褚家佳

（鹽城工學(xué)院 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江蘇 鹽城222041）

改善農(nóng)村人居環(huán)境，是實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的重點(diǎn)任務(wù)，也是相對(duì)貧困治理的基本要求。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。自黨的十九大提出全面推開“以農(nóng)村垃圾污水治理、廁所革命和村容村貌提升為重點(diǎn)的農(nóng)村人居環(huán)境整治”。各省份按照《農(nóng)村人居環(huán)境治理三年行動(dòng)方案》和《關(guān)于推進(jìn)農(nóng)村生活污水治理的指導(dǎo)意見》總體要求，初步形成了以政府為主導(dǎo)、企業(yè)為主體、社會(huì)組織和公眾共同參與的農(nóng)村生活污水治理體系［1］，據(jù)農(nóng)業(yè)農(nóng)村部統(tǒng)計(jì)，截至2019年上半年，全國(guó)近30%的農(nóng)戶生活污水得到處理，污水亂排亂放現(xiàn)象明顯減少。但是當(dāng)前，農(nóng)村居民參與生活污水治理工作仍處于起步階段，存在區(qū)域不平衡，特別是在后2020時(shí)代轉(zhuǎn)入相對(duì)貧困治理的中西部地區(qū)，依然面臨著挑戰(zhàn)。生存環(huán)境和生活質(zhì)量是多維貧困體系的重要內(nèi)容［2］。2020年中央一號(hào)文件明確提出，要做好脫貧攻堅(jiān)與鄉(xiāng)村振興的銜接，對(duì)摘帽后的貧困縣和“退出”的貧困村要繼續(xù)實(shí)施農(nóng)村人居環(huán)境整治，推動(dòng)脫貧成果鞏固和群眾生活改善，農(nóng)村生活污水治理已然成為相對(duì)貧困治理內(nèi)涵的應(yīng)有之義。

目前，學(xué)術(shù)界關(guān)于農(nóng)戶參與生活污水治理的研究較少，普遍將生活污水治理歸屬生活垃圾治理的研究范圍［3］。因此，有必要對(duì)生活垃圾治理展開綜述。參與生活垃圾治理既是理性經(jīng)濟(jì)決策行為也是環(huán)境保護(hù)行為［4］，其受多重因素的影響，影響因素可概括為外在因素和內(nèi)在因素。其中，外部因素有制度信任、政策導(dǎo)向、社會(huì)監(jiān)督、便利條件和補(bǔ)貼措施等［5?10］；內(nèi)部因素主要有群體認(rèn)同、環(huán)境關(guān)心、生態(tài)認(rèn)知、資源稟賦等［11?14］。關(guān) 于 農(nóng) 戶 的 污 水 治 理 意 愿，付 文 鳳［15］認(rèn)為農(nóng)戶對(duì)生活污水污染源認(rèn)知和對(duì)參與治理必要性認(rèn)知等認(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［3］通過研究得出：所在村對(duì)生活污水處理政策宣傳、知識(shí)的普及及日常監(jiān)管對(duì)農(nóng)戶參與生活污水治理意愿有顯著正向影響。他們均認(rèn)為廁所污水排放方式對(duì)農(nóng)戶參與意愿亦有顯著的正向影響。

以上研究雖可為農(nóng)戶參與生活污水意愿研究提供理論基礎(chǔ)，但現(xiàn)有研究并未依托農(nóng)村生活污水治理的實(shí)踐特征，所得對(duì)策建議難以精準(zhǔn)指導(dǎo)農(nóng)村生活污水治理工作。為彌補(bǔ)現(xiàn)有研究的不足，依據(jù)皖西大別山區(qū)“退出”貧困村320份農(nóng)戶的問卷調(diào)研結(jié)果，在對(duì)農(nóng)村生活垃圾和生活污水治理比較分析的基礎(chǔ)上，揭示農(nóng)村生活污水治理的特征，進(jìn)而厘清農(nóng)戶參與生活污水治理意愿的影響因素，對(duì)各級(jí)政府宏觀制定相關(guān)政策具有指導(dǎo)意義，對(duì)其它相對(duì)貧困地區(qū)開展農(nóng)村生活污水治理具有借鑒意義。

