魏同洋，朱 寧，李玉新，徐 磊※

（1.中國農(nóng)業(yè)科學(xué)院農(nóng)業(yè)信息研究所，北京 100081；2.中國農(nóng)業(yè)科學(xué)院農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)與發(fā)展研究所，北京 100081；3.山東工商學(xué)院工商管理學(xué)院，煙臺 264003）

0 引言

在廣大農(nóng)村地區(qū)分布著眾多河流源頭，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)村水環(huán)境治理尤其是水源地農(nóng)村水環(huán)境治理對全國水環(huán)境的改善至關(guān)重要，探索水源地農(nóng)村生活污水治理適宜模式以及農(nóng)戶參與行為具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。近年來國家高度重視農(nóng)村生活污水治理工作，出臺了一系列政策法規(guī)支持農(nóng)村生活污水治理工作的開展。黨的十九大明確提到“農(nóng)村人居環(huán)境不僅關(guān)系到鄉(xiāng)村居民的生活質(zhì)量和幸福指數(shù)，更直接影響鄉(xiāng)村和諧穩(wěn)定以及鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的有效實(shí)施”。2018年2月中共中央辦公廳、國務(wù)院辦公廳印發(fā)《農(nóng)村人居環(huán)境整治三年行動方案》，提出“改善農(nóng)村人居環(huán)境重點(diǎn)推進(jìn)包括農(nóng)村生活污水治理等的任務(wù)，發(fā)揮村民主體作用，強(qiáng)化相關(guān)政策支持”。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)。2019 年10 月國家發(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”。2020年“中央一號文件”也進(jìn)一步提到梯次推進(jìn)農(nóng)村生活污水治理。2020年3月農(nóng)業(yè)農(nóng)村部等聯(lián)合印發(fā)《關(guān)于抓好大檢查發(fā)現(xiàn)問題整改扎實(shí)推進(jìn)農(nóng)村人居環(huán)境整治的通知》，要求梯次推進(jìn)農(nóng)村生活污水治理，提到“因地制宜采取符合農(nóng)村實(shí)際的生活污水處理技術(shù)，落實(shí)設(shè)施運(yùn)維管理責(zé)任?！毕嚓P(guān)政策文件的頒布，為農(nóng)村生活污水治理工作的開展提供了思路及政策支持。

