鄰里效應(yīng)對農(nóng)戶飲水與環(huán)境衛(wèi)生改善需求的影響
——來自山區(qū)村莊實地調(diào)查的經(jīng)驗證據(jù)

王學(xué)淵，孫婕妤

（浙江工商大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，浙江 杭州 310018）

一、研究背景

安全的飲用水和環(huán)境衛(wèi)生是人類維持生命和預(yù)防疾病的重要保障，聯(lián)合國視其為一項基本人權(quán)。改革開放四十多年來，中國政府一直非常重視農(nóng)村改水改廁工作，農(nóng)村安全飲水與環(huán)境衛(wèi)生條件得到了極大的改善。2005—2017 年，我國農(nóng)村飲水安全工程累計投資超2800 億元，農(nóng)村改廁項目累計投資超1300 億元?！笆濉逼陂g，中央政府又先后推行農(nóng)村飲水安全鞏固提升工程和農(nóng)村人居環(huán)境整治三年行動，明確預(yù)期目標(biāo)“到2020 年，農(nóng)村自來水普及率達(dá)到80%以上，飲水安全集中供水率達(dá)到85%以上，衛(wèi)生廁所普及率達(dá)到85%左右”。然而，在農(nóng)村改水改廁實踐過程中，一些地方不顧農(nóng)戶實際需求而片面追求項目完成進(jìn)度，導(dǎo)致出現(xiàn)改水改廁質(zhì)量不過關(guān)、模式選擇不合理、普及率與使用率難以匹配等突出問題［1-2］。

以農(nóng)戶需求為導(dǎo)向是安全飲用水和環(huán)境衛(wèi)生設(shè)施等農(nóng)村公共物品實效供給的基礎(chǔ)。目前有關(guān)居民飲水和環(huán)境衛(wèi)生改善需求影響因素的已有文獻(xiàn)主要聚焦于三個方面：一是個體和家庭特征因素。收入水平和結(jié)構(gòu)、受教育程度、健康狀況、性別、年齡、家庭規(guī)模、家庭兒童老人撫養(yǎng)贍養(yǎng)率等因素被認(rèn)為會顯著影響家庭改水改廁的支付意愿［3-7］。二是區(qū)位地理和環(huán)境因素。居住地離中心城市越近的低收入家庭越容易獲得安全飲用水和環(huán)境衛(wèi)生設(shè)施［8］。經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的自來水和衛(wèi)生廁所覆蓋率會高于經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)［9-10］。相較于中西部地區(qū)，中國東部沿海地區(qū)農(nóng)戶的安全飲用水和環(huán)境衛(wèi)生狀況更好［11-12］。水污染嚴(yán)重地區(qū)的居民改水改廁意愿更強烈［3，13］。三是政策因素。發(fā)展中國家通常采取補貼政策以向低收入家庭提供獲取安全飲用水和衛(wèi)生設(shè)施的資金支持［8，14］。 然 而 ， Harter 等 發(fā) 現(xiàn) ， 社 區(qū) 主 導(dǎo) 整 體 推進(jìn)的零補貼項目強化了風(fēng)險、態(tài)度、規(guī)范、能力和自我調(diào)節(jié)等社會心理因素對居民改廁行為的驅(qū)動作用，其實施效果可能要好于補貼政策［15］。Garn 等針對67 篇核心文獻(xiàn)的薈萃分析結(jié)果顯示，在印度，“全民衛(wèi)生運動”提升衛(wèi)生設(shè)施覆蓋率的效果最好，其次是廁所補貼措施、污水處理干預(yù)措施、衛(wèi)生教育干預(yù)措施和社區(qū)主導(dǎo)整體推進(jìn)的衛(wèi)生干預(yù)措施［16］。此外，對政府或政策的信任程度也會在一定程度上影響居民安全飲水與環(huán)境衛(wèi)生改善的支付意愿［8，17］。

