人居环境工作满意度何以影响...生活污水治理付费的实证研究_何有幸.pdf

第25卷第2期2 0 2 3 年 3 月河北农业大学学报(社会科学版)Journal of Hebei Agricultural University(Social Sciences)人居环境工作满意度何以影响农户付费意愿 基于农村生活污水治理付费的实证研究何有幸，黄森慰，黄可扬，陈世文(福建农林大学 公共管理与法学院，福建 福州 350002)收稿日期:2022 08 26基金项目:国家社会科学基金一般项目:“农村环境治理体系和治理能力现代化研究”(编号:20BSH113)。第一作者:何有幸(1996 )，男，硕士研究生，研究方向为环境治理，E mail:huihe3696163 com。摘要:农村生活污水治理付费不仅是治理资金不足的解决手段，也关乎农户环境参与凝聚力。运用闽、皖、陕 3 省 529 户农户微观调查数据，基于双栏模型(DHM)实证分析人居环境工作满意度对农户生活污水治理付费意愿的影响机理。结果表明:环境工作满意度对农户生活污水治理付费意愿具有显著促进作用，且县乡政府层面的环境工作满意度的促进作用要强于对村委会层面，但环境工作满意度对付费意愿的影响主要体现在支付水平上;中介机制检验发现，价值认同起到中介效应(强化了促进作用)，而风险感知起到遮掩效应(削弱了促进作用)，家庭总收入起到门槛效应(仅当农户家庭总收入在5 8 万元/年以上时促进作用才具有稳定的显著性)。据此，相关单位要增强环境工作实效，办农民满意的环境整治，并着力提高农户对环境整治的认可度和信心，以此赢得农户对生活污水治理的付费参与。关键词:环境工作满意度;生活污水治理;价值认同;风险感知中图分类号:F323 22文献标识码:A文章编号:1008 6927(2023)02 0073 11开放科学(资源服务)标志码(OSID):DOI 号:10 13320/j cnki jauhe 2023 0021农村人居环境整治是提升农村居民幸福感，助力乡村振兴战略的重要举措 1 2。为治理农村环境，我国政府先后实施“农村环境连片整治”和“农村人居环境整治行动”，村庄环境大为改善，建立起生活垃圾“收集转运处理”系统 3。然而，生活污水作为农村人居环境重要污染源其治理进展缓慢，高达 73.5%的村庄还没有建设污水处理设施 4。制约农村生活污水治理的主要原因是资金投入与实际需求不平衡，学界就如何解决农村环境治理资金投入不足问题进行了大量研究。据测算，我国 52.6 万个行政村污水治理的资金需求约为 1 600 亿元 5，而以四川省为例，“至 2019 年，全省生活污水治理中央、省级投入每年不足 5 亿元。”6学者提出要按照“谁受益、谁付费”的原则 5，向农民、村集体组织等多途径筹集农村生活污水治理资金 7。在此背景下，近年来环境治理服务付费研究不断涌现，其研究内容包括生活垃圾治理付费、大气环境改善支付 8、耕地生态效益支付 9、水源地环境治理支付 10等;在付费意愿调查上逐渐形成显示性偏好法 11和意愿调查法 12;相关研究发现，农户环境治理付费意愿受到个体特征 13 15、经济状况 16 17、地区治理情况 18 19等因素的影响。此外，环境认知变量是环境治理服务付费影响因素研究的重点，生态环境服务价值的认知 20、对周围水质的关心程度 18 19均显著促进农户生活污水治理付费。但从以上环境治理服务付费研究来看，研究主题主要集中在生活垃圾治理服务付费方面，而农村生活污水治理服务付费方面研究相对有限，不同的环境治理内容其付费影响存在差异，有研究指出，目前农户对生活垃圾治理付费具有较高意愿 21，但较缺乏生活污水治理付费意愿 22。即河北农业大学学报(社会科学版)2023 年使是对同一环境治理内容的付费问题上，也存在影响机制的差异，近来学者指出农户是否愿意付费和愿意付费多少钱具有不同的作用机制 23，并提出在计量模型上采用双栏模型以替代传统的回归模型 18。农村人居环境整治提升五年行动方案(20212025 年)明确指出:以农民满意为标准依法探索建立农村生活污水垃圾处理农户付费制度。因此，探究环境工作满意度对农户环境治理付费的影响及其机理对推进农村环境治理具有重要的现实意义。此外，相关研究虽已指出环境工作评价影响农户环境参与 24 25，但缺乏环境工作满意度对农户生活污水治理付费意愿影响关系的实证分析和机理研究。