《村民垃圾治理支付意愿及影響因素的實證研究（含問卷）》20000字（論文）

[26]。在環(huán)境質(zhì)量公共物品的需求分析和環(huán)境經(jīng)濟影響評價中，支付意愿被廣泛應用。在本文中，村民垃圾治理的支付意愿指的是村民愿意為垃圾處理服務付費的程度，即村民為了獲得清潔干凈的生活環(huán)境而愿意付出的代價，具體來講就是村民對垃圾處理服務和設施愿意支付的最高金錢數(shù)量。支付意愿一般包括兩部分，一是心理上是否愿意付費；二是經(jīng)濟上到底愿意支付多少。支付意愿的大小反映了村民對垃圾處理服務和設施的滿意程度，以及對垃圾付費模式的認可程度。村民垃圾治理支付意愿對垃圾付費模式的構(gòu)建和發(fā)展有著重要的作用，對村民垃圾治理支付意愿的分析是衡量垃圾付費模式效益的重要方法。村民支付意愿的不同心態(tài)來源于不同的環(huán)境影響因素，從而導致垃圾處理過程中不同支付意愿的形成。這些環(huán)境影響因素可以從個體層面、村莊層面和政策層面等不同角度進行分析。本文將從這三個層面探索居住地情感程度、鄰里關系、政策宣傳影響等3個變量與村民垃圾治理支付意愿間的關系，探討合適的村民繳費模式。研究設計研究架構(gòu)與研究假設本文將在問卷調(diào)查的基礎上，基于村民的個體情況、家庭情況，根據(jù)村民的主觀意愿和外在環(huán)境因素，從個體層面、村莊層面、政策層面等視角，對相關變量的影響方向做出預先判斷，提出研究假設：假設居住地情感程度、鄰里關系、政策宣傳影響均與村民支付垃圾處理費用的意愿間存在相關關系，且均對村民支付垃圾處理費用的意愿有一定的影響。于是設定因變量為村民對生活垃圾治理費用支付意愿的程度，分別為：非常愿意、愿意、一般、不太愿意、不愿意。設定自變量為影響村民支付意愿的因素，從個體、村莊、政策等三個層面，對居住地情感程度、鄰里關系、政策宣傳影響等3個變量進行分析。再結(jié)合實證分析，提出解決方案或有效的建議，提高村民的生活垃圾治理支付意愿，改善我國農(nóng)村生活垃圾治理現(xiàn)狀。據(jù)此，提出本文的具體假設與研究架構(gòu)（圖3-1）：H1:H2:鄰里關系與村民支付垃圾處理費用的意愿之間存在相關關系H3居住地情感程度鄰里關系居住地情感程度鄰里關系政策宣傳影響村民支付垃圾處理費用的意愿HHH研究工具本文采用問卷調(diào)查的方式對調(diào)查對象進行調(diào)查，問卷由單選題、多選題和填空題組成，具體測量量表如下：測量調(diào)查對象對當前居住地情感程度的量表該量表由5個題項組成，分別是：“您對當前居住地有很強的依戀感”、“您出差或外出旅游時常跟人提這里”、“您覺得在這里的體驗別的地方都沒有”、“您認為自己就是這里的一份子”及“您希望能長期居住在這里”。答項運用李克特量表，采用五級李克特量表設定分值。測量調(diào)查對象鄰里關系的量表該量表由4個題項組成，分別為：“遇到鄰居，您會主動打招呼”、“您沒有與鄰居發(fā)生過沖突”、“您與鄰居一起參加過社區(qū)/村委舉辦的活動”和“您了解鄰居的家庭情況”。答項同樣采用李克特量表五級計分方法。測量垃圾處理知識政策宣傳影響的量表該量表由6個題項組成，分別為：“政府或相關部門/居委或村委經(jīng)常開展垃圾處理知識宣傳活動”、“每次宣傳活動都有很多人參加”、“每次宣傳過后，社區(qū)/村內(nèi)環(huán)境都會有所改善”、“每次宣傳過后，社區(qū)/村內(nèi)都會有很多人討論這件事”、“每次宣傳活動您都會積極參加”和“每次宣傳活動您都會看到很多鄰居參與”。量表答項采用李克特量表五級計分方法。測量調(diào)查對象垃圾知識認知的量表本文結(jié)合人們在日常生活垃圾處理過程中的常見現(xiàn)象和現(xiàn)實情況，設置了與垃圾處理有關的8個知識題項，用來測量調(diào)查對象在垃圾處理方面的知識認知情況，具體內(nèi)容為：“報紙、書籍屬于可回收物，應投放到可回收垃圾箱內(nèi)”、“電池、農(nóng)藥瓶等都屬于有害垃圾，需要特殊安全處理，應放入有害垃圾箱內(nèi)”、“塑料瓶屬于不可回收垃圾，應投放到干垃圾或其他垃圾箱內(nèi)”、“剩飯剩菜、瓜果皮殼屬于廚余垃圾，應放入廚余垃圾箱”、“破碎的碗碟、瓷器等屬于有害垃圾，應放入有害垃圾箱”、“有害垃圾存在較大的安全隱患，不能隨意丟棄”、“可回收物可進行資源再利用”及“廚余垃圾可進行降解堆肥處理”。選項的具體分值的設定如下：“1”表示正確，“2”表示錯誤。題項中，有6個題項內(nèi)容正確，2個題項為干擾選項，內(nèi)容錯誤，干擾選項為：“塑料瓶屬于不可回收垃圾，應投放到干垃圾或其他垃圾箱內(nèi)”、“破碎的碗碟、瓷器等屬于有害垃圾，應放入有害垃圾箱”。研究方法資料收集的方法本文用于研究村民垃圾處理支付意愿及其影響因素，以調(diào)查研究法作為主要的資料收集研究方法，通過收集、整理國內(nèi)外學者的研究成果，對相關理論進行學習和選取。設計調(diào)查問卷，通過調(diào)查問卷對調(diào)查區(qū)域的特定對象進行數(shù)據(jù)采集。調(diào)查問卷的內(nèi)容主要包括6個部分：基本信息部分、居住地情感部分、鄰里關系部分、政策宣傳影響部分、垃圾處理知識認知部分、支付意愿和水平部分，共設置了30個題項，其中包含四個測量量表（共23個小項）。