魏同洋 靳樂(lè)山

(1.中國(guó)農(nóng)業(yè)科學(xué)院 農(nóng)業(yè)信息研究所，北京 100081； 2.中國(guó)農(nóng)業(yè)大學(xué) 人文與發(fā)展學(xué)院，北京 100193)

農(nóng)村生活污水治理與農(nóng)戶息息相關(guān)，是農(nóng)村人居環(huán)境整治的重要內(nèi)容，也是鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實(shí)施中亟待突破的現(xiàn)實(shí)困境。近年來(lái)國(guó)家高度重視農(nóng)村生活污水治理工作，出臺(tái)了一系列政策法規(guī)支持農(nóng)村生活污水治理工作的開展，并強(qiáng)調(diào)污水處理設(shè)施管護(hù)機(jī)制建立的重要性。2019年7月，農(nóng)業(yè)農(nóng)村部等九部門聯(lián)合印發(fā)《關(guān)于推進(jìn)農(nóng)村生活污水治理的指導(dǎo)意見》，明確了當(dāng)前農(nóng)村生活污水治理中的主要任務(wù)，提到了“梯次推進(jìn)、建管并重，發(fā)動(dòng)農(nóng)戶、效果長(zhǎng)遠(yuǎn)”。2019年10月，國(guó)家發(fā)展改革委等印發(fā)《關(guān)于深化農(nóng)村公共基礎(chǔ)設(shè)施管護(hù)體制改革的指導(dǎo)意見》，強(qiáng)調(diào)了農(nóng)村公共基礎(chǔ)設(shè)施管護(hù)機(jī)制的重要性，提出“建管并重、協(xié)同推進(jìn)，堅(jiān)持先建機(jī)制、后建工程”。

南水北調(diào)中線調(diào)水工程，是長(zhǎng)江最大支流漢江中上游丹江口水庫(kù)調(diào)水到北京市頤和園團(tuán)城湖的輸水工程。隨著水源地農(nóng)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(nóng)村生活污水已經(jīng)成為水體主要污染源之一，妥善處理好農(nóng)村污水，是保護(hù)水源地生態(tài)環(huán)境的重要保障。農(nóng)戶作為農(nóng)村生活污水處理設(shè)施管護(hù)的參與者，對(duì)生活污水治理的認(rèn)知影響著參與積極性，其參與意愿及行為對(duì)生活污水治理工作開展和村水環(huán)境保護(hù)至關(guān)重要。

當(dāng)前，學(xué)術(shù)界也高度關(guān)注農(nóng)村生活污水治理，主要是聚焦在治理模式、治理技術(shù)、處理設(shè)施管護(hù)問(wèn)題等主題，關(guān)于處理設(shè)施的管護(hù)機(jī)制、農(nóng)戶參與行為等主題較少。已有相關(guān)研究表明農(nóng)民的積極參與對(duì)提高農(nóng)村環(huán)境治理效果尤為重要，其中也包括少量的農(nóng)戶農(nóng)村污水治理實(shí)證研究。相比于城市生活污水處理，農(nóng)村生活污水治理有其自身的特點(diǎn)，與農(nóng)村社會(huì)結(jié)構(gòu)、社會(huì)關(guān)系等有著直接聯(lián)系。付文鳳等認(rèn)為農(nóng)戶對(duì)生活污水污染源及治理必要性認(rèn)知類變量對(duì)農(nóng)戶參與意愿具有顯著正向影響，蘇淑儀等認(rèn)為村對(duì)生活污水治理政策宣傳、知識(shí)普及日常監(jiān)管對(duì)農(nóng)戶參與生活污水治理意愿有顯著正影響，褚家佳研究結(jié)果表明農(nóng)戶對(duì)生活質(zhì)量提升、鄉(xiāng)村旅游發(fā)展認(rèn)知等變量對(duì)農(nóng)戶參與生活污水治理意愿具有正影響，這為本研究考察認(rèn)知對(duì)農(nóng)戶參與生活污水處理設(shè)施管護(hù)意愿影響機(jī)制提供了一定借鑒。通過(guò)梳理現(xiàn)有相關(guān)文獻(xiàn)，我們認(rèn)為以下3方面仍亟待完善：一是現(xiàn)有研究沒(méi)有關(guān)注水源地農(nóng)村生活污水治理中的農(nóng)戶參與行為；二是較少文獻(xiàn)關(guān)注農(nóng)戶污水治理模式，探討不同模式下農(nóng)戶管護(hù)付費(fèi)行為；三是已有研究?jī)H是利用Logit模型分析意愿的影響?；诖?，本研究基于計(jì)劃行為理論分析框架，運(yùn)用單邊界加支付卡式的改進(jìn)條件價(jià)值評(píng)估法(CVM)，利用Heckman兩階段模型，深入分析認(rèn)知等對(duì)農(nóng)戶參與污水處理設(shè)施管護(hù)意愿及支付水平的影響機(jī)制，以期引導(dǎo)農(nóng)戶參與設(shè)施管護(hù)，為我國(guó)農(nóng)村生活污水治理提供決策參考。