并且，传统的环境工作评价研究习惯采用归一化做法，而农村人居环境整治政策的执行涉及多个行政主体，农户对不同行政主体的环境工作满意度间不仅存在差异，且可能对自身环境治理付费意愿的影响有所不同。本研究的贡献在于:一是区分农村人居环境整治实施工作主体，比较分析农户对县乡政府和村委会环境工作满意度的影响差异;二是将农户生活污水治理付费意愿划分为“支付意愿”和“支付水平”2 个层次，采用双栏模型具体探究不同因素对农户环境付费意愿强度的作用差异;三是中介机制分析上同时考虑中介效应和遮掩效应，以揭示环境工作满意度对农户生活污水治理付费意愿的影响过程。一、理论分析与研究假设既有研究指出公众对政府环境治理评价是环境治理客观状况和个体主观感知共同作用的结果 26 28，体现了农户对政策执行主体的信任 29。基于“信任 合作”理论，有学者实证了村干部可信度对农户环境治理参与意愿的影响 23。农户作为“有限理性人”，是否为农村生活污水治理付费及付费多少是基于“成本收益”的理性权衡和包括政府信任在内的感性因素的综合影响。因而，在不考虑其他影响因素情况下，对县乡政府和村委会环境工作满意度越高，农户越认同生活污水治理服务付费带来的环境改善成果和生态价值，更愿意为农村生活污水治理付费。此外，农村人居环境整治项目是自上而下的环境政策，实际推进中主要是县乡政府和村委会承担具体执行建设工作，农户对村委和县乡政府环境工作信任感可能存在不同 23，且村层面和县乡层面变量对生活污水治理付费的支付意愿和支付水平影响存在差异性 18。据此提出以下假设:H1:农村人居环境工作满意度正向影响农户生活污水治理付费意愿;H1a:农村人居环境工作满意度正向影响农户生活污水治理付费的支付意愿;H1b:农村人居环境工作满意度正向影响农户生活污水治理付费的支付水平;H1c:相较于村委环境工作满意度，县乡环境工作满意度对农户生活污水治理付费意愿的正向促进作用更大。学界检验了价值认同对农户环境治理付费的影响，农户认同环境治理的生态环境价值和相对经济发展的重要性显著影响环境治理服务付费意愿 30 31。而就价值认同与环境工作满意度而言，目前缺乏两者间影响关系的实证研究，但两者存在较直接的理论关联性。环境工作满意度是外在情境因素和内在认知因素相互影响、相互结合的综合变量，是农户基于自身环境认知而对感知到的当地县乡政府和村委农村人居环境工作的评价。因而，理论上价值认可对环境工作满意度存在正反馈，且调研发现农户对县乡政府和村委人居环境工作满意度越高，则越能够感知到人居环境治理带来的效益，对生活污水治理的价值认可越高。从而，提出如下假设:H2:价值认同在环境工作满意度对农户生活污水治理付费意愿的影响中发挥中介效应，增强了环境工作满意度的促进作用。尽管一些学者根据其研究需要对风险感知提出不同的概念，但大都强调环境风险感知是公众面对客观环境风险的主观判断和直接感受 32。风险感知和价值认同都是环境认知的核心内容，但两者所体现的认知属性相反。风险感知反映农户对当前农村环境污染严重程度的认识，隐含着当前人居环境治理的不足甚至失败，而价值认可则体现农户对当前农村人居环境的认可和赞同。因此，风险感知对环境工作满意度可能存在着负反馈，农户对县乡政府和村委人居环境工作满意度越高可能风险感知越低。此外，就风险感知对农户环境治理服务付费影响而言，已有研究发现环境状况感知影响农户环境治理付费 30。从而，提出假设:H3:风险感知在环境工作满意度对农户生活47第 2 期人居环境工作满意度何以影响农户付费意愿污水治理付费意愿的影响中发挥遮掩效应，削弱了环境工作满意度的促进作用。综上所述，构建“环境工作满意度价值认同生活污水治理付费意愿”和“环境工作满意度风险感知生活污水治理付费意愿”的“双路径”实证分析框架(图 1)。图 1“双路径”分析框架图二、数据来源、变量说明与模型设定(一)数据来源本研究数据来源于课题组 2018 年在福建、安徽、陕西 3 个省份，共 10 市 28 县区开展的农村环境参与调查。选择福建、安徽和陕西的原因在于，3 省在 20102012 年都先后被确定为农村环境连片整治示范省区，进行了持续广泛的人居环境整治实践，农户对人居环境工作具有一定的评价基础。通过分层抽样和随机抽样相结合，最终采用问卷调查法获取了 618 份农户微观数据，剔除关键信息缺失和不合实际等无效问卷，总共回收有效问卷 529 份，问卷有效率为 85.6%。(二)变量设置及描述性统计分析1 被解释变量。生活污水治理付费意愿是体现农户是否愿意为农村生活污水治理付费以及付费多少的综合变量。