國內(nèi)對農(nóng)村生活污水治理的文獻(xiàn)可以追溯到20世紀(jì)80年代，近年來學(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)問題主題，關(guān)于處理設(shè)施的管護(hù)機(jī)制、農(nóng)戶參與行為等的主題較少。我國農(nóng)村生活污水治理可以歸納為3種模式，即分散處理、集中處理以及接入市政管網(wǎng)統(tǒng)一處理3 種[1-3]。郭雷指出農(nóng)村污水處理設(shè)施的管理模式包括財(cái)政出資村鎮(zhèn)管理、村集體自建自管模式、市場化建設(shè)運(yùn)行模式（第三方建設(shè)并運(yùn)營模式）[4]。司國良[5]指出當(dāng)前我國大部分農(nóng)村污水處理設(shè)施采用縣級政府監(jiān)管、鄉(xiāng)鎮(zhèn)運(yùn)營的方式，但由于執(zhí)行效率低、后續(xù)獎罰措施不到位、第三方監(jiān)管不完善等原因，致使這種運(yùn)營管理方式不能很好發(fā)揮效能。農(nóng)戶是農(nóng)村生活污水治理的重要利益相關(guān)者，作為農(nóng)村生活污水的排放者和生活污水污染的直接受害者，其參與生活污水治理的意愿將影響生活污水治理工作的順利開展和實(shí)施成效[6,7]，對提高農(nóng)村環(huán)境治理效果尤為重要[8,9]。同時(shí)在農(nóng)村生活污水治理過程中，也暴露出了一些問題，由于缺乏有效的運(yùn)營機(jī)制以及農(nóng)民的參與意識、責(zé)任意識不足、“自上而下”的項(xiàng)目推動與“自下而上”的項(xiàng)目需求之間的錯位，導(dǎo)致基層相關(guān)部門替代農(nóng)民成為建設(shè)主體，而應(yīng)該作為主體的農(nóng)民則游離在外[10]。除了參與主體錯位之外，農(nóng)村生活污水處理設(shè)施建設(shè)不規(guī)范、規(guī)劃不合理、產(chǎn)權(quán)不明晰、運(yùn)營組織及人員經(jīng)費(fèi)等缺失、相關(guān)法律法規(guī)不完善、行政機(jī)構(gòu)職能交叉嚴(yán)重等是污水處理設(shè)施普遍存在的問題[5,11,12]。在農(nóng)村污水處理設(shè)施建設(shè)中，由于缺乏健全的工程項(xiàng)目招投標(biāo)制度，導(dǎo)致施工不規(guī)范，甚至出現(xiàn)尚未運(yùn)行管道就已破裂等現(xiàn)象。在農(nóng)村污水處理設(shè)施管護(hù)方面，農(nóng)村污水處理設(shè)施重建輕管現(xiàn)象長期普遍存在，尚沒有找到有效的機(jī)制來解決這個(gè)問題[2]。通過梳理已有文獻(xiàn)仍有以下幾個(gè)方面需要完善：一是現(xiàn)有研究沒有關(guān)注水源地地區(qū)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，探討不同模式下的農(nóng)戶付費(fèi)行為；三是已有研究僅是利用Logit 模型分析農(nóng)戶參與污水治理是否愿意付費(fèi)的影響因素。因此，文章基于已有研究的文獻(xiàn)理論、實(shí)踐結(jié)論與研究團(tuán)隊(duì)的水源地農(nóng)村生活污水治理實(shí)踐調(diào)查，剖析水源地農(nóng)村生活污水治理受益農(nóng)戶的參與行為，利用改進(jìn)的條件價(jià)值評估方法（CVM）、Heckman 模型分析受益農(nóng)戶的付費(fèi)行為及影響因素，并提出相應(yīng)的對策建議，以期為我國農(nóng)村生活污水治理提供決策參考。

1 研究方法與數(shù)據(jù)來源

1.1 理論分析

根據(jù)微觀經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，農(nóng)戶是否參與農(nóng)村污水處理設(shè)施管護(hù)的決策可認(rèn)為是解決在一定預(yù)算約束條件下農(nóng)戶效用最大化的問題[13]。農(nóng)戶效用包括參與污水處理設(shè)施管護(hù)所付出的成本導(dǎo)致的效用損失，也包括因?yàn)槲鬯幚韼淼沫h(huán)境改善而獲得的額外效用。如果農(nóng)戶因?yàn)閰⑴c污水處理設(shè)施管護(hù)獲得的額外效用大于其付出成本導(dǎo)致的效用損失，則農(nóng)戶參與污水處理設(shè)施管護(hù)；反之，則不參與。作為農(nóng)村生活污水治理工作的主體，農(nóng)戶是環(huán)境治理的受益者[6]，其參與生活污水處理設(shè)施管護(hù)的意愿及行為對生活污水治理工作的開展和村水環(huán)境的保護(hù)至關(guān)重要。而認(rèn)知是行為的基礎(chǔ)，個(gè)體對事物的認(rèn)知程度直接或間接影響其選擇偏好和意愿，進(jìn)而影響其最終的行為決策[14]，認(rèn)知的提升必然會導(dǎo)致合理的期望行為[15]。生態(tài)認(rèn)知是人類對周邊生態(tài)現(xiàn)象和生態(tài)環(huán)境變化的感知，也是農(nóng)戶形成生態(tài)價(jià)值觀和促進(jìn)其生態(tài)保護(hù)行為的必要前提[16]。故該文設(shè)計(jì)了環(huán)境感知變量，包括農(nóng)戶對周邊河流水質(zhì)變化的感知、對河流水質(zhì)變化與生活污水處理關(guān)系的認(rèn)知等變量。即在農(nóng)戶對污水處理設(shè)施管護(hù)付費(fèi)行為決策過程中，不同的環(huán)境感知及認(rèn)知水平會導(dǎo)致農(nóng)戶付費(fèi)行為的差異性。

