田祥淼

（湖南省石門縣羅坪鄉(xiāng)人民政府，湖南石門 415300）

1 引言

垃圾分類處理一直是全球研究的熱點(diǎn)和難點(diǎn)，垃圾如果不進(jìn)行有效處理，不僅會影響居住環(huán)境、造成資源浪費(fèi)和提高處理成本，而且會造成大氣污染、水體污染和土壤污染等，進(jìn)而影響居民的健康［1-4］。前些年，我國生活垃圾基本上都是采取混裝填埋等方式處理，既不符合環(huán)境友好型社會的發(fā)展要求，也容易導(dǎo)致更多的二次環(huán)境污染。近年來，我國從法律、政策等方面開展了城市生活垃圾源頭分類工作，取得了一定的成績和經(jīng)驗(yàn)，但與預(yù)期目標(biāo)仍有一定的差距［5-8］。

自鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實(shí)施以來，農(nóng)村人居環(huán)境整治中的生活垃圾源頭分類處理已成為當(dāng)前的研究熱點(diǎn)［9-10］。農(nóng)村生活垃圾產(chǎn)生量大，處理方式不科學(xué)，嚴(yán)重破壞了當(dāng)?shù)丨h(huán)境，也影響了居民的身體健康，降低了居民的生活滿意度與幸福感［9］。大力推進(jìn)鄉(xiāng)村生活垃圾源頭分類治理，不能只靠政府，更要依靠群眾的自覺參與。雖然鄉(xiāng)村生活垃圾源頭分類治理與城市相比難度大，但其意義重大，不能忽視。近年來，全國各地農(nóng)村對生活垃圾源頭分類進(jìn)行了積極探索，有的治理模式取得不錯的運(yùn)行效果［11-12］，但各地不能生搬硬套，因?yàn)槲覈l(xiāng)村地理環(huán)境、氣候、人文、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、生活習(xí)慣、傳統(tǒng)處理方式相差較大。因此，只有因地制宜、精準(zhǔn)施策，制定合乎實(shí)際的源頭分類措施、轉(zhuǎn)運(yùn)機(jī)制、運(yùn)營模式等，才能保證長效運(yùn)行［13-14］。

大量研究表明，鄉(xiāng)村生活垃圾分類治理只有讓公眾真正參與進(jìn)來，才能從根本上解決這一難題［15-16］。在公眾的較高參與意愿以及不愿參與情形下，政策和機(jī)制的建立與完善，對于鄉(xiāng)村垃圾源頭分類治理至關(guān)重要［17-18］。本研究從公眾參與的角度，針對邊遠(yuǎn)山區(qū)的湖南省石門縣羅坪鄉(xiāng)，通過問卷調(diào)查法考察當(dāng)?shù)鼐用裥詣e、年齡、學(xué)歷、垃圾分類認(rèn)知、基礎(chǔ)設(shè)施等因素，基于條件價(jià)值評估法（Contingent Valuation Method，CVM）對公眾的參與生活垃圾分類、個人支付和獎懲約束激勵意愿進(jìn)行評估，研究結(jié)果對同類型地區(qū)制定切合實(shí)際的政策具有現(xiàn)實(shí)意義。

2 羅坪鄉(xiāng)垃圾分類處理現(xiàn)狀

羅坪鄉(xiāng)各村區(qū)的生活垃圾年產(chǎn)生量如圖1 所示，各村區(qū)生活垃圾年產(chǎn)生量在25～207 t 之間，平均值為81.9 t，全鄉(xiāng)產(chǎn)生量為1 064.8 t。生活垃圾主要由廚余垃圾、不可回收垃圾和可回收垃圾組成，占比分別為70.0%，18.7%和11.3%。該鄉(xiāng)生活垃圾處理采用“組保潔－村收集－鄉(xiāng)轉(zhuǎn)運(yùn)－縣處理”的模式，居民自行投放至垃圾集中點(diǎn)后，鄉(xiāng)鎮(zhèn)轉(zhuǎn)運(yùn)至填埋場進(jìn)行最終處理。在實(shí)際運(yùn)行中，該鄉(xiāng)的廚余垃圾基本上喂畜禽，部分不可回收垃圾如白色垃圾袋被焚燒，距離垃圾集中點(diǎn)較遠(yuǎn)的居民生活垃圾基本自行處理，主要是就地焚燒和隨意填埋2 種處理方式。