采用意愿调查法，具体通过生活污水治理付费的支付意愿和付费水平 2 个前后关联的问题进行表征，具体问题设置见表 1。此外，将农户样本分为“不愿意为生活污水治理付费”和“愿意为生活污水治理付费”2 个不同组别，对各观测变量进行组间均值差异检验，以分析不同观测变量在两个组别间的平均值的差异。如表 1 所示，农户愿意付费比例仅为 29 0%，农户整体生活污水治理付费意愿较低。而愿意付费农户群体平均愿意支付金额为 75 元/户年，可见支付水平不高。2 核心解释变量。环境工作满意度是本文的核心解释变量。调研发现，农村人居环境整治项目推进过程主要存在于县乡政府和村委 2 类执行主体，县乡政府具有主动性和上位性，村委具有被动性和下位性。分别测量农户对县乡政府农村人居环境工作满意度和村委农村人居环境工作满意度，能够更准确分析农户环境工作满意度的影响规律。组间均值差异检验显示，“愿意为生活污水治理付费”农户组别的环境工作满意度更高，但两者差异不大且未通过显著性检验。3 中介变量。基于“双路径”实证分析框架，本文共有价值认同和风险感知 2 个中介变量。参考前人做法 30，33。由组间均值差异检验结果，“不愿意为生活污水治理付费”和“愿意为生活污水治理付费”2 个农户组别的价值认同和风险感知平均值具有显著的差异，“愿意为生活污水治理付费”的农户组整体上具有更高的价值认同和风险感知水平。4 控制变量。借鉴相关做法 18，34，本文分别从个体、家庭、村庄和省区 4 个层面设置控制变量。组间均值差异检验显示“愿意为生活污水治理付费”农户组的农户平均年龄更小、教育更高和更可能是党员;家庭常住人口数和家庭总收入平均值更高，并通过 1%显著性水平。57河北农业大学学报(社会科学版)2023 年表 1主要变量的描述性统计分析结果变量名变量说明样本特征均值均值差异不愿付费农户愿意付费农户检验 H0:均值相等被解释变量生活污水治理支付意愿您愿意为生活污水处理付费吗?0=不愿意，1=愿意0 0001 0001 000生活污水治理支付水平若愿意，您愿意为生活污水处理支付多少钱 元/(户年)0 00075 18775 187 解释变量总体环境工作满意度采用熵值法计算的县乡环境工作满意度和村委环境工作满意度综合值3 4913 5210 030县乡环境工作满意度对县、乡政府环境治理工作满意度:1=非常不满意，2=较不满意，3=一般，4=较满意，5=非常满意3 5123 5330 020村委环境工作满意度对村委会环境治理工作满意度:1=非常不满意，2=较不满意，3=一般，4=较满意，5=非常满意3 5203 4800 040中介变量价值认同环境保护对农村的发展具有重要的意义:1=非常同意，2=较同意，3=一般，4=较不同意，5=不同意4 3104 5990 288 风险感知环境污染已经对我的生活产生严重影响:1=非常同意，2=较同意，3=一般，4=较不同意，5=不同意2 0372 2370 200*个体特征变量性别0=男，1=女0 4960 4410 055年龄周岁56 59952 7763 823 婚姻0=未婚，1=已婚，3=其它0 9440 9610 016教育接受正规教育的年限5 8846 7810 897 健康1=非常差，2=比较差，3=一般，4=比较好，5=非常好3 6623 8160 154党员0=非党员，1=党员0 0820 1320 049*家庭特征变量家庭常住人口数过去 1 年在家时间大于 180 天的成员人数2 9763 5130 537 家庭总收入过去 1 年家庭总收入(万元)6 0297 8581 829 家庭用水量家庭用水总量(吨/月)16 07216 8040 732家庭生活污水处理方式1=污水处理厂，2=全部回收利用，3=部分回收利用，4=经化粪池或沼气池处理，5=随意排放，6=其它4 3134 3810 068村庄特征变量是否项目村1=农村人居环境连片整治项目村，2=非农村人居环境连片整治项目村0 5110 5200 009工具变量环保关注度政府或村中是否开展环保宣传教育:1=否，2=不知道，3=是1 8541 8090 045地区虚拟变量福建0=非福建省，1=福建省(对照组:安徽省)0 5280 6510 123 陕西0=非陕西省，1=陕西省(对照组:安徽省)0 8360 5330 303 注:不愿付费农户数为 357，愿意付费农户数为 146。