1.2 理論模型

由于社會科學(xué)的研究變量多與人相關(guān)，會導(dǎo)致樣本偏差問題存在。同樣，對于生活污水治理所帶來的整體福利增加且具有支付意愿的農(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，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，該文選擇Heckman 兩階段估計(jì)方法進(jìn)行估計(jì)，分析由兩階段進(jìn)行。

第一階段，建立選擇方程，對被調(diào)查全體農(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)的影響因素。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)式為：

式（1）中，i是指第i位被調(diào)查農(nóng)戶，Yi= 1，Y *i=Ziα′+ui＞0；Y= 0，Y *i=Ziα′+ui≤0。Zi為解釋變量，α為待估參數(shù)，ui為隨機(jī)擾動項(xiàng)。假定ui服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布，Yi= 1的概率為：

式（2）中，P(Yi= 1)為第i個(gè)農(nóng)戶愿意付費(fèi)的概率，由農(nóng)戶的家庭特征變量等一系列變量來解釋；?(·) 為標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的密度函數(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)行為的農(nóng)戶中，農(nóng)戶是否愿意為高水平管護(hù)行為支付更高的資金。只有當(dāng)受益農(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的修正變量與其他解釋變量一起回歸。將農(nóng)戶支付意愿水平用bid表示，用潛在變量bid*表示，bid*的表達(dá)式為：

式（3）中，Xi為解釋變量，表示可能影響受益農(nóng)戶支付意愿值的變量組；λi是第一階段估計(jì)中Y= 1的全樣本估計(jì)的逆米爾斯比率；εi是隨機(jī)擾動項(xiàng)，服從正態(tài)分布，且均值為零。

1.3 問卷設(shè)計(jì)

為保證調(diào)查結(jié)果的科學(xué)性、合理性和可行性，在問卷設(shè)計(jì)中參照美國國家海洋和大氣管理局對CVM調(diào)查問卷的設(shè)計(jì)原則，并結(jié)合調(diào)查地農(nóng)村實(shí)際情況，開展問卷設(shè)計(jì)與實(shí)地調(diào)研。為避免受訪農(nóng)戶對是否進(jìn)入付費(fèi)情景的判斷誤差，該研究采用單邊界加支付卡式的改進(jìn)CVM 方法，與傳統(tǒng)CVM 二分式技術(shù)不同，在是否進(jìn)入付費(fèi)情景問題選項(xiàng)“是”“否”中，加入“不知道”選項(xiàng)，使得付費(fèi)情景更加符合現(xiàn)實(shí)選擇情景。

1.4 數(shù)據(jù)來源

該研究所用數(shù)據(jù)來自于2020 年8 月研究團(tuán)隊(duì)在江西省贛州市開展的東江源農(nóng)村生活污水治理農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)。該次調(diào)查選取了東江源的源頭縣A 縣和B 縣，采用分層隨機(jī)抽樣方法在A 縣和B 縣分別選取6 個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)，每個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)選取12~20 個(gè)村，每個(gè)村選取12~20 個(gè)農(nóng)戶，最終選取了12 個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)32 個(gè)村中的500 個(gè)農(nóng)戶。調(diào)查問卷包括村級調(diào)查問卷和農(nóng)戶調(diào)查問卷，農(nóng)戶調(diào)查問卷受訪人是家庭的決策者或者戶主，村級調(diào)查問卷的受訪人是村長、書記等了解全村情況的人。為了確保調(diào)查數(shù)據(jù)的質(zhì)量，調(diào)查采取一對一的面訪形式，最終完成了32份村級調(diào)查問卷及500份農(nóng)戶調(diào)查問卷。

2 實(shí)證分析

2.1 調(diào)研地農(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)戶分散處理三大類，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 縣和B 縣的農(nóng)村生活污水集中處理設(shè)施村莊覆蓋率分別為32%、11%，農(nóng)戶分散處理設(shè)施覆蓋率近100%。

2.2 不同模式受益農(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，對受益農(nóng)戶家庭生活污水治理模式而言，76 戶農(nóng)戶家生活污水接入城（集）鎮(zhèn)處理管網(wǎng)，占總樣本比為15.2%；117 戶農(nóng)戶家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23.4%；307 戶農(nóng)戶家生活污水僅使用分散處理設(shè)施處理，占總樣本比為61.4%。