1 理論分析與研究假設(shè)

認(rèn)知是行為的基礎(chǔ)，個(gè)體對(duì)事物認(rèn)知程度直接或間接影響選擇偏好和意愿，進(jìn)而影響最終的行為決策。農(nóng)戶認(rèn)知對(duì)其參與處理設(shè)施管護(hù)的影響并不是單路徑，存在著復(fù)雜的互動(dòng)關(guān)系。為激勵(lì)農(nóng)戶進(jìn)行生態(tài)保護(hù)行為，有效提高農(nóng)戶參與積極性，對(duì)農(nóng)戶參與行為結(jié)構(gòu)進(jìn)行深入了解，有針對(duì)性地提升其行為結(jié)構(gòu)。計(jì)劃行為理論(Theory of planned behavior, TPB)是由Ajzen于20世紀(jì)80年代末至90年代初基于理性行為理論提出的經(jīng)典理論框架，用于解釋和預(yù)測(cè)個(gè)體行為和意愿，是社會(huì)心理學(xué)領(lǐng)域影響深遠(yuǎn)的理論，大量用于解釋和預(yù)測(cè)個(gè)體行為和意愿。計(jì)劃行為理論認(rèn)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(xiàng)要素可分別影響行為意向。計(jì)劃行為理論廣泛應(yīng)用于農(nóng)業(yè)問(wèn)題農(nóng)戶行為的研究。行為主體意愿在主體參與事件全過(guò)程中發(fā)揮著互相補(bǔ)充的重要作用：首先，行為前產(chǎn)生的預(yù)先判斷與估計(jì)作為一種重要意愿，會(huì)在一定程度上指導(dǎo)行為實(shí)現(xiàn)；其次，實(shí)際行為產(chǎn)生后，行為主體意愿將對(duì)之前行為結(jié)果進(jìn)行反思與回顧，從而對(duì)未來(lái)行為提出有益指導(dǎo)，調(diào)整行為方向。因此，本研究基于計(jì)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(duì)農(nóng)戶參與設(shè)施管護(hù)意愿的影響機(jī)理。

1.1 行為態(tài)度對(duì)農(nóng)戶參與生活污水處理設(shè)施管護(hù)意愿的影響

行為態(tài)度是指?jìng)€(gè)體對(duì)某一行為積極或消極評(píng)價(jià)的程度，在本研究中是指農(nóng)戶在設(shè)施管護(hù)過(guò)程中對(duì)農(nóng)村生活污水治理所持的正向或負(fù)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(gòu)建指標(biāo)，衡量農(nóng)戶的行為態(tài)度。如果農(nóng)戶認(rèn)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(nóng)戶更愿意參與處理設(shè)施管護(hù)。如果農(nóng)戶認(rèn)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(nóng)戶參與設(shè)施管護(hù)的意愿更強(qiáng)。

