上海市居住小區自來水直飲的公眾意愿及影響因素

劉茜茜，李夢婷，楊夢杰，蔣和怡，楊 凱

(華東師范大學生態與環境科學學院，上海 200241)

1 研究背景

為滿足居民對高質量用水的需求，我國近年來在自來水直飲方面作出了許多嘗試。與以往進行的小區試點與公共場所直飲試點不同，深圳市與上海市陸續提出與國際化城市建設目標相符的覆蓋全市的自來水直飲建設規劃。《上海市城市總體規劃(2017—2035年)》提出：“加大二次供水設施改造力度，減少老舊供水管網二次污染，提高入戶水質，滿足直飲需求”[1]，即上海市將在2035年完成直飲水入戶改造，入戶水質達到上海市地方性水質標準《生活飲用水水質標準》(DB31/T 1091—2018)。直飲水顧名思義就是可以直接飲用的水，是一種更高品質的用水。將居民生活用水水質全部提升到直飲水平，除對水廠凈水技術有一定要求外，更多的限制在于管網輸配[2]。按照上海市規劃，至2027年，長江水源水廠將完成深度處理改造，出廠水水質達到上海市地方標準[3]。管網輸送過程產生的水質問題可通過管網改造升級，使用新型管材和內襯材料、加強管網日常維護、控制出廠水有機物含量等措施解決[4-5]。

進行自來水直飲改造，不僅需要水廠凈水輸水技術的提升、政府的引導，還需要民眾的廣泛參與和支持。而當前市政供水通?；诔杀具M行定價，水價對水資源供需關系的調節作用未得到充分發揮[6-7]。從用戶角度定價也多考慮其支付能力，對支付意愿的調查很少。在此背景下，對居民進行直飲水意愿調查是必要的，這有助于制定合理的水資源供需價格體系，促進直飲水改造政策的實施。因此，本文從上海市居民直飲水意愿調查出發，通過網絡與線下問卷，了解上海市居民日常用水情況以及對直飲水改造的情感態度傾向，使用SPSS軟件分析居民用水情況和直飲水支付意愿。該類調查對上海市節水型城市的建設、供水模式、直飲水定價等均有重要的理論及現實意義。

2 上海市生活用水階梯水價與生活用水水量

適合的水價有助于水資源的合理配置，并鼓勵民眾節約用水。上海市當前階梯水價以年為結算周期，第一階梯為≤220 m3/(戶·年)，第二階梯為220～300 m3/(戶·年)，第三階梯為>300 m3/(戶·年)。三級階梯水價之比為1∶1.4∶1.7。上海市發改委(物價局)規定，第一階梯水量覆蓋范圍應為上海市內85%居民用戶的戶均用水量，第二階梯水量應為96%居民用戶的戶均用水量。上海市每級用水量綜合水價如表1所示。

表1 上海市階梯水價Tab.1 Stepped Water Tariff System of Shanghai City

據上海市各年水資源公報，2010年—2019年上海市居民生活用水量在用水總量中的占比為10%～18%，居民生活用水量變化不大，但由于用水總量的減少，其占比有所上升，具體情況如圖1所示。

注：數據來源上海市水務局圖1 2010年—2019年上海市居民生活用水量情況Fig.1 Domestic Water Consumption of Residents in Shanghai during 2010 to 2019

上海市人均日居民生活用水量2015年—2019年最大值為123 L/(d·人)，在112～123 L/(d·人)內變化幅度較小，有一定的上漲趨勢。根據上海市各年統計年鑒公開數據，按照第一階梯3.45元/m3水價計算2015年—2019年人均水費支出占人均消費支出的比值，以衡量目前水價是否在居民接受范圍內。如圖2所示，2015年—2019年人均水費支出占人均消費支出比值較小，最大值為0.41%，均在0.5%以下，說明在保障公平性的基礎上對水價進行適當調整不會給居民帶來較大經濟負擔[8]。

注：數據來源上海市水務局圖2 2015年—2019年上海市人均日居民生活用水量情況Fig.2 Daily Domestic Water Consumption Per Capita of Residents in Shanghai during 2015 to 2019

