農(nóng)村居民環(huán)境衛(wèi)生改善支付意愿研究

2010年農(nóng)村居民環(huán)境衛(wèi)生改善支付意愿研究

第一節(jié)文獻(xiàn)回顧一引言環(huán)境衛(wèi)生設(shè)施改善是提高健康水平的重要手段。當(dāng)擁有廁所、排污系統(tǒng)以及人們習(xí)慣了用肥皂洗手后，英國兒童的死亡率在19世紀(jì)降低了1/5。在貧窮國家，如果人們對(duì)糞便進(jìn)行適當(dāng)處理，腹瀉發(fā)病率將下降近40%。為此，世界衛(wèi)生組織于1978年將基本環(huán)境衛(wèi)生設(shè)施作為基本衛(wèi)生保健的八大要素之一，聯(lián)合國兒童基金會(huì)也將獲得安全飲水和改善基本衛(wèi)生設(shè)施作為千年發(fā)展目標(biāo)之一。另外，眾多的研究文獻(xiàn)也表明，優(yōu)質(zhì)的廁所能夠?qū)S便進(jìn)行無害化處理，從而避免環(huán)境污染并有效地預(yù)防腹瀉、瘧疾等介水傳播疾病和乙型腦炎等介蚊蠅傳染性疾病的發(fā)生。因此，讓家庭擁有基本衛(wèi)生設(shè)施是提高居民健康水平的重要措施之一。在中國，農(nóng)村改廁工作一直受到國家重視。1996年，中國首次將農(nóng)村改廁列入“九五”計(jì)劃，之后的每個(gè)五年計(jì)劃中，改廁都是重要工作之一。另外，《全國重點(diǎn)地方病防治規(guī)劃（2004～2010年）》《國家環(huán)境與健康行動(dòng)計(jì)劃（2007～2015）》以及《衛(wèi)生事業(yè)發(fā)展“十一五”規(guī)劃》等相關(guān)文件，也都體現(xiàn)了改廁工作的重要性。在資金投入方面，“九五”期間，國家改廁資金投入262.94億元，“十五”期間達(dá)到415.15億元。在國家政策和資金投入的大力支持下，中國的改廁工作取得了顯著成果。衛(wèi)生廁所普及率從2000年的40.3%上升至2009年的63.2%。雖然中國農(nóng)村改廁的財(cái)政投入和衛(wèi)生廁所的擁有量不斷提高，但是相對(duì)于每年的財(cái)政投入而言，新增衛(wèi)生廁所的數(shù)量仍然偏低，國際上用新增衛(wèi)生廁所數(shù)量占公共財(cái)政年投入比例（increasedaccess/publicfundingratio）評(píng)價(jià)改廁效果，即每1000美元財(cái)政投入帶來的新增衛(wèi)生廁所戶數(shù)，這一指標(biāo)越高，說明財(cái)政投入改廁效果越明顯。世界銀行2010年Financingon-sitesanitationforthepoor報(bào)告中指出，越南、孟加拉國和印度的馬哈拉斯特拉邦的這一指標(biāo)分別是116.8、135.1和50.5。而中國2006～2009年這一指標(biāo)分別是5.5、17、13.9和14.3。對(duì)比可知，中國財(cái)政投入改廁的效率非常低。一項(xiàng)關(guān)于衛(wèi)生設(shè)施投入效率的研究表明，造成大多數(shù)衛(wèi)生設(shè)施財(cái)政投入效率低的主要原因在于財(cái)政資金投入不是需求導(dǎo)向，而是直接供給。因?yàn)椴涣私廪r(nóng)村居民的改廁需求和支付意愿，從而造成公共財(cái)政投入的低效。從經(jīng)濟(jì)學(xué)角度看，只有當(dāng)家庭改廁支付意愿大于其改廁成本時(shí)，家庭才會(huì)自愿改廁并提高資金投入效率。為此，本章的研究關(guān)注兩方面：一方面通過被調(diào)查地區(qū)的數(shù)據(jù)實(shí)證分析農(nóng)村居民改廁需求并估算其支付意愿；另一方面試圖發(fā)現(xiàn)影響被調(diào)查地區(qū)農(nóng)村居民改廁支付意愿的重要因素，重點(diǎn)關(guān)注健康知識(shí)、態(tài)度和衛(wèi)生行為對(duì)農(nóng)村居民支付意愿的影響程度。二文獻(xiàn)回顧文獻(xiàn)回顧分為兩個(gè)方面，一方面是回顧環(huán)境衛(wèi)生設(shè)施改善支付意愿的相關(guān)文獻(xiàn)，另一方面回顧環(huán)境衛(wèi)生設(shè)施改善支付意愿影響因素的相關(guān)文獻(xiàn)。需要指出的是，無論是研究環(huán)境衛(wèi)生設(shè)施改善支付意愿，還是研究環(huán)境衛(wèi)生設(shè)施改善支付意愿的影響因素，都以效用函數(shù)理論為基礎(chǔ)，在此基礎(chǔ)上利用不同方法進(jìn)行深入研究。第一，關(guān)于環(huán)境衛(wèi)生設(shè)施改善的支付意愿的研究。經(jīng)濟(jì)學(xué)文獻(xiàn)研究環(huán)境衛(wèi)生設(shè)施改善支付意愿采取兩種方法：一種是顯示偏好法，或稱間接法，即通過與環(huán)境衛(wèi)生設(shè)施相關(guān)且具有私有產(chǎn)權(quán)的可交易商品價(jià)格來估計(jì)環(huán)境設(shè)施改善的支付意愿。BenC.Arimah利用房屋租金價(jià)格的變化研究了尼日利亞舊都拉各斯居民對(duì)于遠(yuǎn)離垃圾填埋地的支付意愿。另一種是敘述偏好法，或稱直接法，代表性的方法是條件價(jià)值法，即假定存在市場，直接詢問被調(diào)查者對(duì)于環(huán)境設(shè)施改善的支付意愿，這一方法得到廣泛應(yīng)用。