鄭淋議，劉琦，錢文榮*

（1. 浙江大學中國農(nóng)村發(fā)展研究院，浙江 杭州 310058；2. Applied Economic and Management, Cornell University,Ithaca, New York 14850, USA）

進入現(xiàn)代社會以來，伴隨著經(jīng)濟社會的快速發(fā)展和人民生活水平的不斷提高，中國農(nóng)村生活垃圾問題日益嚴重[1-2]。自2010年起，中國早已成為世界上最大的垃圾生產(chǎn)國[3–5]，根據(jù)住建部相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)測算，2017年中國農(nóng)村生活垃圾產(chǎn)生量約為1.8億t，其中至少有0.7億t以上未作任何處理[6]。有研究指出，垃圾總量大和處理不科學的問題[7]，很大程度上歸因于農(nóng)村生活垃圾治理體系的落后[8]。為應對上述垃圾產(chǎn)生量巨大和處理能力不足的挑戰(zhàn)[9]，2015年住建部等部門發(fā)布《關(guān)于全面推進農(nóng)村垃圾治理的指導意見》，提出要因地制宜建立“村收集、鎮(zhèn)轉(zhuǎn)運、縣處理”的三級垃圾治理模式，全面治理農(nóng)村生活垃圾；2017年十九大報告則將“生態(tài)宜居和治理有效”作為鄉(xiāng)村振興的重要任務；2018年中央將污染防治作為三大攻堅戰(zhàn)之一，并倡導構(gòu)建全民共治的污染治理體系。不過，農(nóng)村生活垃圾治理屬于公共產(chǎn)品供給范疇[10]，具有較強的正外部性和公共服務性[11]，完全由政府部門供給可能導致供給不足或使用過度，而作為生活垃圾治理直接受益者的農(nóng)村居民[12]，他們對環(huán)境的行為選擇直接影響乃至決定著垃圾治理的績效[13]。從各國實踐來看，政府向農(nóng)村居民收取一定的垃圾治理費用，既是發(fā)達國家農(nóng)村生活垃圾治理的常用手段[14-15]，也是發(fā)展中國家治理農(nóng)村生活垃圾的有效舉措[16]。

盡管中央相關(guān)文件出臺以后，越來越多的學者關(guān)注農(nóng)村生活垃圾治理問題，但關(guān)于農(nóng)戶生活垃圾治理支付意愿的專題研究，總體較少[17-18]。從研究范圍來看，已往研究多限于一省之內(nèi)，缺乏不同省份之間的比較分析，難以把握現(xiàn)階段農(nóng)戶生活垃圾治理支付意愿的大致水平和農(nóng)戶生活垃圾治理支付意愿的區(qū)域差異；從研究內(nèi)容來看，現(xiàn)有研究多局限于探討農(nóng)戶是否愿意支付的影響因素，鮮有學者關(guān)注其決定因素的作用機制，作為核心因素的家庭支出和環(huán)保意識也都未曾考慮；從研究方法來看，現(xiàn)有的實證研究多采用二元離散選擇模型，比如在研究“支付意愿”的影響因素時，被解釋變量被以“支付意愿的有無”來衡量，從理論上講，由于生活垃圾治理屬于公共品供給的范疇，人居環(huán)境改善具有極強的正外部性，農(nóng)戶不存在是否愿意支付的存在性問題，更多體現(xiàn)的是支付多少的程度性問題。從實際調(diào)研來看也是如此，農(nóng)戶或多或少都愿意支付一定的費用。因此，對于農(nóng)村公共產(chǎn)品的供給采用二元離散選擇模型，方法選擇可能不當，估計的結(jié)果也可能有偏。