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8.55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4.42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5.63元/（月·戶）。

表1 調(diào)研樣本戶生活污水治理模式的分布

表2 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

2.3 受益農(nóng)戶付費(fèi)行為的影響因素分析

2.3.1 變量選擇

該文把受益農(nóng)戶是否愿意付費(fèi)以及支付水平作為受益農(nóng)戶付費(fèi)行為的代理變量。解釋變量的選取參考蘇淑儀等[6]、閔師等[13]、Poundel 等[17]、唐林等[18]、付文鳳等[19]、耿飆等[20]的相關(guān)研究，同時(shí)結(jié)合該文的研究目的分為以下5類：第一，地區(qū)變量，是指調(diào)查地區(qū)；第二，環(huán)境感知變量，包括對本村河流水質(zhì)變化感知、村河流水質(zhì)變化跟生活污水處理關(guān)系認(rèn)知2個(gè)變量；第三，村集體參與變量，村集體是農(nóng)村基層社會組織，村集體生活污水治理認(rèn)知和成效對農(nóng)戶參與生活污水治理的決策行為有重要影響[6]，包括是否是集中污水處理設(shè)施覆蓋村、對村生活污水治理成效滿意度2個(gè)變量；第四，生活污水治理模式變量，分析不同生活污水治理模式對付費(fèi)行為的影響，包括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，在該研究中個(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、家庭總支出、家庭勞動力數(shù)量、家庭常住人口數(shù)量。各變量含義及描述性統(tǒng)計(jì)見表3。

表3 變量說明與描述性統(tǒng)計(jì)

2.3.2 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)的標(biāo)準(zhǔn)差過大，甚至導(dǎo)致回歸系數(shù)無法確定，所以在進(jìn)行回歸之前對各個(gè)解釋變量之間可能存在的多重共線性問題進(jìn)行診斷。經(jīng)過多重共線的診斷分析，現(xiàn)有變量最大方差膨脹因子與容差均在合理范圍之內(nèi)，表明不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

2.3.3 Heckman兩階段模型分析結(jié)果

表4為受益農(nóng)戶污水處理設(shè)施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 chi2=86.28、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)，即模型擬合度較好。從結(jié)果來看，在第一階段中區(qū)縣變量、河流水質(zhì)變化的感知、河流水質(zhì)變化與污水處理關(guān)系認(rèn)知、是否是集中污水處理設(shè)施覆蓋村、文化程度、是否是村干部變量通過了顯著檢驗(yàn)，表明上述變量是影響受益農(nóng)戶是否同意付費(fèi)的關(guān)鍵因素；在第二階段中區(qū)縣變量、本村生活污水治理成效滿意度、收入通過了顯著性檢驗(yàn)，表明上述變量是影響受益農(nóng)戶支付水平的關(guān)鍵因素。

表4 Heckman兩階段模型分析

地區(qū)變量的區(qū)縣變量在第一階段和第二階段分析中分別在10%和1%置信水平上通過了顯著性檢驗(yàn)，且系數(shù)為正，表明在其他條件不變的情況下，相較于B 縣，A 縣受益農(nóng)戶同意支付概率和支付水平要高。根據(jù)實(shí)際調(diào)查情況，這可能是因?yàn)锳 縣農(nóng)村集中生活污水處理設(shè)施村莊覆蓋率高且設(shè)施運(yùn)行管護(hù)率高，此外A 縣還專門出臺了農(nóng)村生活污水治理長效管護(hù)辦法明確了各方責(zé)任，受益農(nóng)戶污水處理設(shè)施管護(hù)參與度相對較高。而B縣污水處理設(shè)施運(yùn)行相對較差，受益農(nóng)戶污水處理設(shè)施管護(hù)參與度相對較低。