圖1 羅坪鄉(xiāng)各村區(qū)生活垃圾年產(chǎn)生量

3 研究范圍

本研究采用隨機(jī)問卷調(diào)查法，下村入戶填寫有關(guān)問卷，研究范圍覆蓋羅坪鄉(xiāng)13 個村區(qū)，問卷數(shù)量分布如下：大房峪村8 戶，六房峪村7 戶，芭棟村7戶，大龍坪村7 戶，何家峪村10 戶，紅魚溪村7 戶，藍(lán)公田村7 戶，栗子坪村15 戶，寨婭村16 戶，長梯隘村9 戶，重慶峪村10 戶，安溪社區(qū)12 戶，羅家坪社區(qū)12 戶，共127 戶。

4 研究方法

4.1 問卷設(shè)計(jì)

本研究的問卷組成如下：（1）個人基本信息，包括居民的性別、年齡和學(xué)歷；（2）家庭戶垃圾產(chǎn)生情況，包括垃圾產(chǎn)生量和組成、可回收垃圾產(chǎn)生量；（3）垃圾分類認(rèn)知，包括垃圾分類知曉自評、有毒垃圾自評、對垃圾分類的態(tài)度；（4）垃圾分類行為自評，包括垃圾是否分類處理、分類處理的方式；（5）垃圾分類基礎(chǔ)設(shè)施評價(jià)，包括家庭有無分類垃圾桶、有無垃圾集中收集點(diǎn)、收集點(diǎn)距離；（6）垃圾分類支付和貢獻(xiàn)意愿，包括支付意愿和金額，監(jiān)督意愿和貢獻(xiàn)意愿；（7）對垃圾分類獎懲機(jī)制的態(tài)度，包括對直接獎懲和間接獎懲的態(tài)度。

4.2 評估方法

條件價(jià)值評估法是指通過問卷調(diào)查等形式，根據(jù)受訪者對資源、環(huán)境等公共產(chǎn)品和服務(wù)等的態(tài)度，來獲取其支付意愿（Willingness to Pay，WTP）值或可接受（Willingness to Accept，WTA）值［19-21］。在實(shí)際評估過程中，通常采用二分式Logistic 和多元線性回歸模型，前者主要研究調(diào)查的因素對研究目標(biāo)的影響程度，而后者則研究調(diào)查因素對支付金額大小等的影響大小。為研究樣本戶的垃圾分類支付意愿及不同因素對其影響程度，對有關(guān)特征信息進(jìn)行變量賦值（見表1），將定性的數(shù)據(jù)進(jìn)行定量的轉(zhuǎn)化［22-23］。

