居民改善自来水质量的支付意愿与因素识别

熊　艳

(浙江财经大学 经济学院，浙江　杭州　310018)

一、问题的提出

水是人类赖以生存和发展的重要基础，近年来偶发的自来水安全事件提升了居民对自来水质量的关注程度。2012年住房和城乡建设部水质研究中心的研究表明全国20%的自来水厂出厂水质不合格。2015年中华社会救助基金会对全国29个重点城市的20项饮用水指标进行调研，发现只有15个城市的饮用水指标全部合格，其余14个城市的饮用水指标存在1项或多项不合格情况，约占抽检城市总数的48%。2016年国家环境保护部组织广州绿网环境保护服务中心发布《2016年全国饮用水水源水质大起底》报告，该报告显示：2016年只有7个省份未发生饮用水水源水质超标情况，全年12个月连续超标水源有16处，地下水水源超标比例明显高于地表水，内蒙古、黑龙江和浙江水源污染相对严重。同时，2016年还发生了多起突发性水污染事件，如广东肇庆怀集县水源铊超标事件、湖南益阳桃江县水源锑超标事件、福建漳州平和县水源铊超标事件等。综上所述，饮用水安全问题已然不是某些城市的个别问题，而是全民普遍关注的共性问题。居民饮用水安全涉及原水安全、出厂水安全、管网水安全和到户水安全四个主要环节，其中到户水安全对居民健康影响最大。为了解决或缓解到户水质量不安全问题，除了更新改造管网设施之外，居民自主改善自来水质量成为当前重要的解决方式，如安装净水器。众所周知，安装净水器是对自来水质量的最终净化，在当前管网设施更新改造成本较高和滞后的前提下，居民自主改善自来水质量成为当前缓解饮用水质量危机的重要方式。为此，本文将对居民自主改善自来水质量的支付意愿及其影响因素进行研究。

居民自主改善自来水质量对提升居民饮水质量和保障居民健康饮水具有重要意义，目前学术界对居民自主改善自来水质量支付意愿问题的研究还不多见。相关研究主要集中在水环境改善和再生水利用的支付意愿测算上，Khan等[1]指出随着经济发展和居民健康风险意识的提高，孟加拉国居民愿意将年均收入的5%花在饮用水质量的改善上。梁勇等[2]对银川居民改善城市水环境的支付意愿及其影响因素进行研究，结果表明银川居民改善水环境的平均支付意愿为每户175.55元。此外，一些学者还对支付意愿的影响因素进行研究，Raje等[3]指出个体特征和制度因素是影响饮用水质量的重要因素。李伯华等[4]指出户主年龄、家庭人口数量和户主文化程度是影响石首农户安全饮水支付意愿的主要因素。陈芳等[5]对居民饮用水安全保障意愿进行分析，指出随着受访者对鳌江的损失程度的增加和后悔情感程度的增大，支付意愿与受偿意愿的比值也会随之增大。杨卫兵和张可[6]的研究表明74% 的农户对水环境治理有支付意愿，对水环境的现状评价、非农收入的比重、对政府的信任度、健康状况、文化程度和年龄是影响支付意愿的主要因素，且影响程度由大到小。由此可见，学者们主要从发展中国家或农村地区的饮用水质量改善和水环境治理层面，对改善水质量或水环境的支付意愿及其影响因素进行研究，但就城市自来水质量改善支付意愿及其影响因素的研究还不多见。

2016年底中国城镇化率已达到57%，2050年城镇化率将达到70%，为此，从城市供水行业来看，提供满足城市居民需求的供水量是城市供水行业发展的先决条件。与此同时，形成与城镇化进程和居民对供水需求相匹配的供水质量，是当前亟待解决的重大现实问题。从当前城市自来水质量来看，“最后一公里”水质情况不容乐观，这与人民日益增长的供水质量需求相矛盾，为此，居民自主改善自来水质量应运而生。但城市居民是否有改善自来水质量的支付意愿，城市居民自主改善自来水质量支付意愿的影响因素如何，是设计激励城市居民自主改善自来水质量的重要前提。

