魏同洋 靳樂山

(1.中國農業(yè)科學院 農業(yè)信息研究所，北京 100081； 2.中國農業(yè)大學 人文與發(fā)展學院，北京 100193)

農村生活污水治理與農戶息息相關，是農村人居環(huán)境整治的重要內容，也是鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實施中亟待突破的現實困境。近年來國家高度重視農村生活污水治理工作，出臺了一系列政策法規(guī)支持農村生活污水治理工作的開展，并強調污水處理設施管護機制建立的重要性。2019年7月，農業(yè)農村部等九部門聯合印發(fā)《關于推進農村生活污水治理的指導意見》，明確了當前農村生活污水治理中的主要任務，提到了“梯次推進、建管并重，發(fā)動農戶、效果長遠”。2019年10月，國家發(fā)展改革委等印發(fā)《關于深化農村公共基礎設施管護體制改革的指導意見》，強調了農村公共基礎設施管護機制的重要性，提出“建管并重、協同推進，堅持先建機制、后建工程”。

南水北調中線調水工程，是長江最大支流漢江中上游丹江口水庫調水到北京市頤和園團城湖的輸水工程。隨著水源地農村居民生活水平的提高，化糞池、洗滌等生活污水排放日益增加，農村生活污水已經成為水體主要污染源之一，妥善處理好農村污水，是保護水源地生態(tài)環(huán)境的重要保障。農戶作為農村生活污水處理設施管護的參與者，對生活污水治理的認知影響著參與積極性，其參與意愿及行為對生活污水治理工作開展和村水環(huán)境保護至關重要。

當前，學術界也高度關注農村生活污水治理，主要是聚焦在治理模式、治理技術、處理設施管護問題等主題，關于處理設施的管護機制、農戶參與行為等主題較少。已有相關研究表明農民的積極參與對提高農村環(huán)境治理效果尤為重要，其中也包括少量的農戶農村污水治理實證研究。相比于城市生活污水處理，農村生活污水治理有其自身的特點，與農村社會結構、社會關系等有著直接聯系。付文鳳等認為農戶對生活污水污染源及治理必要性認知類變量對農戶參與意愿具有顯著正向影響，蘇淑儀等認為村對生活污水治理政策宣傳、知識普及日常監(jiān)管對農戶參與生活污水治理意愿有顯著正影響，褚家佳研究結果表明農戶對生活質量提升、鄉(xiāng)村旅游發(fā)展認知等變量對農戶參與生活污水治理意愿具有正影響，這為本研究考察認知對農戶參與生活污水處理設施管護意愿影響機制提供了一定借鑒。通過梳理現有相關文獻，我們認為以下3方面仍亟待完善：一是現有研究沒有關注水源地農村生活污水治理中的農戶參與行為；二是較少文獻關注農戶污水治理模式，探討不同模式下農戶管護付費行為；三是已有研究僅是利用Logit模型分析意愿的影響?；诖?，本研究基于計劃行為理論分析框架，運用單邊界加支付卡式的改進條件價值評估法(CVM)，利用Heckman兩階段模型，深入分析認知等對農戶參與污水處理設施管護意愿及支付水平的影響機制，以期引導農戶參與設施管護，為我國農村生活污水治理提供決策參考。

1 理論分析與研究假設

認知是行為的基礎，個體對事物認知程度直接或間接影響選擇偏好和意愿，進而影響最終的行為決策。農戶認知對其參與處理設施管護的影響并不是單路徑，存在著復雜的互動關系。為激勵農戶進行生態(tài)保護行為，有效提高農戶參與積極性，對農戶參與行為結構進行深入了解，有針對性地提升其行為結構。計劃行為理論(Theory of planned behavior, TPB)是由Ajzen于20世紀80年代末至90年代初基于理性行為理論提出的經典理論框架，用于解釋和預測個體行為和意愿，是社會心理學領域影響深遠的理論，大量用于解釋和預測個體行為和意愿。計劃行為理論認為，人的行為態(tài)度(Attitude toward the behavior, AB)、主觀規(guī)范(Subjective norms, SN)和感知行為控制(Perceived behavior control, PBC)三項要素可分別影響行為意向。計劃行為理論廣泛應用于農業(yè)問題農戶行為的研究。行為主體意愿在主體參與事件全過程中發(fā)揮著互相補充的重要作用：首先，行為前產生的預先判斷與估計作為一種重要意愿，會在一定程度上指導行為實現；其次，實際行為產生后，行為主體意愿將對之前行為結果進行反思與回顧，從而對未來行為提出有益指導，調整行為方向。因此，本研究基于計劃行為理論，分析行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制三要素對農戶參與設施管護意愿的影響機理。