通過QQ、微信等社交軟件發(fā)放調(diào)查問卷，以不記名的方式由鹿寨縣、大端村范圍內(nèi)的被調(diào)查者自行閱讀和填答。統(tǒng)計分析方法本文運用的是定量分析法，通過SPSS統(tǒng)計分析軟件對收集到的有效數(shù)據(jù)進行分析。一是描述性統(tǒng)計分析，從個體特征、家庭特征和基礎信息三個方面進行數(shù)據(jù)分析；二是信度和效度分析，對樣本數(shù)據(jù)的可信度和有效性進行檢驗；三是相關分析，基于本文提出的研究假設，對三個自變量（居住地情感程度、鄰里關系、政策宣傳影響）與因變量（村民對生活垃圾治理費用支付意愿的程度）之間的相關關系進行分析。五是回歸分析，在相關分析的基礎上，利用線性回歸分析，研究自變量對因變量的影響程度。調(diào)查數(shù)據(jù)結(jié)果分析本文研究區(qū)域主要集中在鹿寨縣黃冕鎮(zhèn)大端村，該村轄9個自然屯，18個村民小組，總戶數(shù)708戶，人口2782人。共有耕地面積3033畝（其中桑園面積1530畝），林地面積25501畝（其中種果515畝），是個傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)村，桑蠶、林果是該村的經(jīng)濟支柱產(chǎn)業(yè)，種桑養(yǎng)蠶占全村農(nóng)業(yè)經(jīng)濟收入的80%以上，家庭其他收入依靠勞務輸出、零散種養(yǎng)，經(jīng)濟結(jié)構(gòu)單一。該村各屯比較分散，基礎設施落后，通屯路、產(chǎn)業(yè)路況差，有兩個屯最偏遠，交通極為不便。為研究“城市居民普遍能夠接受垃圾收費規(guī)則，而農(nóng)村垃圾收費制度建立卻困難重重”一問題，筆者將樣本區(qū)域擴大至鹿寨城鎮(zhèn)，通過線上問卷調(diào)查的方式獲取樣本數(shù)據(jù)，筆者也委托了大端村村干部在村內(nèi)發(fā)放調(diào)查問卷。本次調(diào)查共獲有效問卷200份，回收率100%。描述性統(tǒng)計分析樣本數(shù)據(jù)的個體特征分析樣本個體特征的描述性統(tǒng)計情況見下表4.1：表4.1個體特征描述性統(tǒng)計表頻數(shù)分析結(jié)果統(tǒng)計特征選項頻數(shù)百分比（%）累計百分比（%）居住地城鎮(zhèn)11155.555．5農(nóng)村8944.5100性別男7939.539.5女12160.5100年齡19歲以下52.52.520-39歲1467375.540-59歲4924.5100受教育程度小學及以下1055初中/中專321621高中/職高115.526.5大專/本科及以上14773.5100身體健康狀況非常健康9145.545.5良好984994.5身體較弱（有慢性疾?。?0599.5喪失勞動能力（身患疾?。?0.5100從表4.1中得知：居住地分布特征：從統(tǒng)計表中可以看出，55.5%的被調(diào)查者居住在城鎮(zhèn)，44.5%的被調(diào)查者居住在農(nóng)村，城鎮(zhèn)與農(nóng)村的被調(diào)查者人數(shù)較為接近。性別分布特征：在調(diào)查對象中，男性為79人，占調(diào)查總?cè)藬?shù)的39.5%；女性為121人，占調(diào)查總?cè)藬?shù)的60.5%，女性占多數(shù)。年齡分布特征：從表中可以看出，調(diào)查總?cè)藬?shù)的年齡大多集中在20-39歲，有146人，占調(diào)查總?cè)藬?shù)的73%，被調(diào)查對象的年齡階段主要為青壯年。受教育程度分布特征：從上表中可以看出，小學及以下學歷的被調(diào)查對象占調(diào)查總?cè)藬?shù)的5%，初中/中專學歷的被調(diào)查對象占調(diào)查總?cè)藬?shù)的16%，高中/職高學歷的被調(diào)查對象占調(diào)查總?cè)藬?shù)的5.5%，大專/本科及以上學歷的被調(diào)查對象占調(diào)查總?cè)藬?shù)的73.5%。綜上可以看出，被調(diào)查對象的學歷水平都比較高，大專以下學歷的被調(diào)查對象僅占調(diào)查總?cè)藬?shù)的26.5%。身體健康狀況分布特征：本次調(diào)查對象中，身體狀況非常健康的有91人，占調(diào)查總?cè)藬?shù)的45.5%，身體狀況良好的有98人，占調(diào)查總?cè)藬?shù)的49%，身體較弱（有慢性疾?。┑挠?0人，占調(diào)查總?cè)藬?shù)的5%，喪失勞動能力（身患疾?。┑挠?人，占調(diào)查總?cè)藬?shù)的0.5%?？傮w來說，被調(diào)查對象的身體健康狀況都較好，身體狀況良好以上的占調(diào)查總?cè)藬?shù)的94.5%。

