沒有被觀察到的效用函數(shù)部分。與苗艷青等[7]分析農(nóng)村居民環(huán)境衛(wèi)生改善支付意愿的理論模型相類似，本文構(gòu)建的居民自主改善自來水質(zhì)量支付意愿的理論模型如下：

家庭i的隨機效用函數(shù)為：

Ui=Vi(Yi,q,SEi,εi)

(1)

家庭i自主選擇改善自來水質(zhì)量的概率為：

Pr[Vi(Yi,q1,SEi,εi)]>Pr[Vi(Yi,q0,SEi,εi)]

(2)

假設(shè)式(2)服從線性形式，則有：

Pr[Vi(Yi,q1,SEi,εi)]>Pr[Vi(Yi,q0,SEi,εi)]=α0+α1Yi+α2SEi+εi

(3)

假設(shè)εi服從正態(tài)分布，式(3)的參數(shù)可以用二元選擇模型來估計。非經(jīng)濟變量(如健康狀況、文化程度和年齡等)對居民行為有重要影響，為此，需要將非經(jīng)濟變量Oi納入模型，那么改進后的模型形式為：

Pr[Vi(Yi,q1,SEi,εi)]>Pr[Vi(Yi,q0,SEi,εi)]=α0+α1Yi+α2SEi+α3Oi+εi

(4)

令Mi滿足：

Vi(Yi-Mi,q1，SEi,εi)=Vi(Yi,q0,SEi,εi)

(5)

則Mi=Qi(Yi,q0,q1，SEi,εi)為家庭i自主改善自來水質(zhì)量支付意愿的最大值，假設(shè)支付意愿與影響支付意愿的因素之間是線性關(guān)系，那么支付意愿方程可進一步表示為：

Mi=β0+β1Yi+β2SEi+β3Oi+εi

(6)

在此基礎(chǔ)上，本文將分別運用Logit模型和Tobit模型對居民自主改善自來水質(zhì)量的支付概率及其支付意愿進行研究。

三、數(shù)據(jù)來源、研究方法與變量說明

1.數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)主要通過問卷調(diào)查的方式獲取，調(diào)研地區(qū)的選擇以地理位置為基礎(chǔ)，考慮東部、中部和西部地區(qū)的差異性，在綜合考慮經(jīng)濟發(fā)展水平、區(qū)域差異和城市自來水質(zhì)量等多重維度的基礎(chǔ)上，最后選擇杭州、太原和西安三個城市作為調(diào)研地區(qū)。2016年7—9月每個城市隨機選擇300戶家庭進行入戶調(diào)查，每戶選擇戶主或家庭主婦作為調(diào)研對象，一共發(fā)放樣本900份，回收有效樣本829份。調(diào)查主要包括以下內(nèi)容：一是城市居民家庭基本信息，即家庭人口數(shù)量、家庭中是否有7歲以下小孩、家庭中是否有65歲以上老人、受訪者年齡、受訪者受教育程度、家庭中是否有病人和家庭是否已經(jīng)自主改善自來水質(zhì)量等。二是家庭經(jīng)濟信息，包括家庭日常耐用品支出情況和醫(yī)療保健支出等。三是家庭成員的健康意識和對水安全的認知信息。四是居民自主改善自來水質(zhì)量的支付意愿信息。