清潔的飲用水和環(huán)境衛(wèi)生是一類外部性較強的準(zhǔn)公共物品。另外，除入戶設(shè)施外，安全飲水和環(huán)境衛(wèi)生基礎(chǔ)設(shè)施具有社區(qū)內(nèi)集體共用屬性。農(nóng)村社區(qū)內(nèi)社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)密集，農(nóng)戶的改水改廁選擇極有可能受到社區(qū)內(nèi)鄰里效應(yīng)的影響。鄰里效應(yīng)是指社區(qū)或集體內(nèi)鄰里特征對個人社會行為所產(chǎn)生的影響［18］。有研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶稻蝦共養(yǎng)技術(shù)、生物農(nóng)藥采納行為和家庭社會捐贈活動等均受到鄰里效應(yīng)的正向影響［19-22］。但也有研究表明鄰里效應(yīng)并不能顯著影響個人生育和教育選擇行為［23］。一方面，由于跟隨、學(xué)習(xí)或攀比動機(jī)，農(nóng)戶可能會模仿同村其他農(nóng)戶的改水改廁選擇行為［24］；另一方面，安全飲水和環(huán)境衛(wèi)生設(shè)施的正外部性顯著，農(nóng)戶因為鄰里關(guān)系密切可以借用或共享鄰近農(nóng)戶的飲水和衛(wèi)生設(shè)施，自身改水改廁的支付意愿可能會降低［25］。2019 年，中央農(nóng)村工作領(lǐng)導(dǎo)小組啟動農(nóng)村廁所革命整村推進(jìn)獎補政策。2020 年，農(nóng)村人居環(huán)境整治工程和農(nóng)村供水保障工程被列入“加快投資的農(nóng)業(yè)農(nóng)村領(lǐng)域補短板重大工程項目”。但是，在部分農(nóng)戶已參加改水改廁的村莊，安全飲水和環(huán)境衛(wèi)生進(jìn)一步改善的難度仍然很大，這一問題在山區(qū)農(nóng)村尤為突出［26］。面對政府補貼和多項支持舉措，農(nóng)戶改水改廁積極性為什么不高？社區(qū)內(nèi)的鄰里效應(yīng)是否會影響農(nóng)戶安全飲水和環(huán)境衛(wèi)生改善的支付意愿？本研究綜合使用條件價值評估（Contingent Valuation Method，簡稱CVM）、Logit 回歸、Tobit 回歸等方法，基于河北、安徽兩省14 個鄉(xiāng)鎮(zhèn)35 個山區(qū)村莊實地調(diào)研而得的571 份農(nóng)戶數(shù)據(jù)，系統(tǒng)研究鄰里效應(yīng)對農(nóng)戶安全飲水和環(huán)境衛(wèi)生改善需求的具體影響，以期從社區(qū)社會網(wǎng)絡(luò)視角探討農(nóng)戶改水改廁支付意愿的重要影響因素，進(jìn)而為農(nóng)村飲水安全鞏固提升工程和廁所革命攻堅階段的提升策略設(shè)計提供信息參考與決策依據(jù)。

二、模型構(gòu)建與方法說明

鄰里效應(yīng)的作用機(jī)制通常被劃分為內(nèi)生效應(yīng)、外生效應(yīng)和關(guān)聯(lián)效應(yīng)［22，27］。內(nèi)生效應(yīng)是指農(nóng)戶安全飲水與環(huán)境衛(wèi)生改善需求可能會受到村莊內(nèi)其他農(nóng)戶和鄰居改善需求和行為的影響；外生效應(yīng)描述的是村莊人均收入、村莊人均年齡等其他群體特征可能會影響單個農(nóng)戶的改水改廁支付意愿；關(guān)聯(lián)效應(yīng)意味著農(nóng)戶根據(jù)家庭偏好做出與居住在同一村莊類似特征農(nóng)戶相似的安全飲水和環(huán)境衛(wèi)生改善選擇，或由共同因素導(dǎo)致村莊內(nèi)農(nóng)戶做出類似的選擇行為［27］。本研究關(guān)注的鄰里效應(yīng)僅為內(nèi)生效應(yīng)。外生效應(yīng)和關(guān)聯(lián)效應(yīng)由于樣本自選擇問題和混淆問題因而會干擾內(nèi)生效應(yīng)的有效估計［22］。一方面，選擇在模型中控制群體特征變量以避免外生效應(yīng)對估計結(jié)果的干擾；另一方面，關(guān)聯(lián)效應(yīng)的發(fā)生主要是由于社會網(wǎng)絡(luò)的不可得性而造成個體社交網(wǎng)絡(luò)范圍難以界定［28］。Bramoullé 等指出，在一般社區(qū)鄰里效應(yīng)的研究中，通常假設(shè)家庭可以自由選擇更符合自身偏好的社區(qū)，從而導(dǎo)致了該家庭和鄰居的行為選擇有著天然的相似性［28］。本研究的調(diào)查區(qū)域為安徽、河北兩省的山區(qū)村莊，由于地理和歷史原因，農(nóng)戶的社會網(wǎng)絡(luò)多是局限在村莊內(nèi)部，宅基地制度也在一定程度上限制了山區(qū)農(nóng)戶居住區(qū)域的自由選擇，從而減少了關(guān)聯(lián)效應(yīng)所帶來的村莊內(nèi)部農(nóng)戶安全飲水和環(huán)境衛(wèi)生改善需求共同變動的可能性。模型中進(jìn)一步控制了省份虛擬變量，并采取了在村莊層面聚類的穩(wěn)健性估計。