樣本數(shù)據(jù)的家庭特征分析表4.2家庭特征描述性統(tǒng)計表頻數(shù)分析結(jié)果統(tǒng)計特征選項頻數(shù)百分比（%）累計百分比（%）居住時間3年以內(nèi)94.54.54-9年2311.51610-19年38193520年以上13065100家庭成員人數(shù)1-3位6231314-6位12562.593.57-9位10598.510位及以上31.5100家庭在學人數(shù)1個13065652個6331.596.53個及以上73.5100家庭經(jīng)濟狀況生活富裕52.52.5略有積蓄703537.5基本解決溫飽10351.589負債14796建檔立卡貧困戶84100家庭人均月收入1000元及以下2311.511.51001-2000元542738.52001-4000元8341.5804001元及以上4020100從表4.2中得知：居住時間分布特征：在現(xiàn)居住地居住了20年以上的被調(diào)查者人數(shù)最多，有130人，占調(diào)查總?cè)藬?shù)的65%；居住時間為3年以內(nèi)的被調(diào)查者人數(shù)最少，共有9人，占調(diào)查總?cè)藬?shù)的4.5%。由此可以看出，被調(diào)查者多為本地常住居民。家庭成員人數(shù)分布特征：被調(diào)查者家庭成員人數(shù)都比較少，人口比較簡單。家庭成員共有4-6位的被調(diào)查者最多，共有125人，占調(diào)查總?cè)藬?shù)的62.5%；家庭成員人數(shù)10位及以上的最少，只有3人，占調(diào)查總?cè)藬?shù)的1.5%。家庭在學人數(shù)分布特征：家庭中目前只有一個孩子上學的被調(diào)查者占比最高，共有130人，占調(diào)查總?cè)藬?shù)的65%；在學人數(shù)為3個及以上的最少，僅有7人，占調(diào)查總?cè)藬?shù)的3.5%。說明大多數(shù)的被調(diào)查者僅用支付一個孩子的教育支出，教育負擔不會太重。家庭經(jīng)濟狀況與人均月收入分布特征：家庭生活富裕的被調(diào)查者僅占調(diào)查總?cè)藬?shù)的2.5%，基本解決溫飽以上的占調(diào)查總?cè)藬?shù)的89%；負債和建檔立卡貧困戶的占調(diào)查總?cè)藬?shù)的11%。家庭人均月收入2001元以上的占調(diào)查總?cè)藬?shù)的61.5%，人均月收入1000元及以下的僅占11.5%。由此可見，被調(diào)查者中，大多數(shù)生活條件較好，生活困難的僅占少數(shù)。樣本數(shù)據(jù)的基礎信息分析基礎信息共設置9個題目，包括處理生活垃圾的方式，居住地附近垃圾箱（桶、池）的設置情況、放置距離、清理情況，垃圾處理相關政策和知識的獲取途徑，垃圾處理費用的繳納情況，具體垃圾處理收費制度的制定情況，垃圾處理資金的來源及公開情況等。具體情況如下表4.3:表4.3基礎信息的描述統(tǒng)計表頻數(shù)分析結(jié)果統(tǒng)計特征選項頻數(shù)百分比（%）累計百分比（%）處理生活垃圾的方式隨意傾倒10.50.5焚燒填埋422.5丟入固定垃圾點1929698.5其他31.5100居住地附近垃圾箱（桶、池）的設置情況是19195.595.5否94.5100不清楚00100放置距離100米以內(nèi)1246262100-300米482486300-500米16894很遠94.598.5沒有31.5100清理情況是1889494否52.596.5不清楚73.5100垃圾處理相關政策和知識的獲取途徑（多選題，僅顯示選中部分）政府宣傳1507575社區(qū)（村委會、居委會）宣傳1507575電視宣傳1125656上網(wǎng)獲取8743.543.5其他31.51.5垃圾處理費用的繳納情況是12562.562.5否5728.591不清楚189100具體垃圾處理收費制度的制定情況（跳轉(zhuǎn)）7537.537.5是904582.5否94.587不清楚2613100垃圾處理資金的來源（跳轉(zhuǎn)）7537.537.5政府撥款18946.5居委會/村級財務8450.5居民/村民自籌341767.5多重結(jié)合241279.5不清楚4120.5100資金公開情況（跳轉(zhuǎn)）7537.537.5是462360.5否2512.573不清楚5427100從表4.3中可得：從村民的環(huán)保意識方面來看：在處理生活垃圾的方式上，大部分被調(diào)查者衛(wèi)生習慣良好，有96%的被調(diào)查者會將垃圾丟到固定垃圾點，其余4%的被調(diào)查者選擇了隨意傾倒、焚燒填埋或其他方式處理垃圾；在垃圾處理相關政策和知識的獲取途徑上，從政府宣傳、社區(qū)（村委會、居委會）宣傳中獲取垃圾處理相關政策和知識的被調(diào)查者均占75%，從電視宣傳、網(wǎng)絡中獲取的分別占56%和43.5%，可以認為大多數(shù)被調(diào)查者對垃圾處理相關政策和知識有所了解。從村民居住地的垃圾處理環(huán)境來看：95.5%的被調(diào)查者住所附近都有垃圾收集點，且收集點相對距離不遠，在100米以內(nèi)的占62%，300米內(nèi)的占86%，500米以內(nèi)的占94%，很遠或沒有垃圾收集點的極少，僅占6%。有94%的垃圾點有專人定時進行清潔和垃圾清理。從村民居住地的垃圾處理機制運轉(zhuǎn)情況來看：在被調(diào)查者中，需要繳納垃圾處理費用的被調(diào)查者占62.5%，在這62.5%的被調(diào)查者中，居住地有具體的垃圾處理收費制度的占調(diào)查總?cè)藬?shù)的45%，占繳納費用人數(shù)的72%，由此可見，并不是所有的需繳費居住地都有明確的收費標準，但有具體收費制度的仍占大部分，村莊的垃圾處理機制還有待完善。