劉茜茜，李夢(mèng)婷，楊夢(mèng)杰，蔣和怡，楊 凱

(華東師范大學(xué)生態(tài)與環(huán)境科學(xué)學(xué)院，上海 200241)

1 研究背景

為滿足居民對(duì)高質(zhì)量用水的需求，我國(guó)近年來(lái)在自來(lái)水直飲方面作出了許多嘗試。與以往進(jìn)行的小區(qū)試點(diǎn)與公共場(chǎng)所直飲試點(diǎn)不同，深圳市與上海市陸續(xù)提出與國(guó)際化城市建設(shè)目標(biāo)相符的覆蓋全市的自來(lái)水直飲建設(shè)規(guī)劃?！渡虾Ｊ谐鞘锌傮w規(guī)劃(2017—2035年)》提出：“加大二次供水設(shè)施改造力度，減少老舊供水管網(wǎng)二次污染，提高入戶水質(zhì)，滿足直飲需求”[1]，即上海市將在2035年完成直飲水入戶改造，入戶水質(zhì)達(dá)到上海市地方性水質(zhì)標(biāo)準(zhǔn)《生活飲用水水質(zhì)標(biāo)準(zhǔn)》(DB31/T 1091—2018)。直飲水顧名思義就是可以直接飲用的水，是一種更高品質(zhì)的用水。將居民生活用水水質(zhì)全部提升到直飲水平，除對(duì)水廠凈水技術(shù)有一定要求外，更多的限制在于管網(wǎng)輸配[2]。按照上海市規(guī)劃，至2027年，長(zhǎng)江水源水廠將完成深度處理改造，出廠水水質(zhì)達(dá)到上海市地方標(biāo)準(zhǔn)[3]。管網(wǎng)輸送過(guò)程產(chǎn)生的水質(zhì)問(wèn)題可通過(guò)管網(wǎng)改造升級(jí)，使用新型管材和內(nèi)襯材料、加強(qiáng)管網(wǎng)日常維護(hù)、控制出廠水有機(jī)物含量等措施解決[4-5]。

進(jìn)行自來(lái)水直飲改造，不僅需要水廠凈水輸水技術(shù)的提升、政府的引導(dǎo)，還需要民眾的廣泛參與和支持。而當(dāng)前市政供水通?；诔杀具M(jìn)行定價(jià)，水價(jià)對(duì)水資源供需關(guān)系的調(diào)節(jié)作用未得到充分發(fā)揮[6-7]。從用戶角度定價(jià)也多考慮其支付能力，對(duì)支付意愿的調(diào)查很少。在此背景下，對(duì)居民進(jìn)行直飲水意愿調(diào)查是必要的，這有助于制定合理的水資源供需價(jià)格體系，促進(jìn)直飲水改造政策的實(shí)施。因此，本文從上海市居民直飲水意愿調(diào)查出發(fā)，通過(guò)網(wǎng)絡(luò)與線下問(wèn)卷，了解上海市居民日常用水情況以及對(duì)直飲水改造的情感態(tài)度傾向，使用SPSS軟件分析居民用水情況和直飲水支付意愿。該類(lèi)調(diào)查對(duì)上海市節(jié)水型城市的建設(shè)、供水模式、直飲水定價(jià)等均有重要的理論及現(xiàn)實(shí)意義。

2 上海市生活用水階梯水價(jià)與生活用水水量

適合的水價(jià)有助于水資源的合理配置，并鼓勵(lì)民眾節(jié)約用水。上海市當(dāng)前階梯水價(jià)以年為結(jié)算周期，第一階梯為≤220 m3/(戶·年)，第二階梯為220～300 m3/(戶·年)，第三階梯為>300 m3/(戶·年)。三級(jí)階梯水價(jià)之比為1∶1.4∶1.7。上海市發(fā)改委(物價(jià)局)規(guī)定，第一階梯水量覆蓋范圍應(yīng)為上海市內(nèi)85%居民用戶的戶均用水量，第二階梯水量應(yīng)為96%居民用戶的戶均用水量。上海市每級(jí)用水量綜合水價(jià)如表1所示。

表1 上海市階梯水價(jià)Tab.1 Stepped Water Tariff System of Shanghai City

據(jù)上海市各年水資源公報(bào)，2010年—2019年上海市居民生活用水量在用水總量中的占比為10%～18%，居民生活用水量變化不大，但由于用水總量的減少，其占比有所上升，具體情況如圖1所示。