本研究的被解釋變量為農(nóng)戶安全飲水和環(huán)境衛(wèi)生改善支付意愿調(diào)查中獲取的兩類變量：第一類是CVM 雙邊界二分問法所形成的二元離散變量，即被訪問農(nóng)戶面對某一改水改廁成本時做出的“是”或“否”的選擇；第二類為連續(xù)變量，即被訪問農(nóng)戶對改水改廁選擇給出的最高支付意愿。參照苗艷青等［2］、晏艷陽等［22］和李明月等［20］的研究，本研究首先構(gòu)建農(nóng)戶間接效用函數(shù)方程：

式（1）中，x代表農(nóng)戶擁有的飲水和衛(wèi)生設(shè)施數(shù)量，incomei為農(nóng)戶i的家庭收入，HSEi為農(nóng)戶i除家庭收入以外的其它家庭特征變量，ISEi為年齡、性別、受教育水平等戶主特征，Ni為鄰里效應(yīng)變量，Di為農(nóng)戶i的鄰居群體特征，εi為隨機(jī)擾動項。

農(nóng)戶i決定改善飲水和衛(wèi)生設(shè)施的概率為：

這里，x0為農(nóng)戶i當(dāng)前使用的飲水和衛(wèi)生設(shè)施數(shù)量，x1為農(nóng)戶i改善后的飲水和衛(wèi)生設(shè)施數(shù)量。假設(shè)概率函數(shù)為線性形式，計量模型則可以表示為：

被解釋變量為農(nóng)戶面對某一改水改廁自費成本進(jìn)行選擇的二元離散變量時，式（2）用Logit 回歸方法進(jìn)行估計，γ即為鄰里效應(yīng)的待估參數(shù)。

當(dāng)被解釋變量為農(nóng)戶改水改廁最高支付意愿連續(xù)變量時，假設(shè)Mi為農(nóng)戶i的改水改廁最高支付意愿，則式（2）可以轉(zhuǎn)換為：

由于樣本數(shù)據(jù)相對于總體支付意愿是刪失的，式（3）的估計采用Tobit 回歸方法。

三、變量設(shè)定與數(shù)據(jù)描述

（一）數(shù)據(jù)來源

本研究所使用的數(shù)據(jù)來源于課題組2017 年8月—2018 年2 月赴安徽省六安市和河北省承德市山區(qū)農(nóng)村做的入戶調(diào)查。安徽省六安市的六個區(qū)縣均屬2011 年國家級貧困縣，2020 年5 月實現(xiàn)全市脫貧。河北省承德市地處環(huán)京津貧困帶，下轄的八個縣中有六個縣為國家級和省級貧困縣，2020 年2 月實現(xiàn)全市脫貧。課題組選擇的三個調(diào)查地都位于山區(qū)，六安市的霍邱縣與霍山縣坐落于大別山區(qū)，承德市興隆縣位于燕山山脈。在山區(qū)農(nóng)村，經(jīng)濟(jì)貧困和地理地質(zhì)一般是造成改水改廁困難的主要原因。課題組發(fā)現(xiàn)，調(diào)查地區(qū)農(nóng)戶的安全飲水和環(huán)境衛(wèi)生改善參與度遠(yuǎn)低于全國平均水平。按飲用水水源分類，在總調(diào)查樣本中，僅有約2/5 的農(nóng)戶使用自來水，其余約41%的農(nóng)戶使用井水、13%的農(nóng)戶使用山泉水，還有1%左右農(nóng)戶只能飲用江河湖水或池塘水；按廁所類型分類，超過70%的樣本農(nóng)戶仍在使用早期的坑式廁所，只有11%的樣本農(nóng)戶使用政府推廣的雙甕漏斗式、三聯(lián)沼氣式等衛(wèi)生廁所，約12%的樣本農(nóng)戶使用有完整下水道的廁所，約4%的樣本農(nóng)戶使用公共或共用廁所。