鑒于此，本文將使用2016年收集的來自中國山東聊城、安徽蕪湖和重慶武隆三地430戶農(nóng)戶的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，分析現(xiàn)階段農(nóng)戶生活垃圾治理支付意愿及其主要影響因素的區(qū)域差異，在此基礎(chǔ)之上運用多元有序Probit模型，實證檢驗收支水平和環(huán)保認知等因素對農(nóng)戶生活垃圾治理支付意愿的影響，探索提升農(nóng)村生活垃圾治理績效的有效舉措，以期為打贏農(nóng)村污染防治攻堅戰(zhàn)和建設生態(tài)宜居的美麗鄉(xiāng)村提供參考依據(jù)。

1 理論分析

農(nóng)戶生活垃圾治理的支付意愿具有內(nèi)在特殊性：一方面，無論是對于任何經(jīng)濟品，支付意愿天然受到來自家庭收入或支出等經(jīng)濟因素的影響，體現(xiàn)著產(chǎn)品供給的支付意愿共性；另一方面，在環(huán)境保護領(lǐng)域，農(nóng)戶生活垃圾治理又明顯與農(nóng)戶環(huán)保認知等非經(jīng)濟因素自然相關(guān)，體現(xiàn)著農(nóng)戶生活垃圾治理的支付意愿特性。因此，關(guān)于農(nóng)戶生活垃圾治理支付意愿的影響機理分析很有必要從經(jīng)濟狀況和環(huán)保認知兩方面入手。

1.1 經(jīng)濟狀況與支付意愿

農(nóng)戶的支付能力很大程度上取決于家庭經(jīng)濟狀況，而支付能力又決定了支付意愿的有無或多寡。經(jīng)濟狀況是影響居民環(huán)境改善支付意愿的最為關(guān)鍵的因素，家庭收入水平正向地影響農(nóng)戶的支付意愿[18-19]。不過，上述研究的結(jié)論主要是基于同一區(qū)域的調(diào)研實證得出，不同區(qū)域是否具有同樣的效應還有待驗證，因為村域內(nèi)的交通、垃圾箱等基礎(chǔ)設施建設可能在這之中也起著非常重要的作用[20-21]。比如經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)政府有能力提供上述公共產(chǎn)品，那么這可能意味著當?shù)剞r(nóng)戶并無必要有較高的支付意愿，而經(jīng)濟落后地區(qū)，政府無力供給公共產(chǎn)品，環(huán)境污染嚴重引發(fā)的迫切需求可能會進一步引致農(nóng)戶較高的支付意愿等[22]。

此外，現(xiàn)有大多數(shù)研究只是考慮了家庭收入水平而忽略了家庭支出水平。實質(zhì)上，支付意愿體現(xiàn)著未來的預期，顯示著微觀經(jīng)濟主體對未來行為選擇所支付的價格，它既受來自家庭收入水平的影響，也可能通過家庭支出發(fā)生作用。一方面，家庭支出可能通過生活垃圾量的傳導正向影響支付意愿，因為家庭支出越多，產(chǎn)生的生活垃圾也可能越多，從而對生活垃圾治理服務有著更高的需求。另一方面，支付意愿構(gòu)成未來家庭支出的組成部分，未來生活垃圾方面支出的增多也可能影響到農(nóng)戶整體的效用水平，即如果縮減其他生活開支以支付生活垃圾費用所帶來的環(huán)境改善效用低于其他生活開支所帶來的效用，那么農(nóng)戶的支付意愿可能被高估。

1.2 環(huán)保認知與支付意愿

環(huán)保認知是環(huán)境改善支付意愿非常重要的非經(jīng)濟因素。一項基于全國90村的調(diào)查數(shù)據(jù)的數(shù)據(jù)顯示，僅15%左右的農(nóng)民愿意依靠個人努力來改善農(nóng)村人居環(huán)境，這一定程度上從側(cè)面反映了農(nóng)戶環(huán)保認知較低是造成當前農(nóng)村垃圾污染的一個重要原因[13]。從現(xiàn)有研究來看，目前還未發(fā)現(xiàn)環(huán)保認知對支付意愿起負向作用的報道，當然，現(xiàn)實中也有可能存在環(huán)保認知較高的農(nóng)戶愿意支付很少的情況，尤其是經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)或經(jīng)濟落后地區(qū)，大部分以環(huán)保方式自覺地處置生活垃圾，比如在傳統(tǒng)的垃圾循環(huán)利用模式中，生活垃圾絕大部分可以堆肥、漚肥或直接還田的形式進入自然循環(huán)系統(tǒng)[23]。此外，環(huán)保認知對生活垃圾支付意愿的影響也可能因文化程度的不同而產(chǎn)生差異，部分研究也已證明環(huán)保認知和文化程度均正向影響環(huán)境改善的支付意愿[22,24]。