、*分别代表在 1%、5%、10%的统计水平上显著;括号内数字为标准误，下同。(三)模型设定本文实证目标是环境工作满意度对农户生活污水治理付费意愿的影响及其影响机制，实证检验主要分以下 4 步进行:第一步，检验环境工作满意度对农户生活污水治理付费意愿的直接影响，构建双栏模型(Double Hurdle Model)来进行基准回归 35:第一阶段，建立农户生活污水治理付费的支付意愿模型:Y*i=xi+i，i Normal(0，1)，Yi=1，if Y*i 0Yi=0，if Y*i 0(1)67第 2 期人居环境工作满意度何以影响农户付费意愿式(1)中，Y*i是潜在参与变量支付意愿，当观察值变量 Yi为 1 时，表示农户愿意为生活污水治理付费，反之表示不愿意。xi表示影响农户生活污水治理付费意愿的变量集，为相应的待估参数，i是服从正态分布的随机干扰项，i 表示第i 个样本。第二阶段，建立农户生活污水治理付费的支付水平模型:Z*i=xi+ui，ui Normal(0，2)，Zi=Z*i，if Z*i 0 Yi=1Zi=0，if Z*i 0(2)式(2)中，Z*i是潜在参与变量支付水平，xi表示影响农户生活污水治理付费意愿的变量集，为相应的待估参数，ui是服从正态分布的随机干扰项，i 表示第 i 个样本。如果 Y*i 0，则表示农户愿意为生活污水治理付费，此时，Yi=1;如果Y*i0 且 Z*i0，表示农户为生活污水治理支付一定的金额，且其支付水平为 Z=Z*。由式(2)可知，支付金额为 0 有可能出现在支付意愿阶段时选择不付费;或是选择付费但无实际的支付金额。第二步，进一步检验价值认同和风险感知在环境工作满意度对农户生活污水治理付费意愿影响关系中的中介作用 36，具体建模如下:Y=cX+1(3)M=aX+2(4)Y=cX+bM+3(5)其中，式(3)系数 c 代表总效应，未加入中介变量前，自变量对因变量的影响大小;式(4)系数a 和式(5)的系数 b 乘积 ab 代表间接效应，自变量通过中介变量对因变量的影响大小;式(5)的系数 c代表直接效应，加入中介变量后，自变量对因变量的影响大小;1、2和 3代表回归残差。根据 MacKinnon 等关于中介效应和遮掩效应的判断方法 37，上述模型存在 3 种情形:一是中介机制不成立，标志为总效应 c 或间接效应 ab 不显著;二是中介效应，标志为总效应 c 和间接效应 ab均显著，且间接效应 ab 和直接效应符号一致;三是遮掩效应，标志为总效应 c 和间接效应 ab 均显著，且间接效应 ab 和直接效应 c符号相反。第三步，进一步检验家庭总收入在环境工作满意度对农户生活污水治理付费关系中的门槛效应 38，检验是否存在一个“转折点”。其基本形式为:Payi=0+iSatisfactioni+iControli+i，q1(6)Payi=0+iSatisfactioni+iControli+1，q(7)式(6)和(7)中，Pay 代表农户生活污水治理付费意愿，反映农户愿意为生活污水治理支付的金额，其中不愿意支付记为 0;q 表示门槛变量家庭年收入，是门阀值。第四步，选取环保关注度作为工具变量，构建基于工具变量的 IV Heckman 模型，模型可分为2 个阶段:第一阶段，将内生解释变量环境工作满意度对工具变量和所有外生解释变量做 OLS 回归，得到环境工作满意度潜变量的拟合值。方程表达式:Satisfactioni=0+iAttentioni+iControli+i(7)Satisfactioni=0+iAttentioni+iControli+ii(8)式(7)和式(8)式中，Satisfaction 代表环境工作满意度，Attention 代表工具变量环保关注度，Control 代表控制变量，i表示随机误差项，、和 分别表示参数的估计值，下标 i 表示第 i 个农户，式(8)是基于式(7)的计算的环境工作满意度潜变量拟合值。第二阶段，进行 Heckman 法双栏估计，其模型建立和上文第一步双栏模型一致，故不再重复。三、实证分析文中运用 Stata16 软件进行统计分析，分析前对各自变量进行多重共线性检验。结果显示方差膨胀因子最大为 2.0，均值为 1.3，可认为自变量间不存在多重共线性。(一)环境工作满意度对农户生活污水治理付费意愿影响分析表 2 整合汇报了县乡环境工作满意度、村委环境工作满意度和环境工作满意度对农户生活污水付费意愿的回归分析结果，其中的“支付意愿”是农户是否愿意付费的二分类变量，“支付水平”是农户愿意为生活污水付费的金额。