本研究調(diào)查的主要內(nèi)容包括五個方面。一是農(nóng)戶家庭的基本信息，包括家庭人口、家庭總收入、兒童撫養(yǎng)和老人贍養(yǎng)以及鄰里關(guān)系情況等；二是農(nóng)戶家庭用水基本情況和改水意愿，包括家中是否已經(jīng)改水、現(xiàn)有飲水狀況、改水的支付意愿等；三是農(nóng)戶家庭廁所使用基本情況和改廁意愿，包括家中是否改廁、現(xiàn)有廁所類型、改廁的支付意愿等；四是家庭成員的安全飲水和衛(wèi)生健康知識水平，對受訪者進(jìn)行安全飲水知識和衛(wèi)生知識測試；五是戶主的基本信息，包括年齡、性別、受教育程度等。通過近半年的實地調(diào)查，課題組最終在安徽、河北兩省霍山、霍邱和興隆三縣的14 個鄉(xiāng)鎮(zhèn)35 個山區(qū)村莊獲取了583 份調(diào)查問卷，有效調(diào)查問卷571 份，樣本有效率達(dá)到97.94%。其中，安徽省調(diào)查問卷370 份，河北省調(diào)查問卷201 份。

（二）變量設(shè)定

表1 顯示的是計量模型中使用的主要變量定義和說明及各變量的統(tǒng)計描述特征。本研究的被解釋變量為農(nóng)戶改水改廁的支付意愿。一類被解釋變量為被訪問農(nóng)戶給出的改水改廁的最高支付意愿，受訪農(nóng)戶平均改水最高支付意愿為429.72元/年、平均改廁最高支付意愿為464.60 元/年，樣本農(nóng)戶改廁支付意愿普遍高于改水。另一類被解釋變量為被訪問農(nóng)戶改水改廁的支付意愿概率，是基于給定投標(biāo)值的二值選擇變量。不同水平的自費成本會導(dǎo)致農(nóng)戶不同的飲水和環(huán)境衛(wèi)生改善意愿。通過預(yù)調(diào)查，設(shè)定200 元、500 元和1000 元為改水支付意愿調(diào)查中的投標(biāo)值；設(shè)定500 元、900 元和1500 元為改廁支付意愿調(diào)查中的投標(biāo)值。如表1 所示，隨著投標(biāo)值的逐級增加，樣本農(nóng)戶改水和改廁的支付意愿概率呈下降趨勢。

本研究核心解釋變量是鄰里效應(yīng)變量，也分為兩類。第一類鄰里效應(yīng)變量設(shè)定為村莊除受訪者以外的其他受訪者的平均改水改廁支付意愿，主要是為了驗證鄰里效應(yīng)對農(nóng)戶飲水與環(huán)境衛(wèi)生改善需求的正向影響，即農(nóng)戶可能會跟隨、學(xué)習(xí)或攀比相似人群的改水改廁支付意愿。借鑒宴艷陽等［22］的做法，該變量計算方法為除去農(nóng)戶i，村莊內(nèi)被調(diào)查的其他農(nóng)戶的平均改水或改廁支付意愿，公式為：

第二類鄰里效應(yīng)變量設(shè)定為每月參加正式鄰里活動次數(shù)，目的是考察農(nóng)戶是否由于鄰里互助動機(jī)，而導(dǎo)致自身的飲水和環(huán)境衛(wèi)生改善支付意愿較低。一般來說，經(jīng)常參加鄰里活動、與鄰居關(guān)系密切的農(nóng)戶更可能采取鄰里互助行為。

表1 變量說明與統(tǒng)計性描述

四、實證結(jié)果分析

（一）農(nóng)戶改水支付意愿概率方程估計

表2 給出了農(nóng)戶飲水改善意愿概率方程的Logit 回歸估計結(jié)果。模型（1）與（2）的被解釋變量為農(nóng)戶面對自費成本投標(biāo)值為200 元時的飲水改善支付意愿概率；模型（3）與（4）的被解釋變量為農(nóng)戶面對自費成本投標(biāo)值為500 元時的飲水改善支付意愿概率，模型（5）與（6）的被解釋變量為農(nóng)戶面對自費成本投標(biāo)值為1000 元時的飲水改善支付意愿概率。六個模型的擬合均通過了χ2 檢驗， Pseudo R2 結(jié)果表明鄰里效應(yīng)變量的增加會提升模型的解釋力度。