一、農(nóng)村生活污水治理的特征分析

生活垃圾和生活污水治理是農(nóng)村人居環(huán)境整治的兩大重點(diǎn)任務(wù)，政策制定者常常將兩者“聯(lián)袂”表述，但也存在明顯的不同，將生活垃圾和生活污水治理的不同進(jìn)行比較，以辨析出農(nóng)村生活污水治理的特征（如表1所示）。從廢棄物來源和形態(tài)來看，生活污水主要是指糞液污水和洗滌廚房污水，糞液污水體量大，含有的污染物較多，原本是農(nóng)村生活污水所造成的“負(fù)外部性”的主要來源［16］，隨著農(nóng)村“廁所革命”的推進(jìn)，廁所污水治理取得了顯著成效。洗滌廚房污水雖然體量小，但隨著有機(jī)化合物的大量使用，對(duì)農(nóng)村土壤環(huán)境的破壞程度超過糞液出水，成為當(dāng)前農(nóng)村地區(qū)最主要的污染源；從處理方式來看，生活污水處理方式主要有三種，分別是分戶處理式、村集中處理式和接入城鎮(zhèn)污水管理網(wǎng)。從建設(shè)和維護(hù)成本來看，生活污水治理配套設(shè)施較多，有分戶式化糞池、凈化槽、污水管道或小型污水集中處理廠等，成本較高，需要從經(jīng)濟(jì)的角度選擇合理的處理方式［17］。從建管約束條件來看，污水處理設(shè)施和處理方式的選擇受到了農(nóng)戶居住條件和地理位置的約束，例如：距離城鎮(zhèn)較近的村莊，選擇直接匯入鄉(xiāng)鎮(zhèn)污水處理管道；分散居住的農(nóng)戶，使用戶用收集設(shè)施；集中居住的，建設(shè)村排污管道匯入村集中處理設(shè)施。對(duì)居住條件和村莊配套設(shè)施依賴性較高［18］。

綜上所述，生活污水治理成本高、處理方式多樣、約束條件較多，農(nóng)戶參與生活污水治理意愿亦會(huì)受到上述條件的影響。農(nóng)戶參與生活污水治理意愿不僅是意識(shí)、觀念和習(xí)慣的變革，還受到了處理技術(shù)和配套設(shè)施建設(shè)等多種外在因素的影響。

表1生活垃圾治理和生活污水治理的比較

二、理論分析和變量選取

（一）理論分析

農(nóng)村生活污水治理是一種典型的公共物品。農(nóng)民既是農(nóng)村生活污水的制造者，又是污水治理的直接受益者，此“雙重身份”決定了農(nóng)民應(yīng)是農(nóng)村環(huán)境治理的核心主體。農(nóng)戶具有改善生存環(huán)境，提高生活質(zhì)量的現(xiàn)實(shí)動(dòng)機(jī)和迫切需求，調(diào)動(dòng)和激發(fā)農(nóng)戶參與生活污水治理的積極性和主動(dòng)性是政策能否持續(xù)推進(jìn)的重要保障。然而，在現(xiàn)行的以政府主導(dǎo)的農(nóng)村環(huán)境治理模式中，農(nóng)民處于邊緣化，成為旁觀者和被動(dòng)者，農(nóng)民的主體作用還未充分發(fā)揮，參與生活污水治理的積極性不高，內(nèi)生動(dòng)力激發(fā)不夠。這是由于農(nóng)戶對(duì)參與治理帶來的產(chǎn)業(yè)、生活和環(huán)境效應(yīng)等認(rèn)知不足［3］，認(rèn)為這是鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府和村集體的事，不可避免地導(dǎo)致普遍存在的“搭便車”心理和錯(cuò)誤示范的“破窗效應(yīng)”［15］。而計(jì)劃行為理論表明，人的行為是經(jīng)過深思熟慮的結(jié)果［19］，因此，在道德觀念、社會(huì)規(guī)范和集體認(rèn)同的影響下，農(nóng)戶仍會(huì)選擇參與公共物品的供給，并使其供給量達(dá)到最優(yōu)水平［20］。事實(shí)上，農(nóng)戶參與生活污水治理意愿很大程度上是內(nèi)部和外部因素共同作用的結(jié)果［21］，外部情境因素（政策、宣傳教育和設(shè)施便利性等）和內(nèi)部認(rèn)知因素（環(huán)境理性、產(chǎn)業(yè)理性和生活理性等）均會(huì)對(duì)農(nóng)戶參與意愿產(chǎn)生影響。