2 研究方法

2.1 模型設定

本文以農(nóng)戶生活垃圾治理的支付意愿（Willingness to Pay）為因變量，研究一組自變量如何影響農(nóng)戶的支付意愿價格。通過對農(nóng)戶生活垃圾治理的支付意愿進行分檔賦值，形成了以分類數(shù)據(jù)為主的三類離散數(shù)據(jù)（即一檔次，10元/(人·a)以下；二檔次，10～20元/(人·a)；三檔次，20元/(人·a)以上）。在分析離散選擇問題時，采用有序Logit模型（Ordered Logit Model）和有序 Probit模型（Ordered Probit Model）較為理想，相較于后者，前者假設更為嚴格，即需要滿足比例優(yōu)勢假設（the proportional odds assumption），即從一個序次類別到另一個序次類別之間，自變量的系數(shù)應完全相同。已有研究表明，Logit模型和Probit模型在進行結(jié)果估計時差別不大[25]，具體選擇什么模型大多取決于研究者偏好。在假設農(nóng)戶支付意愿滿足正態(tài)分布的前提下，本文計量模型選擇有序Probit模型[26]，具體形式為：

y*不可觀測，其選擇規(guī)則為：

式中：r0≤r1≤r2為待估參數(shù)，稱為“切點”（cutoff points），在估計結(jié)果中分別為CUT1和CUT2。y表示樣本農(nóng)戶的支付意愿，X表示影響支付意愿的系列自變量，β表示自變量系數(shù)，ε為隨機誤差項。

2.2 變量選取

除了機理分析中提到的兩大核心自變量外，為提高回歸結(jié)果的可信度，參照已有文獻，本文還將引入系列人口學社會學特征。首先是常規(guī)的人口學特征，比如性別、年齡、文化程度和職業(yè)等[24]；其次，家庭人口數(shù)和垃圾產(chǎn)生量[27]既可能與家庭經(jīng)濟狀況相關(guān)，又可能影響農(nóng)戶生活垃圾治理的支付意愿，因此也有必要將上述家庭特征作為控制變量；此外，生活垃圾治理屬于公共服務供給的范疇，硬化公路和固定垃圾點與環(huán)保教育的設置分別反映了“硬件”和“軟件”設施的供給狀況[28]，無論是對支付意愿還是經(jīng)濟狀況都可能有影響，因此也納入控制變量；最后，考慮到地區(qū)差異，有必要引入地區(qū)虛擬變量。具體的變量定義和統(tǒng)計特征見表1。

2.3 數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)來自課題組成員于2016年暑假期間對山東省聊城市東昌府區(qū)、安徽省蕪湖縣和重慶市武隆縣3個區(qū)（縣）的實地調(diào)研。調(diào)研抽樣采用分層抽樣與簡單隨機抽樣相結(jié)合的方式。三個樣本地區(qū)分別位于中國東、中、西部省份，“戶集、村收、鎮(zhèn)運、城區(qū)處理”的農(nóng)村生活垃圾治理體系完善程度和經(jīng)濟發(fā)展水平大致呈現(xiàn)自東向西的遞減趨勢，可排除空間層面的內(nèi)生性和可體現(xiàn)調(diào)研數(shù)據(jù)的變異性，因此，調(diào)研區(qū)域選擇具有一定代表性。