1.1 行為態(tài)度對農戶參與生活污水處理設施管護意愿的影響

行為態(tài)度是指個體對某一行為積極或消極評價的程度，在本研究中是指農戶在設施管護過程中對農村生活污水治理所持的正向或負向態(tài)度。本研究基于參與生活污水治理改善家庭環(huán)境與健康、村環(huán)衛(wèi)工作開展改善村水環(huán)境、參與生活污水治理改善村水環(huán)境3方面構建指標，衡量農戶的行為態(tài)度。如果農戶認為生活污水治理可以改善家庭衛(wèi)生狀況、保障自身健康，那么農戶更愿意參與處理設施管護。如果農戶認為生活污水治理以及村中環(huán)衛(wèi)工作開展可以改善村水環(huán)境，則農戶參與設施管護的意愿更強。

據此提出研究假設H1：農戶對村生活污水治理態(tài)度越積極，其參與污水處理設施管護意愿越強烈。

1.2 主觀規(guī)范對農戶參與生活污水處理設施管護意愿的影響

主觀規(guī)范是指個體采納或不采納特定行為時所感知到的周邊社會壓力，在本研究中是指農戶是否參與處理設施管護這一特定行為決策時所受到的外界社會壓力，包括有影響的個人、團體及其作用大小。農村社會仍是一個“熟人社會”或“半熟人社會”，人與人之間存在互相影響的社會關系，直接或間接地影響著農村社會中村民意識與行為。受訪農戶社交關系雖然簡單卻較為緊密，對是否參與農村生活污水治理這一事件作決策時，會受到彼此之間影響。因此，本研究測度農戶是否會受到親朋鄰里的示范性規(guī)范影響，如果農戶對主觀規(guī)范認同程度越高，農戶參與處理設施管護意愿越強烈。

據此提出研究假設H2：農戶對參與生活污水處理設施管護主觀規(guī)范認同程度越高，農戶參與管護意愿越強烈。

1.3 感知行為控制對農戶參與生活污水處理設施管護意愿的影響

感知行為控制是指個體在實施某種行為時所感受到的難易程度，并被認為反映了過去經驗和預期困難，在本研究中是指農戶在進行處理設施管護決策時，據其自身經驗及預期阻礙所感受到的難易程度，是影響農戶進行決策時的重要驅動因素。本研究分別從“自己可以代表家庭做決定”、“有充分時間參與污水處理設施管護”、“有經濟能力參與污水處理設施管護”三方面來測度農戶的感知行為控制。一般來說，農戶的感知行為控制能夠對參與意愿產生正影響。

據此提出研究假說H3：農戶對生活污水處理設施管護感知行為控制越強，參與管護意愿越強烈。

基于以上分析，本研究構建理論分析框架如圖1所示。

2 數據來源與模型選擇

2.1 研究區(qū)域及數據情況

本研究所用數據來源于研究團隊2020年8月對南水北調中線水源地湖北十堰兩區(qū)縣的入戶調查。調查選取了南水北調中線水源地A區(qū)和B縣，采用分層隨機抽樣方法在A區(qū)和B縣共選取了11個鄉(xiāng)鎮(zhèn)、24個村，最終選取了450個農戶。調查問卷包括村級調查問卷和農戶調查問卷。為了確保數據質量，調查采取一對一的面訪形式。調查人員主要為碩士，具有較豐富的田野調查經驗，對農村生活較為熟悉，在調查之前課題組對調查人員進行培訓。農戶調查中受訪者為戶主或家庭的決策者，村級調查中受訪者為村長、書記、主任等了解全村情況的人。最終完成了24份村級調查問卷及450份農戶調查問卷。調查問卷包含了一系列的詳細問題，重點關注生活污水排放、村民環(huán)保意識、沖水廁所及化糞池使用、污水處理設施管護意愿情況。

圖1 生活污水治理認知 TPB理論分析框架Fig.1 TPB theoretical framework of the cognition of domestic sewage treatment

