基于SFIC模型的農(nóng)村生活污水治理問題分析
——以陶家宮鎮(zhèn)為例

史曉嬌 楊立敏 徐志霞 王嘉琪 楊雅欣

(新疆農(nóng)業(yè)大學(xué)公共管理學(xué)院，新疆 烏魯木齊 830000)

2020年和2021年中央一號文件中明確提出，參與農(nóng)村環(huán)境整治，重點(diǎn)治理農(nóng)村垃圾和生活污水，改善村容村貌[1]。2021年12月，中共中央、國務(wù)院聯(lián)合印發(fā)實(shí)施《農(nóng)村人居環(huán)境整治五年行動(dòng)計(jì)劃》中提出，在生活污水治理過程中要強(qiáng)化基層組織作用，完善村規(guī)民約，提高村民主人翁意識[2]。2018年，新疆維吾爾自治區(qū)發(fā)布《三年行動(dòng)計(jì)劃》，強(qiáng)調(diào)將繼續(xù)以建設(shè)美麗宜居鄉(xiāng)村為重點(diǎn)，重點(diǎn)抓實(shí)農(nóng)村污水治理[3]。陶家宮鎮(zhèn)政府對農(nóng)村污水治理工作高度重視，全面摸清農(nóng)村污水排放現(xiàn)狀、積極編制規(guī)劃。本研究以陶家宮鎮(zhèn)為研究區(qū)域，利用問卷調(diào)查和訪談?wù){(diào)查獲取數(shù)據(jù)，基于陶家宮鎮(zhèn)實(shí)際情況提出假設(shè)，并通過SPSS軟件進(jìn)行實(shí)證分析驗(yàn)證假設(shè)是否成立，為進(jìn)一步提升農(nóng)村生活污水治理效果提出對策建議。

1 陶家宮鎮(zhèn)農(nóng)村生活污水治理基本概況

陶家宮鎮(zhèn)位于哈密市以東5km處，是近郊人口稠密的城市，是城鎮(zhèn)化的重要城市，是連接新星市的交通要道，區(qū)內(nèi)10個(gè)自然村，39個(gè)村民小組，總?cè)丝跒?萬余人。2018年以來，陶家宮鎮(zhèn)認(rèn)真貫徹落實(shí)農(nóng)村生活污水治理的各項(xiàng)政策，雖然取得了一定的效果，但在哈密市各鄉(xiāng)鎮(zhèn)的治理效果上排名靠后，農(nóng)村生活污水治理形勢依然嚴(yán)峻。2018年，哈密市在主城區(qū)及周邊城鎮(zhèn)進(jìn)行農(nóng)村生活污水治理的初步探索后，2019年將工作報(bào)告和實(shí)施計(jì)劃下發(fā)至各個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)，正式整治農(nóng)村生活污水污染問題。鎮(zhèn)政府提倡“先動(dòng)員、后培訓(xùn)、后建設(shè)”，采取多種行之有效的培訓(xùn)形式代替會議，使農(nóng)村生活污水治理效果得到了大的提升，并且設(shè)立農(nóng)村生活污水的領(lǐng)導(dǎo)工作小組，專門負(fù)責(zé)農(nóng)村生活污水治理的資金保障、技術(shù)支撐等工作。截至2022年，陶家宮鎮(zhèn)農(nóng)村生活污水地下收集管網(wǎng)修建率達(dá)到88%。

2 模型選擇及基本假設(shè)