所有問卷由調(diào)查者采用一對一的問答方式或被調(diào)查者填寫、調(diào)查者協(xié)助的方式完成。問卷主要內(nèi)容包括個人信息、家庭情況、家庭生活垃圾情況、所在村莊公共產(chǎn)品提供情況、農(nóng)戶環(huán)保認知等社會經(jīng)濟特征。課題組共發(fā)放問卷475份，剔除未能回收和數(shù)據(jù)不完整問卷45份無效樣本后，最終獲得430份有效問卷，有效回收率為90.5%。其中，東昌府區(qū)發(fā)放200份，有效問卷183份；蕪湖縣發(fā)放130份，有效問卷126份；武隆縣發(fā)放145份，有效問卷121份。

表1 變量定義、賦值及描述性統(tǒng)計Table 1 Variable de finitions, assignments, and descriptive statistics

3 結(jié)果與分析

3.1 農(nóng)戶支付意愿的區(qū)域差異分析

農(nóng)戶生活垃圾治理支付意愿是農(nóng)戶生活垃圾治理績效的重要表征。為便于數(shù)據(jù)列聯(lián)分析，根據(jù)預調(diào)研的初步判斷，參考葛繼紅等[29]關(guān)于農(nóng)戶環(huán)保支付意愿水平的研究，并結(jié)合最終數(shù)據(jù)的樣本分布，我們嘗試將三個地區(qū)農(nóng)戶生活垃圾治理的支付意愿水平分為3個檔次（表2）。總體而言，三個地區(qū)59.07%的樣本農(nóng)戶傾向于支付10～20/(人·a)的生活垃圾治理費用。具體來看，三個地區(qū)農(nóng)戶生活垃圾治理的支付意愿存在區(qū)域差異，大致呈現(xiàn)自東向西的遞減趨勢，以10元/(人·a)以下為例，自東向西分別為13.12%、17.46%和50.41%。進一步看，加總后兩個選項，明顯可以得知三個地區(qū)中，山東聊城最高，為86.88%；安徽蕪湖次之，為82.54%；重慶武隆最低，為49.59%，西部農(nóng)戶的支付意愿遠低于東中部地區(qū)。

農(nóng)村生態(tài)環(huán)境的改善離不開農(nóng)戶自覺的環(huán)保行為，而環(huán)保認知對其環(huán)保行為具有重要作用。從樣本農(nóng)戶“對他人亂丟垃圾的看法”來看（表2），總體上他們的環(huán)保認知都不是很高，持“無所謂”態(tài)度的受訪者比例幾乎占樣本總數(shù)的一半（48.84%），而持“強烈態(tài)度”的受訪者比例僅為18.60%。具體來看，環(huán)保認知強度大致也呈自東向西遞減分布，無論是比較第一選項，還是加總后兩個選項作比較，山東聊城和安徽蕪湖農(nóng)戶的環(huán)保認知都較重慶武隆要高。

收入和支出是反映農(nóng)戶家庭經(jīng)濟狀況的核心變量，同時也是影響農(nóng)戶支付意愿決策的關(guān)鍵因素。無論是從農(nóng)戶年均總收入還是從農(nóng)戶年均總支出，三個地方的家庭經(jīng)濟狀況大致反映了自東向西遞減的特征（表3）?？傮w來看，山東聊城最為發(fā)達，農(nóng)戶年均收支均位居首位，分別為50 234元和38 083元；而安徽蕪湖和重慶武隆農(nóng)戶年均收入差別不大，為1 188元，但后者的農(nóng)戶年均支出水平較前兩者都相差較遠，低10 000元左右。同時，可以明顯看出的是，安徽蕪湖的貧富差距較其他兩地而言，相對較小，農(nóng)戶年均收支水平的波動幅度都在20 000元以內(nèi)，而其他兩地農(nóng)戶年均收入的波動幅度均在30 000元左右。

表2 農(nóng)戶生活垃圾治理支付意愿與環(huán)保認知占比（%）Table 2 Percentage of farmers’ WTP for household waste management and their awareness of environmental protection (%)