據(jù)此提出研究假設(shè)H1：農(nóng)戶對(duì)村生活污水治理態(tài)度越積極，其參與污水處理設(shè)施管護(hù)意愿越強(qiáng)烈。

1.2 主觀規(guī)范對(duì)農(nóng)戶參與生活污水處理設(shè)施管護(hù)意愿的影響

主觀規(guī)范是指?jìng)€(gè)體采納或不采納特定行為時(shí)所感知到的周邊社會(huì)壓力，在本研究中是指農(nóng)戶是否參與處理設(shè)施管護(hù)這一特定行為決策時(shí)所受到的外界社會(huì)壓力，包括有影響的個(gè)人、團(tuán)體及其作用大小。農(nóng)村社會(huì)仍是一個(gè)“熟人社會(huì)”或“半熟人社會(huì)”，人與人之間存在互相影響的社會(huì)關(guān)系，直接或間接地影響著農(nóng)村社會(huì)中村民意識(shí)與行為。受訪農(nóng)戶社交關(guān)系雖然簡(jiǎn)單卻較為緊密，對(duì)是否參與農(nóng)村生活污水治理這一事件作決策時(shí)，會(huì)受到彼此之間影響。因此，本研究測(cè)度農(nóng)戶是否會(huì)受到親朋鄰里的示范性規(guī)范影響，如果農(nóng)戶對(duì)主觀規(guī)范認(rèn)同程度越高，農(nóng)戶參與處理設(shè)施管護(hù)意愿越強(qiáng)烈。

據(jù)此提出研究假設(shè)H2：農(nóng)戶對(duì)參與生活污水處理設(shè)施管護(hù)主觀規(guī)范認(rèn)同程度越高，農(nóng)戶參與管護(hù)意愿越強(qiáng)烈。

1.3 感知行為控制對(duì)農(nóng)戶參與生活污水處理設(shè)施管護(hù)意愿的影響

感知行為控制是指?jìng)€(gè)體在實(shí)施某種行為時(shí)所感受到的難易程度，并被認(rèn)為反映了過(guò)去經(jīng)驗(yàn)和預(yù)期困難，在本研究中是指農(nóng)戶在進(jìn)行處理設(shè)施管護(hù)決策時(shí)，據(jù)其自身經(jīng)驗(yàn)及預(yù)期阻礙所感受到的難易程度，是影響農(nóng)戶進(jìn)行決策時(shí)的重要驅(qū)動(dòng)因素。本研究分別從“自己可以代表家庭做決定”、“有充分時(shí)間參與污水處理設(shè)施管護(hù)”、“有經(jīng)濟(jì)能力參與污水處理設(shè)施管護(hù)”三方面來(lái)測(cè)度農(nóng)戶的感知行為控制。一般來(lái)說(shuō)，農(nóng)戶的感知行為控制能夠?qū)⑴c意愿產(chǎn)生正影響。

據(jù)此提出研究假說(shuō)H3：農(nóng)戶對(duì)生活污水處理設(shè)施管護(hù)感知行為控制越強(qiáng)，參與管護(hù)意愿越強(qiáng)烈。