注：數(shù)據(jù)來(lái)源上海市水務(wù)局圖1 2010年—2019年上海市居民生活用水量情況Fig.1 Domestic Water Consumption of Residents in Shanghai during 2010 to 2019

上海市人均日居民生活用水量2015年—2019年最大值為123 L/(d·人)，在112～123 L/(d·人)內(nèi)變化幅度較小，有一定的上漲趨勢(shì)。根據(jù)上海市各年統(tǒng)計(jì)年鑒公開(kāi)數(shù)據(jù)，按照第一階梯3.45元/m3水價(jià)計(jì)算2015年—2019年人均水費(fèi)支出占人均消費(fèi)支出的比值，以衡量目前水價(jià)是否在居民接受范圍內(nèi)。如圖2所示，2015年—2019年人均水費(fèi)支出占人均消費(fèi)支出比值較小，最大值為0.41%，均在0.5%以下，說(shuō)明在保障公平性的基礎(chǔ)上對(duì)水價(jià)進(jìn)行適當(dāng)調(diào)整不會(huì)給居民帶來(lái)較大經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)[8]。

注：數(shù)據(jù)來(lái)源上海市水務(wù)局圖2 2015年—2019年上海市人均日居民生活用水量情況Fig.2 Daily Domestic Water Consumption Per Capita of Residents in Shanghai during 2015 to 2019

3 數(shù)據(jù)來(lái)源與方法

問(wèn)卷共25題，分為調(diào)查對(duì)象基本信息、用水情況、直飲水入戶意愿3個(gè)部分，所設(shè)置量表題均為五級(jí)量表。問(wèn)卷調(diào)查經(jīng)華東師范大學(xué)人類(lèi)受試者保護(hù)委員會(huì)審核(符合二類(lèi)豁免，批準(zhǔn)號(hào)為HR 150-2021)。線上問(wèn)卷通過(guò)問(wèn)卷星平臺(tái)發(fā)放，線下問(wèn)卷由于新冠疫情原因無(wú)法進(jìn)入小區(qū)，在中山公園、閔行公園、人民公園、浦江郊野公園等公共場(chǎng)所隨機(jī)發(fā)放。共回收問(wèn)卷238份(線上85份、線下153份)，通過(guò)設(shè)置的檢驗(yàn)題目(比如家中沒(méi)有安裝自來(lái)水過(guò)濾器或凈水器卻選擇凈化后的自來(lái)水為家中所使用飲用水的問(wèn)卷無(wú)效)、答題時(shí)間(作答時(shí)間小于2 min的問(wèn)卷無(wú)效)等篩除無(wú)效問(wèn)卷，得到有效問(wèn)卷212份(線上73份、線下139份)，問(wèn)卷有效率為89%。

3.1 調(diào)查對(duì)象基本信息

由表2可知，212份有效問(wèn)卷中，男性占45.28%，女性占54.72%，女性稍多于男性。本科學(xué)歷人數(shù)占比最高，達(dá)50.47%，其次是高中/中專(zhuān)及以下學(xué)歷，占比為23.58%。大部分(59.43%)調(diào)查對(duì)象在上海市居住10年以上，居住時(shí)長(zhǎng)在2年以下(6.13%)的樣本數(shù)較少。年齡與月收入各組之間分布較均勻。整體來(lái)看，該問(wèn)卷具有一定代表性。

3.2 問(wèn)卷信度和效度檢驗(yàn)

為檢測(cè)問(wèn)卷可靠性，對(duì)用水情況與直飲水入戶意愿部分量表題進(jìn)行信度檢驗(yàn)。自來(lái)水供應(yīng)評(píng)價(jià)(自來(lái)水安全衛(wèi)生評(píng)價(jià)、便利程度評(píng)價(jià)、口感評(píng)價(jià)、小區(qū)供水評(píng)價(jià)共4題)、直飲水改造看法(直飲水改造支持度、直飲水便利度、直飲水與節(jié)水意識(shí)共3題)兩個(gè)維度克隆巴赫系數(shù)(Cronbach's α)分別為0.711、0.775，在0.7～0.8，說(shuō)明信度較好。