表3 樣本農(nóng)戶年均收支情況（元）Table 3 Average annual income and expenditure of the surveyed farmers (Yuan)

3.2 農(nóng)戶支付意愿的影響因素分析

本文應用stata15.0軟件并采用不同模型進行實證研究，總體而言，有序Probit模型的估計效果良好，偽R2均在5%以上，似然比檢驗卡方值也通過檢驗，且每個模型均在1%的水平上整體顯著，說明模型設定較為合理。為判斷估計結(jié)果是否具有穩(wěn)健性，在控制地區(qū)虛擬變量之后，首先單獨使用家庭支出變量或家庭收入變量和環(huán)保認知對農(nóng)戶生活垃圾支付意愿進行回歸，分別得到模型1和模型2（表4）；其次，考慮到收入和支出具有較高的相關(guān)性，舍棄其中任何一個變量都會導致遺漏變量偏誤，從而產(chǎn)生內(nèi)生性問題，因此，嘗試同時將兩者納入方程實證檢驗是否存在多重共線性而引起變量不顯著的問題，得到模型3（表4）；然后，分別在模型1和模型3的基礎(chǔ)之上，各自加入包括個體特征、家庭特征和公共產(chǎn)品特征等系列控制變量，得到模型4和模型5（表5）；最后，在模型5的基礎(chǔ)上加入相關(guān)交互項，得到模型6（表5）。

表4 農(nóng)戶生活垃圾治理支付意愿回歸結(jié)果（未加控制變量）Table 4 Regression results of farmers’ WTP for household waste management without control variable

1）經(jīng)濟狀況對農(nóng)戶生活垃圾治理支付意愿的影響分析。首先，關(guān)注農(nóng)戶家庭收入對支付意愿的影響。計量結(jié)果顯示，在未加任何交互項之前，無論是否加入系列控制變量（見模型2和模型4），單獨使用收入變量對農(nóng)戶支付意愿回歸，它們均通過1%的顯著性水平檢驗，且作用方向均為正向，與已有研究[11-12]保持高度一致。這意味著，收入水平?jīng)Q定支付能力，農(nóng)戶家庭收入越高，就越可能愿意支付更多的垃圾治理費用。其次，關(guān)注家庭支出對農(nóng)戶支付意愿的影響。以模型1為例，支出變量對農(nóng)戶的支付意愿有正向影響，并且通過了1%的顯著性水平檢驗。進一步地，無論是否加入控制變量和交互項（見模型5和模型6），支出變量依然起著正向作用且系數(shù)變化微小，可見“家庭開支越大，農(nóng)戶支付意愿就越強”的結(jié)論具有穩(wěn)健性。最后，關(guān)注將收入和支出兩個經(jīng)濟變量同時納入模型之后的變化。從模型3、模型5和模型6可以看出，無論是否加入系列控制變量，收入變量的符號方向、大小以及顯著性都發(fā)生急劇變化，其值減小變?yōu)樨撓虿伙@著。與之相反的是，支出變量依然統(tǒng)計顯著，且其值略有增大，這表明兩者確實存在多重共線性。