少量文獻(xiàn)研究改廁支付意愿，以下幾項(xiàng)研究值得關(guān)注：Whittington等利用條件價(jià)值法研究了加納庫馬西市居民改水和改廁支付意愿，研究表明居民的支付意愿是家庭收入的1%～2%，因此鑒于相對(duì)較高的改廁成本，必須依靠政府補(bǔ)貼才能夠推進(jìn)廁所改造。Altaf對(duì)布基納法索的瓦加杜古地區(qū)居民的改廁意愿進(jìn)行了研究。研究結(jié)論表明當(dāng)?shù)鼐用駥?duì)于改廁的支付意愿是家庭收入的4%～5%，并且16%的居民表示愿意支付全款，而另外86%的居民則表示將通過借款方式對(duì)改廁成本進(jìn)行支付。Altaf將自己的研究結(jié)果與Whittington等的研究結(jié)果進(jìn)行了比較，認(rèn)為導(dǎo)致瓦加杜古地區(qū)居民改廁支付意愿較高的原因有兩個(gè)：一是庫馬西市居民對(duì)衛(wèi)生廁所知識(shí)的了解程度較低，而瓦加杜古地區(qū)居民對(duì)當(dāng)?shù)貛闆r比較了解而且非常不滿，改廁需求高；二是瓦加杜古地區(qū)的改廁服務(wù)包括排水系統(tǒng)，而庫馬西市的改廁項(xiàng)目不包括排水系統(tǒng)。第二，關(guān)于環(huán)境衛(wèi)生設(shè)施改善支付意愿的影響因素的研究。早期研究環(huán)境設(shè)施改善的文獻(xiàn)是從間接效用函數(shù)出發(fā)獲得支付意愿方程，并以此方程作為計(jì)量模型的理論基礎(chǔ)，但間接效用函數(shù)的理論模型并沒有包括隨機(jī)項(xiàng)，之后Hanemann在間接效用函數(shù)中加入了隨機(jī)項(xiàng)，建立了隨機(jī)效用函數(shù)，從而完善了環(huán)境衛(wèi)生設(shè)施改善的理論框架。另外，早期環(huán)境衛(wèi)生設(shè)施改善支付意愿的計(jì)量方程中只包括社會(huì)經(jīng)濟(jì)變量，然而，由條件價(jià)值法獲得的支付意愿從某種意義上講是非經(jīng)濟(jì)因素造成的，只利用社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素解釋支付意愿是不完全的，所以越來越多的研究者將態(tài)度、知識(shí)等非經(jīng)濟(jì)變量引入支付意愿方程中，與社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素一起研究。同樣，研究支付意愿影響因素的文獻(xiàn)很少，以下幾項(xiàng)研究值得關(guān)注：AndreiaC.等對(duì)巴西薩爾瓦多地區(qū)居民改廁的影響因素進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)收入、家庭小孩數(shù)目、態(tài)度和教育程度是影響改廁支付意愿的重要因素。Whittington等認(rèn)為收入、教育、房屋擁有情況、廁所投資情況以及對(duì)廁所的滿意度是影響居民改廁支付意愿的重要因素，Altaf除了認(rèn)為教育、家庭支出和家庭規(guī)模是影響支付意愿的重要因素外，還認(rèn)為廢水處理存在與否也是影響支付意愿顯著性的因素?？梢?，無論如何，收入、家庭規(guī)模和家庭負(fù)擔(dān)以及教育水平都是影響居民支付意愿的重要因素，這也是本章在研究中國農(nóng)村居民環(huán)境衛(wèi)生支付意愿方面重點(diǎn)關(guān)注的因素。通過對(duì)文獻(xiàn)的回顧發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)外關(guān)于改廁支付意愿及其影響因素的研究較少，目前還未見到對(duì)中國農(nóng)村改廁支付意愿的研究，這與中國大規(guī)模開展改廁項(xiàng)目的大背景嚴(yán)重不符。因此，本章將對(duì)改廁意愿的概率方程和支付意愿數(shù)量方程分別進(jìn)行估計(jì)，實(shí)現(xiàn)全面研究中國農(nóng)村居民改廁支付意愿的目的。對(duì)于非經(jīng)濟(jì)變量的處理，考慮到研究方法的優(yōu)劣和研究可行性，本章采取代理變量代替環(huán)境衛(wèi)生態(tài)度和環(huán)境衛(wèi)生知識(shí)的方法進(jìn)行計(jì)量分析。另外，本章也嘗試將態(tài)度、知識(shí)等非經(jīng)濟(jì)因素作為支付意愿的影響因素進(jìn)行綜合性的研究，爭取對(duì)農(nóng)村居民環(huán)境衛(wèi)生支付意愿進(jìn)行更加全面的解釋。第二節(jié)數(shù)據(jù)介紹一調(diào)研說明本章使用的數(shù)據(jù)來自于2010年6～9月份衛(wèi)生部衛(wèi)生發(fā)展研究中心在江蘇、山西和陜西三省進(jìn)行的“農(nóng)村供水和環(huán)境衛(wèi)生設(shè)施改善調(diào)查”。調(diào)查主要包括5個(gè)方面的內(nèi)容：一是農(nóng)村居民家庭的基本信息，包括家庭人口數(shù)、家庭成員的年齡、職業(yè)、文化程度等；二是家庭日常生活信息，包括家庭飲用水情況、家庭廁所類型、家庭用電量等；三是家庭經(jīng)濟(jì)信息，包括家庭日常支出情況、子女教育支出、醫(yī)療保健支出和購買大型耐用品支出等；四是家庭主要成員的健康意識(shí)、環(huán)境衛(wèi)生意識(shí)和支付意愿信息，主要包括家庭對(duì)改廁的支付意愿情況；五是家庭主要成員對(duì)環(huán)境衛(wèi)生的KAP信息，包括健康知識(shí)知曉情況、態(tài)度和個(gè)人衛(wèi)生行為情況等。