2.2 分析模型

由于社會科學的研究變量多與人相關，會導致樣本偏差問題。同樣，對于具有支付意愿的農戶，由于某些原因(如，收入約束)，其可能選擇了拒絕支付。在拒絕支付的農戶中會存在真實的零支付群體，即其支付意愿水平為零。如果在進行分析時不考慮真實的零支付群體，那么就有可能引起樣本選擇性偏差。因此，為克服樣本選擇性偏差問題，本研究選擇Heckman兩階段估計方法進行參數估計。

第一階段，建立選擇方程，對被調查的全體受訪農戶進行Probit估計，分析農戶是否愿意為污水處理設施管護付費受到哪些因素的影響。在這個階段，主要考慮地區(qū)變量、行為態(tài)度變量、主觀規(guī)范變量、感知行為控制變量、個人及家庭特征變量、村集體參與變量、生活污水治理模式變量等對農戶是否選擇付費這一行為的影響。將“農戶愿意付費”記為

Y

=1，用潛變量

Y

表示，

Y

的表達式如下：

(1)

式中：

i

表示第

i

位被調查農戶；為解釋變量，

α

為待估參數，

u

為隨機擾動項。假定

u

服從標準正態(tài)分布，

Y

=1的概率為：

P

(

Y

=1)=

F

(

Z

α

′)=Ф(

Z

α

′)=?(

t

)

dt

(2)

式中：

P

(

Y

=1)為第

i

個農戶愿意付費的概率，由農戶家庭特征變量等一系列變量來解釋；?(。)為標準正態(tài)分布密度函數，Ф(。)為相應累計密度函數。

第二階段，建立主回歸方程，分析在選擇為污水處理設施管護付費的農戶中，農戶是否愿意為高水平管護行為支付更高資金。只有當受訪農戶在第一階段選擇了為污水處理設施管護付費后，第二階段的支付金額變量才能被觀察到。在第二階段的分析中，考慮到OLS估計中可能存在選擇性偏誤，將第一階段估計得到的逆米爾斯比率作為第二階段方程修正變量與其他解釋變量一起回歸。將農戶的支付意愿水平用bid表示，用潛在變量bid表示，bid表達式如下：

bid=

X

β

+

λ

γ

+

ε

(3)

式中：

X

為解釋變量，表示可能影響農戶支付意愿值的變量組；

λ

為第一階段估計中

Y

=1的全樣本估計逆米爾斯比率；

ε

是隨機擾動項，服從正態(tài)分布，且均值為零。

2.3 變量選擇

本研究把受訪農戶是否愿意付費以及支付水平作為農戶付費行為的代理變量。解釋變量包括地區(qū)變量、農戶的行為態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制、村集體參與、生活污水治理模式以及個人及家庭特征變量7類變量。第一，地區(qū)變量，是指調查地區(qū)；第二，行為態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制變量依據計劃行為理論設置，主要采用五級Likert量表來衡量；第三，村集體參與變量，包括是否是集中污水處理設施覆蓋村、對村生活污水治理成效滿意度兩個變量；第四，生活污水治理模式變量，為分析不同生活污水治理模式對付費行為的影響，主要指是否接入集中污水處理設施模式；第五，個人及家庭特征變量，在本研究中個人及家庭特征變量由受訪農戶個人特征、家庭經濟特征組成，包括性別、年齡、文化程度、是否是黨員、是否是村干部、健康狀況、家庭總收入、家庭常住人口數量。各變量的賦值及描述性統(tǒng)計見表1。