2）環(huán)保認知對農(nóng)戶生活垃圾治理支付意愿的影響分析。整體來看，環(huán)保認知始終正向顯著影響農(nóng)戶的支付意愿。在加入環(huán)保認知與文化程度的交互項之前，環(huán)保認知變量系數(shù)一直穩(wěn)定在0.17左右，且均通過10%的顯著性水平檢驗，這與預期結(jié)果相符。不過，文化程度無論是在經(jīng)濟意義上還是在統(tǒng)計意義上均不顯著（見模型4和模型5），這與楊金龍[13]的研究結(jié)論不盡一致，認為環(huán)保意識和文化程度均正向顯著影響農(nóng)戶生活垃圾治理行為。因此，有必要關(guān)注變量設置上的差異，與本研究不同，楊金龍的研究將文化程度的上限設置為初中水平以上，同時他通過“隨意亂丟垃圾”行為的頻率來反映環(huán)保認知。結(jié)合表1，“文化程度”的均值為2.36，標準差為1.01，多數(shù)受訪者大致為小學初中水平，可見沒有體現(xiàn)出變量的變異度，從而導致結(jié)果不顯著可能是重要原因。不過，接受教育是環(huán)保認知養(yǎng)成的重要途徑之一，已往研究幾乎都沒關(guān)注在環(huán)保認知與文化程度之間是否存在交互效應，因此也有必要設置兩者的交互項而加以實證檢驗。從模型6的回歸結(jié)果來看，加入交互項之后，文化程度變?yōu)檎蝻@著，而且環(huán)保認知的統(tǒng)計顯著性和經(jīng)濟顯著性都明顯增加，交互效應也是在5%的顯著性水平上負向顯著。可見，兩者確實存在交互效應，且環(huán)保認知對農(nóng)戶支付意愿的影響隨著文化程度的提高而降低，這意味著環(huán)保意識是長期養(yǎng)成的，在這個過程中早期教育或基礎(chǔ)性教育尤為重要，接受教育對環(huán)保認知的養(yǎng)成而言存在“邊際收益遞減”。

表5 農(nóng)戶生活垃圾治理支付意愿回歸結(jié)果（已加控制變量）Table 5 Regression results of farmers’ WTP for household waste management with control variable

3）控制變量對農(nóng)戶生活垃圾治理支付意愿的影響分析。除核心自變量對農(nóng)戶生活垃圾治理的支付意愿有影響之外，其他控制變量也有著重要的作用。在個體特征層面，年齡、性別和職業(yè)均在10%的顯著性水平上通過統(tǒng)計檢驗，其中，職業(yè)為正向顯著影響，而年齡和性別為負向顯著。可能的解釋是，非農(nóng)職業(yè)相較于務農(nóng)而言，其自身所內(nèi)含的經(jīng)濟實力、社會見識和公共精神可能起著正向作用；隨著年齡的增加，受訪者的支付能力越弱，他們也可能更加依賴于政府[30]，因此支付意愿也相對較弱，而女性與男性相比，盡管在經(jīng)濟實力上可能不如男性，但因為這里考察的是支付意愿而非實際的支付行為，作為家庭主婦，日常垃圾處理主要由她們負責[31]，故而其支付意愿比男性更高。在家庭特征方面，家庭人口數(shù)和每日生活垃圾產(chǎn)生量均不顯著。在公共產(chǎn)品特征方面，固定垃圾點在1%的顯著性水平上負向顯著，對農(nóng)戶的支付意愿具有“抑制”作用，但硬化公路變量不顯著，從表1得知，除了大多數(shù)村莊（73%）均有硬化公路外，這意味著，一方面在公共設施供給中，是否有固定垃圾點比是否有硬化公路對農(nóng)戶生活垃圾支付意愿的影響更為直接；另一方面，相較于有固定垃圾點的村莊，村莊沒有固定垃圾點的農(nóng)戶可能顧慮到還要額外支付初期垃圾設施提供的費用，故而其支付意愿表現(xiàn)得更高。此外，盡管82%左右（表1）的村莊進行了環(huán)保教育，但環(huán)保教育在這里并不顯著，這表明農(nóng)村宣傳、培訓等環(huán)保教育并未深入人心，有必要創(chuàng)新環(huán)保教育的內(nèi)容和形式。