結(jié)合研究目的和可操作性，我們采用多階段分層整群隨機(jī)抽樣方法。具體來說，本次抽樣過程分為省、縣、鄉(xiāng)鎮(zhèn)和村4個(gè)階段，在每個(gè)階段使用適宜的抽樣方法，分別隨機(jī)選擇有代表性的群體樣本進(jìn)行研究。這種多階段抽樣的方法可以根據(jù)每個(gè)抽樣階段的不同特點(diǎn)選擇適宜的抽樣方法，最終將各種抽樣方法結(jié)合使用，使得樣本代表性更好。具體抽樣過程如下：首先根據(jù)全國農(nóng)村衛(wèi)生廁所普及率的變化趨勢，考慮到中國目前不同地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，以及地理、人口、生活習(xí)慣及改水改廁情況等，調(diào)研地區(qū)選擇擬以地理位置為基礎(chǔ)，考慮在東、中、西部各抽取一個(gè)省進(jìn)行，最后確定東部的江蘇、中部的山西、西部的陜西三省為調(diào)研地區(qū)。這3個(gè)省目前的改水改廁情況能夠代表目前中國農(nóng)村不同社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的現(xiàn)狀和農(nóng)村改水改廁的情況。在每個(gè)省中，我們對(duì)各縣“農(nóng)村衛(wèi)生廁所普及率”進(jìn)行排序，將衛(wèi)生廁所普及率在第25百分位數(shù)以下和第75百分位數(shù)以上的縣分別定義為改水改廁較差和較好的區(qū)縣，這兩個(gè)類別中各縣的衛(wèi)生廁所普及率相差較小，然后在每個(gè)類別中隨機(jī)選擇1個(gè)區(qū)縣；然后在選擇的區(qū)縣內(nèi)，按照年農(nóng)民人均純收入進(jìn)行等距抽樣，抽取3個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)，在3個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)隨機(jī)選擇已改水改廁、已改水未改廁、未改水已改廁和未改水未改廁4種類型的行政村；每個(gè)村隨機(jī)選擇30戶，每戶選擇戶主或家庭主婦進(jìn)行調(diào)查，一共調(diào)查3省6縣14個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)21個(gè)村720戶，最后實(shí)際調(diào)查730戶，調(diào)查數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)描述見表4-1。表4-1樣本描述統(tǒng)計(jì)二支付意愿調(diào)查與研究方法調(diào)查問卷采用國際上普遍推薦的雙邊界二分法進(jìn)行設(shè)計(jì)。即就改廁成本詢問被調(diào)查者是否愿意改廁，如果被調(diào)查者回答“是”，則提高成本繼續(xù)詢問調(diào)查者；如果被調(diào)查者回答“否”，則降低成本，當(dāng)確定被調(diào)查者的支付意愿區(qū)間后，詢問其愿意支付多少錢?？紤]到廁所改造的實(shí)際成本和國家的補(bǔ)貼情況，詢問被調(diào)查者的成本最高為800元，最低為200元，被調(diào)查者面對(duì)800元成本時(shí)表示愿意改廁，則直接詢問其愿意支付多少錢；被調(diào)查者面對(duì)200元成本時(shí)表示不愿意改廁，則支付意愿調(diào)查結(jié)束。支付意愿調(diào)查部分生成兩類變量：一種是被調(diào)查者面對(duì)某一成本時(shí)是否選擇改廁的二元離散變量；另一種是被調(diào)查者對(duì)改廁最高支付意愿的連續(xù)變量。對(duì)于支付意愿方程的估計(jì)，一些文獻(xiàn)采用OLS的方法進(jìn)行估計(jì)。但是由于本章使用的調(diào)查樣本數(shù)據(jù)只獲得大于0的支付意愿，樣本存在刪失問題，用OLS估計(jì)的參數(shù)存在著較大偏誤。為此用Tobit模型估計(jì)支付意愿方程將更加合理。對(duì)非經(jīng)濟(jì)變量參數(shù)的估計(jì)，現(xiàn)有文獻(xiàn)存在三種觀點(diǎn)。大多數(shù)文獻(xiàn)用可觀測指標(biāo)作為知識(shí)和態(tài)度的代理變量并對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)。不過有學(xué)者認(rèn)為采用代理變量估計(jì)出的參數(shù)存在偏誤，由此提出了一個(gè)包括可觀測變量和態(tài)度、知識(shí)等潛變量在內(nèi)的結(jié)構(gòu)方程組進(jìn)行估計(jì)，這種方法被稱為混合選擇模型，只有在方程和變量較少的時(shí)候才能適用。也有部分學(xué)者認(rèn)為非經(jīng)濟(jì)因素對(duì)于支付意愿的影響可能是非線性的，所以采用非參數(shù)方法對(duì)支付意愿影響因素的參數(shù)進(jìn)行估計(jì)，這種方法可能會(huì)獲得較高的擬合程度，但是由于模型沒有經(jīng)濟(jì)學(xué)理論的基礎(chǔ)，所以估計(jì)出的參數(shù)不能得出可靠的經(jīng)濟(jì)學(xué)含義?