對于垃圾處理資金的來源，被調(diào)查者并不清楚其來源的占調(diào)查總?cè)藬?shù)的20.5%，占繳納費用人數(shù)的32.8%，選項占比最高；對于垃圾處理資金的公開情況，被調(diào)查者不清楚其公開情況的占調(diào)查總?cè)藬?shù)的27%，占繳納費用人數(shù)的43.5%，選項占比也最高；從中可以發(fā)現(xiàn)，部分被調(diào)查者對居住地的垃圾處理資金來源和使用、公開情況并不清楚，對該類事務不夠關心，政治參與程度可能也不高。信度與效度分析信度檢驗信度檢驗是指問卷的可靠性檢驗，主要用來檢驗問卷量表在度量相關變量時是否具有穩(wěn)定性和一致性。Cronbach'salpha是一個統(tǒng)計量，通常Cronbach'sα系數(shù)的值在0和1之間。如果α系數(shù)大于等于0.9表明量表的信度非常好；0.8--0.9表明信度可以接受；0.7--0.8表示量表具有相當?shù)男哦?，但仍有些項目需要修訂；小?.7一般認為內(nèi)部一致信度不足，表示量表中有些項目需要拋棄。筆者利用SPSS統(tǒng)計軟件對居住地情感程度量表、鄰里關系量表和政策宣傳影響量表進行了內(nèi)部一致性分析，檢驗結(jié)果如下表4.4：表4.4信度檢驗表Cronbach信度分析測量量表項數(shù)Cronbach'salpha系數(shù)居住地情感程度5.904鄰里關系4.731政策宣傳影響6.954分析結(jié)果表明，居住地情感程度量表的Cronbach'salpha系數(shù)值為0.904，系數(shù)值大于0.9，表明量表的信度非常好，具有較好的內(nèi)部一致性，數(shù)據(jù)結(jié)果可信；鄰里關系量表的信度系數(shù)值為0.731，系數(shù)值在0.7-0.8區(qū)間內(nèi)，表示量表具有相當?shù)男哦龋杂行╉椖啃枰抻?；政策宣傳影響量表的信度系?shù)值為0.954，系數(shù)值大于0.9，表明量表的信度非常好，具有較好的內(nèi)部一致性，數(shù)據(jù)結(jié)果可信。效度檢驗效度檢驗即檢驗其有效性，效度簡單來說指的是測量結(jié)果的準確性、有用性。本調(diào)查采用因子分析檢測問卷的結(jié)構(gòu)效度，因子分析前，首先進行KMO檢驗和Bartlett球形檢驗，KMO檢驗系數(shù)>0.5，(Bartlett球形檢驗的x2統(tǒng)計值的顯著性概率)P值<0.05時，問卷才有結(jié)構(gòu)效度，才能進行因子分析。居住地情感程度的結(jié)構(gòu)效度檢驗表4.5居住地情感程度的結(jié)構(gòu)效度檢驗表KMO和Bartlett的檢驗取樣足夠度的Kaiser-Meyer-Olkin度量.886Bartlett的球形度檢驗近似卡方619.504df10Sig.000從上表4.5可以看出：KMO度量值為0.886，0.8＜KMO＜0.9，說明居住地情感程度的數(shù)據(jù)適合進行因子分析。且巴特利球形檢驗近似卡方值為619.504，自由度為10，p值為0.000，小于0.01，通過了顯著水平為1%的顯著性檢驗，說明變量之間存在相關關系，適合做因子分析。因此對居住地情感程度量表的5個指標進行探索性因子分析，提取特征根大于1的公共因子，具體如下表4.6所示：表4.6解釋的總方差分析表成份初始特征值提取平方和載入共同度（公因子方差）合計方差的%累積%合計方差的%累積%13.63972.78372.7833.63972.78372.783.7892.4358.70081.483.6783.4168.32489.807.6434.2635.26495.071.7455.2464.929100.000.783提取方法：主成份分析。由上表可得：題項的共同度（公因子方差）均高于0.6，說明其信息均可被有效提取。初始特征值大于1的因子只有1個，累計解釋方差變異為72.783%，說明5個題項提取的1個因子對原始數(shù)據(jù)的解釋度比較理想，問卷結(jié)構(gòu)效度較好，研究項的信息量可以被有效的提取出來。鄰里關系的結(jié)構(gòu)效度檢驗表4.7鄰里關系的結(jié)構(gòu)效度檢驗表KMO和Bartlett的檢驗取樣足夠度的Kaiser-Meyer-Olkin度量.737Bartlett的球形度檢驗近似卡方237.432df6Sig.000從上表4.7可以看出：KMO度量值為.737，0.7＜KMO＜0.8，說明鄰里關系量表的數(shù)據(jù)比較適合進行因子分析。且巴特利球形檢驗近似卡方值為237.432，自由度為6，p值為0.000，說明變量之間存在相關關系，適合做因子分析。于是對鄰里關系量表的4個指標進行因子分析，提取特征根大于1的公共因子，具體情況如下表4.8所示：