表1 變量賦值及描述性統(tǒng)計
Table 1 Variable assignment and descriptive statistics

潛變量 Latent variable 變量含義Definition觀測變量與賦值Observed variable and assignment均值Mean標準差Standard error被解釋變量Dependentvariable參與生活污水處理設施管護的意愿是否愿意參與生活污水處理設施管護:愿意=1;不愿意=00.8890.315生活污水處理設施管護支付水平農戶最終的支付水平6.1683.275地區(qū)變量Regional variable受訪農戶所在區(qū)縣A縣/區(qū)=1 B縣/區(qū)=00.4970.501生活污水治理改善家庭環(huán)境與健康是否認同生活污水治理改善家庭環(huán)境與健康:非常不同意=1;不同意=2;無所謂=3;同意=4;非常同意=53.9460.449行為態(tài)度AB村環(huán)衛(wèi)工作開展改善村水環(huán)境是否認同村環(huán)衛(wèi)工作開展改善村中水環(huán)境:非常不同意=1;不同意=2;無所謂=3;同意=4;非常同意=53.9140.464生活污水治理改善村水環(huán)境是否認同村生活污水治理改善村水環(huán)境:非常不同意=1;不同意=2;無所謂=3;同意=4;非常同意=53.7440.772主觀規(guī)范SN村民及朋友的選擇預期是否認同村民及朋友會同意污水處理設施管護:非常不同意=1;不同意=2;無所謂=3;同意=4;非常同意=52.8480.679村民和朋友的選擇影響力是否認同自己做選擇時會考考慮村民及朋友的選擇:非常不同意=1;不同意=2;無所謂=3;同意=4;非常同意=52.7590.644可以代表家庭做決定自己可以代表家庭做決定:非常不同意=1;不同意=2;無所謂=3;同意=4;非常同意=53.9340.313感知行為控制PBC有充分時間參與污水處理設施管護有充分時間參與污水處理設施管護:非常不同意=1;不同意=2;無所謂=3;同意=4;非常同意=52.9140.913有經濟能力參與污水處理設施管護有經濟能力參與污水處理設施管護:非常不同意=1;不同意=2;無所謂=3;同意=4;非常同意=52.4990.772

表1(續(xù))

潛變量 Latent variable 變量含義Definition觀測變量與賦值Observed variable and assignment均值Mean標準差Standard error村集體參與Village collectiveparticipation varia-ble是否是集中污水處理設施覆蓋村村中是否有集中的污水處理設施:有=1,無=00.6300.483農村生活污水治理成效滿意度對本村生活污水治理成效的滿意度:非常滿意=1;滿意=2;無所謂=3;不滿意=4;非常不滿意=52.3220.723生活污水治理模式Domestic sewagetreatment mode污水是否接入集中污水處理設施模式農戶生活污水是否接入城(集)鎮(zhèn)處理管網或村落集中污水處理設施:是=1;不是=00.6940.461性別受訪者性別:男=1;女=01.3200.467年齡受訪者年齡:實際年齡值54.66011.361 文化程度受訪者文化程度:小學及以下=1;初中=2;高中、職校、中專=3;大專=4;本科及以上=51.5710.726個人及家庭特征Individual andfamilycharacteristic是否是黨員受訪者是否是黨員:是=1;否=00.1360.343是否是村干部受訪者是否是村干部:是=1;否=00.0570.231健康狀況受訪者的健康狀況:健康=1;有輕微病癥不影響勞動=2;有慢性病,勞動能力弱=3;不能勞動=41.4150.693家庭總收入受訪家庭去年的家庭年總收入3.8893.603家庭常住人口數量受訪家庭家中的常住人口數量3.0861.674

3 實證分析

3.1 調查地農村生活污水處理現狀

調研地以山地丘陵為主，農村生活污水治理模式分為接入城(集)鎮(zhèn)管網統(tǒng)一處理、村落集中處理、農戶分散處理3大類，村莊生活污水治理模式與其地理特征、農戶分布、生活污水原有的收集方式密切相關。A區(qū)和B縣農村生活污水集中處理設施村莊覆蓋率分別為83.50%、43.70%，農戶分散處理設施覆蓋率近90%。

3.2 不同模式農戶付費行為分析

在調查抽樣時兼顧村落集中污水處理設施覆蓋以及未覆蓋的村莊，對農戶家庭生活污水治理模式而言，26戶農戶生活污水接入城(集)鎮(zhèn)處理管網，占總樣本比為5.90%；280戶農戶生活污水接入村落集中污水處理設施管網，占總樣本比為63.49%；99戶農戶生活污水僅使用分散處理設施處理，占總樣本比為22.45%；36戶家庭沒有接入任何污水處理設施，占總樣本比為8.16%。

不同生活污水治理模式下樣本農戶同意進入付費情景的概率與支付意愿不同，但差距不大。其中接入城(集)鎮(zhèn)處理管網的農戶平均支付意愿為6.27元/(月·戶)，接入村落集中污水處理設施的農戶平均支付意愿為6.24元/(月·戶)，采用農戶分散處理模式的農戶平均支付意愿為6.16元/(月·戶)，家中沒有接入任何污水處理設施的農戶平均支付意愿為5.39元/(月·戶)。

3.3 農戶付費行為的影響因素分析

3

.

3

.