77河北农业大学学报(社会科学版)2023 年表 2基准回归分析结果项目县乡环境工作满意度村委环境工作满意度总体环境工作满意度支付意愿(1)支付水平(2)支付意愿(3)支付水平(4)支付意愿(5)支付水平(6)县乡环境工作满意度0 016(0 065)0 167(0 065)村委环境工作满意度0 016(0 060)0 112*(0 062)总体环境工作满意度0 005(0 066)0 155(0 067)性别0 174(0 131)0 125(0 146)0 141(0 130)0 128(0 149)0 173(0 131)0 131(0 147)年龄0 010*(0 006)0 000(0 007)0 010*(0 006)0 000(0 007)0 010*(0 006)0 000(0 007)婚姻0 324(0 327)0 245(0 366)0 339(0 318)0 216(0 370)0 325(0 327)0 228(0 367)教育0 014(0 018)0 033*(0 019)0 015(0 018)0 030(0 020)0 014(0 018)0 031(0 019)健康0 010(0 067)0 054(0 070)0 006(0 067)0 057(0 071)0 010(0 067)0 057(0 071)党员0 290(0 212)0 134(0 206)0 339(0 211)0 161(0 207)0 294(0 212)0 140(0 206)家庭常住人口数0 060*(0 035)0 046(0 035)0 063*(0 035)0 048(0 035)0 060*(0 035)0 046(0 035)家庭总收入0 016*(0 010)0 009(0 009)0 016(0 010)0 010(0 009)0 016*(0 010)0 009(0 009)家庭用水量0 004(0 005)0 010*(0 006)0 004(0 005)0 010*(0 006)0 004(0 005)0 010*(0 006)家庭生活污水处理方式0 054(0 048)0 016(0 049)0 045(0 047)0 010(0 050)0 053(0 048)0 015(0 050)是否项目村0 012(0 124)0 259*(0 135)0 028(0 123)0 257*(0 137)0 011(0 124)0 257*(0 136)地区虚拟控制变量已控制已控制已控制已控制已控制已控制常数项0 858(0 632)2 325 (0 695)0 704(0 614)2 608 (0 687)0 818(0 631)2 411 (0 695)Wald X264 654 42 678 63 645 38 517 64 308 41 114 N492146503146492146由模型 16，整体上看，县乡环境工作满意度、村委环境工作满意度和总体环境工作满意度均显示出对农户生活污水付费意愿的正向促进作用，从而假设 H1 得到证实。但环境工作满意度只对支付水平有显著促进作用，而对支付意愿没有显著影响作用;此外，控制变量中年龄、家庭常住人口数和家庭总收入仅对付费意愿具有显著的影响，教育、家庭用水量和是否项目村仅对支付水平有显著影响。最后，对比模型 2 和模型 4，县乡环境工作满意度对农户生活污水治理的支付水平影响系数强度大于村委环境工作满意度对农户生活污水治理的支付水平的影响(0.167 0.112)，体现了相比村委环境工作满意度，县乡环境工作满意度与农户生活污水治理的支付水平间关联度更高，从而假设 H1c 得到证实。由此说明，农户生活污水治理意愿中的“支付意愿”和“支付水平”影响机制并不完全一致，环境工作满意度中的“县乡环境工作满意度”和“村委环境工作满意度”与农户生活污水治理付费意愿的关联度不同。就对农户生活污水治理意愿中的“支付意愿”来看，由模型 1、3 和 5，核心自变量环境工作87第 2 期人居环境工作满意度何以影响农户付费意愿满意度均对支付意愿没有显著影响，假设 H1b 得不到证实。控制变量中，除了家庭总收入仅在模型 1 和模型 5 中显著影响农户支付意愿外，年龄和家庭常住人口数对农户支付意愿的影响均在模型 1、3 和 5 通过显著性检验，且影响系数基本一致。