表4.8解釋的總方差分析表成份初始特征值提取平方和載入共同度（公因子方差）合計方差的%累積%合計方差的%累積%12.33758.42358.4232.33758.42358.423.7012.90622.65381.076.1573.42210.55191.627.7364.3358.373100.000.742提取方法：主成份分析。由上表可得：4個題項的共同度中，有一項共同度較低，僅有0.157，說明其信息難以被有效的提取。初始特征值大于1的因子只有1個，累計解釋方差變異為58.423%，說明5個題項提取的1個因子對原始數(shù)據(jù)的解釋度不太理想，問卷結(jié)構(gòu)效度不是很好，研究項的信息量難以被有效提取。政策宣傳影響的結(jié)構(gòu)效度檢驗表4.9政策宣傳影響的結(jié)構(gòu)效度檢驗表KMO和Bartlett的檢驗取樣足夠度的Kaiser-Meyer-Olkin度量.906Bartlett的球形度檢驗近似卡方1264.407df15Sig.000從上表4.9可以看出：KMO度量值為.906，0.9＜KMO，說明政策宣傳影響的數(shù)據(jù)非常適合進行因子分析。且巴特利球形檢驗近似卡方值為1264.407，自由度為15，p值為0.000，說明變量之間存在相關關系，適合做因子分析。因此對政策宣傳影響量表的6個指標進行因子分析，提取特征根大于1的公共因子，具體情況如下表4.10所示：

表4.10解釋的總方差分析表成份初始特征值提取平方和載入共同度（公因子方差）合計方差的%累積%合計方差的%累積%14.88381.38981.3894.88381.38981.389.7752.3706.16987.557.8683.3075.12092.677.8594.1973.28795.965.7175.1342.22998.193.8116.1081.807100.000.854提取方法：主成份分析。由上表可得：題項的共同度（公因子方差）均高于0.7，說明其信息均可以被有效提取。初始特征值大于1的因子只有1個，累計解釋方差變異為81.389%，說明6個題項提取的1個因子對原始數(shù)據(jù)的解釋度比較理想，問卷結(jié)構(gòu)效度較好，研究項的信息量可以被有效的提取出來。相關分析相關分析是研究兩個變量間的相關關系的一種最基本的研究方法，本文選用Pearson相關系數(shù)對變量進行研究分析。Pearson相關系數(shù)介于-1～1之間，其絕對值介于0.0-0.2之間，說明極弱相關或無相關；介于0.2-0.4之間表示弱相關；介于0.4-0.6之間表示中等程度相關；介于0.6-0.8之間表示強相關；介于0.8-1.0之間表示極強相關。在相關系數(shù)顯著的情況下，Pearson相關系數(shù)大于0，說明兩個變量之間存在正相關關系，小于0則表示為負相關關系。

居住地情感程度與垃圾處理支付意愿的相關關系表4.11居住地情感程度與垃圾處理支付意愿的相關性檢驗表相關性居住地情感程度垃圾處理支付意愿居住地情感程度Pearson相關性1.203**顯著性（雙側(cè)）.004N200200垃圾處理支付意愿Pearson相關性.203**1顯著性（雙側(cè)）.004N200200**.在.01水平（雙側(cè)）上顯著相關。從上表4.11可以看出，居住地情感程度與垃圾處理支付意愿之間具有顯著的正相關關系（p<0.01），皮爾遜相關系數(shù)為0.203，在0.2-0.4之間，表示具有弱相關性。故假設H1成立。鄰里關系與垃圾處理支付意愿的相關關系表4.12鄰里關系與垃圾處理支付意愿的相關性檢驗表相關性鄰里關系垃圾處理支付意愿鄰里關系Pearson相關性1.123顯著性（雙側(cè)）.083N200200垃圾處理支付意愿Pearson相關性.1231顯著性（雙側(cè)）.083N200200從上表4.12可以看出，鄰里關系與垃圾處理支付意愿之間不存在相關關系。故假設H2不成立。政策宣傳影響與垃圾處理支付意愿的相關關系表4.13政策宣傳影響與垃圾處理支付意愿的相關性檢驗表相關性政策宣傳影響垃圾處理支付意愿政策宣傳影響Pearson相關性1.173*顯著性（雙側(cè)）.015N200200垃圾處理支付意愿Pearson相關性.173*1顯著性（雙側(cè)）.015N200200*.在0.05水平（雙側(cè)）上顯著相關。從上表4.13可以看出，政策宣傳影響與垃圾處理支付意愿之間具有顯著的正相關關系（p<0.05），皮爾遜相關系數(shù)為0.173，介于0.0-0.2之間，表示具有極弱相關或無相關性。故假設H3成立。回歸分析在統(tǒng)計學中，回歸分析（regressionanalysis)是用來確定變量間相互依賴的定量關系的統(tǒng)計分析方法。本文利用回歸分析，分析自變量（居住地情感程度、政策宣傳影響）對因變量（村民的支付意愿）的影響程度。居住地情感程度對村民支付意愿的影響程度表4.14對村民支付意愿的回歸模型非標準化系數(shù)標準系數(shù)t顯著性共線性統(tǒng)計量B標準誤差β容忍度VIF(常量)1.518.2286.674.000居住地情感程度.321.096.2323.356.0011.0001.000