同時(shí)選取KMO檢驗(yàn)變量和Bartlett球形檢驗(yàn)進(jìn)行分析，以檢驗(yàn)問(wèn)卷結(jié)構(gòu)效度[9]。問(wèn)卷KMO為0.677，大于0.6，滿足因子分析要求，表明效度可信。Bartlett球形檢驗(yàn)近似卡方為451.960、自由度為21.000、顯著性為0.000(小于0.05)，說(shuō)明適合進(jìn)行因子分析，量表題設(shè)計(jì)合理。

3.3 數(shù)據(jù)處理方法

(1)Kappa一致性檢驗(yàn)：該分析方法用于比較兩個(gè)數(shù)據(jù)的一致性情況，在本問(wèn)卷中用于檢驗(yàn)調(diào)查對(duì)象對(duì)家庭水量與水費(fèi)的認(rèn)知是否一致。Kappa為0.6～0.8，說(shuō)明一致性程度較強(qiáng)；Kappa為0.8～1.0，說(shuō)明一致性程度非常強(qiáng)[10-11]。

表2 樣本特征描述性統(tǒng)計(jì)Tab.2 Descriptive Statistics of Sample Characteristics

(2)逐步回歸分析：該分析方法用于探索自變量對(duì)因變量的影響，系統(tǒng)會(huì)自動(dòng)識(shí)別對(duì)因變量產(chǎn)生顯著性影響的自變量，該方法在本問(wèn)卷中用于尋找直飲水支付意愿的影響因素。

(3)單因素方差分析：該分析方法用于研究定類(lèi)數(shù)據(jù)與定量數(shù)據(jù)之間的關(guān)系，在本問(wèn)卷中用于分析不同特征(年齡、性別等基本信息)人群直飲水支付意愿的差異性。

(4)單樣本t檢驗(yàn)：該分析方法用于比較定量數(shù)據(jù)與某個(gè)數(shù)字的差異性，在本問(wèn)卷中用于比較直飲水支付意愿平均值與具體支付范圍的差異。該方法通常使用Cohen'sd表示效應(yīng)量，該值為0～1，值越大說(shuō)明差異幅度越大[12]。

4 結(jié)果與討論

4.1 居民家庭生活用水情況分析

4.1.1 家庭用水基本情況

家庭用水基本情況包括小區(qū)供水問(wèn)題與日常飲用水選擇兩個(gè)部分，使用SPSS對(duì)其進(jìn)行多重響應(yīng)頻數(shù)分析。如表3所示，57.55%的調(diào)查對(duì)象家中未出現(xiàn)過(guò)相關(guān)自來(lái)水供應(yīng)問(wèn)題，43人反映自來(lái)水存在異味，40人反映水壓不穩(wěn)，21人反映自來(lái)水渾濁、15人反映出現(xiàn)水量不足，2人反映具體供應(yīng)問(wèn)題分別為冬天水管結(jié)冰與使用時(shí)需短暫放水。在日常飲用水的選擇上：58.02%、51.89%的調(diào)查對(duì)象選擇燒開(kāi)的自來(lái)水、瓶裝水/桶裝水；直接飲用自來(lái)水的僅有12人；另有兩人填寫(xiě)其他飲用方式為凈水器凈化后再燒開(kāi)的自來(lái)水。48.58%的調(diào)查對(duì)象家中安裝自來(lái)水過(guò)濾器或凈水器，但將凈水器處理水作為飲用水的占比為28.30%。整體來(lái)看，自來(lái)水供應(yīng)仍存在一定問(wèn)題，如自來(lái)水異味重等，居民對(duì)自來(lái)水感官性狀提出了更高的要求，需要進(jìn)一步改善水廠凈水技術(shù)與供水過(guò)程，居民飲用水的選擇反映出居民對(duì)更高質(zhì)量用水的需求。

表3 自來(lái)水供應(yīng)問(wèn)題與飲用水選擇Tab.3 Water Supply Problem and Drinking Water Selection

4.1.2 自來(lái)水供應(yīng)評(píng)價(jià)