1

變量間多重共線性檢驗

如果自變量之間高度相關或完全相關，將引起回歸系數標準差過大，甚至導致回歸系數無法確定。故在進行回歸之前，對各個解釋變量之間可能存在的多重共線性問題進行診斷。一般認為方差膨脹因子(VIF)大于10，容差小于0.1，即可認為存在多重共線問題。經過多重共線診斷分析，由結果可知最大方差膨脹因子VIF小于10，容差大于0.1，均在合理范圍之內，表明現有變量模型不存在嚴重的多重共線性問題。由于篇幅有限，僅展現以地區(qū)變量作為因變量，行為態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制、生活污水治理模式與家庭及個人特征變量作為自變量，檢驗結果如表4。綜合全部檢驗結果來看，各自變量之間的共線程度在合理范圍之內。

表2 樣本戶生活污水治理模式的分布
Table 2 Distribution of domestic sewage treatment modes of sample households

生活污水治理模式 Domestic sewage treatment modes 樣本鎮(zhèn)(鄉(xiāng))Sample town樣本村Sample village樣本農戶Sample households接入城(集)鎮(zhèn)處理管網模式Mode of connecting urban (town) treatment pipe network 1 1 26接入村落集中污水處理設施模式Mode of access to village centralized sewage treatment facilities1121280農戶分散處理模式Farmer household decentralized treatment mode 916 99沒有接入任何污水處理設施Not connected to any sewage treatment facilities 915 36

表3 不同生活污水治理模式下農戶進入付費情景概率及支付意愿
Table 3 Probability and willingness to pay of farmers under different domestic sewage treatment modes

生活污水治理模式 Domestic sewage treatment mode 同意進入付費情景概率/%Probability of agreeing to pay支付意愿/(元/(月·戶))Willingness to pay接入城(集)鎮(zhèn)處理管網模式Mode of connecting urban (town) treatment pipe network100.006.27接入村落集中污水處理設施模式Mode of access to village centralized sewage treatment facilities89.296.24農戶分散處理模式Farmer household decentralized treatment mode88.896.16無污水處理設施Not connected to any sewage treatment facilities77.785.39

3

.

3

.

2

Heckman兩階段模型分析結果表5為農戶支付意愿以及支付水平的Heckman兩階段模型回歸結果。Heckman兩階段模型模擬結果顯示Wald chi=144.35、

P

=0.000<0.01，表明模型中至少有1個協變量具有不等于0的效應，即模型的擬合度較好。從結果來看，在第一階段中生活污水治理改善家庭環(huán)境與健康、村環(huán)衛(wèi)工作開展改善村水環(huán)境、生活污水治理改善村水環(huán)境、村民及朋友的選擇預期、有經濟能力參與污水處理設施管護、健康狀況、家庭總收入變量通過了顯著性檢驗，表明上述變量是影響農戶是否同意付費的關鍵因素；在第二階段中村環(huán)衛(wèi)工作開展改善村水環(huán)境、有充分時間參與污水處理設施管護、年齡、是否是黨員、家庭總收入通過了顯著性檢驗，表明上述變量是影響農戶支付水平的關鍵因素。

行為態(tài)度變量中村環(huán)衛(wèi)工作開展改善村水環(huán)境變量在第一階段和第二階段分析中1%的置信水平上通過了顯著性檢驗，系數為正，表明在其他變量不變的情況下，受訪農戶對村環(huán)衛(wèi)工作開展改善村水環(huán)境認同度越高，其愿意支付的概率越大、支付水平越高；生活污水治理改善家庭環(huán)境與健康、生活污水治理改善村水環(huán)境變量在第一階段分析中在1%的置信水平上通過了顯著性檢驗，系數為正，表明在其他變量不變的情況下，受訪農戶對生活污水治理改善家庭環(huán)境與健康、生活污水治理改善村水環(huán)境認同度越高，其愿意支付的概率越大。說明農戶行為態(tài)度越積極，其越可能實施參與污水處理設施管護，研究假說H1得到證實。一般而言，隨著現代農村經濟水平快速發(fā)展和生活方式極大改善，農戶普遍開始關注生態(tài)健康，關注自身所處農村的生態(tài)環(huán)境質量，農戶為改善當地生態(tài)效益更愿意參與污水處理設施管護，為管護付費。鑒于此，農戶積極的生活污水治理態(tài)度能促進其參與污水處理設施管護。