3 數據來源與方法

問卷共25題，分為調查對象基本信息、用水情況、直飲水入戶意愿3個部分，所設置量表題均為五級量表。問卷調查經華東師范大學人類受試者保護委員會審核(符合二類豁免，批準號為HR 150-2021)。線上問卷通過問卷星平臺發放，線下問卷由于新冠疫情原因無法進入小區，在中山公園、閔行公園、人民公園、浦江郊野公園等公共場所隨機發放。共回收問卷238份(線上85份、線下153份)，通過設置的檢驗題目(比如家中沒有安裝自來水過濾器或凈水器卻選擇凈化后的自來水為家中所使用飲用水的問卷無效)、答題時間(作答時間小于2 min的問卷無效)等篩除無效問卷，得到有效問卷212份(線上73份、線下139份)，問卷有效率為89%。

3.1 調查對象基本信息

由表2可知，212份有效問卷中，男性占45.28%，女性占54.72%，女性稍多于男性。本科學歷人數占比最高，達50.47%，其次是高中/中專及以下學歷，占比為23.58%。大部分(59.43%)調查對象在上海市居住10年以上，居住時長在2年以下(6.13%)的樣本數較少。年齡與月收入各組之間分布較均勻。整體來看，該問卷具有一定代表性。

3.2 問卷信度和效度檢驗

為檢測問卷可靠性，對用水情況與直飲水入戶意愿部分量表題進行信度檢驗。自來水供應評價(自來水安全衛生評價、便利程度評價、口感評價、小區供水評價共4題)、直飲水改造看法(直飲水改造支持度、直飲水便利度、直飲水與節水意識共3題)兩個維度克隆巴赫系數(Cronbach's α)分別為0.711、0.775，在0.7～0.8，說明信度較好。

同時選取KMO檢驗變量和Bartlett球形檢驗進行分析，以檢驗問卷結構效度[9]。問卷KMO為0.677，大于0.6，滿足因子分析要求，表明效度可信。Bartlett球形檢驗近似卡方為451.960、自由度為21.000、顯著性為0.000(小于0.05)，說明適合進行因子分析，量表題設計合理。

3.3 數據處理方法

(1)Kappa一致性檢驗：該分析方法用于比較兩個數據的一致性情況，在本問卷中用于檢驗調查對象對家庭水量與水費的認知是否一致。Kappa為0.6～0.8，說明一致性程度較強；Kappa為0.8～1.0，說明一致性程度非常強[10-11]。

表2 樣本特征描述性統計Tab.2 Descriptive Statistics of Sample Characteristics

(2)逐步回歸分析：該分析方法用于探索自變量對因變量的影響，系統會自動識別對因變量產生顯著性影響的自變量，該方法在本問卷中用于尋找直飲水支付意愿的影響因素。

(3)單因素方差分析：該分析方法用于研究定類數據與定量數據之間的關系，在本問卷中用于分析不同特征(年齡、性別等基本信息)人群直飲水支付意愿的差異性。

(4)單樣本t檢驗：該分析方法用于比較定量數據與某個數字的差異性，在本問卷中用于比較直飲水支付意愿平均值與具體支付范圍的差異。該方法通常使用Cohen'sd表示效應量，該值為0～1，值越大說明差異幅度越大[12]。

4 結果與討論

4.1 居民家庭生活用水情況分析

4.1.1 家庭用水基本情況

家庭用水基本情況包括小區供水問題與日常飲用水選擇兩個部分，使用SPSS對其進行多重響應頻數分析。如表3所示，57.55%的調查對象家中未出現過相關自來水供應問題，43人反映自來水存在異味，40人反映水壓不穩，21人反映自來水渾濁、15人反映出現水量不足，2人反映具體供應問題分別為冬天水管結冰與使用時需短暫放水。在日常飲用水的選擇上：58.02%、51.89%的調查對象選擇燒開的自來水、瓶裝水/桶裝水；直接飲用自來水的僅有12人；另有兩人填寫其他飲用方式為凈水器凈化后再燒開的自來水。48.58%的調查對象家中安裝自來水過濾器或凈水器，但將凈水器處理水作為飲用水的占比為28.30%。整體來看，自來水供應仍存在一定問題，如自來水異味重等，居民對自來水感官性狀提出了更高的要求，需要進一步改善水廠凈水技術與供水過程，居民飲用水的選擇反映出居民對更高質量用水的需求。