自來(lái)水供應(yīng)評(píng)價(jià)部分調(diào)查對(duì)象分別從安全衛(wèi)生、便利程度、口感3個(gè)具體角度對(duì)自來(lái)水進(jìn)行打分，然后對(duì)小區(qū)供水做出綜合性的滿意度評(píng)價(jià)(均為5分制)，自來(lái)水供應(yīng)評(píng)價(jià)其余方面的信息于問(wèn)卷最后建議部分進(jìn)行反饋。以家中是否出現(xiàn)過(guò)自來(lái)水供應(yīng)問(wèn)題為自變量，使用SPSS軟件對(duì)評(píng)分進(jìn)行均值分析。由表4可知，家中從未出現(xiàn)供水問(wèn)題的調(diào)查對(duì)象對(duì)自來(lái)水評(píng)價(jià)比其他人較好，自來(lái)水在便利程度上得分差距較小，在口感與安全衛(wèi)生評(píng)價(jià)方面差異較大。整體來(lái)看，安全衛(wèi)生、便利程度、口感3項(xiàng)總平均分為3.58，表明調(diào)查對(duì)象對(duì)當(dāng)前自來(lái)水供應(yīng)評(píng)價(jià)介于“一般”與“滿意”，自來(lái)水供應(yīng)在口感與安全衛(wèi)生方面仍有一定的提升空間。

表4 自來(lái)水供應(yīng)評(píng)價(jià)Tab.4 Evaluation of Water Supply

4.1.3 家庭用水量與水價(jià)認(rèn)知

按照階梯水價(jià)設(shè)置年用水量與水費(fèi)梯度，以了解調(diào)查對(duì)象家庭年用水量與水費(fèi)的情況，并對(duì)二者進(jìn)行Kappa一致性檢驗(yàn)。如表5所示，Kappa為0.519，在0.4～0.6，說(shuō)明年用水量與水費(fèi)的一致性一般。

表5 水量與水費(fèi)Kappa一致性檢驗(yàn)Tab.5 Kappa Consistency Test between Water Quantity and Water Tariffs

家庭年用水量與水費(fèi)如表6所示：50.00%的調(diào)查對(duì)象不清楚家庭年用水量范圍，21.23%對(duì)家庭年度水費(fèi)支出不清楚；44人對(duì)二者均沒(méi)有確切認(rèn)識(shí)。各階梯用戶所占比例與階梯水量確定原則有較大出入。造成這一差別的原因可能是樣本量較少，其次是部分調(diào)查對(duì)象對(duì)這兩個(gè)問(wèn)題沒(méi)有確切認(rèn)識(shí)，此外樣本中存在租房用戶，房東收取水費(fèi)遠(yuǎn)高于現(xiàn)行水價(jià)，導(dǎo)致二者一致性一般。

表6 家庭年用水量與水費(fèi)Tab.6 Annual Household Water Consumption and Water Tariffs

由表7可知，調(diào)查對(duì)象對(duì)當(dāng)前水價(jià)了解程度的平均值為2.56，眾數(shù)為1(1為“完全不了解”，5為“非常了解”)，說(shuō)明調(diào)查對(duì)象對(duì)水費(fèi)關(guān)注度低。認(rèn)為水價(jià)一般的調(diào)查對(duì)象占比為43.87%，覺(jué)得當(dāng)前水價(jià)一般或便宜的調(diào)查對(duì)象累計(jì)占71.70%，該題平均數(shù)為2.99，眾數(shù)為3(3代表“當(dāng)前水價(jià)一般”，數(shù)字越大，認(rèn)為水價(jià)越貴)，結(jié)果表明僅部分居民認(rèn)為當(dāng)前自來(lái)水收費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)偏貴。

表7 水價(jià)了解程度與評(píng)價(jià)情況Tab.7 Understanding Degree and Evaluation for Shanghai Water Tariff

居民對(duì)當(dāng)前自來(lái)水收費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)承受度較好，但關(guān)注度與敏感度較低。同時(shí)，上海市統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)顯示，上海市近年來(lái)平均每戶人口為2.7人左右，經(jīng)計(jì)算年戶均用水量為120 m3左右，而第一階梯水量為220 m3，明顯偏高。蔡文君[13]關(guān)于上海市階梯水價(jià)的調(diào)研也顯示，由于第一階梯水量設(shè)定偏高，覆蓋率達(dá)90%，階梯水價(jià)對(duì)居民用水行為的引導(dǎo)作用有限。張洪雷等[14]基于基本生活用水量和用水支出，利用ELES模型對(duì)上海市、天津市、北京市三地水價(jià)進(jìn)行估算，認(rèn)為上海市階梯水價(jià)上調(diào)有利于資源節(jié)約，建議一、二、三級(jí)水價(jià)為4.2、6.3、12.7元。

