查建平 周玉璽

(山東農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，山東 泰安 271018)

0 引 言

農(nóng)村生活污水治理成為農(nóng)村人居環(huán)境整治和生態(tài)宜居美麗鄉(xiāng)村建設(shè)的突出“短板”?！吨袊?guó)城鄉(xiāng)建設(shè)統(tǒng)計(jì)年鑒2016》表明，中國(guó)農(nóng)村生活污水最高產(chǎn)出量達(dá)到125.26億立方米，然而進(jìn)行生活污水治理的行政村僅占20%。農(nóng)村生活污水處理設(shè)施缺失，生活污水隨意排放，已經(jīng)嚴(yán)重影響了村民身體健康和農(nóng)村生態(tài)環(huán)境?！掇r(nóng)村人居環(huán)境整治三年行動(dòng)方案》提出要以村民為主體，尊重村民意愿，提高村民參與人居環(huán)境整治的自覺(jué)性、積極性、主動(dòng)性。如何提高農(nóng)戶(hù)參與生活污水治理意愿，發(fā)揮農(nóng)戶(hù)在農(nóng)村生活污水治理中的主體作用，成為農(nóng)村生活污水治理取得成效的關(guān)鍵。

隨著農(nóng)村環(huán)境污染的加劇和農(nóng)村人居環(huán)境整治的推進(jìn)，農(nóng)村生活污水治理工作得到了各級(jí)政府的重視和相關(guān)學(xué)者的關(guān)注。與城鎮(zhèn)相比，中國(guó)農(nóng)村生活污水處理水平明顯低于城鎮(zhèn)污水處理水平[1]，農(nóng)村生活污水具有水量和水質(zhì)波動(dòng)范圍較大、單個(gè)處理量小、收集難度大等特點(diǎn)[2-3]，而且具有隨意性[4]。農(nóng)村生活污水治理存在長(zhǎng)效運(yùn)維機(jī)制缺失、重建設(shè)輕運(yùn)營(yíng)、資金短缺、管理粗放、技術(shù)落后等問(wèn)題[5-7]，此外，個(gè)體的逐利行為在一定程度上造成了農(nóng)村水環(huán)境污染的“公地悲劇”[8]。在治理模式方面，政府和社會(huì)資本合作的PPP模式將成為中國(guó)農(nóng)村環(huán)境治理的新模式[9]，決策型、管護(hù)型、改善型及監(jiān)督型四種類(lèi)型的公眾參與模式各有優(yōu)劣[10]，可以從“活經(jīng)濟(jì)”“重受益”“促互惠”“強(qiáng)規(guī)制”等方面強(qiáng)化農(nóng)村生活污水處理設(shè)施的自愿供給機(jī)制[11]。在處理技術(shù)方面，分散式的污水處理模式更有利于節(jié)約單位投資費(fèi)用[12]。

國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)農(nóng)村生活污水治理的研究主要集中在農(nóng)村生活污水治理現(xiàn)狀、問(wèn)題、治理模式及處理技術(shù)等方面，而基于農(nóng)戶(hù)視角的實(shí)證研究還需要進(jìn)一步探討。農(nóng)戶(hù)作為農(nóng)村生活污水的排放者和治理的受益者，其參與的廣度和深度很大程度上決定著農(nóng)村生態(tài)環(huán)境治理的水平[13]。因此，本文運(yùn)用logit模型，從環(huán)境責(zé)任感知和社會(huì)情境兩方面對(duì)農(nóng)戶(hù)參與生活污水治理意愿的影響因素進(jìn)行實(shí)證分析，并提出政策建議。

1 研究假設(shè)與變量選取

1.1 研究假設(shè)