（二）變量選取

基于以上理論，借鑒已有研究成果，通過生活污水治理和生活垃圾治理的比較分析，厘清農(nóng)村生活污水治理的特征，從農(nóng)戶戶主特征，農(nóng)戶家庭特征，農(nóng)戶認(rèn)知特征、外部情境特征四個(gè)維度構(gòu)建影響農(nóng)戶參與生活污水治理意愿的理論模型（如圖1所示）。各影響因素的選取依據(jù)如下：

圖1影響農(nóng)戶參與生活污水治理意愿的理論模型

1.農(nóng)戶戶主特征。戶主是家庭的主要決策者，戶主的個(gè)人特征對(duì)參與意愿起著關(guān)鍵作用。性別、年齡、文化程度、自評(píng)健康狀況是戶主固有的異質(zhì)性特征，不同特征的戶主對(duì)生活污水治理的需求不同，進(jìn)而影響其參與意愿。本研究選取的農(nóng)戶戶主特征變量為：性別、年齡、文化程度、自評(píng)健康狀況。

2.農(nóng)戶家庭特征。農(nóng)戶家庭特征指家庭所擁有的資源稟賦和所享有的政策待遇。理性農(nóng)戶會(huì)在資源稟賦的約束下做出是否愿意參與生活污水治理的理性選擇［3］?！懊撠毑幻撜摺?，住房、醫(yī)療等精確脫貧政策的持續(xù)實(shí)施對(duì)農(nóng)戶的治理意愿可能有積極作用。因此，選取的農(nóng)戶家庭特征變量為：是否貧困戶、家庭人口數(shù)、家庭年收入及非農(nóng)收入占比。

3.農(nóng)戶認(rèn)知特征。農(nóng)村生活污水治理具有經(jīng)濟(jì)—生活—環(huán)境三重功能［22］，因此，從經(jīng)濟(jì)理性、生活理性和環(huán)境理性三方面度量農(nóng)戶參與生活污水治理意愿的認(rèn)知特征。農(nóng)戶作為理性經(jīng)濟(jì)人，其對(duì)參與治理帶來收益的衡量是影響其參與意愿的重要原因。鄉(xiāng)村旅游是以鄉(xiāng)村自然和人文環(huán)境為依托的，鄉(xiāng)村旅游收入也是農(nóng)戶增收的主要途徑之一，而農(nóng)村水污染治理成效為鄉(xiāng)村旅游和休閑農(nóng)業(yè)的發(fā)展創(chuàng)造了條件；生活污水治理對(duì)提升農(nóng)戶生活質(zhì)量和改善農(nóng)村生態(tài)環(huán)境具有重要作用。因此，選取的認(rèn)知特征變量為：參與生活污水治理對(duì)發(fā)展鄉(xiāng)村旅游的認(rèn)知、參與生活污水治理對(duì)改善生態(tài)環(huán)境的認(rèn)知、參與生活污水治理對(duì)提升生活質(zhì)量的認(rèn)知。

4.外部情境特征。環(huán)境衛(wèi)生設(shè)施及服務(wù)形塑著人們的行為與認(rèn)知，良好的村落集聚區(qū)設(shè)計(jì)、公共基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、有效的日常管理都會(huì)影響農(nóng)民的意愿與行為決策［23］。不同于農(nóng)村生活垃圾治理，家庭的居住條件對(duì)農(nóng)戶的生活污水治理意愿有直接影響。生活污水環(huán)境衛(wèi)生設(shè)施包括公共設(shè)施和個(gè)人設(shè)施，前者由政府負(fù)責(zé)供給，后者在政府指導(dǎo)下農(nóng)戶自行建設(shè)（建成后政府提供部分補(bǔ)助）。相對(duì)于生活垃圾處理的戶用垃圾桶，戶用生活污水處理設(shè)施對(duì)住房的依賴性更強(qiáng)，例如，衛(wèi)生廁所本身就是住房的功能間之一，排污管道也要依托于住房結(jié)構(gòu)。農(nóng)戶所在村對(duì)污水治理宣傳和監(jiān)督、村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、污水處理效果構(gòu)成農(nóng)戶參與面臨的客觀外部情境。村兩委是農(nóng)村人居環(huán)境的基層治理主體，村兩委所開展的生活污水治理具體工作將直接影響農(nóng)戶的參與意愿。村級(jí)實(shí)施的治理措施可以有效減少生活污水的隨意排放［24］。基礎(chǔ)設(shè)施和公共服務(wù)主要是指村級(jí)規(guī)劃、安全飲用水、路面硬化等，污水處理公共設(shè)施和污水處理相關(guān)設(shè)施的修建和維護(hù)等。因此，選取的外部情境特征變量為：住房結(jié)構(gòu)、是否居住在中心村莊、對(duì)村宣傳和監(jiān)管效果的評(píng)價(jià)、對(duì)村污水治理效果的評(píng)價(jià)以及對(duì)村基礎(chǔ)設(shè)施狀況的評(píng)價(jià)。