；谏鲜銮闆r，本章節(jié)選擇代理變量法估計(jì)非經(jīng)濟(jì)變量的參數(shù)。三變量定義對(duì)于因變量，分別選擇是否愿意改廁和支付意愿。對(duì)于自變量，大部分直接來自調(diào)查問卷，但下面提到的自變量需要進(jìn)行必要處理后方可使用。收入變量：收入是很難獲得準(zhǔn)確結(jié)果的變量。因?yàn)楸徽{(diào)查者不能準(zhǔn)確回憶和計(jì)算，或者不愿意向調(diào)查者透露，直接詢問收入獲得的數(shù)據(jù)存在較大偏差，因此一般調(diào)查都以詢問支出的方法來間接獲得收入信息。對(duì)家庭而言，改廁是一種投資品，因此用家庭永久收入來代表預(yù)算約束。本章采用問卷中家庭前一年大型耐用消費(fèi)品支出作為收入的代理變量。環(huán)境衛(wèi)生知識(shí)變量：用環(huán)境衛(wèi)生知識(shí)知曉程度作為環(huán)境衛(wèi)生知識(shí)變量。此變量的獲得采取如下方法：對(duì)每個(gè)被調(diào)查者詢問15個(gè)問題，每題按照回答的正確與否進(jìn)行打分，然后將問題的分?jǐn)?shù)加總，得到環(huán)境衛(wèi)生知識(shí)知曉程度變量。環(huán)境衛(wèi)生態(tài)度變量：用環(huán)境衛(wèi)生重要程度作為環(huán)境衛(wèi)生態(tài)度的代理變量。此變量的獲得采取如下方法：詢問被調(diào)查者與收入和健康相比，環(huán)境衛(wèi)生在心中的重要性，滿分是10分，然后讓被調(diào)查者在收入、健康、環(huán)境衛(wèi)生之間進(jìn)行分配，如果給環(huán)境衛(wèi)生分配3分，那么說明被調(diào)查者對(duì)環(huán)境衛(wèi)生的態(tài)度是3分。其余變量的說明見表4-2。表4-2變量名稱及變量說明四“內(nèi)生性”問題討論JohnBriscoe等對(duì)于巴西農(nóng)村供水設(shè)施改善的研究表明，已經(jīng)參加改水的農(nóng)村居民不希望未來改水的成本低于自己改水成本，因此報(bào)告的支付意愿高于真實(shí)的支付意愿，而未參加改水的農(nóng)村居民希望未來改水的成本降低，因此報(bào)告的支付意愿低于真實(shí)的支付意愿。所以我們把“家庭是否參加改廁”這一變量引入方程以控制上述影響。然而，“家庭是否參加改廁”進(jìn)入方程可能會(huì)引發(fā)內(nèi)生性問題的質(zhì)疑。因?yàn)椤爱?dāng)前支付意愿”和“家庭是否參加改廁”同時(shí)受“過去支付意愿”的影響，但是對(duì)于“過去支付意愿”無法觀測到，從而引發(fā)內(nèi)生性質(zhì)疑。不過我國農(nóng)村改廁采取的是政府主導(dǎo)，整村推進(jìn)，即政府首先選擇經(jīng)濟(jì)水平較高的行政村，然后再整村推進(jìn)，因此，“過去支付意愿”并不是影響“家庭是否參加改廁”的重要因素，內(nèi)生性的質(zhì)疑可以消除。第三節(jié)理論框架及實(shí)證結(jié)論一理論框架假設(shè)一個(gè)家庭i通過最大化效用函數(shù)決定是否進(jìn)行環(huán)境衛(wèi)生設(shè)施的改善。Vi表示家庭的間接效用函數(shù)，q0表示當(dāng)前使用的環(huán)境衛(wèi)生設(shè)施，q1表示改善的環(huán)境衛(wèi)生設(shè)施，Yi表示家庭i的收入，SEi是代表家庭偏好的社會(huì)經(jīng)濟(jì)變量。Hanemann指出，只有隨機(jī)效用函數(shù)才能夠推導(dǎo)出具有經(jīng)濟(jì)理論基礎(chǔ)的計(jì)量方程模型，為此，本文將εi作為誤差項(xiàng)引入效用函數(shù)方程，εi代表被調(diào)查者沒有被觀察到的效用函數(shù)組成部分。所以，家庭間接效用函數(shù)方程可以寫成：Vi=Vi（Yi，q，SEi，εi）（4.1）家庭i決定選擇新環(huán)境衛(wèi)生設(shè)施的概率是：Pr［Vi（Yi，q1，SEi，εi）＞Vi（Yi，q0，SEi，εi）］（4.2）假設(shè)（4.2）式服從線性形式，則：Pr［Vi（Yi，q1，SEi，εi）＞Vi（Yi，q0，SEi，εi）］=α0+α1Yi+α2SEi+εi（4.3）假設(shè)εi服從正態(tài)分布，方程（4.3）的參數(shù)就可以用二元選擇模型來進(jìn)行估計(jì)。如前所述，越來越多的證據(jù)表明，非經(jīng)濟(jì)因素對(duì)選擇行為具有顯著影響，所以本章將非經(jīng)濟(jì)因素向量Oi納入方程，關(guān)注知識(shí)、態(tài)度、衛(wèi)生行為對(duì)支付意愿的影響程度。加入非經(jīng)濟(jì)因素后的方程如下：Pr［Vi（Yi，q1，SEi，εi）＞Vi（Yi，q0，SEi，εi）］=α0+a1Yi+α2SEi+α3Oi+εi（4.4）用Logit模型對(duì)（4.4）式進(jìn)行估計(jì)。令C滿足：Vi（Yi-C，q1，SEi，εi）=Vi（Yi，q0，SEi，εi）（4.5）則Ci=Ci（Yi，q1，q0，SEi，εi）為家庭i的最高支付意愿，假設(shè)支付意愿受到相關(guān)因素的線性影響，則支付意愿方程可表示為：Ci=β0+β1Yi+β2SEi+β3Oi+εi（4.6）由于樣本對(duì)于總體支付意愿的數(shù)據(jù)是刪失的，因此用Tobit模型估計(jì)。