基于以上分析，本研究構(gòu)建理論分析框架如圖1所示。

2 數(shù)據(jù)來(lái)源與模型選擇

2.1 研究區(qū)域及數(shù)據(jù)情況

本研究所用數(shù)據(jù)來(lái)源于研究團(tuán)隊(duì)2020年8月對(duì)南水北調(diào)中線水源地湖北十堰兩區(qū)縣的入戶調(diào)查。調(diào)查選取了南水北調(diào)中線水源地A區(qū)和B縣，采用分層隨機(jī)抽樣方法在A區(qū)和B縣共選取了11個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)、24個(gè)村，最終選取了450個(gè)農(nóng)戶。調(diào)查問(wèn)卷包括村級(jí)調(diào)查問(wèn)卷和農(nóng)戶調(diào)查問(wèn)卷。為了確保數(shù)據(jù)質(zhì)量，調(diào)查采取一對(duì)一的面訪形式。調(diào)查人員主要為碩士，具有較豐富的田野調(diào)查經(jīng)驗(yàn)，對(duì)農(nóng)村生活較為熟悉，在調(diào)查之前課題組對(duì)調(diào)查人員進(jìn)行培訓(xùn)。農(nóng)戶調(diào)查中受訪者為戶主或家庭的決策者，村級(jí)調(diào)查中受訪者為村長(zhǎng)、書記、主任等了解全村情況的人。最終完成了24份村級(jí)調(diào)查問(wèn)卷及450份農(nóng)戶調(diào)查問(wèn)卷。調(diào)查問(wèn)卷包含了一系列的詳細(xì)問(wèn)題，重點(diǎn)關(guān)注生活污水排放、村民環(huán)保意識(shí)、沖水廁所及化糞池使用、污水處理設(shè)施管護(hù)意愿情況。

圖1 生活污水治理認(rèn)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(huì)科學(xué)的研究變量多與人相關(guān)，會(huì)導(dǎo)致樣本偏差問(wèn)題。同樣，對(duì)于具有支付意愿的農(nóng)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(nóng)戶中會(huì)存在真實(shí)的零支付群體，即其支付意愿水平為零。如果在進(jìn)行分析時(shí)不考慮真實(shí)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(wèn)題，本研究選擇Heckman兩階段估計(jì)方法進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。

第一階段，建立選擇方程，對(duì)被調(diào)查的全體受訪農(nóng)戶進(jìn)行Probit估計(jì)，分析農(nóng)戶是否愿意為污水處理設(shè)施管護(hù)付費(fèi)受到哪些因素的影響。在這個(gè)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(gè)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(duì)農(nóng)戶是否選擇付費(fèi)這一行為的影響。將“農(nóng)戶愿意付費(fèi)”記為

Y

=1，用潛變量

Y

表示，

Y

的表達(dá)式如下：

(1)

式中：

i

表示第

i

位被調(diào)查農(nóng)戶；為解釋變量，

α

為待估參數(shù)，

u

為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。假定

u

服從標(biāo)準(zhǔn)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(gè)農(nóng)戶愿意付費(fèi)的概率，由農(nóng)戶家庭特征變量等一系列變量來(lái)解釋；?(。)為標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布密度函數(shù)，Ф(。)為相應(yīng)累計(jì)密度函數(shù)。

第二階段，建立主回歸方程，分析在選擇為污水處理設(shè)施管護(hù)付費(fèi)的農(nóng)戶中，農(nóng)戶是否愿意為高水平管護(hù)行為支付更高資金。只有當(dāng)受訪農(nóng)戶在第一階段選擇了為污水處理設(shè)施管護(hù)付費(fèi)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(jì)中可能存在選擇性偏誤，將第一階段估計(jì)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(nóng)戶的支付意愿水平用bid表示，用潛在變量bid表示，bid表達(dá)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(nóng)戶支付意愿值的變量組；

λ

為第一階段估計(jì)中

Y

=1的全樣本估計(jì)逆米爾斯比率；

ε

是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，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(nóng)戶是否愿意付費(fèi)以及支付水平作為農(nóng)戶付費(fèi)行為的代理變量。解釋變量包括地區(qū)變量、農(nóng)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(gè)人及家庭特征變量7類變量。第一，地區(qū)變量，是指調(diào)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(jù)計(jì)劃行為理論設(shè)置，主要采用五級(jí)Likert量表來(lái)衡量；第三，村集體參與變量，包括是否是集中污水處理設(shè)施覆蓋村、對(duì)村生活污水治理成效滿意度兩個(gè)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(duì)付費(fèi)行為的影響，主要指是否接入集中污水處理設(shè)施模式；第五，個(gè)人及家庭特征變量，在本研究中個(gè)人及家庭特征變量由受訪農(nóng)戶個(gè)人特征、家庭經(jīng)濟(jì)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(shù)量。各變量的賦值及描述性統(tǒng)計(jì)見表1。