表4.15模型參數(shù)RR方調(diào)整R方標準估計的誤差DWF顯著性.232a.054.0491.0491.69111.260.001b由上表4.14、表4.15可知，模型R2值為0.054，意味著居住地情感程度可以解釋村民支付意愿的5.4%變化原因，回歸模型通過F檢驗(F=11.260，P=0.001（<0.05）)，說明居住地情感程度對村民的支付意愿產(chǎn)生影響關系。通過回歸系數(shù)來看，模型中居住地情感程度的B值為0.321，說明居住地情感程度對村民支付意愿模型公式為：y=β0+β1=1.518+0.321x，村民支付意愿=政策宣傳對村民支付意愿的影響程度表4.16對村民支付意愿的回歸模型非標準化系數(shù)標準系數(shù)t顯著性共線性統(tǒng)計量B標準誤差β容忍度VIF(常量)1.666.2207.586.000政策宣傳影響.229.083.1942.777.0061.0001.000表4.17模型參數(shù)RR方調(diào)整R方標準估計的誤差DWF顯著性.194a.037.0331.0581.7057.714.006b由上表4.16、表4.17可知，模型R2值為0.037，意味著政策宣傳影響可以解釋村民支付意愿的3.7%變化原因，回歸模型通過F檢驗(F=7.714，P=0.006（<0.05）)，說明政策宣傳影響對村民的支付意愿產(chǎn)生影響關系。通過回歸系數(shù)來看，模型中政策宣傳影響的B值為0.229，說明政策宣傳影響對村民支付意愿呈現(xiàn)出顯著的正向影響關系。模型公式為：y=β0+β1=1.666+0.229x，村民支付意愿=居住地情感程度、政策宣傳影響對村民支付意愿的影響程度表4.18對村民支付意愿的回歸模型非標準化系數(shù)標準系數(shù)t顯著性共線性統(tǒng)計量B標準誤差β容忍度VIF(常量)1.412.2485.686.000居住地情感程度.249.117.1802.137.034.6721.488政策宣傳影響.107.100.0901.073.285.6721.488表4.19模型參數(shù)RR方調(diào)整R方標準估計的誤差DWF顯著性.244a.059.0501.0491.6966.210.002b由上表4.18、表4.19可知，模型R2值為0.059，意味著居住地情感程度、政策宣傳影響可以解釋村民支付意愿的5.9%變化原因，回歸模型通過F檢驗(F=6.210，P=0.002（<0.05）)，說明至少一個變量會對村民的支付意愿產(chǎn)生影響關系。通過回歸系數(shù)來看，模型中兩個變量的B值分別為0.249、0.107，說明居住地情感程度、政策宣傳影響對村民支付意愿均呈現(xiàn)出顯著的正向影響關系。模型公式為：村民支付意愿=1.412+0.249*居住地情感程度+0.107*政策宣傳影響。針對模型的多重共線性檢驗發(fā)現(xiàn)，模型中VIF值均小于5，意味著不存在共線性問題。并且D-W值在數(shù)字2附近，說明模型不存在自相關性，樣本數(shù)據(jù)之間并沒有關聯(lián)關系，模型較好。結(jié)論與討論研究結(jié)論本文通過對國內(nèi)外相關文獻進行分析和研究，吸收和借鑒國內(nèi)外學者的研究成果，并結(jié)合本文調(diào)查的實際情況，設計調(diào)查問卷，利用調(diào)查問卷對樣本區(qū)域進行隨機抽樣調(diào)查，運用SPSS統(tǒng)計分析軟件對樣本數(shù)據(jù)進行分析，通過描述性檢驗，初步得出被調(diào)查者的個人、家庭信息及其居住地的垃圾治理情況。接著通過信度效度檢驗、相關性分析，發(fā)現(xiàn)居住地情感程度與垃圾處理支付意愿之間具有顯著的正相關關系（p<0.01），皮爾遜相關系數(shù)為0.203，具有弱相關性；鄰里關系與垃圾處理支付意愿之間不存在相關關系；政策宣傳影響與垃圾處理支付意愿之間具有顯著的正相關關系（p<0.05），皮爾遜相關系數(shù)為0.173，具有極弱相關或無相關性。通過回歸分析，發(fā)現(xiàn)居住地情感程度、政策宣傳影響對村民支付意愿均呈現(xiàn)出顯著的正向影響關系，居住地情感程度每增加一個單位，居住地情感程度會對村民支付意愿造成0.321倍的影響；政策宣傳影響每增加一個單位，政策宣傳影響會對村民支付意愿造成0.229倍的影響。討論對研究假設不成立的影響因素及文章存在的不足之處進行反思與討論，并就研究結(jié)果提出合理的對策，以期解決農(nóng)村垃圾治理問題。本文采用的是問卷測量和數(shù)據(jù)結(jié)果統(tǒng)計分析的定量研究方法，問卷調(diào)查共獲得了200份樣本量，由于農(nóng)村地區(qū)“空心化”比較嚴重，調(diào)查區(qū)域人口偏老齡化，受教育程度較低，對問卷的問題、意義認識不夠，調(diào)查時調(diào)查對象主要集中在村干部、青壯年、學生等群體，這幾類群體的受教育程度都不低，問卷數(shù)據(jù)顯示受教育程度在“大專/本科及以上”的被調(diào)查者占調(diào)查總?cè)藬?shù)的73.5%，在填寫調(diào)查問卷時，他們均能理解調(diào)查的目的，得到的數(shù)據(jù)較能清楚的反映調(diào)查主題，但這也使得調(diào)查對象不具有多樣性，這可能是導致本文研究假設不成立的影響因素之一，同時也是本文的局限和不足之處。本文對研究假設進行了假設檢驗，證明了居住地情感程度、政策宣傳影響與垃圾處理支付意愿之間均具有顯著的正相關關系，且居住地情感程度對村民支付意愿有著比較顯著的影響。筆者將針對這兩個方面提出相應的改進建議,使政策建議更具現(xiàn)實意義和可操作性：加強村莊文化建設，增強村莊凝聚力政府要加強村莊文化建設，傳承優(yōu)秀村莊文化，發(fā)揮村莊文化的功能和作用，讓村莊形成良好的文化氛圍，促使村民們對當?shù)氐娜宋沫h(huán)境、風俗習慣等產(chǎn)生情感依賴，增強村民對村莊的認同感，凝聚村民對村莊的價值共識。