2.支付意愿調(diào)查與研究方法

調(diào)查問卷中居民是否愿意自主改善自來水質(zhì)量以及改善自來水質(zhì)量的支付意愿的確定方式如下：設(shè)定居民自主改善自來水質(zhì)量的成本費用最低值，如果被調(diào)查者回答是，則提高成本繼續(xù)詢問調(diào)查者；反之則停止。當確定被調(diào)查者的支付意愿區(qū)間后，詢問其愿意支付多少錢。居民自主改善自來水質(zhì)量的行動取決于居民自主改善自來水質(zhì)量的成本。一般而言，安裝凈水器是居民自主改善自來水質(zhì)量的重要方式。在實際生活中存在多種凈水器，如濾芯式凈水器、離子水機、磁化水機、純水機和中央凈水器。居民自主改善自來水質(zhì)量的凈水器種類選擇一般為濾芯式凈水器、離子水機和磁化水機三種。其中離子水機的價格較為昂貴，居民的接受度受限，磁化水機對腸胃具有一定的刺激。為此，在綜合分析不同凈水器特點基礎(chǔ)上，本文選擇濾芯式凈水器、離子水機和磁化水機作為研究對象，參照淘寶網(wǎng)和京東商城等網(wǎng)絡(luò)平臺數(shù)據(jù)，明確不同凈水器價格的區(qū)間范圍，分別為100—1 688元、480—11 980元和458—5 680元。由此可見，濾芯式凈水器價格低廉，離子水機和磁化水機的價格較高。同時，同一類型凈水器的價格也存在較大的差異。從居民對自主改善自來水質(zhì)量價格的可接受性出發(fā)，確定居民自主改善自來水質(zhì)量支付意愿的區(qū)間為100—5 000元。為使研究結(jié)果更好地反映居民對價格區(qū)間的偏好，而非對凈水器的偏好，本文將主要研究居民自主改善自來水質(zhì)量的支付意愿問題。支付意愿調(diào)查部分生成兩類變量：其一為被調(diào)查者面對某一成本時所做出的是否選擇自主改善飲用水質(zhì)量的二元離散變量；其二為被調(diào)查者對自主改善自來水質(zhì)量最高支付意愿的連續(xù)變量。如果被調(diào)查者對居民自主改善自來水質(zhì)量的最低成本100元表示拒絕，則居民自主改善自來水質(zhì)量支付意愿調(diào)查行動終止；如果接受最低價格，則將價格區(qū)間向上調(diào)高一個數(shù)量級繼續(xù)調(diào)研，依此類推，直至被調(diào)查者拒絕最高價格區(qū)間為止。

Whittington等[8]與Casey等[9]采用OLS方法對支付意愿方程進行估計。但由于本文樣本數(shù)據(jù)只獲得大于0的支付意愿，樣本存在刪失問題，若采用 OLS 估計參數(shù)將會存在較大偏誤。為此，選擇Tobit模型估計支付意愿方程更加合理。對非經(jīng)濟變量參數(shù)的估計，現(xiàn)有文獻存在三種觀點。大多數(shù)文獻如 Raje等[3]與Basili等[10]用可觀測指標作為知識和態(tài)度的代理變量并對模型進行估計。一些學(xué)者認為采用代理變量估計參數(shù)存在偏誤，由此提出了一個包括可觀測變量和態(tài)度知識等潛在變量在內(nèi)的結(jié)構(gòu)方程組進行估計，這 種 方 法 被 稱 為 混 合 選 擇 模 型。但由于需要估計的方程和變量較多，該方法只適用于方程和變量較少的情況。Hanemann和Kanninen[11]認為非經(jīng)濟因素對支付意愿的影響可能是非線性的，所以采用非參數(shù)方法對支付意愿影響因素的參數(shù)進行估計，可能會獲得較高的擬合程度，但由于模型缺乏經(jīng)濟學(xué)理論基礎(chǔ)，所以估計出的參數(shù)缺乏可靠的經(jīng)濟意義。基于此，本文將選擇代理變量法來估計非經(jīng)濟變量的參數(shù)。

3.變量說明

本文將居民是否愿意自主改善自來水質(zhì)量和居民改善自來水質(zhì)量的支付意愿作為因變量。自變量主要包括：日常支出。一般而言，居民對公開家庭收入信息較為敏感。同時，對收入來源渠道較多的家庭以及不愿意透露家庭收入的家庭而言，難以準確估計居民的家庭收入。由于居民自主改善自來水質(zhì)量行動與支出相關(guān)，為此，本文將選擇家庭近三年購買耐用品的平均支出作為家庭收入的替代變量。受訪者水安全知識的知曉程度。詢問受訪者水安全的有關(guān)知識，共10個小題，每小題10分，每題按照回答正確與否進行打分，然后將問題的分數(shù)進行加總，得到受訪者水安全知識知曉程度的得分。健康意識。受訪者對水、空氣和收入三個變量的重要性進行選擇，總分為10分，若給水安全分配為7分，則說明受訪者對水安全的態(tài)度為7分。