由影响系数可知，年龄越小的农户越有可能为农村生活污水治理支付费用;家庭常住人口和家庭总收入越多的农户越愿意支付。可能的原因是，相比年长的农户，年轻的农户经济上更大方，环境治理参与观念更强，更愿意为农村生活污水治理付费;家庭常住人口越多的农户，对村庄环境的依存度更高，农村环境的改善获益更大，因而更有动机为农村生活污水治理付费;家庭总收入越高的农户，经济支出更宽余，在是否愿意为农村生活污水治理付费上更有可能倾向选择支付。就对农户生活污水治理意愿中的“支付水平”来看，由模型 2、4 和 6，核心自变量环境工作满意度均对支付水平有显著促进作用，从而假设H1b 得到证实。此外，由模型 2 和模型 4，县乡环境工作满意度对农户支付水平影响强于村委环境工作满意度对农户支付水平的影响(0.167 0.112)，体现了相比村委环境工作满意度，县乡环境工作满意度与农户生活污水治理的支付水平间关联度更高。这符合相关研究指出的县区变量是影响环境治理支付水平的关键变量 18，体现出农户信任的“差序格局”18。(二)环境工作满意度对农户生活污水治理付费影响意愿的中介(遮掩)效应和门槛效应分析近来的中介分析方法指出，在自变量与因变量的关系之间加入第三个变量进行分析，会有 3种类似的效应出现，分别是中介效应(MediationEffect)、混淆效应(Confounding Effect)、遮掩效应(Suppressing Effect)37。在中介机制研究中，遮掩效应用来指代自变量对因变量的影响主效应被中介变量削弱(或抑制)39。1 价值认同在环境工作满意度对生活污水治理付费间的中介效应分析。表 3 中模型 1 是价值认同作为中介变量的中介效应检验回归结果。价值认同的 Sobel 检验、Goodman1 检验和 Goodman2检验结果均显著，表明价值认同在环境工作满意度对农户生活污水治理付费意愿的影响中存在显著的中介或遮掩效应作用。由回归系数结果可知，在控制了价值认同中介变量后，环境工作满意度对农户生活污水治理付费意愿间接效应为0.776(10%置信水平)，而间接效应的方向与总效应 4.600(5%置信水平)的作用方向相同，说明价值认同在中介效应模型中具体表现为中介效应，且中介效应比例为 16 9%，假说 H2 得到验证。农户环境工作满意度越高则价值认同度越高，并进而使得农户具有更高的生活污水付费意愿。对此的解释是，对当地农村人居环境整治工作满意的农户较可能感知到村庄环境的改善和对自身居住环境切实利好，因而对农村人居环境整治的价值更加认同，并进而更愿意为生活污水治理付费。2 风险感知在环境工作满意度对生活污水治理付费间的遮掩效应分析。表 3 模型 2 是风险感知作为中介变量的中介效应检验回归结果。同理，由表 3 知，风险感知在环境工作满意度对农户生活污水治理付费意愿的影响中存在显著的中介或遮掩效应作用，且在控制了风险感知中介变量后，环境工作满意度对农户生活污水治理付费意愿间接效应为 2.840(1%置信水平)，间接效应的方向与总效应 4.600(5%置信水平)的作用方向相反，说明风险感知在中介效应模型中具体表现为遮掩效应，且遮掩效应比例为 61.8%，假说H3 得到验证。此时，环境工作满意度对农户生活污水治理付费意愿的直接效应系数为 7.440(1%置信水平)，其系数绝对值比总效应系数绝对值更大，进一步说明了风险感知在中间发挥了显著的遮掩效应。也就是说，风险感知这一中介变量弱化了环境工作满意度对农户生活污水治理付费意愿的影响程度，环境工作满意度的提升虽然会促进农户生活污水治理付费意愿，但会降低农户的风险感知，并由此对农户生活污水治理付费意愿产生抑制作用，进而弱化环境工作满意度对农户生活污水治理付费意愿的促进作用。对这一遮掩效应的理解是:首先，农户对当地农村人居环境整治工作满意和对当地环境污染的感知的提升均能正向促进农户生活污水治理付费意愿。但农户环境工作满意度和风险感知内在的环境认知性质相反，农户当地环境污染的感知越高则越抑制其对当地农村人居环境整治工作的满意度，故而削弱农户环境工作满意度对农户生活污水治理付费97河北农业大学学报(社会科学版)2023 年意愿的正向促进作用。