4.2 直飲水改造公眾意愿與態(tài)度分析

4.2.1 直飲水改造支持度

如表8所示，調(diào)查對(duì)象中完全不了解上海市直飲水改造規(guī)劃的人占55.19%，不太了解的占25.00%，累計(jì)占比為80.19%，該題平均值為1.74，介于“完全不了解”和“不太了解”(1為“完全不了解”，5為“非常了解”)。支持此次直飲水改造的占30.66%，非常支持此次直飲水改造的占48.58%，兩項(xiàng)累計(jì)占比為79.24%，此題平均值為4.17，介于“支持”與“非常支持”(1為“完全不支持”，5為“非常支持”)。

如表9所示，隨著直飲水改造支持度的增長(zhǎng)，“直飲水便利度”與“直飲水與節(jié)水意識(shí)”的平均得分逐漸上升?！爸憋嬎脑焓欠衲転樯顜?lái)便利”單題平均分為4.25(介于“可以”與“完全可以”)，“直飲水改造能否促進(jìn)家庭成員節(jié)約用水”單題平均分為3.52(介于“中立”與“可以”)。這說(shuō)明調(diào)查對(duì)象對(duì)直飲水的便利程度認(rèn)可較高，但直飲水改造對(duì)居民節(jié)水意識(shí)的影響有限。

表8 直飲水改造了解度與支持度Tab.8 Understanding and Support Degree for Direct Drinking Water Reconstruction

表9 直飲水支持度與態(tài)度變化Tab.9 Support Degree and Attitude for Direct Drinking Water Reconstruction

4.2.2 直飲水支付意愿分析

使用意愿調(diào)查價(jià)值評(píng)估法(contingent valuation method)詢問(wèn)因水質(zhì)的提升調(diào)查對(duì)象愿意支付的最高價(jià)格[15-16]。直飲水支付意愿賦值情況：增加5%以下(賦值1)；增加5%～10%(賦值2)；增加10%～20%(賦值3)；增加20%～30%(賦值4)；增加30%～40%(賦值5)；增加40%～50%(賦值6)；增加50%～60%(賦值7)；增加60%以上(賦值8)。

(1)逐步回歸分析

83.49%的調(diào)查對(duì)象愿意為直飲水支付一定價(jià)格，對(duì)這177份樣本，使用SPSS軟件進(jìn)行“直飲水支付意愿”逐步回歸分析。經(jīng)模型自動(dòng)識(shí)別，在問(wèn)卷中篩選出月收入、水價(jià)收費(fèi)評(píng)價(jià)、直飲水改造支持度這3個(gè)因素與直飲水支付意愿顯著相關(guān)。如表10所示，月收入的回歸系數(shù)為0.414(t=6.355，p=0.000<0.01)，表明月收入顯著正向影響直飲水支付意愿；水價(jià)收費(fèi)評(píng)價(jià)的回歸系數(shù)為-0.812(t=-6.217，p=0.000<0.01)，表明水價(jià)收費(fèi)評(píng)價(jià)顯著負(fù)向影響直飲水支付意愿；直飲水改造支持度的回歸系數(shù)為0.327(t=2.312，p=0.022<0.05)，表明直飲水改造支持度顯著正向影響直飲水支付意愿。R2為0.464，意味著月收入、水價(jià)收費(fèi)評(píng)價(jià)、直飲水改造支持度可以解釋直飲水支付意愿46.4%的變化原因。模型通過(guò)F檢驗(yàn)(F=49.824，p=0.000<0.05)說(shuō)明模型有效。多重共線性檢驗(yàn)(VIF均小于5)表明影響因素之間不存在共線性問(wèn)題。

(2)單因素方差分析

以調(diào)查對(duì)象5項(xiàng)基本信息為自變量，直飲水支付意愿為因變量，進(jìn)行單因素方差分析，了解各群體支付意愿的差別。如表11所示，不同性別樣本(F=3.657，p=0.057)在直飲水支付意愿方面沒(méi)有表現(xiàn)出顯著性差異；最高學(xué)歷(F=10.276，p=0.000)、年齡(F=4.324，p=0.002)、上海市居住時(shí)長(zhǎng)(F=10.298，p=0.000)、月收入(F=18.602，p=0.000)均對(duì)直飲水支付意愿表現(xiàn)出0.01水平顯著性。

表10 直飲水支付意愿逐步回歸分析Tab.10 Stepwise Regression Analysis of Willingness-To-Pay of Tap Water for Direct Drinking