三、研究區(qū)域、數(shù)據(jù)來源與樣本特征

（一）研究區(qū)域

六安市屬大別山集中邊片特困地區(qū)，是安徽省貧困人口多、貧困發(fā)生率高、扶貧任務(wù)重的地區(qū)之一，是全國(guó)著名的革命老區(qū)，歷來也是國(guó)家扶貧開發(fā)重點(diǎn)區(qū)域。2014年全市建檔立卡貧困村442個(gè)、貧困人口70.96萬(wàn)人，貧困發(fā)生率13.84%。截至2020年4月，全市累計(jì)實(shí)現(xiàn)69.71萬(wàn)人脫貧，442個(gè)貧困村全部出列，舒城縣、金安區(qū)、裕安區(qū)、霍邱縣、金寨縣均退出貧困縣序列。預(yù)計(jì)2020年底，全部貧困人口實(shí)現(xiàn)脫貧。

相對(duì)貧困治理成為2020年后扶貧工作的主戰(zhàn)場(chǎng)，探索構(gòu)建相對(duì)貧困治理的長(zhǎng)效機(jī)制勢(shì)在必行，不管是脫貧農(nóng)戶還是非貧困農(nóng)戶，均享有對(duì)美好生活環(huán)境的要求。安徽大別山區(qū)作為后脫貧時(shí)代相對(duì)貧困治理的典型地區(qū)，考察該地區(qū)農(nóng)戶參與農(nóng)村污水治理意愿的影響因素，具有一定代表性。

（二）數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)采集時(shí)間選在2020年6月至7月，此時(shí)間段為傳統(tǒng)的農(nóng)閑時(shí)節(jié)。調(diào)查組先在金寨縣天堂寨鎮(zhèn)漁潭村開展預(yù)調(diào)研，并依據(jù)預(yù)調(diào)研結(jié)果對(duì)問卷進(jìn)行修改定稿。按照典型抽樣與分層抽樣的方法對(duì)樣本區(qū)域進(jìn)行抽樣調(diào)查，調(diào)研區(qū)域?yàn)榘不沾髣e山區(qū)，選取金寨縣、霍山縣、裕安區(qū)，每個(gè)縣（區(qū)）選取4個(gè)“出列村”，共計(jì)12個(gè)村，每個(gè)村在3～4個(gè)村民組展開抽樣，共抽取362個(gè)農(nóng)戶進(jìn)行調(diào)查。在調(diào)查過程中，為使農(nóng)戶能夠真實(shí)地表達(dá)自己的觀點(diǎn)，邀請(qǐng)駐村扶貧工作隊(duì)參與調(diào)查，并在調(diào)查過程中注意避開村干部。調(diào)查結(jié)束后經(jīng)整理和剔除，得到有效問卷320份，樣本有效率為88.4%。

（三）樣本特征

由表2可知，從“是否愿意參與生活污水處理”的統(tǒng)計(jì)結(jié)果看，76.9%的農(nóng)戶表示愿意參與，23.1%的農(nóng)戶表示不愿意參與，從戶主特征來看，男性戶主比例稍多，占比60.9%，女性戶主占比39.1%；61.6%的農(nóng)戶年齡集中在41～60歲，平均年齡為54歲；受訪農(nóng)戶的文化程度普遍不高，初中及以下文化程度的占比70.6%，健康狀況為比較好和很好的比例達(dá)到61.88%；從家庭特征來看，貧困戶占比為26.56%，61.56%的家庭人口為4～6人；55.94%的農(nóng)戶家庭總收入達(dá)到和超過了5萬(wàn)元，68.75%的家庭非農(nóng)收入占比達(dá)到和超過了60%，90.93%的農(nóng)戶住房結(jié)構(gòu)為磚混和混凝土，55.31%的農(nóng)戶實(shí)現(xiàn)了集中居住。從樣本的統(tǒng)計(jì)特征來看，受訪農(nóng)戶的戶主特征和家庭特征分布合理，符合當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展水平。