表 3价值认同和风险感知的中介效应(遮掩效应)检验中介变量模型 1价值认同模型 2风险感知Sobel 检验0 776*(0 407)2 840 (0 790)Goodman 1 检验0 776*(0 420)2 840 (0 797)Goodman 2 检验0 776(0 394)2 840 (0 784)间接效应系数0 776*(0 407)2 840 (0 790)直接效应系数3 823*(2 274)7 440 (2 331)总效应系数4 600(2 281)4 600(2 281)中介效应比例/%16 961 8N4924923 家庭总收入在环境工作满意度对生活污水治理付费意愿间的门槛效应分析。农户生活污水治理付费决策与家庭收入情况具有重要联系，故选择家庭总收入作为门槛变量进行门槛效应检验。门槛效应检验如表 4 所示，检验发现存在5.8 万元/年的单门阀值，使得环境工作满意度对生活污水治理付费意愿在对应的 2 个门阀区间内呈现正向不显著和正向显著的关系变化，且系数绝对值差距明显。即当农户家庭总收入在 5.8 万元/年以下时，环境工作满意度对生活污水治理付费意愿的提升作用不显著;而当农户家庭总收入在 5.8 万元/年以上时，环境工作满意度会显著提升农户生活污水治理付费意愿，且影响系数7.186(5%置信水平)，约是前一区间影响系数3.579 的两倍。门槛值的合理性可以从 2 方面予以说明，一方面农户生活污水治理付费选择问题属于家庭经济支出范畴，当农户家庭经济拮据时，环境工作满意度对付费的促进作用便受到抑制而不再显著，且促进的强度也大为降低;另一方面，调研数据显示农村家庭年收入平均值为 6 万元/年，考虑到绝大部分农村尚未征收生活污水处理费，且生活污水治理费用并非如生活必需品一样作为常规支出，农户家庭总收入在 5 8 万元低于平均值具有一定合理性。门槛效应检验表明环境工作满意度对生活污水治理付费意愿的影响会受到家庭总收入的影响，在家庭总收入较低时，环境工作满意度对生活污水治理付费意愿的促进作用缺乏稳定的规律性;而当家庭总收入较高时，农户面对自愿性的生活污水治理付费时，能够较“从容”地依据生活污水治理的“投入产出”进行付费选择，因而使得环境工作满意度对生活污水治理付费意愿的影响具有显著性且影响强度更高。因此，对农村生活污水治理的收费需要考虑当地农户家庭总收入情况，需要依据当地实际情况合理制定生活污水收费标准，从而促进农户生活污水治理支付水平和治理参与热情。表 4门槛回归分析结果年庭年收入观测变量门阀区间(0，5 8(5 8，60)环境工作满意度3 579(3 199)7 186(3 384)控制变量已控制地区虚拟变量已控制观测值数492BIC3 944 412HQIC3 867 916(三)基于 IV Heckman 模型的环境工作满意度对农户生活污水治理付费意愿的影响分析为了进一步确保本文实证结果可信力，考虑到环境工作满意度与生活污水付费意愿具有主观性，可能存在双向因果关系导致的内生性问题，因此文中借鉴郭玥的做法 40，选择 IV Heckman 模型进行内生性检验。表 5 整合汇报了以环境关注度为工具变量，以县乡环境工作满意度、村委环境工作满意度和总体环境工作满意度为自变量对农户生活污水治理的付费意愿和支付水平的回归结果。对比表 5 和表 2 各变量影响系数及其显著性，可知基准回归结论均继续成立，且在纳入工具变量后各自变量的影响系数和显著性均提升。此外，IV Heckman 模型回归中，县乡环境工作满意度显示出对农户生活污水治理的付费意愿具有弱的正向促进作用，而在基准回归中并不显著。从而，控制内生性后的结果再次支持原假设结论，本文研究发现具有稳健性。08第 2 期人居环境工作满意度何以影响农户付费意愿表 5内生性控制检验结果项目县乡环境工作满意度村委环境工作满意度总体环境工作满意度支付意愿(1)支付水平(2)支付意愿(3)支付水平(4)支付意愿(5)支付水平(6)县乡环境工作满意度0 079*(0 045)1 385 (0 520)村委环境工作满意度0 032(0 063)1 259(0 518)总体环境工作满意度0 066(0 045)1 247 (0 457)性别0 167(0 129)0 110(0 195)0 139(0 130)0 030(0 160)0 162(0 129)0 128(0 193)年龄0 011*(0 006)0 003(0 009)0 010*(0 006)0 008(0 008)0 011*(0 006)0 003(0 009)婚姻0 402(0 328)0 041(0 472)0 341(0 318)0 279(0 386)0 396(0 328)0 021(0 470)教育0 015(0 017)0 024(0 025)0 015(0 