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

潛變量 Latent variable 變量含義Definition觀測(cè)變量與賦值Observed variable and assignment均值Mean標(biāo)準(zhǔn)差Standard error被解釋變量Dependentvariable參與生活污水處理設(shè)施管護(hù)的意愿是否愿意參與生活污水處理設(shè)施管護(hù):愿意=1;不愿意=00.8890.315生活污水處理設(shè)施管護(hù)支付水平農(nóng)戶最終的支付水平6.1683.275地區(qū)變量Regional variable受訪農(nóng)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(rèn)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(wú)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(rèn)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(wú)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(rèn)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(wú)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(yù)期是否認(rèn)同村民及朋友會(huì)同意污水處理設(shè)施管護(hù):非常不同意=1;不同意=2;無(wú)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(rèn)同自己做選擇時(shí)會(huì)考考慮村民及朋友的選擇:非常不同意=1;不同意=2;無(wú)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(wú)所謂=3;同意=4;非常同意=53.9340.313感知行為控制PBC有充分時(shí)間參與污水處理設(shè)施管護(hù)有充分時(shí)間參與污水處理設(shè)施管護(hù):非常不同意=1;不同意=2;無(wú)所謂=3;同意=4;非常同意=52.9140.913有經(jīng)濟(jì)能力參與污水處理設(shè)施管護(hù)有經(jīng)濟(jì)能力參與污水處理設(shè)施管護(hù):非常不同意=1;不同意=2;無(wú)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(cè)變量與賦值Observed variable and assignment均值Mean標(biāo)準(zhǔn)差Standard error村集體參與Village collectiveparticipation varia-ble是否是集中污水處理設(shè)施覆蓋村村中是否有集中的污水處理設(shè)施:有=1,無(wú)=00.6300.483農(nóng)村生活污水治理成效滿意度對(duì)本村生活污水治理成效的滿意度:非常滿意=1;滿意=2;無(wú)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(shè)施模式農(nóng)戶生活污水是否接入城(集)鎮(zhèn)處理管網(wǎng)或村落集中污水處理設(shè)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(shí)際年齡值54.66011.361 文化程度受訪者文化程度:小學(xué)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(gè)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(dòng)=2;有慢性病,勞動(dòng)能力弱=3;不能勞動(dòng)=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(shù)量受訪家庭家中的常住人口數(shù)量3.0861.674

3 實(shí)證分析

3.1 調(diào)查地農(nóng)村生活污水處理現(xiàn)狀

調(diào)研地以山地丘陵為主，農(nóng)村生活污水治理模式分為接入城(集)鎮(zhèn)管網(wǎng)統(tǒng)一處理、村落集中處理、農(nóng)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(nóng)戶分布、生活污水原有的收集方式密切相關(guān)。A區(qū)和B縣農(nóng)村生活污水集中處理設(shè)施村莊覆蓋率分別為83.50%、43.70%，農(nóng)戶分散處理設(shè)施覆蓋率近90%。

3.2 不同模式農(nóng)戶付費(fèi)行為分析

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

不同生活污水治理模式下樣本農(nóng)戶同意進(jìn)入付費(fèi)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(wǎng)的農(nóng)戶平均支付意愿為6.27元/(月·戶)，接入村落集中污水處理設(shè)施的農(nóng)戶平均支付意愿為6.24元/(月·戶)，采用農(nóng)戶分散處理模式的農(nóng)戶平均支付意愿為6.16元/(月·戶)，家中沒(méi)有接入任何污水處理設(shè)施的農(nóng)戶平均支付意愿為5.39元/(月·戶)。

3.3 農(nóng)戶付費(fèi)行為的影響因素分析

3

.