表1 樣本戶受訪者信息變量賦值

5 羅坪鄉(xiāng)垃圾分類影響因素及支付意愿

5.1 樣本戶基本特征

127 份有效問卷的統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果如下：（1）男女比例較為均衡，其中，男性占比59.1%，女性占比40.9%。（2）平均年齡為52.9 歲，老齡化現(xiàn)象嚴(yán)重，符合客觀實(shí)際。18 歲以下占2.4%，19～30 歲占6.3%，31～40 歲占10.2%，41～50 歲占26.0%，51～60 歲占23.6%，61 歲及以上占31.5%。（3）整體文化程度比較低，初中及以下占72.4%，高中占19.7%，專科占3.2%，本科及以上占4.7%。（4）戶均人口為3.5 人，其中1～2人占21.3%，3～4 人占55.9%，5～7 人占22.8%。（5）剔除3 份問卷，垃圾產(chǎn)生量為0.2 kg/（人·d），＜0.1 kg/（人·d）占37.1%，0.1～0.2 kg/（人·d）占31.5%，0.2～0.3 kg/（人·d） 占19.4%，0.3～0.4 kg/（人·d）占4.8%，0.4～0.5 kg/（人·d）占4.0%，＞0.5 kg/（人·d）占3.0%。（5）距離垃圾集中點(diǎn)平均距離為0.29 km，其中＜0.1 km 占44.1%，0.1～0.3 km 占34.6%，0.3～0.5 km占7.9%，＞0.5 km 占13.4%。（6）居民家里專門的垃圾分類桶統(tǒng)計(jì)情況，有專門垃圾分類桶的居民占73.2%，沒有專門垃圾分類桶的占26.8%。（7）居民責(zé)任意識統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，監(jiān)督垃圾分類非常愿意、愿意、不清楚、不愿意和非常不愿意的占比分別為3.1%，73.2%，4.7%，1.6%和17.3%；為垃圾分類作貢獻(xiàn)非常愿意、愿意、不清楚、不愿意和非常不愿意的占比分別為6.3%，89.8%，1.6%，0.8%和1.6%。（8）居民對獎懲模式的統(tǒng)計(jì)情況，直接獎懲接受、隨政府、不清楚、無所謂和不接受的占比分別為80.3%，2.4%，4.7%，0.89%和11.8%；可接受懲罰金額平均數(shù)、中位數(shù)、眾數(shù)分別為69.3，60.0，15.0 元/（戶·a），間接獎懲接受、不清楚和不接受的比例分別96.9%，2.4%和0.8%。

5.2 垃圾分類認(rèn)知情況

對127 份有效問卷進(jìn)行垃圾分類認(rèn)知的統(tǒng)計(jì)分析，結(jié)果如下：2%的人認(rèn)為對生活垃圾分類非常了解，39%的人認(rèn)為對生活垃圾分類了解，47%的人認(rèn)為對生活垃圾分類有所了解，1%的人認(rèn)為對生活垃圾分類不清楚，4%的人認(rèn)為對生活垃圾分類不了解，7%的人認(rèn)為對生活垃圾分類完全不了解。對過期藥品、廢電燈、廢電池的認(rèn)知統(tǒng)計(jì)結(jié)果如下：回答完全正確占47.2%，回答正確2 個占21.3%，回答正確1 個占14.2%，回答完全錯誤占17.3%。對垃圾分類的支持情況如下：支持垃圾分類的占93.7%，無所謂占4.7%，反對占1.6%。

5.3 生活垃圾收費(fèi)支付意愿

調(diào)研數(shù)據(jù)顯示，非常愿意對生活垃圾付費(fèi)的占4.7%，愿意的占76.4%，隨大勢的占2.4%，看情況的占1.6%，不愿意的占6.3%，非常不愿意的占8.7%。其中居民支付意愿：平均值為56.3 元/（戶·a），眾數(shù)和中位數(shù)為25.0 元/（戶·a）。二分式Logistic 回歸模型對羅坪鄉(xiāng)垃圾處理付費(fèi)的影響因素研究結(jié)果見表2。

表2 垃圾處理付費(fèi)影響因素的二分式Logistic 回歸模型分析結(jié)果

從表2 可知，居民距離垃圾集中點(diǎn)的距離遠(yuǎn)近（p＝0.037）和垃圾分類認(rèn)知（p＝0.043）有顯著的影響，其次有一定影響的是人均垃圾日產(chǎn)生量（p＝0.071）。分析結(jié)果與實(shí)際調(diào)研結(jié)果相符，對垃圾分類認(rèn)知水平高，分類的好處多，居民會從主觀角度更加支持垃圾處理和分類處理。距離垃圾集中點(diǎn)近，居民投放垃圾方便、省時(shí)，因此會將垃圾投放至勾臂箱。人均垃圾日產(chǎn)生量的多少決定居民的垃圾投放周期，在產(chǎn)生量少的情況下，居民在傳統(tǒng)處理習(xí)慣的影響下，往往選擇就地焚燒和隨意傾倒的處理方式。