表3 自來水供應問題與飲用水選擇Tab.3 Water Supply Problem and Drinking Water Selection

4.1.2 自來水供應評價

自來水供應評價部分調查對象分別從安全衛生、便利程度、口感3個具體角度對自來水進行打分，然后對小區供水做出綜合性的滿意度評價(均為5分制)，自來水供應評價其余方面的信息于問卷最后建議部分進行反饋。以家中是否出現過自來水供應問題為自變量，使用SPSS軟件對評分進行均值分析。由表4可知，家中從未出現供水問題的調查對象對自來水評價比其他人較好，自來水在便利程度上得分差距較小，在口感與安全衛生評價方面差異較大。整體來看，安全衛生、便利程度、口感3項總平均分為3.58，表明調查對象對當前自來水供應評價介于“一般”與“滿意”，自來水供應在口感與安全衛生方面仍有一定的提升空間。

表4 自來水供應評價Tab.4 Evaluation of Water Supply

4.1.3 家庭用水量與水價認知

按照階梯水價設置年用水量與水費梯度，以了解調查對象家庭年用水量與水費的情況，并對二者進行Kappa一致性檢驗。如表5所示，Kappa為0.519，在0.4～0.6，說明年用水量與水費的一致性一般。

表5 水量與水費Kappa一致性檢驗Tab.5 Kappa Consistency Test between Water Quantity and Water Tariffs

家庭年用水量與水費如表6所示：50.00%的調查對象不清楚家庭年用水量范圍，21.23%對家庭年度水費支出不清楚；44人對二者均沒有確切認識。各階梯用戶所占比例與階梯水量確定原則有較大出入。造成這一差別的原因可能是樣本量較少，其次是部分調查對象對這兩個問題沒有確切認識，此外樣本中存在租房用戶，房東收取水費遠高于現行水價，導致二者一致性一般。

表6 家庭年用水量與水費Tab.6 Annual Household Water Consumption and Water Tariffs

由表7可知，調查對象對當前水價了解程度的平均值為2.56，眾數為1(1為“完全不了解”，5為“非常了解”)，說明調查對象對水費關注度低。認為水價一般的調查對象占比為43.87%，覺得當前水價一般或便宜的調查對象累計占71.70%，該題平均數為2.99，眾數為3(3代表“當前水價一般”，數字越大，認為水價越貴)，結果表明僅部分居民認為當前自來水收費標準偏貴。

表7 水價了解程度與評價情況Tab.7 Understanding Degree and Evaluation for Shanghai Water Tariff

居民對當前自來水收費標準承受度較好，但關注度與敏感度較低。同時，上海市統計年鑒數據顯示，上海市近年來平均每戶人口為2.7人左右，經計算年戶均用水量為120 m3左右，而第一階梯水量為220 m3，明顯偏高。蔡文君[13]關于上海市階梯水價的調研也顯示，由于第一階梯水量設定偏高，覆蓋率達90%，階梯水價對居民用水行為的引導作用有限。張洪雷等[14]基于基本生活用水量和用水支出，利用ELES模型對上海市、天津市、北京市三地水價進行估算，認為上海市階梯水價上調有利于資源節約，建議一、二、三級水價為4.2、6.3、12.7元。

4.2 直飲水改造公眾意愿與態度分析

4.2.1 直飲水改造支持度

如表8所示，調查對象中完全不了解上海市直飲水改造規劃的人占55.19%，不太了解的占25.00%，累計占比為80.19%，該題平均值為1.74，介于“完全不了解”和“不太了解”(1為“完全不了解”，5為“非常了解”)。支持此次直飲水改造的占30.66%，非常支持此次直飲水改造的占48.58%，兩項累計占比為79.24%，此題平均值為4.17，介于“支持”與“非常支持”(1為“完全不支持”，5為“非常支持”)。

如表9所示，隨著直飲水改造支持度的增長，“直飲水便利度”與“直飲水與節水意識”的平均得分逐漸上升?！爸憋嬎脑焓欠衲転樯顜肀憷眴晤}平均分為4.25(介于“可以”與“完全可以”)，“直飲水改造能否促進家庭成員節約用水”單題平均分為3.52(介于“中立”與“可以”)。這說明調查對象對直飲水的便利程度認可較高，但直飲水改造對居民節水意識的影響有限。

表8 直飲水改造了解度與支持度Tab.8 Understanding and Support Degree for Direct Drinking Water Reconstruction

表9 直飲水支持度與態度變化Tab.9 Support Degree and Attitude for Direct Drinking Water Reconstruction