二、理论模型

居民是否改善自来水质量的偏好差异是居民自主改善自来水质量行动的原动力。假设家庭i是否改善自来水质量是由其最大化效用函数决定。设家庭间接效用函数为Vi，自主改善自来水质量行动之前的自来水质量为q0，居民自主改善自来水质量后的自来水质量为q1，家庭i的年可支配收入为Yi，影响家庭间接效用的其他社会经济变量为SEi。为了实现理论模型与计量模型的有效转换，本文将间接效用函数转化为随机间接效用函数形式。假设εi为被调查者没有被观察到的效用函数部分。与苗艳青等[7]分析农村居民环境卫生改善支付意愿的理论模型相类似，本文构建的居民自主改善自来水质量支付意愿的理论模型如下：

家庭i的随机效用函数为：

Ui=Vi(Yi,q,SEi,εi)

(1)

家庭i自主选择改善自来水质量的概率为：

Pr[Vi(Yi,q1,SEi,εi)]>Pr[Vi(Yi,q0,SEi,εi)]

(2)

假设式(2)服从线性形式，则有：

Pr[Vi(Yi,q1,SEi,εi)]>Pr[Vi(Yi,q0,SEi,εi)]=α0+α1Yi+α2SEi+εi

(3)

假设εi服从正态分布，式(3)的参数可以用二元选择模型来估计。非经济变量(如健康状况、文化程度和年龄等)对居民行为有重要影响，为此，需要将非经济变量Oi纳入模型，那么改进后的模型形式为：

Pr[Vi(Yi,q1,SEi,εi)]>Pr[Vi(Yi,q0,SEi,εi)]=α0+α1Yi+α2SEi+α3Oi+εi

(4)

令Mi满足：

Vi(Yi-Mi,q1，SEi,εi)=Vi(Yi,q0,SEi,εi)

(5)

则Mi=Qi(Yi,q0,q1，SEi,εi)为家庭i自主改善自来水质量支付意愿的最大值，假设支付意愿与影响支付意愿的因素之间是线性关系，那么支付意愿方程可进一步表示为：

Mi=β0+β1Yi+β2SEi+β3Oi+εi

(6)

在此基础上，本文将分别运用Logit模型和Tobit模型对居民自主改善自来水质量的支付概率及其支付意愿进行研究。

三、数据来源、研究方法与变量说明

1.数据来源

本文数据主要通过问卷调查的方式获取，调研地区的选择以地理位置为基础，考虑东部、中部和西部地区的差异性，在综合考虑经济发展水平、区域差异和城市自来水质量等多重维度的基础上，最后选择杭州、太原和西安三个城市作为调研地区。2016年7—9月每个城市随机选择300户家庭进行入户调查，每户选择户主或家庭主妇作为调研对象，一共发放样本900份，回收有效样本829份。调查主要包括以下内容：一是城市居民家庭基本信息，即家庭人口数量、家庭中是否有7岁以下小孩、家庭中是否有65岁以上老人、受访者年龄、受访者受教育程度、家庭中是否有病人和家庭是否已经自主改善自来水质量等。二是家庭经济信息，包括家庭日常耐用品支出情况和医疗保健支出等。三是家庭成员的健康意识和对水安全的认知信息。四是居民自主改善自来水质量的支付意愿信息。

2.支付意愿调查与研究方法

调查问卷中居民是否愿意自主改善自来水质量以及改善自来水质量的支付意愿的确定方式如下：设定居民自主改善自来水质量的成本费用最低值，如果被调查者回答是，则提高成本继续询问调查者；反之则停止。当确定被调查者的支付意愿区间后，询问其愿意支付多少钱。居民自主改善自来水质量的行动取决于居民自主改善自来水质量的成本。一般而言，安装净水器是居民自主改善自来水质量的重要方式。在实际生活中存在多种净水器，如滤芯式净水器、离子水机、磁化水机、纯水机和中央净水器。居民自主改善自来水质量的净水器种类选择一般为滤芯式净水器、离子水机和磁化水机三种。其中离子水机的价格较为昂贵，居民的接受度受限，磁化水机对肠胃具有一定的刺激。为此，在综合分析不同净水器特点基础上，本文选择滤芯式净水器、离子水机和磁化水机作为研究对象，参照淘宝网和京东商城等网络平台数据，明确不同净水器价格的区间范围，分别为100—1 688元、480—11 980元和458—5 680元。由此可见，滤芯式净水器价格低廉，离子水机和磁化水机的价格较高。同时，同一类型净水器的价格也存在较大的差异。从居民对自主改善自来水质量价格的可接受性出发，确定居民自主改善自来水质量支付意愿的区间为100—5 000元。为使研究结果更好地反映居民对价格区间的偏好，而非对净水器的偏好，本文将主要研究居民自主改善自来水质量的支付意愿问题。支付意愿调查部分生成两类变量：其一为被调查者面对某一成本时所做出的是否选择自主改善饮用水质量的二元离散变量；其二为被调查者对自主改善自来水质量最高支付意愿的连续变量。如果被调查者对居民自主改善自来水质量的最低成本100元表示拒绝，则居民自主改善自来水质量支付意愿调查行动终止；如果接受最低价格，则将价格区间向上调高一个数量级继续调研，依此类推，直至被调查者拒绝最高价格区间为止。