表2農(nóng)戶戶主特征、家庭特征及參與意愿

四、模型選擇與結(jié)果分析

（一）模型選擇

本研究以“農(nóng)戶是否愿意參與生活污水治理”為因變量進(jìn)行實(shí)證分析。該因變量難以用連續(xù)的數(shù)值表示，而是在肯定答案時(shí)用“1”表示，否定答案時(shí)用“0”表示。同時(shí)影響農(nóng)戶是否愿意參與污水處理的變量，一般也只能以“是，否”等二元或多元選擇作為變量值，因此傳統(tǒng)線性回歸模型不適用，需要采用適合分析離散因變量的Logistic模型。模型的函數(shù)形式為：

式中，pi表示農(nóng)戶，i為選擇愿意參與治理的概率，α為常數(shù)項(xiàng)，xij表示影響農(nóng)戶選擇的第j個(gè)解釋變量（變量描述見表3），m表示解釋變量的個(gè)數(shù)，βj為解釋變量的回歸系數(shù)。

（二）變量描述性統(tǒng)計(jì)

變量的名稱、定義、均值、標(biāo)準(zhǔn)差、預(yù)期效應(yīng)如表3所示。

（三）模型運(yùn)行與結(jié)果分析

運(yùn)用Spss22軟件對(duì)農(nóng)戶參與生活污水治理意愿的模型進(jìn)行擬合。結(jié)果如表4所示：文化程度、非農(nóng)收入占比、是否居住在中心村莊、對(duì)鄉(xiāng)村旅游發(fā)展的認(rèn)知、對(duì)生活質(zhì)量提升的認(rèn)知、對(duì)村基礎(chǔ)設(shè)施評(píng)價(jià)以及村委會(huì)的宣傳和監(jiān)管評(píng)價(jià)對(duì)農(nóng)戶參與生活污水治理意愿具有顯著的正向影響，性別對(duì)參與意愿具有顯著的負(fù)向影響，其余因素對(duì)參與意愿的影響不顯著。具體分析如下：

1.農(nóng)戶戶主特征

從農(nóng)戶戶主特征來看，性別對(duì)農(nóng)戶參與意愿具有顯著負(fù)向影響。調(diào)查中發(fā)現(xiàn)，由于農(nóng)村男性勞動(dòng)力的大量就業(yè)轉(zhuǎn)移，女戶主家庭和留守婦女家庭的數(shù)量不斷增加，家庭決策主要由女性戶主做主，與男性戶主相比，女性戶主大多承受著來自生產(chǎn)和生活的雙重壓力［25］，她們不僅承擔(dān)大部分照顧家庭和撫育后代的工作，還要居家或就近承擔(dān)農(nóng)業(yè)和非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)。她們更關(guān)注環(huán)境污染對(duì)自身及家庭成員的身體健康所造成的影響，參與的意愿較高。而男性戶主因關(guān)注于取得短期收益的生產(chǎn)活動(dòng)，對(duì)于長(zhǎng)期治理才能收效的污水治理參與意愿不高。

表3變量的含義和描述性統(tǒng)計(jì)

文化程度對(duì)參與意愿有顯著正向影響。一般來說，戶主文化程度越高，出于改善生活品質(zhì)和健康需求，安裝或改善環(huán)境衛(wèi)生設(shè)施以獲取更好的環(huán)境衛(wèi)生服務(wù)的動(dòng)機(jī)越強(qiáng)［26］，也更愿意配合和響應(yīng)當(dāng)前政府積極倡導(dǎo)的生活污水治理工作。

戶主的自評(píng)健康狀況對(duì)農(nóng)戶參與生活污水治理意愿沒有顯著影響。農(nóng)村生活污水治理與農(nóng)戶健康狀況相關(guān)［27］。一般來說，戶主健康狀況越差，越愿意參與到對(duì)健康有益的生活污水治理中。但在調(diào)查中發(fā)現(xiàn)，身體狀況較差的戶主，因體力有限，參與治理的意愿不強(qiáng)烈。反之，有的戶主因身體底子好，受到“不干不凈不生病”傳統(tǒng)觀念的影響，認(rèn)為參與治理對(duì)提高自身健康水平的作用有限，參與的積極性亦不高。