二實(shí)證結(jié)果（一）改廁意愿概率方程的估計(jì)本研究采用雙邊界二分法調(diào)查農(nóng)村居民的改廁支付意愿。雙邊界二分法并不直接詢問受訪者的支付意愿，而是給出投標(biāo)值，詢問不同投標(biāo)值下受訪者“愿意”或“不愿意”，以及通過測算不同投標(biāo)值與受訪者社會(huì)經(jīng)濟(jì)變量之間的函數(shù)關(guān)系，來推導(dǎo)受訪者的平均支付意愿。當(dāng)前，我國農(nóng)村改廁投入情況是政府補(bǔ)助300～400元，家庭出資400元，因此，我們在問卷中設(shè)置400元為中間值，最低值為200元，最高為800元。建立模型，回歸結(jié)果見表4-3。表4-3不同投標(biāo)值的Logit回歸結(jié)果續(xù)表表4-4不同投標(biāo)值的Logit回歸結(jié)果續(xù)表在分析中，筆者尤其關(guān)注健康知識(shí)、態(tài)度和行為等非經(jīng)濟(jì)因素對(duì)不同投標(biāo)值的影響程度。通過回歸發(fā)現(xiàn)，知識(shí)、態(tài)度和衛(wèi)生行為都是決定改廁意愿的重要因素。當(dāng)然，家庭收入、受訪者年齡、教育水平以及家庭負(fù)擔(dān)等也是決定改廁意愿的重要因素。1.健康知識(shí)、態(tài)度和個(gè)人衛(wèi)生行為對(duì)農(nóng)村居民改廁意愿概率的影響在7個(gè)回歸模型中，健康知識(shí)對(duì)改廁意愿都具有正向影響，換句話說，健康知識(shí)知曉程度越高，農(nóng)村居民改廁意愿概率就越大。這是因?yàn)榻】抵R(shí)水平越高，家庭就越了解廁所等環(huán)境衛(wèi)生設(shè)施對(duì)健康狀況的影響，居民改廁的意愿概率就越大。這一實(shí)證結(jié)果意味著，對(duì)農(nóng)村居民進(jìn)行環(huán)境衛(wèi)生知識(shí)方面的健康教育，可以提高農(nóng)村居民改廁意愿概率。環(huán)境衛(wèi)生態(tài)度也對(duì)環(huán)境衛(wèi)生設(shè)施改善意愿有正影響。環(huán)境衛(wèi)生態(tài)度是一個(gè)主觀變量，如前所述，詢問受訪者與收入、健康相比，環(huán)境衛(wèi)生在心中的重要性，滿分是10分，然后讓受訪者將10分在收入、健康、環(huán)境衛(wèi)生之間進(jìn)行分配，如果給環(huán)境衛(wèi)生3分，那么受訪者的環(huán)境衛(wèi)生態(tài)度就是3分。在不同改廁投標(biāo)值方程中，環(huán)境衛(wèi)生態(tài)度對(duì)改廁具有正向影響，即環(huán)境衛(wèi)生態(tài)度得分越高，農(nóng)村居民改廁意愿概率就越大，實(shí)證結(jié)果顯示，環(huán)境衛(wèi)生態(tài)度隨著投標(biāo)值的升高與改廁意愿呈“M”形關(guān)系。表4-3和表4-4顯示，當(dāng)改廁投標(biāo)值很低（200元）的時(shí)候，環(huán)境衛(wèi)生態(tài)度對(duì)改廁意愿的影響不顯著，但隨著改廁投標(biāo)值的上升，環(huán)境衛(wèi)生態(tài)度對(duì)改廁意愿的影響變得顯著，而且影響程度（即系數(shù)）逐漸增大；當(dāng)改廁投標(biāo)值增加到600元，態(tài)度對(duì)改廁意愿的影響達(dá)到最大，隨著改廁投標(biāo)值的進(jìn)一步提高，態(tài)度對(duì)改廁意愿的影響程度開始下降；當(dāng)改廁投標(biāo)值達(dá)到800元時(shí)，態(tài)度對(duì)改廁意愿的影響不顯著了?？梢姡r(nóng)村居民環(huán)境衛(wèi)生態(tài)度對(duì)其改廁意愿的影響隨著改廁成本的變化而變化。個(gè)人衛(wèi)生行為對(duì)農(nóng)村居民改廁意愿的影響也具有顯著的正效應(yīng)。我們用家庭打掃廁所的頻率作為個(gè)人衛(wèi)生行為的代理變量。把家庭打掃廁所的頻率作為分類變量，把每天打掃廁所作為“1”，每星期打掃一次、每個(gè)月打掃一次和不打掃分別是“2”“3”“4”，分析打掃廁所頻率對(duì)農(nóng)村居民改廁意愿有什么影響。表4-3和表4-4的分析結(jié)果顯示，個(gè)人衛(wèi)生行為對(duì)家庭改廁意愿具有顯著的正面影響。2.家庭改廁對(duì)改廁意愿概率的影響回歸結(jié)果顯示，家庭改廁情況對(duì)于改廁意愿具有非常顯著的正影響，這與Briscoe等（1990）對(duì)巴西農(nóng)村供水設(shè)施改善的研究結(jié)果一致，也就是說，已經(jīng)參加改廁的農(nóng)村居民不希望未來改廁的成本低于自己改廁成本，所以會(huì)具有更強(qiáng)的改廁意愿；而未參加改廁居民希望未來參加改廁的成本降低，所以改廁意愿相對(duì)較低。另外也說明，已經(jīng)改廁家庭體會(huì)到了衛(wèi)生廁所對(duì)其家庭環(huán)境衛(wèi)生的改變和給家庭成員健康改善帶來的益處，因此在問及改廁意愿時(shí)，更容易選擇改廁。從而可以說明，我國近十年的改廁項(xiàng)目明顯提高了農(nóng)村居民的改廁意愿。改廁項(xiàng)目應(yīng)該繼續(xù)進(jìn)行下去。3.