表4 多重共線性診斷結果
Table 4 Multicollinearity diagnosis results

變量類別 Variable category 變量名稱Variable共線性統(tǒng)計 Collinearity statistics容差 ToleranceVIF因變量Dependent variable地區(qū)變量生活污水處理設施管護支付水平0.8191.221生活污水治理改善家庭環(huán)境與健康0.8521.174村環(huán)衛(wèi)工作開展改善村水環(huán)境0.8111.233生活污水治理改善村水環(huán)境0.8081.237村民及朋友的選擇預期0.8711.148村民和朋友的選擇影響力0.8641.158可以代表家庭做決定0.9601.041有充分時間參與污水處理設施管護0.6341.578有經濟能力參與污水處理設施管護0.7071.414自變量Independent variable是否是集中污水處理設施覆蓋村0.9341.071農村生活污水治理成效滿意度0.9331.072污水是否接入集中污水處理設施模式0.8131.229性別0.8551.170年齡0.6781.476文化程度0.6721.489是否是黨員0.6281.592是否是村干部0.6641.506健康狀況0.8981.114家庭總收入0.8461.181家庭常住人口數量0.9191.088

注：容差值和VIF是診斷多重共線性量度指標，容差值介于0～1，VIF值介于1～∞，一般認為容差<0.1，VIF>10，即可認為存在多重共線問題。

Note: Tolerance value and VIF are diagnostic multicollinearity measures with tolerances ranging from 0 to 1 and VIF ranging from 1 to ∞. Generally, if the tolerance is less than 0.1 and the Vif is more than 10, it is considered that there are multiple collinear problems.

主觀規(guī)范變量中村民及朋友選擇預期變量在第一階段分析中1%的置信水平上通過了顯著性檢驗，系數為正，而村民和朋友的選擇影響力并沒有通過顯著性檢驗。這表明在其他變量不變的情況下，受訪農戶對村中村民及朋友的選擇預期程度越高，其愿意支付的概率越大。可見，農戶主觀規(guī)范對設施管護意愿具有顯著正向影響，研究假說H2得到驗證。盡管村民和朋友的選擇影響力變量未通過顯著性檢驗，但受訪農戶仍然會受到村民和朋友選擇的間接影響，預期村民和朋友做出選擇的農戶，更愿意參與農村生活污水處理設施管護。鑒于此，農戶的主觀規(guī)范認同程度越高，農戶參與處理設施管護意愿越強烈。

表5 Heckman兩階段模型分析結果
Table 5 Analysis results of Heckman two-stage model

變量類別 Variable category 變量名稱Variable第一階段(是否愿意付費)The first stage (Pay or not)第二階段(支付水平)The second stage (Payment level)系數Coefficient標準誤差Standard error系數Coefficient標準誤差Standard error地區(qū)變量Regional variable受訪農戶所在區(qū)縣-0.0410.2180.3470.346生活污水治理改善家庭環(huán)境與健康0.369**0.179-0.4240.425行為態(tài)度AB村環(huán)衛(wèi)工作開展改善村水環(huán)境0.428***0.169-1.413***0.471生活污水治理改善村水環(huán)境0.269***0.124-0.3430.254主觀規(guī)范SN村民及朋友的選擇預期0.631***0.1720.0910.289村民和朋友的選擇影響力0.1310.1770.2390.267可以代表家庭做決定0.0520.258-0.3140.539感知行為控制PBC有充分時間參與污水處理設施管護-0.1720.1190.628***0.226有經濟能力參與污水處理設施管護0.640***0.2050.0140.278村集體參與Village collectiveparticipation是否是集中污水處理設施覆蓋村0.2760.204-0.3720.357農村生活污水治理成效滿意度0.1130.1630.3080.233生活污水治理模式Domestic sewagetreatment mode污水是否接入集中污水處理設施模式-0.0640.2280.4110.375性別-0.1160.222-0.3840.357年齡0.0030.011-0.068***0.016文化程度0.0400.1750.3510.262家庭及個人特征Individual andfamilycharacteristic是否是黨員0.2320.4370.889*0.558是否是村干部-0.7030.589-0.2510.832健康狀況-0.396***0.1310.3020.294家庭總收入0.067*0.0450.059*0.048家庭常住人口數量0.0230.0680.0450.095常數項-6.1421.86215.3094.356MillsLambda-2.1051.562rho-0.681檢驗Sigma3.090Wald chi2144.350Prod>chi20.000

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的統(tǒng)計水平上顯著。

Note: ***, * *, and * were significant at the statistical levels of 1%, 5%, and 10%, respectively.