戶主的年齡對(duì)農(nóng)戶參與生活污水治理意愿沒有顯著影響。一般而言，戶主越年輕，對(duì)生產(chǎn)生活條件越重視，越愿意帶動(dòng)家庭成員參與治理；而年紀(jì)越大的戶主由于長(zhǎng)期的生活習(xí)慣使然，對(duì)改廁、污水處理等生活環(huán)境改善的參與意愿不強(qiáng)。本研究中調(diào)查農(nóng)戶的平均年齡為54歲，雖然年齡普遍偏大，但仍是家庭中的主要?jiǎng)趧?dòng)力，承擔(dān)了大部分的農(nóng)業(yè)和非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)，在調(diào)查中了解，部分農(nóng)戶由于年老力乏，且缺乏勞動(dòng)技能和資金，更傾向于參與臨時(shí)性就業(yè)活動(dòng)，而年輕的戶主更樂于參與穩(wěn)定性就業(yè)，對(duì)公益性的污水治理活動(dòng)興趣較低。因而年齡對(duì)參與治理意愿的影響不顯著。

表4模型估計(jì)結(jié)果

2.農(nóng)戶家庭特征

是否為貧困戶對(duì)農(nóng)戶參與生活污水治理意愿的影響不顯著。一般而言，貧困戶更傾向于參與能給家庭帶來直接經(jīng)濟(jì)收入的活動(dòng)，忽視了家庭環(huán)境改善。但隨著一系列精準(zhǔn)扶貧政策的落地，部分貧困戶脫貧后，與非貧困戶一樣開始追求良好的生活環(huán)境。同時(shí)，貧困戶長(zhǎng)期受“脫貧不脫政策”的照顧，對(duì)黨和政府懷著感恩心理，因而部分貧困戶對(duì)于政府主導(dǎo)的污水治理政策較易接受，又表現(xiàn)出了一定程度的參與意愿。

家庭人口數(shù)量對(duì)農(nóng)戶參與治理意愿的影響不顯著。通常來說，農(nóng)村家庭人口數(shù)越少，污水排放量較少，越不愿意參與污水治理。調(diào)查中發(fā)現(xiàn)與子女分戶居住的老人，因缺乏勞動(dòng)人口，不愿意參與污水治理。而對(duì)人口數(shù)量較多的家庭，可能因?yàn)榧彝ト丝跀?shù)越多，消費(fèi)成本越高，生活負(fù)擔(dān)較重，農(nóng)戶更熱衷于直接提升自身物質(zhì)條件，對(duì)環(huán)境衛(wèi)生等生態(tài)需求關(guān)注不足，參與的意愿也不強(qiáng)烈。

非農(nóng)收入占比對(duì)農(nóng)戶參與生活污水治理意愿有顯著正向影響。非農(nóng)收入占比反映了農(nóng)戶的兼業(yè)狀況。調(diào)查中發(fā)現(xiàn)，隨著產(chǎn)業(yè)扶貧政策的精準(zhǔn)實(shí)施，在農(nóng)村新型經(jīng)營(yíng)主體的帶動(dòng)下，更多的農(nóng)戶參與到非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中，農(nóng)戶的職業(yè)內(nèi)涵也因此發(fā)生了改變［26］，隨著非農(nóng)收入在家庭收入占比的提高，農(nóng)戶對(duì)生活健康狀況更加關(guān)注，也更愿意參與生活污水治理。

家庭年收入對(duì)農(nóng)戶參與治理意愿的影響不顯著。一般而言，家庭收入較高的家庭，支付能力充足，對(duì)健康與環(huán)境更加關(guān)注，愿意投入資金進(jìn)行健康投資；但在調(diào)查中發(fā)現(xiàn)，85.94%的農(nóng)戶家庭收入在10萬(wàn)元以下，其中44.06%的農(nóng)戶家庭收入在5萬(wàn)元以下，對(duì)于收入較低的家庭，表現(xiàn)出了一定程度的參與意愿，可能是因?yàn)榧彝ナ杖胼^低，對(duì)政府主導(dǎo)的農(nóng)村生活污水治理依賴性更強(qiáng)，因而愿意參與到生活污水治理中。