Whittington等[8]与Casey等[9]采用OLS方法对支付意愿方程进行估计。但由于本文样本数据只获得大于0的支付意愿，样本存在删失问题，若采用 OLS 估计参数将会存在较大偏误。为此，选择Tobit模型估计支付意愿方程更加合理。对非经济变量参数的估计，现有文献存在三种观点。大多数文献如 Raje等[3]与Basili等[10]用可观测指标作为知识和态度的代理变量并对模型进行估计。一些学者认为采用代理变量估计参数存在偏误，由此提出了一个包括可观测变量和态度知识等潜在变量在内的结构方程组进行估计，这 种 方 法 被 称 为 混 合 选 择 模 型。但由于需要估计的方程和变量较多，该方法只适用于方程和变量较少的情况。Hanemann和Kanninen[11]认为非经济因素对支付意愿的影响可能是非线性的，所以采用非参数方法对支付意愿影响因素的参数进行估计，可能会获得较高的拟合程度，但由于模型缺乏经济学理论基础，所以估计出的参数缺乏可靠的经济意义。基于此，本文将选择代理变量法来估计非经济变量的参数。

3.变量说明

本文将居民是否愿意自主改善自来水质量和居民改善自来水质量的支付意愿作为因变量。自变量主要包括：日常支出。一般而言，居民对公开家庭收入信息较为敏感。同时，对收入来源渠道较多的家庭以及不愿意透露家庭收入的家庭而言，难以准确估计居民的家庭收入。由于居民自主改善自来水质量行动与支出相关，为此，本文将选择家庭近三年购买耐用品的平均支出作为家庭收入的替代变量。受访者水安全知识的知晓程度。询问受访者水安全的有关知识，共10个小题，每小题10分，每题按照回答正确与否进行打分，然后将问题的分数进行加总，得到受访者水安全知识知晓程度的得分。健康意识。受访者对水、空气和收入三个变量的重要性进行选择，总分为10分，若给水安全分配为7分，则说明受访者对水安全的态度为7分。

需要说明的是，对自主改善自来水质量的居民而言，一般不希望在相同或类似的情况下使得未来自主改善自来水质量的成本低于当期成本，这一心理动机使得该类受访者报告的支付意愿会偏高。对未自主改善自来水质量且具有改善动力的居民而言，则希望未来自主改善自来水质量的成本会降低，因而报告的支付意愿会偏低。为此，本文引入家庭是否已经自主改善自来水质量来控制上述影响。根据净水器的种类及其价格，本文将居民自主改善自来水质量的支付意愿分为100元、200元、500元、1 000元、2 000元、3 000元和5 000元共7个梯级。*根据调研结果可知，家庭购买5 000元以上专业型净水器的数量非常稀少，为此，本文将居民自主改善自来水的支付意愿上限设为5 000元。变量说明如表1所示。

表1　变量说明

四、结果分析

1.居民自主改善自来水质量的概率方程估计

本研究采用双边界二分法调查居民自主改善自来水质量的支付意愿。双边界二分法并不直接询问受访者的支付意愿，而是给出投标值，询问受访者愿意或不愿意的可能性，以及通过测算不同支付意愿与受访者社会经济变量之间的函数关系，来推导受访者的平均支付意愿。从理论上来看，受访者水安全知识的知晓程度、受访者健康意识和家庭是否已经自主改善自来水质量是居民自主改善自来水质量支付意愿的重要因素。同时，居民的异质性特征(如年龄、受教育程度、耐用品支出、保健品支出和家庭成员结构等)也是决定居民自主改善自来水质量的重要因素。但现实中这些变量是否显著影响居民自主改善自来水质量的概率，需要结合模型进行检验，结果如表2所示。