農(nóng)戶(hù)既是農(nóng)村生活污水的直接創(chuàng)造者，又是農(nóng)村生活污水治理的直接受益者。作為“理性經(jīng)濟(jì)人”，農(nóng)戶(hù)以最小的成本獲得最大的收益，追求自身利益最大化。一方面，作為生活污水的直接創(chuàng)造者，農(nóng)戶(hù)的生活污水亂排亂放行為加劇了農(nóng)村面源污染，由于農(nóng)村生活污水治理具有“公共物品”屬性，農(nóng)戶(hù)通過(guò)“搭便車(chē)”享受農(nóng)村生活污水治理帶來(lái)的服務(wù)，此外，盡管農(nóng)戶(hù)意識(shí)到了農(nóng)村生活污水問(wèn)題的嚴(yán)重性，由于農(nóng)戶(hù)普遍存在依賴(lài)思想和觀(guān)望情緒，主動(dòng)采取行動(dòng)參與的意愿不夠[14]；另一方面，作為污水治理的直接受益者，農(nóng)戶(hù)希望通過(guò)參與生活污水治理增加環(huán)境收益，在實(shí)現(xiàn)自身利益最大化的同時(shí)增加社會(huì)福利。因此，農(nóng)戶(hù)是否愿意參與生活污水治理要基于多方面考慮。

環(huán)境責(zé)任是個(gè)體在追求自身利益最大化的同時(shí)，關(guān)注自身行為對(duì)生活環(huán)境的影響，兼顧自身利益和生態(tài)環(huán)境的一種社會(huì)責(zé)任。感知是個(gè)體對(duì)于客觀(guān)事物的感受和認(rèn)知，并做出的直接反應(yīng)。在本文中，農(nóng)戶(hù)的環(huán)境責(zé)任感知是農(nóng)戶(hù)對(duì)于參與生活污水治理改善生態(tài)環(huán)境的社會(huì)責(zé)任進(jìn)行感受和認(rèn)知的過(guò)程，從而做出是否參與生活污水治理的行為決策。農(nóng)戶(hù)對(duì)生活污水的認(rèn)知形成對(duì)農(nóng)村生態(tài)環(huán)境保護(hù)的責(zé)任意識(shí)，并作用于日常生活行為中，從而影響農(nóng)戶(hù)參與生活污水治理的意愿；此外農(nóng)戶(hù)對(duì)生活污水處理效果的評(píng)價(jià)形成了農(nóng)戶(hù)對(duì)當(dāng)前農(nóng)村生活環(huán)境的直觀(guān)感受，也將影響農(nóng)戶(hù)生活污水治理意愿。

農(nóng)戶(hù)是“經(jīng)濟(jì)人”的同時(shí)也是“社會(huì)人”，在兩種角色共同作用下農(nóng)戶(hù)行為更趨于理性[15]，作為“社會(huì)人”，農(nóng)戶(hù)的行為更容易受到社會(huì)情境的影響。環(huán)境行為理論認(rèn)為，情境變量在觸發(fā)或者阻礙環(huán)境行為實(shí)施的過(guò)程中起到顯著作用[16],社會(huì)情境是與個(gè)體直接聯(lián)系的社會(huì)環(huán)境，可以直接影響個(gè)體的心理和行為。農(nóng)戶(hù)是否愿意參與生活污水治理，也將受到農(nóng)村社會(huì)環(huán)境的影響。

因此，本文將農(nóng)戶(hù)的環(huán)境責(zé)任感知和社會(huì)情境作為核心變量，同時(shí)將農(nóng)戶(hù)的個(gè)體特征和家庭特征作為控制變量，以此分析農(nóng)戶(hù)參與生活污水治理意愿的影響因素。