收入、政府改廁投入、年齡等其他控制變量對(duì)改廁意愿概率的影響從計(jì)量結(jié)果可知，收入對(duì)農(nóng)村居民的改廁意愿具有正向影響。這表明收入越高的家庭，改廁的意愿越強(qiáng)。具體而言，對(duì)于不同改廁投標(biāo)值方程，收入對(duì)改廁意愿的影響不同，只有當(dāng)改廁投標(biāo)值達(dá)到一定水平時(shí)，收入對(duì)改廁意愿才有顯著的影響。從表4-3和表4-4的回歸結(jié)果看出，當(dāng)改廁投標(biāo)值達(dá)到400元及以上時(shí)，收入對(duì)農(nóng)村居民的改廁意愿具有顯著的正面影響，而改廁投標(biāo)值在400元以下時(shí)，收入并不是影響改廁意愿的因素，改廁意愿更多地被其他因素決定。以上回歸結(jié)果可以揭示出，設(shè)置一個(gè)合理的改廁投標(biāo)值，對(duì)于農(nóng)村居民的改廁意愿非常關(guān)鍵。如果將農(nóng)村居民改廁意愿設(shè)置為每戶400元時(shí)，收入水平就不是影響改廁意愿的主要因素。當(dāng)然，具體設(shè)置多少，還要根據(jù)農(nóng)村居民改廁支付意愿回歸方程決定。政府因素也是影響農(nóng)村居民改廁支付意愿概率的重要因素。根據(jù)調(diào)查區(qū)縣各級(jí)政府對(duì)農(nóng)村居民改廁的資金投入情況，各個(gè)區(qū)縣的政府投入都不同，為此我們以區(qū)縣為單位設(shè)置了政府改廁投入的資金作為政府因素的代理變量。表4-3和表4-4顯示，政府改廁投入的資金量并不是影響農(nóng)村居民改廁支付意愿的主要因素。受訪者年齡也是影響家庭改廁意愿的重要因素，不過年齡對(duì)改廁意愿的影響具有階段性，當(dāng)改廁投標(biāo)值是400元及以下時(shí)，年齡對(duì)改廁意愿具有負(fù)面影響，即年齡越小，越會(huì)選擇改廁；當(dāng)改廁投標(biāo)值在400元以上時(shí)，年齡對(duì)改廁意愿具有正面影響，即年齡越大，越會(huì)選擇改廁。另外，家庭負(fù)擔(dān)也是影響農(nóng)村居民改廁意愿的重要因素。家庭負(fù)擔(dān)我們用兩個(gè)變量衡量，一是用家庭是否有7歲以下小孩需要撫養(yǎng)，二是家庭是否有65歲以上老人需要贍養(yǎng)。從回歸結(jié)果可以看出，家庭負(fù)擔(dān)的確是影響改廁意愿的重要因素之一，家庭負(fù)擔(dān)越重，農(nóng)村居民的改廁意愿越低。還有受訪者的教育水平對(duì)改廁意愿也有正面影響。最后，回歸結(jié)果還表明，東部地區(qū)的農(nóng)村居民改廁的意愿高于中西部地區(qū)，這也一定程度上論證了我國目前改廁補(bǔ)貼政策的合理性。（二）改廁支付意愿數(shù)量方程的估計(jì)：Tobit模型在分析了農(nóng)村居民改廁意愿的狀況后，我們進(jìn)一步分析農(nóng)村居民改廁的支付意愿，同樣關(guān)注知識(shí)、態(tài)度和個(gè)人衛(wèi)生行為對(duì)農(nóng)村居民支付意愿的影響，當(dāng)然其他影響因素也是我們分析的重點(diǎn)。1.知識(shí)、態(tài)度和個(gè)人衛(wèi)生行為對(duì)支付意愿的影響認(rèn)知理論表明，人們獲得和利用信息的全部過程和活動(dòng)步驟為，首先要感知信息，然后認(rèn)同信息內(nèi)容，產(chǎn)生行為意愿，最后改變其行為。根據(jù)認(rèn)知理論，知識(shí)、態(tài)度和個(gè)人衛(wèi)生行為對(duì)農(nóng)村居民支付意愿的影響應(yīng)該綜合來看。從表4-5的回歸結(jié)果可以看出，健康知識(shí)知曉程度對(duì)改廁支付意愿具有顯著的正面影響，即健康知識(shí)知曉程度越高，改廁支付意愿越高，健康知識(shí)知曉程度每增加1%，則農(nóng)村居民的改廁支付意愿平均增加1.268%。說明健康知識(shí)知曉程度在提高農(nóng)村居民改廁支付意愿中具有重要作用。同樣，受訪者對(duì)環(huán)境衛(wèi)生的重視也提高了農(nóng)村居民的改廁支付意愿，而且比健康知識(shí)知曉程度對(duì)改廁支付意愿的邊際效應(yīng)要高很多，對(duì)環(huán)境衛(wèi)生的重視程度每提高1%，改廁支付意愿將提高21.768%；對(duì)于個(gè)人衛(wèi)生行為而言，其對(duì)居民改廁支付意愿也具有顯著的正影響，而且與健康知識(shí)知曉程度和態(tài)度相比，個(gè)人衛(wèi)生行為對(duì)改廁支付意愿的邊際影響最大，個(gè)人衛(wèi)生行為得分每增加1%，改廁支付意愿會(huì)提高29.273%。從上述回歸結(jié)果可知，健康知識(shí)、態(tài)度、行為對(duì)改廁支付意愿的邊際影響逐漸增大，可見，通過健康教育等宣傳活動(dòng)提高個(gè)人的健康知識(shí)知曉程度，提高個(gè)人對(duì)環(huán)境衛(wèi)生的重視程度，以此來改變個(gè)人衛(wèi)生行為，提高居民的改廁支付意愿，是非常有效的措施。表4-5改廁支付意愿Tobit模型回歸結(jié)果及邊際影響2.家庭改廁、收入、政府因素、年齡、家庭負(fù)擔(dān)等對(duì)改廁支付意愿的影響從回歸結(jié)果看，收入對(duì)農(nóng)村居民改廁支付意愿具有顯著的正影響，即收入每提高1%，改廁支付意愿提高0.001%，不過提高程度并不是很高。另外，政府改廁投入資金量、年齡、教育水平等對(duì)改廁支付意愿具有不顯著的正面影響。