4.2.2 直飲水支付意愿分析

使用意愿調查價值評估法(contingent valuation method)詢問因水質的提升調查對象愿意支付的最高價格[15-16]。直飲水支付意愿賦值情況：增加5%以下(賦值1)；增加5%～10%(賦值2)；增加10%～20%(賦值3)；增加20%～30%(賦值4)；增加30%～40%(賦值5)；增加40%～50%(賦值6)；增加50%～60%(賦值7)；增加60%以上(賦值8)。

(1)逐步回歸分析

83.49%的調查對象愿意為直飲水支付一定價格，對這177份樣本，使用SPSS軟件進行“直飲水支付意愿”逐步回歸分析。經模型自動識別，在問卷中篩選出月收入、水價收費評價、直飲水改造支持度這3個因素與直飲水支付意愿顯著相關。如表10所示，月收入的回歸系數為0.414(t=6.355，p=0.000<0.01)，表明月收入顯著正向影響直飲水支付意愿；水價收費評價的回歸系數為-0.812(t=-6.217，p=0.000<0.01)，表明水價收費評價顯著負向影響直飲水支付意愿；直飲水改造支持度的回歸系數為0.327(t=2.312，p=0.022<0.05)，表明直飲水改造支持度顯著正向影響直飲水支付意愿。R2為0.464，意味著月收入、水價收費評價、直飲水改造支持度可以解釋直飲水支付意愿46.4%的變化原因。模型通過F檢驗(F=49.824，p=0.000<0.05)說明模型有效。多重共線性檢驗(VIF均小于5)表明影響因素之間不存在共線性問題。

(2)單因素方差分析

以調查對象5項基本信息為自變量，直飲水支付意愿為因變量，進行單因素方差分析，了解各群體支付意愿的差別。如表11所示，不同性別樣本(F=3.657，p=0.057)在直飲水支付意愿方面沒有表現出顯著性差異；最高學歷(F=10.276，p=0.000)、年齡(F=4.324，p=0.002)、上海市居住時長(F=10.298，p=0.000)、月收入(F=18.602，p=0.000)均對直飲水支付意愿表現出0.01水平顯著性。

表10 直飲水支付意愿逐步回歸分析Tab.10 Stepwise Regression Analysis of Willingness-To-Pay of Tap Water for Direct Drinking

以年齡作為分組，26～35歲、36～45歲兩個年齡分層對直飲水的支付意愿較高，為增加10%～20%(增加0.35～0.7元/m3)至增加20%～30%(增加0.7～1元/m3)。年齡分組的兩極表現出較低的支付意愿，56歲以上群體支付意愿最低，線下采訪時部分56歲以上受訪者表示直飲水改造耗時過長，對老年群體沒有太大實際意義；而部分年輕務工者表示在上海市沒有購房能力，認為自己并不會因直飲水改造受惠；而部分26～45歲群體出于對家中嬰幼兒健康的考慮，較樂意為直飲水額外付費。以最高學歷為分組，本科與碩士及以上學歷兩個群體對直飲水的支付意愿較高，碩士組別平均支付意愿為增加20%～30%至增加30%～40%(增加1～1.38元/m3)；大專及以下學歷支付意愿較低，支付意愿與受教育程度呈現一定的正相關性。以在上海市居住時長為分組，居住時長為5～10年群體表現出較高的支付意愿，為增加20%～30%至增加30%～40%；年齡25歲以下且在上海市居住時長兩年以下的受訪者表現出較低水平的支付意愿，其中50%的支付意愿為增加5%以下，另有25%不愿為直飲水額外付費。以月收入為分組，隨月收入的增長，調查對象的直飲水支付意愿呈增長趨勢，二者為正相關關系，與水費支出在月收入中占比相符。

表11 直飲水支付意愿單因素方差分析Tab.11 Single Factor Variance Analysis of Willingness-To-Pay of Tap Water for Direct Drinking

(3)單樣本t檢驗

對直飲水支付意愿進行單樣本t檢驗，以判斷支付意愿是否與某一具體支付意愿范圍有顯著性差異。如表12所示，與數字3(增加10%～20%)相比，直飲水支付意愿沒有表現出顯著性(p>0.05)，與之沒有統計意義上的差異性。與數字2(增加5%～10%)和4(增加20%～30%)相比，直飲水支付意愿呈現出顯著性(p<0.05)，支付意愿明顯高于數字2且低于數字4。這說明調查對象對直飲水的支付意愿平均為增加10%～20%，即水費增加0.35～0.70元/m3；同時，支付意愿眾數為增加5%以下(增加0.17元/m3以下)，中位數為增加5%～10%(增加0.17～0.35元/m3)。