模型（1）、（3）和（5）參數(shù)估計結(jié)果顯示，村莊鄰里平均改水支付意愿概率水平的增加會在1%的統(tǒng)計水平上顯著提升農(nóng)戶自身面對三項自費改水成本投標(biāo)值的支付意愿概率。村莊鄰里平均改水支付意愿概率每增加1%，農(nóng)戶愿意支付200 元改水自費成本的概率將會提升1.8%，農(nóng)戶愿意支付500 元改水自費成本的概率將會提升2.8%，農(nóng)戶愿意支付1000 元改水自費成本的概率將會提升2.9%。模型（2） 和（4） 參數(shù)估計結(jié)果顯示，參加正式鄰里活動月次數(shù)越多的農(nóng)戶，面對200 元和500 元自費改水成本投標(biāo)值的支付意愿概率會降低，這一影響分別在5%和1%的統(tǒng)計水平上顯著，但對于農(nóng)戶面對1000 元自費改水成本投標(biāo)值支付意愿概率的影響并不明顯。參加正式鄰里活動月次數(shù)多50%的農(nóng)戶，面對200 元自費改水成本投標(biāo)值的支付意愿概率相對低26.6%，面對500 元自費改水成本投標(biāo)值的支付意愿概率相對低33.6%。

可見，農(nóng)戶飲水改善支付意愿概率方程的鄰里效應(yīng)參數(shù)估計結(jié)果基本符合研究預(yù)期。具體說來，山區(qū)樣本農(nóng)戶安全飲水改善需求的鄰里效應(yīng)既包含了跟隨、學(xué)習(xí)或模仿效應(yīng)，同時也表現(xiàn)出鄰里互助效應(yīng)。受跟隨、學(xué)習(xí)或模仿效應(yīng)影響，當(dāng)同一村莊的其他農(nóng)戶改水支付意愿概率較高時，該農(nóng)戶的飲水改善支付意愿概率相應(yīng)也會提高；在鄰里互助效應(yīng)的影響下，鄰里關(guān)系相對更密切農(nóng)戶的改水支付意愿概率可能更低。

從家庭特征變量來看，在1%的統(tǒng)計水平上，已經(jīng)參加過改水農(nóng)戶面對三項自費成本投標(biāo)值的飲水改善支付意愿概率均顯著低于從未參加過改水的農(nóng)戶，這一差異在40%～50%；投標(biāo)值越高，有改水經(jīng)歷農(nóng)戶的飲水改善支付意愿概率相對更低。另外，當(dāng)改水自費成本投標(biāo)值較低時，家中65 歲以上老人越多的農(nóng)戶改水支付意愿概率會更高，需要贍養(yǎng)的老人人數(shù)增加一人，農(nóng)戶面對200 元改水自費成本投標(biāo)值的支付意愿概率將提升50%，但這一影響只在10%的統(tǒng)計水平上顯著；當(dāng)改水自費成本較高時，家中6 歲以下兒童越多的農(nóng)戶改水支付意愿概率會更低，需要撫養(yǎng)的兒童人數(shù)增加一人，農(nóng)戶面對1000 元改水自費成本投標(biāo)值的支付意愿概率將下降30%～40%，這一影響也僅在5%或10%的統(tǒng)計水平上顯著。此外，六個模型的估計結(jié)果都沒有發(fā)現(xiàn)家庭收入顯著影響農(nóng)戶改水支付意愿概率的證據(jù)。

在戶主特征變量中，戶主受教育程度和性別均對農(nóng)戶改水支付意愿概率無明顯影響，戶主年齡對農(nóng)戶改水支付意愿概率的影響最顯著，戶主年齡增加一歲，農(nóng)戶改水支付意愿概率約減少2%～3%。戶主安全飲水知識得分越高的農(nóng)戶面對200 元和500 元自費成本投標(biāo)值的改水支付意愿概率可能會更高；戶主對政策信任程度越高的農(nóng)戶面對1000 元自費成本投標(biāo)值的改水支付意愿概率可能也會更高。從區(qū)域角度來看，河北省農(nóng)戶面對低投標(biāo)值的改水支付意愿概率顯著小于安徽省農(nóng)戶，面對高投標(biāo)值的改水支付意愿概率兩地差異不明顯。