以年齡作為分組，26～35歲、36～45歲兩個(gè)年齡分層對(duì)直飲水的支付意愿較高，為增加10%～20%(增加0.35～0.7元/m3)至增加20%～30%(增加0.7～1元/m3)。年齡分組的兩極表現(xiàn)出較低的支付意愿，56歲以上群體支付意愿最低，線下采訪時(shí)部分56歲以上受訪者表示直飲水改造耗時(shí)過(guò)長(zhǎng)，對(duì)老年群體沒(méi)有太大實(shí)際意義；而部分年輕務(wù)工者表示在上海市沒(méi)有購(gòu)房能力，認(rèn)為自己并不會(huì)因直飲水改造受惠；而部分26～45歲群體出于對(duì)家中嬰幼兒健康的考慮，較樂(lè)意為直飲水額外付費(fèi)。以最高學(xué)歷為分組，本科與碩士及以上學(xué)歷兩個(gè)群體對(duì)直飲水的支付意愿較高，碩士組別平均支付意愿為增加20%～30%至增加30%～40%(增加1～1.38元/m3)；大專(zhuān)及以下學(xué)歷支付意愿較低，支付意愿與受教育程度呈現(xiàn)一定的正相關(guān)性。以在上海市居住時(shí)長(zhǎng)為分組，居住時(shí)長(zhǎng)為5～10年群體表現(xiàn)出較高的支付意愿，為增加20%～30%至增加30%～40%；年齡25歲以下且在上海市居住時(shí)長(zhǎng)兩年以下的受訪者表現(xiàn)出較低水平的支付意愿，其中50%的支付意愿為增加5%以下，另有25%不愿為直飲水額外付費(fèi)。以月收入為分組，隨月收入的增長(zhǎng)，調(diào)查對(duì)象的直飲水支付意愿呈增長(zhǎng)趨勢(shì)，二者為正相關(guān)關(guān)系，與水費(fèi)支出在月收入中占比相符。

表11 直飲水支付意愿單因素方差分析Tab.11 Single Factor Variance Analysis of Willingness-To-Pay of Tap Water for Direct Drinking

(3)單樣本t檢驗(yàn)

對(duì)直飲水支付意愿進(jìn)行單樣本t檢驗(yàn)，以判斷支付意愿是否與某一具體支付意愿范圍有顯著性差異。如表12所示，與數(shù)字3(增加10%～20%)相比，直飲水支付意愿沒(méi)有表現(xiàn)出顯著性(p>0.05)，與之沒(méi)有統(tǒng)計(jì)意義上的差異性。與數(shù)字2(增加5%～10%)和4(增加20%～30%)相比，直飲水支付意愿呈現(xiàn)出顯著性(p<0.05)，支付意愿明顯高于數(shù)字2且低于數(shù)字4。這說(shuō)明調(diào)查對(duì)象對(duì)直飲水的支付意愿平均為增加10%～20%，即水費(fèi)增加0.35～0.70元/m3；同時(shí)，支付意愿眾數(shù)為增加5%以下(增加0.17元/m3以下)，中位數(shù)為增加5%～10%(增加0.17～0.35元/m3)。

綜上，調(diào)查對(duì)象對(duì)直飲水的支付意愿有限，整體支付意愿趨于保守，83.49%的調(diào)查對(duì)象愿意為改造后的直飲水支付更多的水費(fèi)。賈國(guó)寧等[17]對(duì)廣州市番禺區(qū)居民進(jìn)行了問(wèn)卷調(diào)查，結(jié)果顯示其對(duì)生活用水水價(jià)支付意愿為2.11～2.23元/m3，與當(dāng)時(shí)廣州水價(jià)標(biāo)準(zhǔn)(2.22元/m3)相比略微偏低。可以看出，居民對(duì)傳統(tǒng)自來(lái)水水價(jià)上漲的支付意愿非常有限，但通過(guò)直飲水改造提高居民高品質(zhì)用水保障而進(jìn)行的水價(jià)調(diào)整，居民支持度較高，也愿意支付更多的水費(fèi)。值得注意的是，調(diào)查對(duì)象通常偏向于支付較低費(fèi)用的心理因素，以及問(wèn)卷中支付意愿的設(shè)計(jì)方式也可能會(huì)對(duì)調(diào)查結(jié)果產(chǎn)生潛在影響。

表12 直飲水支付意愿單樣本t檢驗(yàn)Tab.12 One Sample t Test of Willingness-To-Pay of Tap Water for Direct Drinking