個(gè)體特征和家庭特征。農(nóng)戶(hù)的個(gè)體特征包括農(nóng)戶(hù)的年齡和文化程度，家庭特征包括家庭人口和家庭年收入。年齡反映了農(nóng)戶(hù)的思想觀(guān)念，年齡越大的農(nóng)戶(hù)，思想觀(guān)念相對(duì)保守，對(duì)新事物的認(rèn)知能力和接受能力相對(duì)較低，很難認(rèn)識(shí)到農(nóng)村生活污水治理的必要性，因此參與生活污水治理的意愿不強(qiáng)。文化程度是人力資本的客觀(guān)反映，農(nóng)戶(hù)文化程度越高，人力資本水平越高，掌握信息和認(rèn)知事物的能力越強(qiáng)，更能夠及時(shí)了解農(nóng)村污水治理的信息，參與生活污水治理的可能性越大。農(nóng)戶(hù)的家庭人口越多，越需要基于家庭福利考慮生活污水對(duì)家人身體健康的影響，基于長(zhǎng)期考慮，農(nóng)戶(hù)會(huì)積極參與生活污水治理。根據(jù)馬斯洛的需求層次理論，高收入的農(nóng)戶(hù)在滿(mǎn)足生理需要后，會(huì)向安全需要或更高層次的需要轉(zhuǎn)變，農(nóng)戶(hù)的家庭收入越高，越關(guān)注生活污水對(duì)身體健康產(chǎn)生的影響；此外，家庭收入越高的農(nóng)戶(hù)越有能力參與生活污水治理，其參與生活污水治理的積極性越高。因此，假設(shè)農(nóng)戶(hù)的文化程度、家庭人口和家庭年收入與農(nóng)戶(hù)參與生活污水治理的意愿成正比，而年齡則與其成反比。

環(huán)境責(zé)任感知。農(nóng)戶(hù)的環(huán)境責(zé)任感知包括農(nóng)戶(hù)的生活污水認(rèn)知、生活污水處理效果評(píng)價(jià)以及重復(fù)用水行為。農(nóng)戶(hù)對(duì)生活污水的認(rèn)知程度反映了農(nóng)戶(hù)對(duì)農(nóng)村生態(tài)環(huán)境保護(hù)的認(rèn)識(shí)，農(nóng)戶(hù)對(duì)生活污水的認(rèn)知程度越高，參與生活污水治理的可能性越大。農(nóng)戶(hù)對(duì)生活污水處理的評(píng)價(jià)反映了農(nóng)戶(hù)對(duì)農(nóng)村生活環(huán)境的直接感受，農(nóng)戶(hù)對(duì)生活污水處理效果越不滿(mǎn)意，越能感受到加強(qiáng)生活污水治理的緊迫性和必要性，積極參與生活污水治理。重復(fù)利用生活用水的農(nóng)戶(hù)具有強(qiáng)烈的環(huán)境責(zé)任意識(shí)，其參與生活污水治理的可能性更大。因此，假設(shè)農(nóng)戶(hù)的生活污水認(rèn)知和重復(fù)用水行為與農(nóng)戶(hù)參與生活污水治理意愿成正比，農(nóng)戶(hù)對(duì)生活污水處理效果評(píng)價(jià)與其成反比。

社會(huì)情境。農(nóng)戶(hù)的社會(huì)情境包括村集體重視程度、污水惡臭味現(xiàn)象和污水亂排放現(xiàn)象。村級(jí)組織因具備官方的認(rèn)可與授權(quán)，從而擁有了合法性的權(quán)威與強(qiáng)制力[17]，村集體所具體開(kāi)展的生活污水治理工作將直接影響農(nóng)戶(hù)的生活水平、生活習(xí)慣和環(huán)境保護(hù)意識(shí)[18]，因此村集體對(duì)于生活污水治理的態(tài)度對(duì)農(nóng)戶(hù)參與意愿有重要影響。如果農(nóng)戶(hù)在生活中感受到農(nóng)村生活污水帶來(lái)的惡臭味，農(nóng)戶(hù)為了自身健康會(huì)選擇參與農(nóng)村生活污水治理。生活污水亂排放現(xiàn)象越普遍，農(nóng)戶(hù)越能直觀(guān)感受到生活污水的危害性和治理的必要性，越希望參與生活污水治理解決生活污水亂排放現(xiàn)象。因此，假設(shè)村集體重視程度、污水惡臭味現(xiàn)象和污水亂排放現(xiàn)象與其成正比。