需要指出的是，一般而言，非農(nóng)收入占比越高，家庭的總收入也會(huì)越高。但在調(diào)研中發(fā)現(xiàn)，因樣本村退出貧困村序列不久，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)還不牢固，非農(nóng)就業(yè)路徑也不豐富，村民雖從事非農(nóng)生產(chǎn)，但多以短期、臨時(shí)和季節(jié)性就業(yè)為主，所獲收入不高，甚至不及依然享有政策性補(bǔ)貼的農(nóng)業(yè)收入。

3.農(nóng)戶認(rèn)知特征

“對(duì)鄉(xiāng)村旅游發(fā)展的認(rèn)知”對(duì)農(nóng)戶的參與意愿有顯著的正向影響。調(diào)查中得知，“退出”貧困村的鄉(xiāng)村旅游和休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展均有一定基礎(chǔ)，且鄉(xiāng)村旅游和休閑農(nóng)業(yè)對(duì)集體經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)率不斷增加，促進(jìn)了農(nóng)戶持續(xù)增收，認(rèn)識(shí)到生活污水治理是為了維護(hù)良好的鄉(xiāng)村旅游發(fā)展環(huán)境，增強(qiáng)了參與污水治理的意愿。

“對(duì)生活質(zhì)量提升的認(rèn)知”對(duì)參與意愿有顯著正向影響。在剛剛擺脫貧困的集中連片貧困地區(qū)，隨著收入的提高，農(nóng)戶的需求也在發(fā)生變化，更多的農(nóng)戶期望舒適、干凈、整治的人居環(huán)境，認(rèn)識(shí)到參與治理將有助于提升生活質(zhì)量。

“對(duì)生態(tài)環(huán)境改善認(rèn)知”對(duì)參與意愿沒有顯著影響。一般而言，生活污水的大面積傾倒對(duì)農(nóng)村生態(tài)環(huán)境有一定影響。可能的原因是鄉(xiāng)村周邊生態(tài)環(huán)境較好，小范圍的排放不會(huì)超過生態(tài)環(huán)境可承受的閾值，同時(shí)農(nóng)戶認(rèn)為廁所污水也是肥料，對(duì)林地的灌溉還有益處；洗滌和餐廚污水排放量不大，亦不會(huì)威脅到生態(tài)環(huán)境。

4.外部情境特征

“住房結(jié)構(gòu)和是否居住在中心村莊”對(duì)農(nóng)戶參與生活污水治理意愿有顯著正向影響。住房結(jié)構(gòu)和是否居住在中心村莊反映了農(nóng)戶的居住條件。調(diào)查中發(fā)現(xiàn)，中心村莊污水處理的公共設(shè)施和配套設(shè)施比較齊全，同時(shí)磚混以上結(jié)構(gòu)的住房較易改建和安裝凈化槽、化糞池、排污管道，因而更愿意參與生活污水治理。

“對(duì)村生活污水治理宣傳和監(jiān)管效果的評(píng)價(jià)”對(duì)農(nóng)戶參與意愿有顯著正向影響。農(nóng)村生活污水治理離不開村級(jí)組織的參與，村兩委作為農(nóng)村基層組織，擔(dān)負(fù)著生活污水政策宣傳、指導(dǎo)和監(jiān)督的多重責(zé)任。模型擬合結(jié)果表明村兩委污水治理宣傳和監(jiān)管的評(píng)價(jià)越好，越能促使農(nóng)戶參與到生活污水治理中。

“對(duì)農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施狀況的評(píng)價(jià)”對(duì)參與意愿有顯著正向影響。村級(jí)基礎(chǔ)設(shè)施包括村村通道路、路面硬化、自來水入戶、公用污水管道、村級(jí)污水處理站的建設(shè)。調(diào)查中發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶更關(guān)心自來水水質(zhì)、村組道路是否連通、路面是否硬化等農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施設(shè)施和公共服務(wù)，有農(nóng)戶抱怨：“自來水水質(zhì)渾濁都解決不了，還搞什么污水治理？門口路也沒硬化，下雨一身泥，起風(fēng)一身灰，看著就糟心，本來就臟，讓我們?cè)趺磪⑴c治理呢？”實(shí)地調(diào)查中，還發(fā)現(xiàn)已有污水設(shè)施管護(hù)中普遍存在“沒法管、沒錢管、沒人管”等現(xiàn)象，治理效果有限，引致農(nóng)戶質(zhì)疑。因此，對(duì)村級(jí)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和維護(hù)的評(píng)價(jià)越高，越能提升農(nóng)戶的參與意愿。