環(huán)境感知變量中河流水質(zhì)變化的感知以及河流水質(zhì)變化與污水處理關(guān)系認(rèn)知兩個(gè)變量在第一階段分析中在5%的置信水平上通過了顯著性檢驗(yàn)，河流水質(zhì)變化感知的系數(shù)為負(fù)，表明在其他條件不變的情況下，受益農(nóng)戶對村河流水質(zhì)變好感知度越高，其愿意支付的概率越大。河流水質(zhì)變化與污水處理關(guān)系認(rèn)知系數(shù)為正，表明在其他條件不變的情況下，受益農(nóng)戶對村河流水質(zhì)變化與生活污水處理之間的關(guān)系認(rèn)知程度越高，其愿意支付的概率越大。對水質(zhì)變化的感知以及河流水質(zhì)變化與生活污水處理之間的關(guān)系認(rèn)知程度均對居民支付意愿和水平有積極影響，因此對農(nóng)戶進(jìn)行認(rèn)知教育會有正面效果。

村集體參與變量中是否是集中污水處理設(shè)施覆蓋村在第一階段分析中在1%的置信水平上通過了顯著性檢驗(yàn)，系數(shù)為負(fù)，表明在其他條件不變的情況下，相較于污水處理設(shè)施覆蓋的村莊集中污水處理設(shè)施未覆蓋的村莊農(nóng)戶愿意支付的概率大。結(jié)合農(nóng)戶深度訪談，這更多是因?yàn)榧形鬯幚碓O(shè)施覆蓋村莊中受益農(nóng)戶一直是免費(fèi)享用生活污水治理服務(wù)，如果從免費(fèi)改為收費(fèi)目前接受程度較低，需要時(shí)間來改變免費(fèi)使用的觀念；反而集中污水處理設(shè)施未覆蓋的村莊農(nóng)戶對只支付設(shè)施管護(hù)費(fèi)用來增加額外的生活污水治理服務(wù)接受程度較高，故集中污水處理設(shè)施未覆蓋村莊農(nóng)戶愿意支付的概率較大。

生活污水治理模式變量未通過顯著性檢驗(yàn)，在統(tǒng)計(jì)上不顯著。這可能是因?yàn)檗r(nóng)戶對污水處理模式更多的是被動接受，政府采取什么樣的治理模式，農(nóng)戶就接受什么樣的模式。結(jié)合前文對采用不同生活污水治理模式農(nóng)戶付費(fèi)行為的分析，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，但差距不大。不同生活污水治理模式下樣本農(nóng)戶的支付意愿也不同，但是這些差異并沒有使得統(tǒng)計(jì)分析上顯著。

在家庭及個(gè)人特征變量中受訪者的文化程度和是否是村干部分別在第一階段的分析中在5%和10%的置信區(qū)水平上通過了顯著性檢驗(yàn)，表明在其他變量不變的情況下，隨著農(nóng)戶受教育水平的增加同意支付的概率越大，村干部的受訪者同意支付的概率要高于非村干部的受訪者。在第二階段的分析中家庭及個(gè)人特征變量只有家庭總收入通過了顯著性檢驗(yàn)，且在1%的置信水平上顯著，表明在其他變量不變情況下同意支付農(nóng)戶中家庭收入高的農(nóng)戶支付水平更高。這表明收入高的家庭更愿意為生活污水處理設(shè)施管護(hù)帶來的水環(huán)境生態(tài)福利的增加而付費(fèi)。

3 研究結(jié)論與討論

3.1 結(jié)論

該文以東江源水源地江西省贛州市的農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)為依據(jù)，為避免樣本選擇性偏差問題運(yùn)用Heck?man兩階段模型，分別對調(diào)查受益農(nóng)戶進(jìn)行第一階段估計(jì)，分析受益農(nóng)戶愿意付費(fèi)的影響因素，在對第一階段估計(jì)的基礎(chǔ)上將得到的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)行第二階段的支付意愿影響因素實(shí)證分析，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，但差距不大。接入城（集）鎮(zhèn)處理管網(wǎng)的農(nóng)戶同意支付的概率為59.2%，平均支付意愿為8.55 元/（月·戶）；接入村落集中污水處理設(shè)施的農(nóng)戶同意支付的概率為68.4%，平均支付意愿為4.42 元/（月·戶）；采用分散處理模式的農(nóng)戶同意支付的概率為72%，平均支付意愿為5.63元/（月·戶）。