需要說明的是，對自主改善自來水質(zhì)量的居民而言，一般不希望在相同或類似的情況下使得未來自主改善自來水質(zhì)量的成本低于當期成本，這一心理動機使得該類受訪者報告的支付意愿會偏高。對未自主改善自來水質(zhì)量且具有改善動力的居民而言，則希望未來自主改善自來水質(zhì)量的成本會降低，因而報告的支付意愿會偏低。為此，本文引入家庭是否已經(jīng)自主改善自來水質(zhì)量來控制上述影響。根據(jù)凈水器的種類及其價格，本文將居民自主改善自來水質(zhì)量的支付意愿分為100元、200元、500元、1 000元、2 000元、3 000元和5 000元共7個梯級。*根據(jù)調(diào)研結(jié)果可知，家庭購買5 000元以上專業(yè)型凈水器的數(shù)量非常稀少，為此，本文將居民自主改善自來水的支付意愿上限設(shè)為5 000元。變量說明如表1所示。

表1　變量說明

四、結(jié)果分析

1.居民自主改善自來水質(zhì)量的概率方程估計

本研究采用雙邊界二分法調(diào)查居民自主改善自來水質(zhì)量的支付意愿。雙邊界二分法并不直接詢問受訪者的支付意愿，而是給出投標值，詢問受訪者愿意或不愿意的可能性，以及通過測算不同支付意愿與受訪者社會經(jīng)濟變量之間的函數(shù)關(guān)系，來推導(dǎo)受訪者的平均支付意愿。從理論上來看，受訪者水安全知識的知曉程度、受訪者健康意識和家庭是否已經(jīng)自主改善自來水質(zhì)量是居民自主改善自來水質(zhì)量支付意愿的重要因素。同時，居民的異質(zhì)性特征(如年齡、受教育程度、耐用品支出、保健品支出和家庭成員結(jié)構(gòu)等)也是決定居民自主改善自來水質(zhì)量的重要因素。但現(xiàn)實中這些變量是否顯著影響居民自主改善自來水質(zhì)量的概率，需要結(jié)合模型進行檢驗，結(jié)果如表2所示。

表2　居民自主改善自來水質(zhì)量的概率方程估計結(jié)果

注：樣本量為829，Age7_1和Age65_1為對照組，系數(shù)中+0.00(-0.00)表示該系數(shù)為正(負)，但兩位小數(shù)不足以顯示。***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平下顯著，括號內(nèi)為t值，下同。

從表2可以看出，在7個回歸模型中，受訪者水安全知識的知曉程度對居民自主改善自來水質(zhì)量均具有顯著正向影響。換言之，對水安全知識的知曉程度越高，居民自主改善自來水質(zhì)量的概率就越大。原因在于居民對水安全知識的知曉程度越高，更能知曉自來水質(zhì)量對居民健康的影響以及更能辨識當前自來水質(zhì)量，從而探索出在有限約束下是否具有自主改善自來水質(zhì)量的動力以及有效的改善路徑。因此，若想全面提升自來水質(zhì)量，提高居民對水安全知識的知曉程度是一個重要方式。

一般情況下，受訪者健康意識對居民自主改善自來水質(zhì)量的支付意愿具有顯著正向影響。除了居民自主改善自來水質(zhì)量支付意愿為5 000元之外的所有回歸模型中，受訪者健康意識對居民自主改善自來水質(zhì)量的支付意愿均具有顯著正向影響，即居民健康意識越高，越有動力自主改善自來水質(zhì)量。

家庭已經(jīng)自主改善自來水質(zhì)量對居民自主改善自來水質(zhì)量的支付意愿均具有顯著正向影響。這說明對已經(jīng)自主改善自來水質(zhì)量行動的居民而言，不希望未來同等情況下居民自主改善自來水質(zhì)量的支付意愿低于已經(jīng)自主改善自來水質(zhì)量的成本，所以會有更強的支付意愿，而沒有自主改善自來水質(zhì)量的居民希望自主改善自來水質(zhì)量支付意愿的成本下降，所以該類居民支付意愿相對較低。此外，對已經(jīng)自主改善自來水質(zhì)量的居民而言，會因為改善自來水質(zhì)量而提高家庭成員的水安全水平。因此，在詢問居民自主改善自來水質(zhì)量支付意愿時，更有意愿自主改善自來水質(zhì)量。