對(duì)村生活污水治理效果的評(píng)價(jià)對(duì)參與意愿沒有顯著影響。調(diào)查中發(fā)現(xiàn)，生活污水處理效果不如基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)狀況直觀且客觀，農(nóng)戶對(duì)村污水治理效果的評(píng)價(jià)主觀性較強(qiáng)，且在家庭特征、戶主特征上存在差異，因而該變量對(duì)農(nóng)戶參與治理意愿的影響不顯著。

五、結(jié)論與建議

農(nóng)戶是農(nóng)村生活污水治理的直接受益者，也是治理政策的最終執(zhí)行者和落實(shí)者，辨識(shí)農(nóng)戶持續(xù)參與生活污水治理意愿的影響因素，提出相關(guān)政策建議，對(duì)于提升農(nóng)村生活污水治理成效具有重要意義。本研究以大別山區(qū)出列貧困村農(nóng)戶的訪談數(shù)據(jù)，在與生活垃圾治理比較分析的基礎(chǔ)上，基于內(nèi)部認(rèn)知和外部情境理論框架，運(yùn)用Logistic模型，對(duì)參與生活污水治理意愿的影響因素進(jìn)行識(shí)別。研究發(fā)現(xiàn)，女性戶主參與意愿高于男性戶主，戶主的文化程度、家庭非農(nóng)收入占比對(duì)農(nóng)戶的參與意愿具有顯著正向影響；在農(nóng)戶的認(rèn)知層面，對(duì)人居環(huán)境改善和鄉(xiāng)村旅游發(fā)展的認(rèn)知對(duì)農(nóng)戶的參與意愿具有顯著正向影響；在外部情境層面，住房結(jié)構(gòu)、是否居住在中心村、農(nóng)戶對(duì)村兩委宣傳、監(jiān)督的評(píng)價(jià)以及對(duì)農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的評(píng)價(jià)對(duì)農(nóng)戶的參與意愿具有顯著正向影響。

根據(jù)研究結(jié)論，得出以下政策啟示：

1.強(qiáng)化農(nóng)戶認(rèn)知，提高其參與的“自發(fā)性”?！白园l(fā)性”效應(yīng)在建檔立卡貧困戶和非貧困戶中均有明顯體現(xiàn)，因此，通過“學(xué)習(xí)效應(yīng)”增強(qiáng)農(nóng)戶的產(chǎn)業(yè)理性和生活理性。在農(nóng)村生活污水治理的全過程將農(nóng)戶參與與生活質(zhì)量提升、人居環(huán)境改善、鄉(xiāng)村旅游發(fā)展聯(lián)系起來，探索和建立長(zhǎng)效的、動(dòng)態(tài)的利益聯(lián)結(jié)機(jī)制，讓農(nóng)戶知曉參與生活污水治理不僅有益于身體健康和心情舒暢，還有益于發(fā)展鄉(xiāng)村旅游等特色產(chǎn)業(yè)。

2.改善外部條件，提高其參與的“誘發(fā)性”。通過外部環(huán)境的改善刺激農(nóng)戶參與的“誘發(fā)性”。推動(dòng)農(nóng)村一二三產(chǎn)融合發(fā)展，培養(yǎng)新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體，促進(jìn)農(nóng)戶就近就業(yè)，提高他們的兼業(yè)水平；以提升住房條件為抓手，不斷改善道路、自來水等農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施，實(shí)施集中居住和美好鄉(xiāng)村試點(diǎn)村創(chuàng)建，進(jìn)一步提升配套設(shè)施和公共服務(wù)水平［28］。

3.提升村兩委污水治理能力，提高農(nóng)戶參與的“持續(xù)性”。村兩委的宣傳、監(jiān)管和指導(dǎo)是激勵(lì)農(nóng)戶積極持續(xù)參與生活污水整治的有效途徑。充分發(fā)揮村委會(huì)監(jiān)管和自身的示范作用，鼓勵(lì)農(nóng)戶參與，分享其他地方經(jīng)驗(yàn)、給予技術(shù)咨詢和指導(dǎo)，充分發(fā)揮農(nóng)村合作社、環(huán)境保護(hù)合作社等農(nóng)民自身社會(huì)經(jīng)濟(jì)組織的資源優(yōu)化和協(xié)調(diào)合作等功能，降低農(nóng)戶參與的困難程度。