1.2 變量選取及賦值

基于研究假設(shè)，設(shè)農(nóng)戶(hù)“是否愿意參與農(nóng)村生活污水治理”為被解釋變量，解釋變量包括農(nóng)戶(hù)的個(gè)體特征及家庭特征、環(huán)境責(zé)任感知和社會(huì)情境3方面的10個(gè)因素，具體變量定義及賦值如表1所示。

表1 變量定義及賦值

2 數(shù)據(jù)來(lái)源與模型選擇

2.1 模型選擇

將農(nóng)戶(hù)“愿意”參與農(nóng)村生活污水治理(Y=1)的概率設(shè)為P，農(nóng)戶(hù)“不愿意”(Y=0)的概率設(shè)為1-P。由此，本文建立二項(xiàng)選擇logit模型確定農(nóng)戶(hù)參與生活污水治理意愿的影響因素，模型形式如下：

(1)

式(1)中，P/(1-P)表示幾率發(fā)生比，X表示解釋變量，包括農(nóng)戶(hù)的個(gè)體特征及家庭特征、環(huán)境責(zé)任感知和社會(huì)情境，β0為常數(shù)項(xiàng)，ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

2.2 數(shù)據(jù)來(lái)源和描述性統(tǒng)計(jì)

數(shù)據(jù)來(lái)源于本課題組于2019年6月在山東省各縣區(qū)開(kāi)展的調(diào)查，調(diào)查地點(diǎn)包括菏澤市、濱州市、臨沂市、泰安市、東營(yíng)市和淄博市。共發(fā)放問(wèn)卷155份，收回有效問(wèn)卷149份，有效回收率為96.12%。

從“是否愿意參與生活污水治理”的統(tǒng)計(jì)結(jié)果看：75.17%的農(nóng)戶(hù)表示愿意參與生活污水治理，24.83%的農(nóng)戶(hù)表示不愿意參與。從實(shí)地調(diào)研情況來(lái)看，農(nóng)戶(hù)不愿意參與生活污水治理的原因是：農(nóng)村生活污水排放量較小，參與生活污水治理給農(nóng)戶(hù)帶來(lái)的影響也不大，生活污水治理的必要性不強(qiáng)。此外，生活污水治理需要鋪設(shè)排污管道，前期投入和后期運(yùn)營(yíng)成本較大，不僅損壞自家路面還增加了農(nóng)戶(hù)的額外支出。

如表2所示，從受訪(fǎng)農(nóng)戶(hù)的個(gè)體特征來(lái)看：農(nóng)戶(hù)年齡主要在55歲以上，占樣本總體的31.55%，其次為40歲以下，占比為30.20%，25.50%的農(nóng)戶(hù)年齡在41～50歲，51～55歲的農(nóng)戶(hù)最少，占比為12.75%；從文化程度上看，51.68%的農(nóng)戶(hù)為初中學(xué)歷，其次為高中(中專(zhuān))學(xué)歷，占比為40.27%，5.37%的農(nóng)戶(hù)為大專(zhuān)及以上學(xué)歷，小學(xué)及以下的農(nóng)戶(hù)最少，僅占2.68%。從農(nóng)戶(hù)的家庭特征來(lái)看，大多數(shù)農(nóng)戶(hù)的家庭人口為4～6人，占比為53.02%，平均人口為4.46人；大多數(shù)農(nóng)戶(hù)(34.23%)的家庭年收入為4.1～6萬(wàn)元，其次為2.1～4萬(wàn)元，占比為32.21%，家庭年收入在6.1～8萬(wàn)元的農(nóng)戶(hù)最少，僅占4.03%。從統(tǒng)計(jì)結(jié)果上看，樣本的年齡分布較為均勻，文化程度分布較為合理，家庭人口和家庭年收入比較符合山東農(nóng)村實(shí)際情況，樣本選擇具有一定代表性。

表2 樣本描述性統(tǒng)計(jì)

3 結(jié)果與分析

針對(duì)農(nóng)戶(hù)參與生活污水治理意愿的影響因素建立二元logit模型，運(yùn)用SPSS22.0軟件對(duì)模型進(jìn)行分析，結(jié)果如表3所示，回歸結(jié)果顯示模型通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)，方程整體性顯著。