（二）農(nóng)戶改廁支付意愿概率方程估計

表3 顯示的是農(nóng)戶環(huán)境衛(wèi)生改善意愿概率方程的 Logit 回歸估計結(jié)果。模型 （7） 與 （8） 的被解釋變量為農(nóng)戶面對自費成本投標(biāo)值為500 元時的改廁支付意愿概率；模型（9） 與（10） 的被解釋變量為農(nóng)戶面對自費成本投標(biāo)值為900 元時的改廁支付意愿概率，模型（11）與（12）的被解釋變量為農(nóng)戶面對自費成本投標(biāo)值為1500 元時的改廁支付意愿概率。六個模型的擬合也都通過了χ2 檢驗，Pseudo R2 結(jié)果也均表明鄰里效應(yīng)變量的增加會在一定程度上提升模型的解釋力度。

模型 （7）、（9） 和 （11） 參數(shù)估計結(jié)果顯示，村莊鄰里平均改廁支付意愿概率水平的增加會在1%的統(tǒng)計水平上顯著提升農(nóng)戶自身面對500元和900 元自費成本投標(biāo)值的支付意愿概率。村

莊鄰里平均改廁支付意愿概率每增加1%，農(nóng)戶愿意支付500 元和900 元改廁自費成本的概率將會提升2%。模型（8）、（10）和（12）參數(shù)估計結(jié)果顯示，參加正式鄰里活動月次數(shù)越多的農(nóng)戶，面對三項自費成本投標(biāo)值的改廁支付意愿概率均會降低，這一影響在5%和1%的統(tǒng)計水平上顯著。參加正式鄰里活動月次數(shù)多50%的農(nóng)戶，面對500 元自費成本投標(biāo)值的改廁支付意愿概率相對低36.6%，面對900 元自費成本投標(biāo)值的改廁支付意愿概率相對低30.5%，面對1500 元自費成本投標(biāo)值的改廁支付意愿概率將下降35.5%。與農(nóng)戶飲水改善需求行為類似，山區(qū)農(nóng)戶環(huán)境衛(wèi)生改善支付意愿概率也受到鄰里效應(yīng)的顯著影響。當(dāng)同一村莊的其他農(nóng)戶改廁支付意愿概率較高時，該農(nóng)戶的環(huán)境衛(wèi)生改善支付意愿概率相應(yīng)也會提高，說明了農(nóng)戶改廁需求跟隨、學(xué)習(xí)或模仿效應(yīng)的存在；鄰里關(guān)系越好的農(nóng)戶環(huán)境衛(wèi)生改善支付意愿概率越低，證實了鄰里互助效應(yīng)的存在。

表2 農(nóng)戶飲水改善意愿概率方程估計結(jié)果

表3 農(nóng)戶改廁支付意愿概率方程估計結(jié)果

在家庭特征變量中，家庭人均收入在5%或10%的統(tǒng)計水平上顯著影響山區(qū)樣本農(nóng)戶面對900 元、1500 元投標(biāo)值的改廁支付意愿概率，家庭人均收入增加1%，農(nóng)戶面對900 元投標(biāo)值的環(huán)境衛(wèi)生改善支付意愿概率可能會增加42%左右，面對1500 元投標(biāo)值的改廁支付意愿概率可能會增加48%～49%；已經(jīng)參加過改廁農(nóng)戶面對三項自費成本投標(biāo)值的環(huán)境衛(wèi)生改善支付意愿概率也均在1%的統(tǒng)計水平上顯著低于從未參加過改廁的農(nóng)戶，這一差異較之農(nóng)戶改水支付意愿概率更大，約在70%～80%，投標(biāo)值越高，有改廁經(jīng)歷農(nóng)戶的環(huán)境衛(wèi)生改善支付意愿概率反而更高。

在戶主特征變量中，戶主為男性的農(nóng)戶面對900 元投標(biāo)值的改廁支付意愿概率在5%的統(tǒng)計水平上顯著低于戶主為女性農(nóng)戶32%～42%；戶主環(huán)境衛(wèi)生知識得分增加1 分，農(nóng)戶面對500 元和900 元投標(biāo)值的改廁支付意愿概率在1%或5%統(tǒng)計水平上顯著高13%～15%；戶主對政策信任程度提升一個等級，農(nóng)戶面對900 元自費成本投標(biāo)值的改廁支付意愿概率在5%或10%統(tǒng)計水平上顯著高21%～24%；較之受戶主教育水平為小學(xué)以下的農(nóng)戶，戶主受教育程度為高中及以上面對三項投標(biāo)值的支付意愿概率在1%或5%統(tǒng)計水平上顯著高2.2～2.7 倍。此外，河北省農(nóng)戶面對500 元、900 元投標(biāo)值的改廁支付意愿概率在5%統(tǒng)計水平上分別較之安徽省農(nóng)戶低44%～67%、50%～74%。