感知行為控制變量中有經濟能力參與污水處理設施管護變量在第一階段分析中在1%的置信水平上通過了顯著性檢驗，系數為正；有充分時間參與污水處理設施管護變量在第二階段分析中在1%置信水平上通過了顯著性檢驗，系數為正；自己可以代表家庭做決定變量沒有通過顯著性檢驗。這表明在其他變量不變的情況下，受訪農戶在參與污水處理設施管護時感受到的困難程度越低，其參與處理設施管護概率及支付水平會越高，研究假說H3得到驗證。鑒于此，農戶處理設施管護感知行為控制越強，參與管護意愿越強烈。

家庭及個人特征變量中家庭總收入變量在第一階段和第二階段10%的置信水平上通過了顯著性檢驗，系數為正，這表明在其他變量不變的情況下，受訪農戶家庭收入越高，其參與管護概率及支付水平更高。身體健康狀況在第一階段1%的置信水平上通過了顯著性檢驗，系數為負，這表明在其他變量不變情況下，身體越健康的受訪農戶參與污水處理設施管護的概率越大；年齡和是否是黨員變量在第二階段1%和10%的置信水平上通過了顯著性檢驗，系數分別為負、正，這表明年齡越大受訪者其愿意支付的水平越低，可能原因有在農村中年齡越大賺錢途徑相對越少，對錢的支出愈加謹慎，同時對農村生活污水危害性認知越缺乏；黨員支付意愿較高，說明黨員作為社會主義新農村建設中一線人員，在積極建設美麗鄉(xiāng)村中更愿意充分發(fā)揮其引領作用、積極參與農村生活污水的治理。

4 結論與建議

4.1 結論

本研究利用2020年南水北調中線水源地湖北省十堰市的農戶調查數據，基于計劃行為理論，探討認知對農戶參與生活污水處理設施管護意愿影響機制，為避免樣本選擇性偏差問題運用Heckman兩階段模型，分別對數據進行第一階段估計，分析農戶是否愿意付費的影響因素，在對第一階段估計基礎上將逆米爾斯比率作為第二階段方程的修正變量與其他解釋變量一起回歸，進行第二階段的支付水平影響因素分析，得出如下結論：

1)不同生活污水治理模式下樣本農戶同意進入付費情景的概率不同，支付意愿也不同，沒有接入任何污水處理設施農戶同意支付概率與支付水平均最低。接入城(集)鎮(zhèn)處理管網農戶同意支付的概率為100%，平均支付意愿為6.27 元/(月·戶)；接入村落集中污水處理設施農戶同意支付的概率為89.29%，平均支付意愿為6.24 元/(月·戶)；采用農戶分散處理模式農戶同意支付的概率為88.89%，平均支付意愿為6.16 元/(月·戶)；家中沒有接入任何污水處理設施農戶同意支付的概率為77.78%，平均支付意愿為5.39 元/(月·戶)。

2)農戶參與生活污水處理設施管護意愿邏輯符合計劃行為理論，行為態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制、年齡、是否是黨員、健康狀況、家庭總收入變量均對農戶付費行為有顯著影響，證實了前文提出的假設。其中，在第一階段中行為態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制、健康狀況、家庭總收入變量通過了顯著性檢驗，是影響農戶是否同意付費的關鍵因素；在第二階段中行為態(tài)度、感知行為控制、年齡、是否是黨員、家庭總收入變量通過了顯著性檢驗，是影響農戶支付水平的關鍵因素。

4.2 建議

基于上述實證分析以及研究結論，給出如下建議：

1)充分發(fā)揮南水北調中線水源地農戶認知對其參與生活污水處理設施管護的促進作用。農戶在考慮參與處理設施管護時，經濟理性是農戶行為決策的基礎，同時還會受到社會壓力、從眾心理影響，應積極推廣、宣傳生活污水治理帶來的生態(tài)效益，鼓勵黨員以及環(huán)保意識較強的農戶率先參與處理設施管護，在多方合力下，更好地推動認知對農戶參與生活污水處理管護的促進作用。

2)部分地區(qū)可推行受益農戶適當繳費或出工等管護方式。在實地調研中發(fā)現管護資金來源缺乏是影響設施正常運行的重要因素之一?？紤]調研中的農戶響應，可以適當探索建立受益農戶付費制度，提高農戶自覺參與污水處理設施管護的積極性。