表3 模型估計(jì)結(jié)果

個(gè)體特征及家庭特征。農(nóng)戶(hù)的文化程度在10%的水平上顯著，且系數(shù)為正，說(shuō)明文化程度對(duì)農(nóng)戶(hù)參與生活污水治理意愿具有正向影響，文化程度越高的農(nóng)戶(hù)越愿意參與農(nóng)村生活污水治理，與研究假設(shè)一致。文化程度越高的農(nóng)戶(hù)，掌握信息和認(rèn)知事物的能力越強(qiáng)，同時(shí)也具有較強(qiáng)的環(huán)境責(zé)任意識(shí)，所以參與意愿越高。農(nóng)戶(hù)的年齡與農(nóng)戶(hù)參與生活污水治理意愿成反比，家庭人口和家庭年收入與農(nóng)戶(hù)參與生活污水治理意愿成正比，但結(jié)果均不顯著。這主要是因?yàn)檎{(diào)查農(nóng)戶(hù)的年齡主要為40歲以下或55歲以上，年齡偏低或偏高，年齡較低的農(nóng)戶(hù)作為家庭主要?jiǎng)趧?dòng)力承擔(dān)了較多的經(jīng)濟(jì)壓力，主要考慮經(jīng)濟(jì)收入而非環(huán)境效益；年齡較高的農(nóng)戶(hù)思想較為保守，同時(shí)注重短期的物質(zhì)需求，較少?gòu)拈L(zhǎng)期考慮生態(tài)環(huán)境，因此農(nóng)戶(hù)的年齡并不能顯著影響農(nóng)戶(hù)參與生活污水治理意愿。此外，大部分被調(diào)查農(nóng)戶(hù)家庭人口較多，家庭年收入較低，農(nóng)戶(hù)生活負(fù)擔(dān)較重，在短期內(nèi)更多考慮解決家庭成員的基本需求，即使意識(shí)到生活污水治理的必要性，也沒(méi)有資金和能力參與生活污水治理。

環(huán)境責(zé)任感知。模型估計(jì)結(jié)果顯示，農(nóng)戶(hù)的環(huán)境責(zé)任感知對(duì)農(nóng)戶(hù)參與生活污水治理意愿有顯著影響。農(nóng)戶(hù)的生活污水認(rèn)知在1%的水平上顯著，且系數(shù)為正，表明農(nóng)戶(hù)的生活污水認(rèn)知能力越強(qiáng)，越能認(rèn)識(shí)到生活污水對(duì)農(nóng)戶(hù)日常生活、身體健康的影響和危害，參與生活污水治理的意愿越強(qiáng)烈。農(nóng)戶(hù)的重復(fù)用水行為在10%的水平上顯著，且系數(shù)為正，表明農(nóng)戶(hù)重復(fù)利用生活用水與農(nóng)戶(hù)參與意愿成正比。農(nóng)戶(hù)重復(fù)利用生活用水可以反映農(nóng)戶(hù)的環(huán)保意識(shí)，重復(fù)利用生活用水的農(nóng)戶(hù)環(huán)保意識(shí)越強(qiáng)烈，其選擇參與生活污水治理改善農(nóng)村生態(tài)環(huán)境的可能性就越大。農(nóng)戶(hù)的生活污水處理效果評(píng)價(jià)在10%的水平上顯著，且系數(shù)為負(fù)，農(nóng)戶(hù)對(duì)生活污水處理效果評(píng)價(jià)越低，對(duì)當(dāng)前生活污水治理現(xiàn)狀越不滿(mǎn)意，選擇參與生活污水治理的熱情越高，其參與意愿越強(qiáng)烈。