3

.

1

變量間多重共線性檢驗(yàn)

如果自變量之間高度相關(guān)或完全相關(guān)，將引起回歸系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差過(guò)大，甚至導(dǎo)致回歸系數(shù)無(wú)法確定。故在進(jìn)行回歸之前，對(duì)各個(gè)解釋變量之間可能存在的多重共線性問(wèn)題進(jìn)行診斷。一般認(rèn)為方差膨脹因子(VIF)大于10，容差小于0.1，即可認(rèn)為存在多重共線問(wèn)題。經(jīng)過(guò)多重共線診斷分析，由結(jié)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(nèi)，表明現(xiàn)有變量模型不存在嚴(yán)重的多重共線性問(wèn)題。由于篇幅有限，僅展現(xiàn)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(gè)人特征變量作為自變量，檢驗(yàn)結(jié)果如表4。綜合全部檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，各自變量之間的共線程度在合理范圍之內(nèi)。

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(nóng)戶Sample households接入城(集)鎮(zhèn)處理管網(wǎng)模式Mode of connecting urban (town) treatment pipe network 1 1 26接入村落集中污水處理設(shè)施模式Mode of access to village centralized sewage treatment facilities1121280農(nóng)戶分散處理模式Farmer household decentralized treatment mode 916 99沒(méi)有接入任何污水處理設(shè)施Not connected to any sewage treatment facilities 915 36

表3 不同生活污水治理模式下農(nóng)戶進(jìn)入付費(fèi)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(jìn)入付費(fèi)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(wǎng)模式Mode of connecting urban (town) treatment pipe network100.006.27接入村落集中污水處理設(shè)施模式Mode of access to village centralized sewage treatment facilities89.296.24農(nóng)戶分散處理模式Farmer household decentralized treatment mode88.896.16無(wú)污水處理設(shè)施Not connected to any sewage treatment facilities77.785.39

3

.

3

.

2

Heckman兩階段模型分析結(jié)果表5為農(nóng)戶支付意愿以及支付水平的Heckman兩階段模型回歸結(jié)果。Heckman兩階段模型模擬結(jié)果顯示W(wǎng)ald chi=144.35、

P

=0.000<0.01，表明模型中至少有1個(gè)協(xié)變量具有不等于0的效應(yīng)，即模型的擬合度較好。從結(jié)果來(lái)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(yù)期、有經(jīng)濟(jì)能力參與污水處理設(shè)施管護(hù)、健康狀況、家庭總收入變量通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，表明上述變量是影響農(nóng)戶是否同意付費(fèi)的關(guān)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(shí)間參與污水處理設(shè)施管護(hù)、年齡、是否是黨員、家庭總收入通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，表明上述變量是影響農(nóng)戶支付水平的關(guān)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(guò)了顯著性檢驗(yàn)，系數(shù)為正，表明在其他變量不變的情況下，受訪農(nóng)戶對(duì)村環(huán)衛(wèi)工作開展改善村水環(huán)境認(rèn)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(guò)了顯著性檢驗(yàn)，系數(shù)為正，表明在其他變量不變的情況下，受訪農(nóng)戶對(duì)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(rèn)同度越高，其愿意支付的概率越大。說(shuō)明農(nóng)戶行為態(tài)度越積極，其越可能實(shí)施參與污水處理設(shè)施管護(hù)，研究假說(shuō)H1得到證實(shí)。一般而言，隨著現(xiàn)代農(nóng)村經(jīng)濟(jì)水平快速發(fā)展和生活方式極大改善，農(nóng)戶普遍開始關(guān)注生態(tài)健康，關(guān)注自身所處農(nóng)村的生態(tài)環(huán)境質(zhì)量，農(nóng)戶為改善當(dāng)?shù)厣鷳B(tài)效益更愿意參與污水處理設(shè)施管護(hù)，為管護(hù)付費(fèi)。鑒于此，農(nóng)戶積極的生活污水治理態(tài)度能促進(jìn)其參與污水處理設(shè)施管護(hù)。