家庭負(fù)擔(dān)對(duì)改廁支付意愿具有不顯著的負(fù)面影響。對(duì)于家庭是否參加改廁對(duì)農(nóng)村居民改廁支付意愿的數(shù)量的影響最大，即家庭參加改廁比家庭沒有參加改廁的支付意愿要高91.715%，這與前面關(guān)于家庭改廁對(duì)農(nóng)村居民支付意愿概率的影響情況類似，都是由于改廁家庭體會(huì)到了衛(wèi)生廁所對(duì)其家庭環(huán)境衛(wèi)生的改變和給家庭成員健康改善帶來的益處，因此其支付意愿也更高。3.農(nóng)村居民改廁支付意愿研究農(nóng)村居民支付意愿的影響因素，是為了被測算調(diào)查地區(qū)農(nóng)村居民的平均支付意愿。根據(jù)回歸方程，我們可以得到支付意愿的擬合值以及顯著性水平（見表4-6），并且也可以測算出各地支付意愿值。表4-6顯示，農(nóng)村居民改廁支付意愿的平均值為425.69元，但這一平均值并不包括那些觀測不到其具體支付意愿的農(nóng)村居民，或者說，我們觀測不到改廁支付意愿低于200元以下居民的支付意愿，為此，需要進(jìn)一步測算，獲得全樣本的改廁支付意愿。從表4-6的測算結(jié)果可知，全樣本的改廁支付意愿擬合均值是365.30元，東部和中部、西部支付意愿擬合均值差距顯著，東部省份的支付意愿擬合均值最高，達(dá)到了587.09元，中部和西部的支付意愿差距不大，分別是252.67元和284.75元。表4-6支付意愿以及重要影響因素分地區(qū)描述統(tǒng)計(jì)大多數(shù)國內(nèi)文獻(xiàn)的分析結(jié)果顯示，改廁支付意愿和收入之間存在正相關(guān)關(guān)系，改廁支付意愿隨著收入的上升而上升。我們的研究結(jié)果證實(shí)了這一關(guān)系，各地農(nóng)村居民的改廁支付意愿與當(dāng)?shù)剞r(nóng)民人均純收入呈正相關(guān)關(guān)系。進(jìn)一步說明，收入是影響居民改廁支付意愿的重要因素。當(dāng)然，對(duì)其他影響因素的分析也發(fā)現(xiàn)，雖然西部省份的平均收入低于中部省份，改廁的比率也低于中部省份，但是環(huán)境衛(wèi)生態(tài)度、環(huán)境衛(wèi)生知識(shí)和環(huán)境行為的指標(biāo)都要高于中部省份，使得平均的支付意愿較高。這說明知識(shí)、態(tài)度和衛(wèi)生行為是國家規(guī)劃改廁項(xiàng)目資金投入決策中不可忽略的重要因素。4.農(nóng)村居民的改廁需求表4-7被調(diào)查地區(qū)農(nóng)村居民的改廁需求供需理論認(rèn)為，個(gè)人對(duì)某種產(chǎn)品或服務(wù)的需求越大，則出價(jià)越高，那么占個(gè)人收入的比重也越大。因此，我們用個(gè)人改廁支付意愿占當(dāng)?shù)剞r(nóng)民人均純收入比重衡量農(nóng)村居民的改廁需求（見表4-7）。從表4-7的計(jì)算結(jié)果可知，農(nóng)民人均純收入越低，改廁需求越大，改廁需求最大的是晉C橋坪村，農(nóng)村居民支付意愿占農(nóng)民人均純收入的22.08%。在調(diào)查中也發(fā)現(xiàn)，當(dāng)?shù)剞r(nóng)村居民的改廁積極性很高，會(huì)主動(dòng)要求改廁，還問當(dāng)?shù)卣裁磿r(shí)候輪到他們改廁。分省看，陜西省的農(nóng)民人均純收入最低，但是其改廁支付意愿占農(nóng)民人均純收入的比重高達(dá)7.27%，山西省為6.62%，而經(jīng)濟(jì)最發(fā)達(dá)的江蘇省，農(nóng)村居民改廁支付意愿占當(dāng)?shù)剞r(nóng)民人均純收入的比重為6.31%?？梢?，經(jīng)濟(jì)越不發(fā)達(dá)的地區(qū)，農(nóng)村居民對(duì)環(huán)境衛(wèi)生設(shè)施改善的需求越大。這說明對(duì)于農(nóng)村改廁，政府支持政策應(yīng)該傾向于貧困地區(qū)。第四節(jié)觀點(diǎn)及建議我國政府支持農(nóng)村改廁已經(jīng)連續(xù)開展了近20年，每年都投入大量的財(cái)力和物力，僅“十一五”期間，中央政府就投入了39.39億元，建造了1083萬戶無害化衛(wèi)生廁所，2010年農(nóng)村衛(wèi)生廁所普及率達(dá)到了67.43%。雖然從統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)看，我國衛(wèi)生廁所的普及率取得了很好的成績，但從現(xiàn)實(shí)情況看，衛(wèi)生廁所的使用率并不高。在實(shí)地調(diào)查中發(fā)現(xiàn)，很多衛(wèi)生廁所幾近廢棄，當(dāng)問到為什么不使用衛(wèi)生廁所時(shí)，得到的答案是廁所設(shè)施很容易損壞，無法再繼續(xù)使用，因此就轉(zhuǎn)向使用原來的非衛(wèi)生廁所。進(jìn)一步調(diào)查發(fā)現(xiàn)，廁所設(shè)施很容易損壞是因?yàn)樵诮ㄔ煨l(wèi)生廁所過程中使用了廉價(jià)產(chǎn)品，比如一個(gè)坐便器只有200元。深究其原因是當(dāng)前衛(wèi)生廁所建設(shè)更多是政府行為，而非個(gè)人行為，或者說我國在實(shí)施改廁項(xiàng)目時(shí)，并沒有深入了解農(nóng)村居民的改廁需求，而是一味地強(qiáng)調(diào)政府作用，忽視了個(gè)人需求，建造出一些質(zhì)量差、無法長期使用的衛(wèi)生廁所。