綜上，調查對象對直飲水的支付意愿有限，整體支付意愿趨于保守，83.49%的調查對象愿意為改造后的直飲水支付更多的水費。賈國寧等[17]對廣州市番禺區居民進行了問卷調查，結果顯示其對生活用水水價支付意愿為2.11～2.23元/m3，與當時廣州水價標準(2.22元/m3)相比略微偏低?？梢钥闯?，居民對傳統自來水水價上漲的支付意愿非常有限，但通過直飲水改造提高居民高品質用水保障而進行的水價調整，居民支持度較高，也愿意支付更多的水費。值得注意的是，調查對象通常偏向于支付較低費用的心理因素，以及問卷中支付意愿的設計方式也可能會對調查結果產生潛在影響。

表12 直飲水支付意愿單樣本t檢驗Tab.12 One Sample t Test of Willingness-To-Pay of Tap Water for Direct Drinking

5 結論與建議

5.1 結論

(1)居民對直飲水改造的支持度高，居民對于高品質用水存在普遍需求

79.24%的居民對直飲水改造呈支持態度，平均支持度為4.17，介于“支持”與“非常支持”，進行自來水直飲改造以緩解居民用水供需矛盾、為居民提供更為便捷的高品質用水、保障居民用水安全確有必要。

(2)居民愿意為直飲水支付更多的水費，但支付意愿有限

調查對象對直飲水改造呈明顯積極態度，83.49%的調查對象愿意為改造后的直飲水支付更多的水費，但支付意愿相對有限，居民對直飲水入戶支付的水價增長整體為10%～20%(水費增加0.35～0.7元/m3)，愿意支付的水價增長眾數為增加5%以下(增加0.17元/m3以下)?？傮w上，居民支付意愿趨于保守，愿意增加的水費大多在1元/m3以下，可能與調查對象心理上認為供水具有一定公益性有關。其中，56歲以上群體以及大專及以下學歷群體支付意愿與其余受訪者相比較低。

(3)直飲水支付意愿與月收入、水價收費評價、直飲水改造支持度顯著相關

逐步回歸分析模型結果顯示月收入、水價收費評價、直飲水改造支持度的回歸系數分別為0.414(p<0.01)、-0.812(p<0.01)、0.327(p<0.05)，表明月收入和直飲水改造支持度與直飲水支付意愿存在顯著正相關關系，而居民對水價收費狀況的評價與直飲水支付意愿存在顯著負相關關系。

5.2 建議

(1)合理定價，建立完善的階梯定量和定價制度。按照公平、效率和成本回收原則，充分考慮居民收入、家庭構成、用水習慣、住房情況等實際因素，結合居民覆蓋面設定水量基數和水價基數，保障和滿足不同群體的用水需求，尤其是弱勢群體的水價承受能力[18-19]。

(2)加強節水宣傳，培養居民節水意識。應加大宣傳教育，使居民了解生活用水的基本情況、直飲水改造的途徑與舉措。加強節水宣傳，珍惜改造后的高品質直飲水，培養居民節水意識，引導節水行為。

(3)信息公開，保障小區居民用水安全。用戶關心的水質信息為末梢水水質信息，而當前公開水質信息主要為出廠水與管網水水質信息，兩類信息存在一定差異[20]。建議選取居民主要關注的水質信息，如余氯、菌落總數等指標，推廣小區水質在線監測與信息公開，提供更便捷的水質信息公開渠道與居民反饋方式，保障用水安全。

5.3 研究不足與展望

本文針對上海市居住小區自來水直飲的公眾意愿及其影響因素進行了調查分析，旨在為直飲水改造的完善提供參考。但由于疫情管控的影響，未能直接進入居民小區開展問卷調查，從而難以獲取小區類型(包括小區建造年限、小區房價)等其他潛在因素對居民直飲水意愿的影響。今后在條件許可的情況下，可在加強問卷數量及其代表性的基礎上，對這些潛在的因素開展更為深入的調查。