018)0 019(0 021)0 014(0 017)0 013(0 025)健康0 020(0 066)0 101(0 094)0 009(0 067)0 158*(0 086)0 017(0 066)0 108(0 093)党员0 249(0 205)0 636*(0 355)0 348*(0 211)0 267(0 322)0 251(0 205)0 626*(0 349)家庭常住人口数0 059*(0 034)0 005(0 047)0 063*(0 035)0 063(0 040)0 059*(0 035)0 004(0 047)家庭总收入0 013(0 010)0 015(0 013)0 015(0 010)0 003(0 011)0 014(0 010)0 019(0 013)家庭用水量0 004(0 005)0 010(0 007)0 004(0 005)0 012(0 006)0 004(0 005)0 007(0 007)家庭生活污水处理方式0 067(0 047)0 078(0 078)0 045(0 047)0 106(0 066)0 066(0 047)0 070(0 076)是否项目村0 045(0 122)0 097(0 180)0 028(0 124)0 194(0 140)0 043(0 122)0 128(0 176)省份虚拟控制变量已控制已控制已控制已控制已控制已控制常数项1 178*(0 603)0 399(2 038)0 666(0 613)1 541(1 921)1 121*(0 602)0 237(1 782)Wald X234 86 41 15 35 80 N492146503146492146四、研究结论与政策启示(一)研究结论本文利用闽、皖、陕 3 省 529 户农户的微观调查数据，运用双栏模型，实证分析了环境工作满意度对农户生活污水治理付费意愿的影响及其影响机制。得到以下主要结论。1 农户生活污水治理付费意愿水平较低，仅有 29.0%的农户愿意为生活污水治理支付费用，且农户支付意愿的均值为 75 元/户年。2 环境工作满意度对农户生活污水治理付费意愿具有显著影响，但不同行政层级的环境工作满意度对农户生活污水治理付费意愿影响存在差异性，县乡环境工作满意度对农户生活污水治理支付水平影响强于村委环境工作满意度的影响。3 农户生活污水治理付费的支付意愿和支付水平具有不同的影响机制，环境工作满意度对农户生活污水治理支付水平具有显著促进作用，而对农户生活污水治理支付意愿没有显著影响;控制变量中，年龄、家庭常住人口数和家庭总收入仅对支付意愿具有显著影响，而教育、家庭用水量和是否项目村仅对支付水平有显著影响。4 价值认同和风险感知均在环境工作满意度对农户生活污水治理付费意愿的影响中发挥中介作用。不同的是，价值认同起到中介效应，农户环境工作满意度越高则价值认同度越高，并进而使得农户具有更高的生活污水治理付费意愿;而风险感知起到遮掩效应，对农户生活污水治理付费意愿产生抑制作用，进而弱化环境工作满意度对农户生活污水治理付费意愿的促进作用。5 家庭总收入在环境工作满意度对农户生活污水治理付费意愿的影响关系中起到门槛效应作用，当农户家庭总收入在 5.8 万元/年以上时，环境工作满意度对农户生活污水治理付费意愿的影响才具有稳定显著，且影响系数 7.186(5%置信水平)，约是前一区间影响系数3.579 的2 倍。18河北农业大学学报(社会科学版)2023 年(二)政策启示在农村进入第二轮人居环境整治背景下，探讨环境工作满意度对农户生活污水治理付费意愿的影响机理，是促进农村人居环境治理取得更大成效和农户积极参与农村环境治理的关键。基于以上研究结论，得到以下政策启示。1 环境工作满意度是农户生活污水治理付费的意愿基础，相关部门不断夯实农村人居环境整治实效是提高农户环境参与的有效路径。县乡政府和村委需要在农村环境治理上积极有为，同时也需要加强政府宣传和工作反馈让广大农民了解相关环境工作进展和尚待解决的问题。2 开展农村人居环境整治，要让更多的农户认识并认同人居环境整治工作的意义和价值;并在让农户了解到农村环境污染现状及其危害时，保持并提高其对县乡政府和村委有效解决环境问题的信心。3 阶段式推进农户农村生活污水治理收费，首先要提高农户生活污水治理付费的支付意愿率，其次分阶段逐步提高农户生活污水治理付费的支付金额水平;并且农村生活污水治理收费工作的重点要围绕年轻和教育水平