本文進(jìn)一步研究了影響居民垃圾處理付費(fèi)的因素，結(jié)果見表3。從分析結(jié)果可知，距垃圾集中收集點(diǎn)距離和人均垃圾日產(chǎn)生量對居民的支付金額有顯著的影響（p＜0.05）。以上結(jié)果與居民支付意愿的結(jié)果基本一致，這說明居民只有在垃圾產(chǎn)生量大或距離勾臂箱較近時(shí)，才更愿意支付更多的生活垃圾處理費(fèi)。也就是說，居民支付的生活垃圾處理費(fèi)用必須與其垃圾處理享受到的服務(wù)相一致，重要的一個方面是，提高居民生活垃圾處理的積極性與主動性，就必須進(jìn)一步完善垃圾投放、收運(yùn)等基礎(chǔ)設(shè)施，讓居民真實(shí)地體驗(yàn)到垃圾處理的便捷性。同時(shí)，生活垃圾處理付費(fèi)的收費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)中，居民的生活垃圾產(chǎn)生量是十分重要的收費(fèi)指標(biāo)。

表3 支付金額影響因素的多元線性回歸模型分析結(jié)果

5.4 激勵約束機(jī)制對垃圾分類的影響

調(diào)研結(jié)果顯示，96.9%的居民認(rèn)同激勵約束機(jī)制對生活垃圾分類有促進(jìn)作用，且接受該機(jī)制，3.1%的居民不接受或?qū)Υ瞬磺宄＝邮茉摍C(jī)制的居民WTA均值為69.3 元/（戶·a），眾數(shù)和中位數(shù)分別為60.0，25.0 元/（戶·a）。

激勵約束機(jī)制從外部環(huán)境對管理對象的行為促進(jìn)和約束有一定的積極作用，在生態(tài)環(huán)境治理等方面發(fā)揮了重要的作用［24-26］?；谠撪l(xiāng)目前的狀況，本文從直接激勵約束與間接激勵約束2 個方面研究了居民參與垃圾分類的意愿，見表4。從表4 中可知，影響居民接受直接獎懲的因素主要是性別（p＝0.040）、距垃圾集中點(diǎn)距離（p＝0.052）、有無專門垃圾分類桶（p＝0.062）、貢獻(xiàn)意愿（p＝0.079）、年齡（p=0.091）和垃圾產(chǎn)生量（p＝0.110）。結(jié)果表明，居民接受直接獎懲在于3 個方面：自身對生活垃圾分類的貢獻(xiàn)意愿，而這與性別有一定的關(guān)系，這與本調(diào)查中男性的貢獻(xiàn)意愿高于女性的實(shí)際結(jié)果相符；基礎(chǔ)設(shè)施完善的影響也較大，只有較為完善的垃圾分類設(shè)施居民才能便捷地投放垃圾，如此才會更能接受直接激勵約束機(jī)制；垃圾產(chǎn)生量對居民接受該機(jī)制的影響也較大，產(chǎn)生量較少的居民平時(shí)基本對生活垃圾自行處理，不會使用政府提供的有關(guān)設(shè)施，因此更可能不選擇接受。