家庭近三年購買耐用品的平均支出對居民自主改善自來水質(zhì)量的支付意愿均具有顯著正向影響。這說明對耐用品平均支出更多的家庭而言，居民自主改善自來水質(zhì)量的支付意愿越強。受訪者受教育程度和家庭中是否有病人只有在支付意愿分別為1 000元和2 000元時，才在10%的水平下對居民自主改善自來水質(zhì)量具有顯著正向影響，在其他支付意愿水平下，受訪者受教育程度和家庭中是否有病人對居民自主改善自來水質(zhì)量的影響均不顯著。從家庭中是否有7歲以下小孩或65歲以上老人的結(jié)果來看，有7歲以下小孩的家庭對居民自主改善自來水質(zhì)量的影響并不顯著，而有65歲以上老人的家庭，只有在支付意愿為2 000元和3 000元時才顯著，在其他支付意愿下均不顯著，這說明有65歲以上老人的家庭對居民自主改善自來水質(zhì)量的影響呈現(xiàn)出一定的差異性。此外，家庭人口數(shù)量對居民自主改善自來水質(zhì)量支付意愿的影響并不顯著。

2.居民自主改善自來水質(zhì)量支付意愿的Tobit模型回歸結(jié)果

本部分仍關(guān)注受訪者水安全知識知曉程度、受訪者健康意識和家庭是否已經(jīng)自主改善自來水質(zhì)量等對居民自主改善自來水質(zhì)量支付意愿的影響，結(jié)果如表3所示。

表3　居民自主改善自來水質(zhì)量支付意愿的Tobit模型回歸結(jié)果

認知理論揭示出人們獲取和利用信息分為感知信息、認同信息內(nèi)容、產(chǎn)生行為意愿和改變行為四個步驟或活動過程。因此，可將受訪者水安全知識的知曉程度和受訪者健康意識等認知變量對居民自主改善自來水質(zhì)量支付意愿的影響納入統(tǒng)一的分析框架。從表3可以看出，受訪者水安全知識的知曉程度和受訪者健康意識對居民自主改善自來水質(zhì)量的支付意愿均具有顯著正向影響，這同樣說明受訪者水安全知識的知曉程度和受訪者健康意識是影響居民自主改善自來水質(zhì)量的關(guān)鍵變量。

與家庭沒有自主改善自來水質(zhì)量相比，家庭已經(jīng)自主改善自來水質(zhì)量對居民自主改善自來水質(zhì)量的支付意愿具有顯著正向影響。同時，家庭近三年購買耐用品平均支出和家庭中有65歲以上老人等反映居民或家庭異質(zhì)性特征的變量，均對居民自主改善自來水質(zhì)量的支付意愿具有正向影響，且分別在10%和5%的水平下顯著。受訪者年齡對居民自主改善自來水質(zhì)量的支付意愿具有顯著負向影響，這說明年齡越大的受訪者自主改善自來水質(zhì)量的支付意愿越低，年齡越小的受訪者自主改善自來水質(zhì)量的支付意愿越高。與居民自主改善自來水質(zhì)量的概率方程估計結(jié)果類似，受訪者受教育程度、家庭近三年購買保健品的平均支出、家庭人口數(shù)量、家庭中是否有病人和家庭中是否有7歲以下小孩等因素對居民自主改善自來水質(zhì)量支付意愿的影響并不顯著。

3.居民自主改善自來水質(zhì)量支付意愿的地區(qū)差異

為進一步分析全樣本的居民自主改善自來水質(zhì)量支付意愿與杭州、太原、西安居民自主改善自來水質(zhì)量支付意愿之間的差異，本文還分別進行全樣本與分城市樣本的描述性統(tǒng)計，如表4所示。