（2）從模型估計(jì)結(jié)果來看，村集體的參與、農(nóng)戶對水環(huán)境的感知變量均對農(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，在第一階段中區(qū)縣變量、河流水質(zhì)變化的感知、河流水質(zhì)變化與污水處理關(guān)系認(rèn)知、是否是集中污水處理設(shè)施覆蓋村、文化程度、是否是村干部變量通過了顯著檢驗(yàn)，是影響受益農(nóng)戶是否同意付費(fèi)的關(guān)鍵因素；在第二階段中區(qū)縣變量、本村生活污水治理成效滿意度、收入通過了顯著性檢驗(yàn)，是影響受益農(nóng)戶支付水平的關(guān)鍵因素。

3.2 討論

（1）部分地區(qū)可推行受益農(nóng)戶適當(dāng)繳費(fèi)或出工等生活污水治理管護(hù)方式。在實(shí)地調(diào)研中發(fā)現(xiàn)農(nóng)村生活污水處理設(shè)施管護(hù)資金來源缺乏是影響設(shè)施正常運(yùn)行的重要因素之一。當(dāng)前A縣和B縣兩縣農(nóng)村生活污水處理設(shè)施的管護(hù)經(jīng)費(fèi)主要來源于縣財(cái)政自籌，缺乏穩(wěn)定的管護(hù)經(jīng)費(fèi)來源。考慮調(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)戶自覺參與設(shè)施管護(hù)的積極性。同時(shí)也應(yīng)拓寬管護(hù)資金來源，建議在上級污水處理專項(xiàng)資金、涉農(nóng)資金按百分比預(yù)留出部分資金或縣級配套部分資金作為農(nóng)村生活污水處理設(shè)施后期的運(yùn)行管護(hù)費(fèi)用。

（2）對農(nóng)戶進(jìn)行環(huán)境感知及認(rèn)知教育會有正面的效果。在該文的分析中環(huán)境感知變量對同意支付概率有顯著正影響，應(yīng)加強(qiáng)對農(nóng)民的環(huán)境感知及認(rèn)知的教育，提升農(nóng)戶對環(huán)境保護(hù)尤其是水環(huán)境保護(hù)的認(rèn)知水平。結(jié)合調(diào)研中的村干部訪談，發(fā)現(xiàn)部分村莊已經(jīng)開展了公示欄宣傳、橫幅宣傳方式的生活污水治理宣傳，少部分村將生活污水治理排放納入了村民公約，但宣傳方式較為單一。應(yīng)開展不同形式的環(huán)境知識科普宣傳，普及生活污水對健康以及環(huán)境的影響，提升村民對生活污水治理的認(rèn)知水平。

（3）建立縣級可持續(xù)的農(nóng)村生活污水處理設(shè)施管護(hù)機(jī)制。明確污水處理設(shè)施管護(hù)責(zé)任主體，劃分各主體職責(zé)。結(jié)合實(shí)踐調(diào)查，為確保農(nóng)村生活污水處理設(shè)施的長期穩(wěn)定運(yùn)行，A縣已經(jīng)出臺了《A縣農(nóng)村生活污水治理長效管護(hù)辦法》，建立了以鄉(xiāng)（鎮(zhèn)）人民政府為責(zé)任主體、村級組織為管理主體、農(nóng)戶為受益主體的農(nóng)村生活污水治理設(shè)施管護(hù)體系，明確劃分了縣生態(tài)環(huán)境局、縣財(cái)政局、鄉(xiāng)（鎮(zhèn)）、各村、農(nóng)戶、建設(shè)施工單位等利益相關(guān)方的權(quán)責(zé)，取得了相對較好的管護(hù)效果。但B縣并沒有明確地劃分利益相關(guān)方的權(quán)責(zé)、沒有建立明確的運(yùn)營機(jī)制，污水處理設(shè)施運(yùn)行得較差，更多的生活污水處理設(shè)施處于“曬太陽”的狀態(tài)。應(yīng)當(dāng)制定縣級的農(nóng)村生活污水治理長效管護(hù)機(jī)制，明確各主體職責(zé)。