（三）農(nóng)戶改水改廁支付意愿方程估計

表4 顯示的是農(nóng)戶改水改廁支付意愿方程的Tobit 回歸估計結(jié)果。模型 （13）、（14） 和 （15）的被解釋變量為農(nóng)戶改水最高支付意愿；模型（16）、（17） 與 （18） 的被解釋變量為農(nóng)戶改廁最高支付意愿。對于鄰里效應(yīng)的兩類變量來說，與支付意愿概率方程一樣，農(nóng)戶改水改廁支付意愿方程的參數(shù)估計結(jié)果也均證實了“跟隨、學(xué)習(xí)或模仿效應(yīng)”和“鄰里互助效應(yīng)”的共同存在。村莊鄰里平均改水改廁支付意愿越高，農(nóng)戶改水改廁最高支付意愿也會提高。模型（13） 和（16） 表明，村莊鄰里平均改水改廁支付意愿增加1%，農(nóng)戶飲水改善最高支付意愿將提高0.28%，農(nóng)戶環(huán)境衛(wèi)生改善最高支付意愿將提高約0.23%。模型（14）和（17）顯示，參加正式鄰里活動月次數(shù)多1%的農(nóng)戶，改水最高支付意愿相對少0.3%，改廁最高支付意愿相對少0.52%。為了進(jìn)一步檢驗“鄰里互助效應(yīng)”對“跟隨、學(xué)習(xí)或模仿效應(yīng)”的抵消作用，模型（15） 和（18） 中引入了“村莊鄰里平均改水改廁支付意愿”和“參加正式鄰里活動月次數(shù)”兩個變量的交互項，該交互項的參數(shù)估計結(jié)果符號都為負(fù)，農(nóng)戶改水支付意愿方程中不顯著，農(nóng)戶改廁支付意愿方程中在5%的水平上顯著。

家庭特征、個體特征和區(qū)域等變量的估計結(jié)果與農(nóng)戶飲水與環(huán)境衛(wèi)生改善支付意愿概率方程基本一致。表4 表明，戶主飲水和環(huán)境衛(wèi)生知識水平、家庭之前是否進(jìn)行過改水和區(qū)域變量是共同影響農(nóng)戶改水和改廁最高支付意愿的變量，從彈性結(jié)果來看，這三個變量對農(nóng)戶環(huán)境衛(wèi)生改善支付意愿的影響要略大于飲水改善支付意愿；戶主年齡不影響農(nóng)戶改廁支付意愿，卻導(dǎo)致農(nóng)戶改水支付意愿的顯著下降；戶主受教育水平對農(nóng)戶改水支付意愿影響不明顯，卻會顯著提升農(nóng)戶改廁支付意愿。

五、結(jié)論與啟示

根據(jù)“十三五”規(guī)劃，預(yù)計到2020 年年末，

中國80%以上的農(nóng)村人口將會獲得安全的飲用水和衛(wèi)生廁所，另外20%左右農(nóng)村人口的飲水安全和環(huán)境衛(wèi)生保障工作將成為2035 年全面建成小康社會的重點任務(wù)之一。本研究聚焦改水改廁項目推進(jìn)困難的山區(qū)農(nóng)村，利用河北省承德、安徽省六安兩市三縣14 個鄉(xiāng)鎮(zhèn)35 個山區(qū)村莊571 份農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，探究鄰里效應(yīng)影響山區(qū)農(nóng)戶飲水和環(huán)境衛(wèi)生改善需求的機(jī)制與渠道。本研究發(fā)現(xiàn)：

表4 農(nóng)戶改水改廁支付意愿方程估計結(jié)果

1. 樣本農(nóng)戶對飲水和環(huán)境衛(wèi)生改善均有一定需求，但支付意愿并不高，鄰里效應(yīng)是山區(qū)農(nóng)戶飲水與環(huán)境衛(wèi)生需求的重要決定變量，不考慮鄰里效應(yīng)的影響，可能會低估農(nóng)戶改水改廁的支付意愿。