表2　居民自主改善自来水质量的概率方程估计结果

注：样本量为829，Age7_1和Age65_1为对照组，系数中+0.00(-0.00)表示该系数为正(负)，但两位小数不足以显示。***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平下显著，括号内为t值，下同。

从表2可以看出，在7个回归模型中，受访者水安全知识的知晓程度对居民自主改善自来水质量均具有显著正向影响。换言之，对水安全知识的知晓程度越高，居民自主改善自来水质量的概率就越大。原因在于居民对水安全知识的知晓程度越高，更能知晓自来水质量对居民健康的影响以及更能辨识当前自来水质量，从而探索出在有限约束下是否具有自主改善自来水质量的动力以及有效的改善路径。因此，若想全面提升自来水质量，提高居民对水安全知识的知晓程度是一个重要方式。

一般情况下，受访者健康意识对居民自主改善自来水质量的支付意愿具有显著正向影响。除了居民自主改善自来水质量支付意愿为5 000元之外的所有回归模型中，受访者健康意识对居民自主改善自来水质量的支付意愿均具有显著正向影响，即居民健康意识越高，越有动力自主改善自来水质量。

家庭已经自主改善自来水质量对居民自主改善自来水质量的支付意愿均具有显著正向影响。这说明对已经自主改善自来水质量行动的居民而言，不希望未来同等情况下居民自主改善自来水质量的支付意愿低于已经自主改善自来水质量的成本，所以会有更强的支付意愿，而没有自主改善自来水质量的居民希望自主改善自来水质量支付意愿的成本下降，所以该类居民支付意愿相对较低。此外，对已经自主改善自来水质量的居民而言，会因为改善自来水质量而提高家庭成员的水安全水平。因此，在询问居民自主改善自来水质量支付意愿时，更有意愿自主改善自来水质量。

家庭近三年购买耐用品的平均支出对居民自主改善自来水质量的支付意愿均具有显著正向影响。这说明对耐用品平均支出更多的家庭而言，居民自主改善自来水质量的支付意愿越强。受访者受教育程度和家庭中是否有病人只有在支付意愿分别为1 000元和2 000元时，才在10%的水平下对居民自主改善自来水质量具有显著正向影响，在其他支付意愿水平下，受访者受教育程度和家庭中是否有病人对居民自主改善自来水质量的影响均不显著。从家庭中是否有7岁以下小孩或65岁以上老人的结果来看，有7岁以下小孩的家庭对居民自主改善自来水质量的影响并不显著，而有65岁以上老人的家庭，只有在支付意愿为2 000元和3 000元时才显著，在其他支付意愿下均不显著，这说明有65岁以上老人的家庭对居民自主改善自来水质量的影响呈现出一定的差异性。此外，家庭人口数量对居民自主改善自来水质量支付意愿的影响并不显著。

2.居民自主改善自来水质量支付意愿的Tobit模型回归结果

本部分仍关注受访者水安全知识知晓程度、受访者健康意识和家庭是否已经自主改善自来水质量等对居民自主改善自来水质量支付意愿的影响，结果如表3所示。

表3　居民自主改善自来水质量支付意愿的Tobit模型回归结果

认知理论揭示出人们获取和利用信息分为感知信息、认同信息内容、产生行为意愿和改变行为四个步骤或活动过程。因此，可将受访者水安全知识的知晓程度和受访者健康意识等认知变量对居民自主改善自来水质量支付意愿的影响纳入统一的分析框架。从表3可以看出，受访者水安全知识的知晓程度和受访者健康意识对居民自主改善自来水质量的支付意愿均具有显著正向影响，这同样说明受访者水安全知识的知晓程度和受访者健康意识是影响居民自主改善自来水质量的关键变量。