表4 多重共線性診斷結(jié)果
Table 4 Multicollinearity diagnosis results

變量類別 Variable category 變量名稱Variable共線性統(tǒng)計(jì) Collinearity statistics容差 ToleranceVIF因變量Dependent variable地區(qū)變量生活污水處理設(shè)施管護(hù)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(yù)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(shí)間參與污水處理設(shè)施管護(hù)0.6341.578有經(jīng)濟(jì)能力參與污水處理設(shè)施管護(hù)0.7071.414自變量Independent variable是否是集中污水處理設(shè)施覆蓋村0.9341.071農(nóng)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(shè)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(shù)量0.9191.088

注：容差值和VIF是診斷多重共線性量度指標(biāo)，容差值介于0～1，VIF值介于1～∞，一般認(rèn)為容差<0.1，VIF>10，即可認(rèn)為存在多重共線問(wèn)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(yù)期變量在第一階段分析中1%的置信水平上通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，系數(shù)為正，而村民和朋友的選擇影響力并沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。這表明在其他變量不變的情況下，受訪農(nóng)戶對(duì)村中村民及朋友的選擇預(yù)期程度越高，其愿意支付的概率越大?？梢?，農(nóng)戶主觀規(guī)范對(duì)設(shè)施管護(hù)意愿具有顯著正向影響，研究假說(shuō)H2得到驗(yàn)證。盡管村民和朋友的選擇影響力變量未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，但受訪農(nóng)戶仍然會(huì)受到村民和朋友選擇的間接影響，預(yù)期村民和朋友做出選擇的農(nóng)戶，更愿意參與農(nóng)村生活污水處理設(shè)施管護(hù)。鑒于此，農(nóng)戶的主觀規(guī)范認(rèn)同程度越高，農(nóng)戶參與處理設(shè)施管護(hù)意愿越強(qiáng)烈。

表5 Heckman兩階段模型分析結(jié)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(fèi))The first stage (Pay or not)第二階段(支付水平)The second stage (Payment level)系數(shù)Coefficient標(biāo)準(zhǔn)誤差Standard error系數(shù)Coefficient標(biāo)準(zhǔn)誤差Standard error地區(qū)變量Regional variable受訪農(nóng)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(yù)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(shí)間參與污水處理設(shè)施管護(hù)-0.1720.1190.628***0.226有經(jīng)濟(jì)能力參與污水處理設(shè)施管護(hù)0.640***0.2050.0140.278村集體參與Village collectiveparticipation是否是集中污水處理設(shè)施覆蓋村0.2760.204-0.3720.357農(nóng)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(shè)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(gè)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(shù)量0.0230.0680.0450.095常數(shù)項(xiàng)-6.1421.86215.3094.356MillsLambda-2.1051.562rho-0.681檢驗(yàn)Sigma3.090Wald chi2144.350Prod>chi20.000

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的統(tǒng)計(jì)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(jīng)濟(jì)能力參與污水處理設(shè)施管護(hù)變量在第一階段分析中在1%的置信水平上通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，系數(shù)為正；有充分時(shí)間參與污水處理設(shè)施管護(hù)變量在第二階段分析中在1%置信水平上通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，系數(shù)為正；自己可以代表家庭做決定變量沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。這表明在其他變量不變的情況下，受訪農(nóng)戶在參與污水處理設(shè)施管護(hù)時(shí)感受到的困難程度越低，其參與處理設(shè)施管護(hù)概率及支付水平會(huì)越高，研究假說(shuō)H3得到驗(yàn)證。鑒于此，農(nóng)戶處理設(shè)施管護(hù)感知行為控制越強(qiáng)，參與管護(hù)意愿越強(qiáng)烈。