5 結(jié)論與建議

5.1 結(jié)論

(1)居民對(duì)直飲水改造的支持度高，居民對(duì)于高品質(zhì)用水存在普遍需求

79.24%的居民對(duì)直飲水改造呈支持態(tài)度，平均支持度為4.17，介于“支持”與“非常支持”，進(jìn)行自來(lái)水直飲改造以緩解居民用水供需矛盾、為居民提供更為便捷的高品質(zhì)用水、保障居民用水安全確有必要。

(2)居民愿意為直飲水支付更多的水費(fèi)，但支付意愿有限

調(diào)查對(duì)象對(duì)直飲水改造呈明顯積極態(tài)度，83.49%的調(diào)查對(duì)象愿意為改造后的直飲水支付更多的水費(fèi)，但支付意愿相對(duì)有限，居民對(duì)直飲水入戶支付的水價(jià)增長(zhǎng)整體為10%～20%(水費(fèi)增加0.35～0.7元/m3)，愿意支付的水價(jià)增長(zhǎng)眾數(shù)為增加5%以下(增加0.17元/m3以下)?？傮w上，居民支付意愿趨于保守，愿意增加的水費(fèi)大多在1元/m3以下，可能與調(diào)查對(duì)象心理上認(rèn)為供水具有一定公益性有關(guān)。其中，56歲以上群體以及大專(zhuān)及以下學(xué)歷群體支付意愿與其余受訪者相比較低。

(3)直飲水支付意愿與月收入、水價(jià)收費(fèi)評(píng)價(jià)、直飲水改造支持度顯著相關(guān)

逐步回歸分析模型結(jié)果顯示月收入、水價(jià)收費(fèi)評(píng)價(jià)、直飲水改造支持度的回歸系數(shù)分別為0.414(p<0.01)、-0.812(p<0.01)、0.327(p<0.05)，表明月收入和直飲水改造支持度與直飲水支付意愿存在顯著正相關(guān)關(guān)系，而居民對(duì)水價(jià)收費(fèi)狀況的評(píng)價(jià)與直飲水支付意愿存在顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。

5.2 建議

(1)合理定價(jià)，建立完善的階梯定量和定價(jià)制度。按照公平、效率和成本回收原則，充分考慮居民收入、家庭構(gòu)成、用水習(xí)慣、住房情況等實(shí)際因素，結(jié)合居民覆蓋面設(shè)定水量基數(shù)和水價(jià)基數(shù)，保障和滿足不同群體的用水需求，尤其是弱勢(shì)群體的水價(jià)承受能力[18-19]。

(2)加強(qiáng)節(jié)水宣傳，培養(yǎng)居民節(jié)水意識(shí)。應(yīng)加大宣傳教育，使居民了解生活用水的基本情況、直飲水改造的途徑與舉措。加強(qiáng)節(jié)水宣傳，珍惜改造后的高品質(zhì)直飲水，培養(yǎng)居民節(jié)水意識(shí)，引導(dǎo)節(jié)水行為。

(3)信息公開(kāi)，保障小區(qū)居民用水安全。用戶關(guān)心的水質(zhì)信息為末梢水水質(zhì)信息，而當(dāng)前公開(kāi)水質(zhì)信息主要為出廠水與管網(wǎng)水水質(zhì)信息，兩類(lèi)信息存在一定差異[20]。建議選取居民主要關(guān)注的水質(zhì)信息，如余氯、菌落總數(shù)等指標(biāo)，推廣小區(qū)水質(zhì)在線監(jiān)測(cè)與信息公開(kāi)，提供更便捷的水質(zhì)信息公開(kāi)渠道與居民反饋方式，保障用水安全。

5.3 研究不足與展望

本文針對(duì)上海市居住小區(qū)自來(lái)水直飲的公眾意愿及其影響因素進(jìn)行了調(diào)查分析，旨在為直飲水改造的完善提供參考。但由于疫情管控的影響，未能直接進(jìn)入居民小區(qū)開(kāi)展問(wèn)卷調(diào)查，從而難以獲取小區(qū)類(lèi)型(包括小區(qū)建造年限、小區(qū)房?jī)r(jià))等其他潛在因素對(duì)居民直飲水意愿的影響。今后在條件許可的情況下，可在加強(qiáng)問(wèn)卷數(shù)量及其代表性的基礎(chǔ)上，對(duì)這些潛在的因素開(kāi)展更為深入的調(diào)查。