為此，本章利用實(shí)地調(diào)查數(shù)據(jù)，深入研究了我國農(nóng)村居民環(huán)境衛(wèi)生改善的支付意愿，為今后的農(nóng)村改廁項(xiàng)目資金投入提供科學(xué)合理的實(shí)證依據(jù)。另外，目前對(duì)農(nóng)村改水項(xiàng)目的重視遠(yuǎn)超過改廁項(xiàng)目，因此改廁需求的文獻(xiàn)研究非常稀缺，這對(duì)于我們研究農(nóng)村改廁不僅是挑戰(zhàn)，也是機(jī)遇。為此，本章利用雙邊界支付意愿法調(diào)查了我國東、中、西部三省21村730戶農(nóng)村居民的改廁支付意愿，不僅獲得了不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的各地區(qū)農(nóng)村居民的改廁支付意愿，而且也研究了健康知識(shí)知曉程度、環(huán)境衛(wèi)生態(tài)度以及個(gè)人衛(wèi)生行為這些非經(jīng)濟(jì)因素對(duì)其改廁支付意愿的影響。上述研究不僅豐富了中國農(nóng)村改廁項(xiàng)目的研究文獻(xiàn)，也為國際研究增加了來自中國的證據(jù)。一主要結(jié)論本章通過實(shí)證分析，獲得以下幾點(diǎn)結(jié)論。第一，被調(diào)查地區(qū)農(nóng)村居民改廁的平均最高支付意愿是365元，這與當(dāng)前被調(diào)查地區(qū)農(nóng)村改廁成本相差甚遠(yuǎn)。本章通過研究獲得三個(gè)被調(diào)查地區(qū)農(nóng)村居民改廁的最高支付意愿是365元，而在實(shí)地調(diào)查過程中，我們進(jìn)一步了解并計(jì)算了雙甕漏斗式廁所和三格化糞池式廁所的建造成本分別是1300元和1600元左右?？梢?，農(nóng)村居民改廁的支付意愿和實(shí)際建造衛(wèi)生廁所的成本之間還有很大的差距，這部分差距需要政府提供支持。如果政府支持力度不夠，則會(huì)出現(xiàn)前面講的修建了一批質(zhì)量差、無法長期使用的衛(wèi)生廁所，這就是造成我國政府財(cái)政投入改廁效率低的主要原因。因此，沒有了解農(nóng)村居民的真實(shí)改廁支付意愿，造成目前雖然衛(wèi)生廁所的覆蓋率很高，但是新建的衛(wèi)生廁所質(zhì)量較差，無法長期使用，進(jìn)而造成政府財(cái)政投入的改廁效率低。第二，農(nóng)村居民改廁支付意愿的概率不僅僅是收入水平的體現(xiàn)，更重要的是知識(shí)、態(tài)度、個(gè)人衛(wèi)生行為的體現(xiàn)，這些非經(jīng)濟(jì)因素對(duì)農(nóng)村居民改廁支付意愿概率的影響非常顯著。本章的研究結(jié)果顯示，收入在改廁投標(biāo)值較高時(shí)對(duì)改廁意愿的影響比改廁投標(biāo)值較低時(shí)的影響更加顯著，因此當(dāng)改廁投標(biāo)值較低時(shí)，政府不可能通過繼續(xù)追加補(bǔ)貼來提高居民的改廁支付意愿概率。實(shí)證分析結(jié)果還顯示，對(duì)農(nóng)村居民進(jìn)行環(huán)境衛(wèi)生知識(shí)的健康教育可以顯著提高農(nóng)村居民的改廁支付意愿，進(jìn)而擴(kuò)大衛(wèi)生廁所的普及率和使用率。除了健康知識(shí)知曉程度外，居民對(duì)環(huán)境衛(wèi)生的態(tài)度也是影響其支付意愿高低的重要因素。本章通過比較收入、健康和環(huán)境衛(wèi)生在受訪者心中的重要性來反映居民對(duì)環(huán)境衛(wèi)生的態(tài)度。計(jì)量分析結(jié)果顯示，隨著投標(biāo)值的不斷升高，環(huán)境衛(wèi)生態(tài)度對(duì)居民改廁支付意愿具有越來越顯著的正向影響。不過，當(dāng)投標(biāo)值達(dá)到800元后，環(huán)境衛(wèi)生態(tài)度對(duì)居民改廁支付意愿的影響就變得不顯著了?？梢?，當(dāng)投標(biāo)值上升到一定高度后，居民改廁支付意愿更多受到收入等其他因素的影響。衛(wèi)生行為對(duì)居民改廁支付意愿也有顯著的正面影響。因此，由于健康知識(shí)知曉程度、環(huán)境衛(wèi)生態(tài)度和衛(wèi)生行為這些非經(jīng)濟(jì)因素對(duì)居民改廁支付意愿在不同改廁投標(biāo)值階段具有不同的影響程度，為了提高居民改廁支付意愿，應(yīng)該適當(dāng)發(fā)揮這些非經(jīng)濟(jì)因素對(duì)居民改廁支付意愿概率的提升作用。第三，雖然收入和改廁支付意愿之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，但是非經(jīng)濟(jì)因素會(huì)改變收入水平和改廁支付意愿之間這種簡單相關(guān)性。研究結(jié)果表明，被調(diào)查地區(qū)農(nóng)村居民的改廁支付意愿與當(dāng)?shù)剞r(nóng)民人均純收入呈正相關(guān)關(guān)系，但是加入健康知識(shí)知曉程度、環(huán)境衛(wèi)生態(tài)度和衛(wèi)生行為等這些非經(jīng)濟(jì)因素后發(fā)現(xiàn)，雖然西部地區(qū)的平均收入低于