家庭及個(gè)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(guò)了顯著性檢驗(yàn)，系數(shù)為正，這表明在其他變量不變的情況下，受訪農(nóng)戶家庭收入越高，其參與管護(hù)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(guò)了顯著性檢驗(yàn)，系數(shù)為負(fù)，這表明在其他變量不變情況下，身體越健康的受訪農(nóng)戶參與污水處理設(shè)施管護(hù)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(guò)了顯著性檢驗(yàn)，系數(shù)分別為負(fù)、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(nóng)村中年齡越大賺錢途徑相對(duì)越少，對(duì)錢的支出愈加謹(jǐn)慎，同時(shí)對(duì)農(nóng)村生活污水危害性認(rèn)知越缺乏；黨員支付意愿較高，說(shuō)明黨員作為社會(huì)主義新農(nóng)村建設(shè)中一線人員，在積極建設(shè)美麗鄉(xiāng)村中更愿意充分發(fā)揮其引領(lǐng)作用、積極參與農(nóng)村生活污水的治理。

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

本研究利用2020年南水北調(diào)中線水源地湖北省十堰市的農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，基于計(jì)劃行為理論，探討認(rèn)知對(duì)農(nóng)戶參與生活污水處理設(shè)施管護(hù)意愿影響機(jī)制，為避免樣本選擇性偏差問(wèn)題運(yùn)用Heckman兩階段模型，分別對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行第一階段估計(jì)，分析農(nóng)戶是否愿意付費(fèi)的影響因素，在對(duì)第一階段估計(jì)基礎(chǔ)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(jìn)行第二階段的支付水平影響因素分析，得出如下結(jié)論：

1)不同生活污水治理模式下樣本農(nóng)戶同意進(jìn)入付費(fèi)情景的概率不同，支付意愿也不同，沒(méi)有接入任何污水處理設(shè)施農(nóng)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(wǎng)農(nóng)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(shè)施農(nóng)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(nóng)戶分散處理模式農(nóng)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(méi)有接入任何污水處理設(shè)施農(nóng)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(nóng)戶參與生活污水處理設(shè)施管護(hù)意愿邏輯符合計(jì)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(duì)農(nóng)戶付費(fèi)行為有顯著影響，證實(shí)了前文提出的假設(shè)。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(guò)了顯著性檢驗(yàn)，是影響農(nóng)戶是否同意付費(fèi)的關(guān)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(guò)了顯著性檢驗(yàn)，是影響農(nóng)戶支付水平的關(guān)鍵因素。

4.2 建議

基于上述實(shí)證分析以及研究結(jié)論，給出如下建議：

1)充分發(fā)揮南水北調(diào)中線水源地農(nóng)戶認(rèn)知對(duì)其參與生活污水處理設(shè)施管護(hù)的促進(jìn)作用。農(nóng)戶在考慮參與處理設(shè)施管護(hù)時(shí)，經(jīng)濟(jì)理性是農(nóng)戶行為決策的基礎(chǔ)，同時(shí)還會(huì)受到社會(huì)壓力、從眾心理影響，應(yīng)積極推廣、宣傳生活污水治理帶來(lái)的生態(tài)效益，鼓勵(lì)黨員以及環(huán)保意識(shí)較強(qiáng)的農(nóng)戶率先參與處理設(shè)施管護(hù)，在多方合力下，更好地推動(dòng)認(rèn)知對(duì)農(nóng)戶參與生活污水處理管護(hù)的促進(jìn)作用。

2)部分地區(qū)可推行受益農(nóng)戶適當(dāng)繳費(fèi)或出工等管護(hù)方式。在實(shí)地調(diào)研中發(fā)現(xiàn)管護(hù)資金來(lái)源缺乏是影響設(shè)施正常運(yùn)行的重要因素之一?？紤]調(diào)研中的農(nóng)戶響應(yīng)，可以適當(dāng)探索建立受益農(nóng)戶付費(fèi)制度，提高農(nóng)戶自覺參與污水處理設(shè)施管護(hù)的積極性。