4 結(jié)論與政策啟示

4.1 結(jié)論

隨著居民收入水平的不斷提高，農(nóng)戶愈加重視生態(tài)環(huán)境的保護。研究表明，山東、安徽和重慶三地農(nóng)戶生活垃圾治理的支付意愿及其核心影響因素都存在區(qū)域差異，大致呈現(xiàn)自東向西的遞減趨勢，反映了經(jīng)濟發(fā)展水平和環(huán)境保護需求是基本一致的，在經(jīng)濟發(fā)展過程中，環(huán)境保護也不可或缺。不過，總體而言，目前中國農(nóng)戶生活垃圾治理的支付意愿水平仍然較低，59.07%的樣本農(nóng)戶只愿意支付10～20元/(人·a)，而且經(jīng)濟最不發(fā)達的重慶武隆傾向于支付10元/(人·a)以下的農(nóng)戶比例也達到了50.41%，可見農(nóng)村生活垃圾治理任重道遠，如何加強政府與農(nóng)戶的利益聯(lián)結(jié)，從而調(diào)動更多農(nóng)戶參與生活垃圾治理的積極性是未來研究的可行方向。

收支水平和環(huán)保認知是農(nóng)戶生活垃圾治理非常重要的經(jīng)濟和非經(jīng)濟因素。無論是收入還是支出，亦或是環(huán)保認知，均對農(nóng)戶的支付意愿有正向顯著的影響，在經(jīng)濟社會發(fā)展過程中，既要促進農(nóng)民家庭經(jīng)濟增收，也要促進農(nóng)民環(huán)保意識提高。當然，對于生活垃圾治理而言，特定條件下經(jīng)濟因素和環(huán)保因素那種更為重要值得進一步探究。此外，環(huán)保認知對農(nóng)戶生活垃圾支付意愿的影響隨著文化程度的提高而降低，農(nóng)戶的環(huán)保意識是早期養(yǎng)成的，后期受教育的影響越來越弱。因此，加強兒童早期環(huán)保教育，對于他們環(huán)保意識的養(yǎng)成具有重要意義。

同樣較有意義的結(jié)論還有，女性相比于男性，它們的支付意愿更高，在生活垃圾的治理過程中，女性的作用也不應該被忽視。不同于沒有固定垃圾點的村莊，有固定垃圾點村莊的農(nóng)戶支付意愿更低，表明固定垃圾點的已有供給對農(nóng)戶支付意愿的可能存在“抑制”作用，固定垃圾點的大部分開支應主要由政府財政提供，政府應在公共產(chǎn)品供給領(lǐng)域占據(jù)主導地位。

4.2 政策啟示

第一，不同區(qū)域農(nóng)戶支付意愿及其影響因素存在差異，這表明宏觀層面的公共環(huán)保政策設計不能“一刀切”。農(nóng)村生活垃圾治理應該遵循因地制宜和因地施策的原則，在經(jīng)濟不發(fā)達地區(qū)要主動承擔固定垃圾點等公共產(chǎn)品的供給費用；在經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)要更加重視人居環(huán)境改善，適當收取生活垃圾治理費用，建立政府與農(nóng)民之間關(guān)于環(huán)境保護的利益聯(lián)結(jié)，逐步完善“村收集、鎮(zhèn)轉(zhuǎn)運、縣處理”的三級垃圾治理體系。

第二，生活垃圾治理體系建設應當充分考量當?shù)剞r(nóng)村居民收入水平和環(huán)保認知水平，處理好經(jīng)濟發(fā)展與生態(tài)環(huán)境保護的關(guān)系。農(nóng)民經(jīng)濟增收和環(huán)保意識提高兩大目標應當協(xié)同推進，對于環(huán)保意識而言，尤其要重視早期教育對環(huán)保認知養(yǎng)成的基礎(chǔ)性作用，從娃娃抓起，加強農(nóng)村兒童環(huán)保教育。

第三，農(nóng)村婦女在生活垃圾治理過程中的作用不應被忽視。事實上，在中國農(nóng)村，大部分家庭婦女承擔日常生活垃圾處置的任務。因此，對于農(nóng)村生活垃圾治理，政府在承擔公共產(chǎn)品供給的同時，尤其要發(fā)揮女性參與農(nóng)村公共環(huán)保事務的積極性，真正構(gòu)建全民共治的污染治理體系，堅決打好污染防治攻堅戰(zhàn)，建設生態(tài)宜居的美麗鄉(xiāng)村。

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