社會(huì)情境。污水亂排放現(xiàn)象在5%的水平上顯著，且系數(shù)為正，說(shuō)明生活中污水亂排放現(xiàn)象與農(nóng)戶(hù)參與意愿呈正相關(guān)。生活污水亂排亂放現(xiàn)象可以刺激農(nóng)戶(hù)生理和心理的改變，進(jìn)而做出積極參與生活污水治理的行為決策，生活污水亂排放現(xiàn)象越普遍，農(nóng)戶(hù)對(duì)生活污水危害的認(rèn)識(shí)越強(qiáng)，越能夠刺激農(nóng)戶(hù)加強(qiáng)農(nóng)村生活污水治理。村集體重視程度對(duì)農(nóng)戶(hù)參與意愿有正向影響，但是不顯著，與傳統(tǒng)社會(huì)不同，現(xiàn)代社會(huì)的農(nóng)戶(hù)與村集體的聯(lián)系和溝通較少，農(nóng)戶(hù)對(duì)于村集體的信任度和支持度降低，因此村集體的態(tài)度不能顯著影響農(nóng)戶(hù)的意愿和行為。污水惡臭味現(xiàn)象不顯著，可能是因?yàn)檗r(nóng)村生活的臟亂差情況是由多方面因素造成的，例如廁所糞污、生活垃圾等，農(nóng)戶(hù)難以具體區(qū)分惡臭味的來(lái)源。此外，生活污水的惡臭味僅為農(nóng)村環(huán)境污染的一部分，僅僅治理生活污水難以從根本上解決農(nóng)村人居環(huán)境問(wèn)題，要將農(nóng)村改廁、生活污水治理等多項(xiàng)問(wèn)題進(jìn)行綜合整治。

4 結(jié)論與建議

本文運(yùn)用二項(xiàng)選擇logit模型對(duì)山東省149家農(nóng)戶(hù)參與生活污水治理意愿的影響因素進(jìn)行分析，研究表明：農(nóng)戶(hù)的文化程度越高，其參與生活污水治理的意愿越強(qiáng)；從環(huán)境責(zé)任感知來(lái)看，生活污水認(rèn)知、重復(fù)用水行為對(duì)農(nóng)戶(hù)參與生活污水治理意愿具有正向影響，生活污水處理效果評(píng)價(jià)對(duì)農(nóng)戶(hù)參與生活污水治理意愿具有負(fù)向影響；從社會(huì)情境來(lái)看，污水亂排放現(xiàn)象越普遍，農(nóng)戶(hù)參與生活污水治理意愿越強(qiáng)烈；農(nóng)戶(hù)的年齡、家庭人口、家庭年收入以及村集體重視程度、污水惡臭味現(xiàn)象對(duì)農(nóng)戶(hù)參與生活污水治理意愿不顯著。

根據(jù)研究結(jié)論，結(jié)合農(nóng)村生活污水治理的實(shí)際情況，提出以下建議：

第一，加強(qiáng)農(nóng)村生活污水治理工作的宣傳和引導(dǎo)，提高農(nóng)戶(hù)的環(huán)境責(zé)任意識(shí)。一方面通過(guò)宣傳增強(qiáng)農(nóng)戶(hù)對(duì)生活污水的認(rèn)識(shí)，讓農(nóng)戶(hù)意識(shí)到生活污水對(duì)身體健康和生態(tài)環(huán)境的危害及治理的必要性；另一方面通過(guò)引導(dǎo)農(nóng)戶(hù)重復(fù)利用生活用水，增強(qiáng)農(nóng)戶(hù)保護(hù)農(nóng)村生態(tài)環(huán)境的社會(huì)責(zé)任。

第二，加強(qiáng)農(nóng)村社會(huì)治理，營(yíng)造良好的社會(huì)氛圍。通過(guò)建設(shè)人人有責(zé)、人人盡責(zé)的農(nóng)村社會(huì)治理體系，營(yíng)造農(nóng)戶(hù)積極參與環(huán)境治理，拒絕環(huán)境臟亂差的良好氛圍。同時(shí)，通過(guò)加強(qiáng)農(nóng)戶(hù)與村集體之間的聯(lián)系和信任，增強(qiáng)村集體的組織動(dòng)員能力，帶動(dòng)農(nóng)戶(hù)積極參與農(nóng)村生活污水治理。