表4 直接獎懲影響因素的二分式Logistic 回歸模型分析結(jié)果

本文進(jìn)一步對直接獎懲機(jī)制中居民可接受的金額進(jìn)行了研究，見表5。結(jié)果表明，主要的影響因素是年齡（p＝0.009）、貢獻(xiàn)意愿（p＝0.026）和垃圾產(chǎn)生量（p＝0.039）。該調(diào)查中樣本的年齡偏大，年老者因經(jīng)濟(jì)條件有限或受傳統(tǒng)垃圾處理思維影響，貢獻(xiàn)意愿低，其WTP 值偏低；而年輕人對垃圾分類的認(rèn)知高于年老者，貢獻(xiàn)意愿高，則WTP 值相對較高。當(dāng)然，垃圾產(chǎn)生量也是影響居民WTP 值的另一個重要原因，產(chǎn)生量少，占有的公共服務(wù)少，自然不愿多付。

表5 直接獎懲金額影響因素的多元線性回歸模型分析結(jié)果

在直接激勵約束機(jī)制中，約束可能會引起部分居民不滿從而導(dǎo)致運(yùn)行失效，因此，間接激勵約束機(jī)制被進(jìn)一步研究。間接激勵約束機(jī)制在垃圾分類中的應(yīng)用是指將垃圾分類的好壞與可差異化產(chǎn)業(yè)幫扶資金、項(xiàng)目建設(shè)審批和社會誠信體系相聯(lián)系。間接獎懲影響因素的二分式Logistic 回歸模型分析結(jié)果見表6。由表6 可見，間接獎懲的主要影響因素是貢獻(xiàn)意愿（p＝0.046），其次為垃圾產(chǎn)生量（p＝0.131）和垃圾分類認(rèn)知（p＝0.138）。以上結(jié)果表明，居民的貢獻(xiàn)意愿是其接受間接約束機(jī)制的主要原因。垃圾分類處理可促進(jìn)資源的循環(huán)利用、降低處理成本、利于有毒有害垃圾無害化處理、改善人居環(huán)境和獲得小額現(xiàn)金收入，這又與居民對垃圾分類認(rèn)知相關(guān)，對垃圾分類認(rèn)知高的居民，更易接受這種間接約束機(jī)制，反之，只有較少居民愿意接受。此外，垃圾產(chǎn)生量也有一定的影響，產(chǎn)生量少的居民更易執(zhí)行垃圾分類政策，從而更易接受間接激勵約束機(jī)制，反之，較少居民愿意接受。

表6 間接獎懲影響因素的二分式Logistic 回歸模型分析結(jié)果

6 結(jié)論與建議

基于問卷調(diào)研數(shù)據(jù)，通過采用二分式Logistic 和多元線性回歸模型的分析，表明鄉(xiāng)村生活垃圾分類具備一定的可行性，但是制定政策措施時(shí)要注重因地制宜、精準(zhǔn)施策和居民參與，主要結(jié)論如下：

（1）山區(qū)鄉(xiāng)村生活垃圾日均產(chǎn)生量少，該鄉(xiāng)僅為0.2 kg/（人·d），垃圾組成中廚余垃圾占比達(dá)70.0%，可回收垃圾產(chǎn)生量較低。垃圾分類基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)不完善，主要是源頭垃圾分類設(shè)施部分缺失，垃圾集中收集設(shè)施分布不科學(xué)。

（2）大部分居民愿意為本鄉(xiāng)的生活垃圾處理進(jìn)行付費(fèi)，支付金額的多少與距垃圾集中收集點(diǎn)距離和生活垃圾日產(chǎn)生量有顯著的關(guān)系，居民的生活垃圾收費(fèi)WTP 均值為56.3 元/（戶·a）。

（3）當(dāng)前情況下，居民對激勵約束機(jī)制的接受度較高，主要受自身貢獻(xiàn)意愿、垃圾分類認(rèn)知和基礎(chǔ)設(shè)施完善水平的影響。特別是直接激勵約束機(jī)制中，接受懲罰的金額與年齡、貢獻(xiàn)意愿和垃圾產(chǎn)生量顯著相關(guān)，接受該機(jī)制的居民WTA 均值為69.3 元/（戶·a）。