讓村民們對村莊事務、村莊管理更有責任感，更有義務意識，讓他們更加積極主動地參與到村莊環(huán)境保護中去，齊心協(xié)力為創(chuàng)造美麗清潔的生活環(huán)境而努力奮斗。創(chuàng)新宣傳形式，提高環(huán)保意識政府要創(chuàng)新宣傳內(nèi)容與形式，借力村莊文化建設活動，濃厚村莊環(huán)保氛圍?？梢酝ㄟ^村民喜聞樂見的文藝形式，一方面開展村莊文化建設活動，一方面也讓環(huán)保宣傳更具成效。例如：可以舉辦宣傳環(huán)保知識的文藝晚會，通過小品、舞臺劇等風趣幽默的表演使環(huán)保知識深入人心；通過改編經(jīng)典歌曲，讓環(huán)保知識也能耳熟能詳，把改編的歌曲融入廣場舞中，潛移默化的提高村民的環(huán)境保護意識；通過廢物利用教學等方式吸引村民們參與學習，讓他們在寓教于樂中形成環(huán)保意識，在日常生活中形成環(huán)保行為。政府可以運用互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)宣傳普及，推進環(huán)境保護工作。通過手機APP、微信小程序、村級微信群等互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)，對村民的思想道德、環(huán)保知識等進行普及教育，提高村民的環(huán)保意識，提升村民的環(huán)保主動性、積極性，促進村民生活方式、態(tài)度的轉(zhuǎn)變，增強村民的責任感、榮譽感，加強村民的主人翁意識，使村民充分的認識到自己在生活垃圾治理中的作用，促使村民們更加積極主動地關注和參與到生活垃圾治理活動中來。通過這些形式，可以有效的呼吁和引導村民積極主動地參與到生活垃圾治理、環(huán)境保護行動中來，為推進農(nóng)村環(huán)境污染治理，構(gòu)建宜居鄉(xiāng)村添一份力。

參考文獻厲金燕,楊海真.上海市居民生活垃圾支付意愿的調(diào)查研究[J].環(huán)境污染與防治,2020,42(02):254-258.賈文龍.城市生活垃圾分類治理的居民支付意愿與影響因素研究——基于江蘇省的實證分析[J].干旱區(qū)資源與環(huán)境,2020,34(04):8-14.占紹文,張海瑜.城市垃圾分類回收的認知及支付意愿調(diào)查——以西安市為例[J].城市問題,2012(04):57-62.韓智勇,梅自力,稅云會,陳細會,白峰.云貴高原農(nóng)村地區(qū)生活垃圾特性與管理分析[J].農(nóng)業(yè)環(huán)境科學學報,2013,32(12):2495-2501.許增巍,姚順波,苗珊珊.意愿與行為的悖離:農(nóng)村生活垃圾集中處理農(nóng)戶支付意愿與支付行為影響因素研究[J].干旱區(qū)資源與環(huán)境,2016,30(02):1-6.鄭淋議,劉琦,錢文榮.農(nóng)戶生活垃圾治理支付意愿的實證分析——來自魯皖渝的證據(jù)[J].農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化研究,2018,39(05):828-835.賈亞娟,趙敏娟.環(huán)境關心和制度信任對農(nóng)戶參與農(nóng)村生活垃圾治理意愿的影響[J].資源科學,2019,41(08):1500-1512.謝凱寧.農(nóng)村居民生活垃圾集中處理支付意愿影響因素研究[D].西北農(nóng)林科技大學,2020.李坦,陳敏,王欣.生計資本、環(huán)境風險感知對農(nóng)戶廚余垃圾治理支付意愿的影響[J].農(nóng)林經(jīng)濟管理學報,2020,19(05):643-653.梁爽,姜楠,谷樹忠.城市水源地農(nóng)戶環(huán)境保護支付意愿及其影響因素分析——以首都水源地密云為例[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟,2005(02):55-60.林剛,姜志德.農(nóng)戶對生活垃圾集中處理的支付意愿研究——基于白水縣的農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)[J].生態(tài)經(jīng)濟(學術(shù)版),2010(01):351-355.鄧俊淼.農(nóng)戶生活垃圾處理支付意愿及影響因素分析——基于對南水北調(diào)中線工程水源地的調(diào)查分析[J].生態(tài)經(jīng)濟(學術(shù)版),2012(01):407-410.韓智勇,梅自力,孔垂雪,陳細會,范建強,謝燕華.西南地區(qū)農(nóng)村生活垃圾特征與群眾環(huán)保意識[J].生態(tài)與農(nóng)村環(huán)境學報,2015,31(03):314-319.薛玲,蘇志國,張淑萍,張思榕,岳敏,岳欽艷,王仁卿.農(nóng)村生活垃圾四分類法的實驗研究[J].中國人口·資源與環(huán)境,2016,26(S2):168-173.楊婕妤,陳強強.貧困地區(qū)農(nóng)村生活垃圾集中處理支付意愿研究——以甘肅省為例[J].云南農(nóng)業(yè)大學學報(社會科學),2019,13(02):71-77.