表4　支付意愿以及重要影響因素分地區(qū)描述性統(tǒng)計

從表4可以看出，從全樣本來看，居民自主改善自來水質(zhì)量支付意愿的平均值為640.29元。其中，杭州最高，達到802.16元；太原次之，為578.08元；西安最低，為539.51元，這進一步說明居民自主改善自來水質(zhì)量支付意愿在不同城市之間具有較強的差異性。這主要由家庭近三年購買耐用品的平均支出、受訪者水安全知識的知曉程度、受訪者健康意識和家庭是否已經(jīng)自主改善自來水質(zhì)量共同決定，前述研究結(jié)果也表明這四個因素是影響居民自主改善自來水質(zhì)量支付意愿的顯著因素。

五、研究結(jié)論與政策建議

飲用水安全是困擾居民健康的永久性話題，近年來接連發(fā)生的水質(zhì)危機和水安全事件，使居民對自來水質(zhì)量愈發(fā)堪憂。因此，自主改善自來水質(zhì)量被列入家庭設(shè)施改造計劃中。增加凈水設(shè)施是從終端自主改善自來水質(zhì)量的重要方式，但究竟哪些因素是影響居民自主改善自來水質(zhì)量的關(guān)鍵要素?；诖?，本文對居民自主改善自來水質(zhì)量的支付意愿進行研究，并檢驗了影響居民自主改善自來水質(zhì)量的概率以及居民自主改善自來水質(zhì)量支付意愿兩個問題，并以此為基礎(chǔ)提出激勵居民自主改善自來水質(zhì)量支付意愿的政策建議。本文得出如下研究結(jié)論：第一，被調(diào)查居民中有42%的居民愿意自主改善自來水質(zhì)量，即當支付意愿為最低值時居民自主改善自來水質(zhì)量的支付意愿值。第二，受訪者水安全知識的知曉程度、受訪者健康意識和家庭已經(jīng)自主改善自來水質(zhì)量對居民自主改善自來水質(zhì)量的支付意愿具有顯著正向影響。第三，受訪者年齡對居民自主改善自來水質(zhì)量的支付意愿具有顯著負向影響，家庭近三年購買耐用品的平均支出對居民自主改善自來水質(zhì)量的支付意愿具有顯著正向影響。第四，家庭近三年購買保健品的平均支出、家庭人口數(shù)量和家庭人口結(jié)構(gòu)等居民或家庭異質(zhì)性因素對居民自主改善自來水質(zhì)量支付意愿的影響并不顯著。

本文研究結(jié)論為建立水源、水廠、管網(wǎng)和龍頭多個環(huán)節(jié)的自來水安全體系，以及為激勵居民自主改善自來水質(zhì)量等提供了重要的理論支撐。為此，需要政府有關(guān)部門從激勵居民自主改善自來水質(zhì)量行動的角度提出相應(yīng)的治理政策。具體而言，第一，借助多種媒介，拓展宣傳途徑提高城市居民對水安全健康知識的知曉程度。回歸結(jié)果表明，受訪者水安全知識的知曉程度對居民是否自主改善自來水質(zhì)量以及自主改善自來水質(zhì)量支付意愿具有顯著正向影響。為此，建議創(chuàng)新宣傳模式，借助廣播、電視、網(wǎng)絡(luò)和自媒體等多種宣傳媒介，傳播水安全知識，提高城市居民對水安全知識的知曉程度以及水質(zhì)對健康影響的感知能力。第二，對終端水質(zhì)較差的地區(qū)，形成常態(tài)化的居民自主改善自來水質(zhì)量的激勵機制。一般而言，由于自來水廠凈化能力的限制以及管網(wǎng)設(shè)施老化等多重因素迭代造成了一些城市終端水質(zhì)較差，建立依托終端水質(zhì)的遞減型居民自主改善自來水質(zhì)量裝置購置的補貼機制。居民自主改善自來水質(zhì)量的支付意愿大多集中在500—1 000元，建議對終端自來水質(zhì)量不高城市的居民在自主改善自來水質(zhì)量時，按照購置自主改善裝置的20%進行補貼。

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