与家庭没有自主改善自来水质量相比，家庭已经自主改善自来水质量对居民自主改善自来水质量的支付意愿具有显著正向影响。同时，家庭近三年购买耐用品平均支出和家庭中有65岁以上老人等反映居民或家庭异质性特征的变量，均对居民自主改善自来水质量的支付意愿具有正向影响，且分别在10%和5%的水平下显著。受访者年龄对居民自主改善自来水质量的支付意愿具有显著负向影响，这说明年龄越大的受访者自主改善自来水质量的支付意愿越低，年龄越小的受访者自主改善自来水质量的支付意愿越高。与居民自主改善自来水质量的概率方程估计结果类似，受访者受教育程度、家庭近三年购买保健品的平均支出、家庭人口数量、家庭中是否有病人和家庭中是否有7岁以下小孩等因素对居民自主改善自来水质量支付意愿的影响并不显著。

3.居民自主改善自来水质量支付意愿的地区差异

为进一步分析全样本的居民自主改善自来水质量支付意愿与杭州、太原、西安居民自主改善自来水质量支付意愿之间的差异，本文还分别进行全样本与分城市样本的描述性统计，如表4所示。

表4　支付意愿以及重要影响因素分地区描述性统计

从表4可以看出，从全样本来看，居民自主改善自来水质量支付意愿的平均值为640.29元。其中，杭州最高，达到802.16元；太原次之，为578.08元；西安最低，为539.51元，这进一步说明居民自主改善自来水质量支付意愿在不同城市之间具有较强的差异性。这主要由家庭近三年购买耐用品的平均支出、受访者水安全知识的知晓程度、受访者健康意识和家庭是否已经自主改善自来水质量共同决定，前述研究结果也表明这四个因素是影响居民自主改善自来水质量支付意愿的显著因素。

五、研究结论与政策建议

饮用水安全是困扰居民健康的永久性话题，近年来接连发生的水质危机和水安全事件，使居民对自来水质量愈发堪忧。因此，自主改善自来水质量被列入家庭设施改造计划中。增加净水设施是从终端自主改善自来水质量的重要方式，但究竟哪些因素是影响居民自主改善自来水质量的关键要素。基于此，本文对居民自主改善自来水质量的支付意愿进行研究，并检验了影响居民自主改善自来水质量的概率以及居民自主改善自来水质量支付意愿两个问题，并以此为基础提出激励居民自主改善自来水质量支付意愿的政策建议。本文得出如下研究结论：第一，被调查居民中有42%的居民愿意自主改善自来水质量，即当支付意愿为最低值时居民自主改善自来水质量的支付意愿值。第二，受访者水安全知识的知晓程度、受访者健康意识和家庭已经自主改善自来水质量对居民自主改善自来水质量的支付意愿具有显著正向影响。第三，受访者年龄对居民自主改善自来水质量的支付意愿具有显著负向影响，家庭近三年购买耐用品的平均支出对居民自主改善自来水质量的支付意愿具有显著正向影响。第四，家庭近三年购买保健品的平均支出、家庭人口数量和家庭人口结构等居民或家庭异质性因素对居民自主改善自来水质量支付意愿的影响并不显著。

本文研究结论为建立水源、水厂、管网和龙头多个环节的自来水安全体系，以及为激励居民自主改善自来水质量等提供了重要的理论支撑。为此，需要政府有关部门从激励居民自主改善自来水质量行动的角度提出相应的治理政策。具体而言，第一，借助多种媒介，拓展宣传途径提高城市居民对水安全健康知识的知晓程度。回归结果表明，受访者水安全知识的知晓程度对居民是否自主改善自来水质量以及自主改善自来水质量支付意愿具有显著正向影响。为此，建议创新宣传模式，借助广播、电视、网络和自媒体等多种宣传媒介，传播水安全知识，提高城市居民对水安全知识的知晓程度以及水质对健康影响的感知能力。第二，对终端水质较差的地区，形成常态化的居民自主改善自来水质量的激励机制。一般而言，由于自来水厂净化能力的限制以及管网设施老化等多重因素迭代造成了一些城市终端水质较差，建立依托终端水质的递减型居民自主改善自来水质量装置购置的补贴机制。居民自主改善自来水质量的支付意愿大多集中在500—1 000元，建议对终端自来水质量不高城市的居民在自主改善自来水质量时，按照购置自主改善装置的20%进行补贴。

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