估海斌,黨國英.農(nóng)戶生活垃圾治理支付意愿及影響因素分析——以山西省臨汾市堯都區(qū)為例[J].湖北農(nóng)業(yè)科學,2019,58(09):182-187.梁增芳,肖新成,倪九派.三峽庫區(qū)農(nóng)村生活垃圾處理支付意愿及影響因素分析[J].環(huán)境污染與防治,2014,36(09):100-105+110.鄭淋議,楊芳,洪名勇.農(nóng)戶生活垃圾治理的支付意愿及其影響因素研究——來自中國三省的實證[J].干旱區(qū)資源與環(huán)境,2019,33(05):14-18.邱成梅,余平懷,曹詩文.農(nóng)村居民生活垃圾治理支付意愿及其影響因素研究[J].湖南財政經(jīng)濟學院學報,2019,35(01):49-57.鄒彥,姜志德.農(nóng)戶生活垃圾集中處理支付意愿的影響因素分析——以河南省淅川縣為例[J].西北農(nóng)林科技大學學報(社會科學版),2010,10(04):27-31.張璋,汪青城.農(nóng)村生活垃圾治理調(diào)查研究——基于支付意愿的視角[J].中國市場,2017(02):134-135+137.吳建.農(nóng)戶對生活垃圾集中處理費用的支付意愿分析——基于山東省膠南市、菏澤市的實地調(diào)查[J].青島農(nóng)業(yè)大學學報(社會科學版),2012,24(02):27-31+41.毛馨敏,黃森慰,7林曉瑩.農(nóng)戶生活垃圾分類處理行為研究——基于閩皖陜調(diào)研數(shù)據(jù)[J].中南林業(yè)科技大學學報(社會科學版),2019,13(06):60-66.姚付龍.烏魯木齊城市生活垃圾處理費收繳新方式及影響研究[D].新疆師范大學,2009.“變廢為寶”破解垃圾難題[J].江淮法治,2017(19):40-43.王萍.消費者食品安全風險認知對支付意愿的影響[D].東華理工大學,2017.FBOlorunfemi.WillingnesstoPayforImprovedEnvironmentalQualityamongResidentsLivinginCloseProximitytoLandfillsinLagosMetropolisNigeria.2009,3HenrikLindhjem,St?leNavrud.AskingforIndividualorHouseholdWillingnesstoPayforEnvironmentalGoods?.2009,43(1):11-29.BenC.Arimah.WillingnesstoPayforImprovedEnvironmentalSanitationinaNigerianCity.1996,48(2):127-138.H.PeterWitzke,GuidoUrfei.WillingnessToPayforEnvironmentalProtectioninGermany:CopingWiththeRegionalDimension.2010,35(3):207-214.DebraIsrael,ArikLevinson.WillingnesstoPayforEnvironmentalQuality:TestableEmpiricalImplicationsoftheGrowthandEnvironmentLiterature.2011,3(1)UlfLiebe.ToPayorNottoPay:CompetingTheoriestoExplainIndividuals’WillingnesstoPayforPublicEnvironmentalGoods.2011,43(1):106-130.DardanoniValentino,GuerrieroCarla.Youngpeople'swillingnesstopayforenvironmentalprotection.2021,179

附錄調(diào)查問卷您好！我們是S學院公共事業(yè)管理專業(yè)的學生，現(xiàn)在正在做一項關于村民垃圾處理付費支付意愿的社會調(diào)查，問卷答案無對錯好壞之分，請您如實填答。本次調(diào)查用于畢業(yè)論文寫作，采取無記名的方式，不會泄露您的信息。衷心的感謝您的支持與協(xié)助！填答說明填答說明在您所選擇的答案前面的“□”中打“√”；或在“（）”中填上適當?shù)膬?nèi)容。如無特殊說明，每個問題只選擇一個答案。您生活在：□城鎮(zhèn) □農(nóng)村您的性別：□男 □女您的年齡：□19歲以下□20-39歲□40-59歲□60歲以上您的受教育程度為：□小學及以下□初中/中專□高中/職高□大專/本科及以上您的身體健康狀況如何：□非常健康□良好□身體較弱(有慢性疾病)□喪失勞動能力（身患疾?。┠诔擎?zhèn)/農(nóng)村生活了多少年：□3年以內(nèi)□4-9年□10-19年□20年以上您家里一共有多少位家庭成員：□1-3位□4-6位□7-9位□10位及以上目前您家上學孩子人數(shù)為：□1個□2個□3個及以上您的家庭經(jīng)濟狀況為：□生活富?！趼杂蟹e蓄□基本解決溫飽□負債□建檔立卡貧困戶您的家庭人均月收入為：□1000元及以下□1001-2000元□2001-4000元□4001元及以上您一般怎么處理生活垃圾：□隨意傾倒□焚燒填埋□丟入固定垃圾點□其他（）您的居住地附近是否