2. 農(nóng)戶飲水與環(huán)境衛(wèi)生改善需求的鄰里效應(yīng)包括跟隨、學(xué)習(xí)或模仿效應(yīng)與鄰里互助效應(yīng)，前者正向影響農(nóng)戶改水改廁支付意愿，后者負(fù)向影響農(nóng)戶改水改廁支付意愿；樣本農(nóng)戶飲水改善需求的兩類效應(yīng)交互影響不顯著，但鄰里互助效應(yīng)卻明顯減弱了鄰里間跟隨、學(xué)習(xí)或模仿效應(yīng)對樣本農(nóng)戶環(huán)境衛(wèi)生改善需求的提升作用。

3. 家庭收入對樣本農(nóng)戶飲水改善需求影響不明顯，但卻顯著增強了較高自費成本投標(biāo)值下的農(nóng)戶改廁支付意愿概率；農(nóng)戶改廁需求未受到戶主年齡的影響，戶主年齡越大農(nóng)戶的改水支付意愿越低；對政府信任、飲水及環(huán)境衛(wèi)生知識了解多、受教育水平為高中及以上的農(nóng)戶改水改廁支付意愿更高；之前有改水改廁經(jīng)歷的農(nóng)戶仍然具有一定的飲水和環(huán)境衛(wèi)生改善需求，但與從未進(jìn)行過改水改廁的農(nóng)戶相比，其支付意愿較低。

綜合以上研究結(jié)果，本研究得到如下啟示。

第一，發(fā)揮已改水改廁農(nóng)戶的示范作用，強化鄰里效應(yīng)對農(nóng)戶飲水與環(huán)境衛(wèi)生改善需求的正向影響。本研究所調(diào)研的35 個山區(qū)村莊是農(nóng)村飲水安全鞏固提升工程和廁所革命攻堅的難點和重點地區(qū)，在之前政府給予大部分補貼的情況下，農(nóng)戶參加改水的比例只有56%、參加改廁的比例僅為22%。鄰里間的跟隨、學(xué)習(xí)或模仿效應(yīng)可能顯著提高農(nóng)戶改水改廁的支付意愿，樹立改水改廁典型示范戶，動員示范戶在飲水和環(huán)境衛(wèi)生知識宣傳活動中分享經(jīng)驗與收獲，強化示范戶的引領(lǐng)作用，從而有效帶動其他農(nóng)戶安全飲水和環(huán)境衛(wèi)生改善的積極性。

第二，因地制宜允許有鄰里互助需求的農(nóng)戶共建、共享安全飲水和衛(wèi)生設(shè)施站點，削弱鄰里效應(yīng)對農(nóng)戶改水改廁需求的負(fù)向作用。鄰里互助效應(yīng)的發(fā)生可能是由于單獨一戶改水改廁的成本較高難以承擔(dān)，而選擇與鄰里共享飲水和環(huán)境衛(wèi)生設(shè)施。調(diào)研發(fā)現(xiàn)有1.72%的樣本農(nóng)戶與鄰居一同建設(shè)和使用共用廁所，另有2.41%的樣本農(nóng)戶自家沒有廁所只能使用村中的公共廁所。鼓勵支持農(nóng)戶按照自身的需求特點共建安全飲水和衛(wèi)生設(shè)施共享站點，將有利于山區(qū)整村安全飲水和環(huán)境衛(wèi)生改善項目的推進(jìn)。

第三，實施偏向貧困和老年人口的改水改廁補貼政策，改善農(nóng)村安全飲水和環(huán)境衛(wèi)生服務(wù)公平性。本研究樣本農(nóng)戶家庭人均收入中位值為1.25 萬元，但仍有25%的樣本農(nóng)戶人均收入低于7500 元、10%的樣本農(nóng)戶人均收入低于4000 元。伴隨社會經(jīng)濟(jì)水平的提升，居民的生活成本提高較快，與食品、醫(yī)療和教育等生活支出相比，收入水平較低和貧困農(nóng)戶難以承受飲水和環(huán)境衛(wèi)生改善的費用。另外，農(nóng)村老齡化和老年貧困問題日益嚴(yán)重，老年人改水改廁的支付能力有限，無法形成有效需求。安全飲水和環(huán)境衛(wèi)生是具有很強正外部性的準(zhǔn)公共物品，重點給予老年人和貧困人口改水改廁補貼和支持，切實改善山區(qū)困難人群安全飲水和環(huán)境衛(wèi)生服務(wù)可及性差等問題。