2.1 SFIC模型分析農(nóng)村生活污水的可行性

SFIC模型具有普便適用性。Ansell和Gash兩位學(xué)者對100多個(gè)案例進(jìn)行研究，形成了一個(gè)能夠闡述一般實(shí)踐的模型[4]。在實(shí)踐中，不同國家的許多學(xué)者都將SFIC模型應(yīng)用于實(shí)踐。此外，該模型充分考慮了影響協(xié)同過程的靜態(tài)變量(催化領(lǐng)導(dǎo)和制度設(shè)計(jì))和動(dòng)態(tài)變量(初始條件)。規(guī)則的合理性、制度的透明性以及領(lǐng)導(dǎo)人的遴選都在模型中得到體現(xiàn)。同時(shí)，動(dòng)態(tài)條件下的歷史因素，如主體之間是否有過合作或糾紛，也被納入模型。一般來說，SFIC模型關(guān)注影響協(xié)作治理的多個(gè)因素。SFIC模型將協(xié)同過程作為治理的核心因素，將協(xié)作過程設(shè)計(jì)成循環(huán)結(jié)構(gòu)，彌補(bǔ)了以往線性結(jié)構(gòu)的弊端[5]。任何治理都不是一蹴而就的，協(xié)同治理更是如此。協(xié)作過程需要所有參與者不斷交流合作，修改計(jì)劃，完善規(guī)則，最終在一次次取得階段性成果的基礎(chǔ)上取得成功。農(nóng)村生活污水治理更需要政府、村委會、村民多個(gè)主體之間的治理工作，共同實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村生態(tài)振興。SFIC模型的影響因素包括權(quán)利資源、參與方信任、面對面溝通、互相學(xué)習(xí)、領(lǐng)導(dǎo)作用發(fā)揮等，SFIC模型的內(nèi)容相對完善，綜合SFIC模型與本文的研究主題具有較高的契合度，運(yùn)用SFIC模型分析農(nóng)村生活污水治理是可行的。

2.2 基本假設(shè)

基于調(diào)查數(shù)據(jù)，本研究以協(xié)同治理理論為理論支撐，將SFIC模型作為治理方法引入農(nóng)村生活污水治理中，本研究以SFIC模型中4個(gè)變量對治理效果的作用為基礎(chǔ)提出基本假設(shè)。

起始條件——資源/信息越對等，越有利開展農(nóng)村生活污水治理行動(dòng)。

催化條件——領(lǐng)導(dǎo)作用越充分，越有利于把握農(nóng)村生活污水治理方向。

制度設(shè)計(jì)——制度設(shè)計(jì)越規(guī)范透明，越有利于保障農(nóng)村生活污水治理工作。

協(xié)同過程——協(xié)同過程越完善，越有利于解決農(nóng)村生活污水治理問題。

這4個(gè)基本假設(shè)中包含多個(gè)變量，通過分析每個(gè)變量的含義，本研究針對地制作了調(diào)查問卷，對每一變量都分為5個(gè)程度，即“非常不符合、比較符合、一般符合、比較符合、非常符合”。

3 問卷設(shè)計(jì)與數(shù)據(jù)來源

此次調(diào)查問卷包括4大部分，基本情況，包括家庭常住人口和經(jīng)濟(jì)來源等問題；農(nóng)村生活污水治理的生態(tài)認(rèn)知，包括生活用水主要來源、生活污水排放方式等；農(nóng)村生活污水治理的政策感知，包括對農(nóng)村生活污水治理政策了解程度、是否參與過農(nóng)村生活污水治理、協(xié)同過程是否完善、治理效果的滿意度等；農(nóng)村生活污水治理參與意愿，包括主動(dòng)了解農(nóng)村生活污水治理的政策、愿意花費(fèi)時(shí)間和精力參與農(nóng)村生活污水治理的程度等以及針對農(nóng)村生活污水治理過程中出現(xiàn)的問題和對問題的建議，共計(jì)37個(gè)問題。

為了確保抽取樣本的代表性，此次調(diào)查對哈密市陶家宮鎮(zhèn)中10個(gè)村內(nèi)進(jìn)行了抽樣調(diào)查，隨機(jī)選取13戶村民作為調(diào)查對象。本次調(diào)查共發(fā)放問卷130份，收回問卷125份，剔除不完整和無效的問卷，問卷有效率為94.6%。

4 基于SFIC模型農(nóng)村生活污水治理的實(shí)證分析

4.1 信度分析

本研究采用α系數(shù)來進(jìn)行可靠性分析，α系數(shù)取值越高，表示問卷數(shù)據(jù)的一致性越高即信度越高[6]。當(dāng)α系數(shù)大于0.9時(shí)，說明問卷內(nèi)容一致性強(qiáng)，當(dāng)α系數(shù)大于0.8時(shí)，說明問卷內(nèi)容的可靠性高，當(dāng)α系數(shù)高于0.7，說明問卷內(nèi)容信度較高；但當(dāng)α系數(shù)處于0.7以下，說明問卷數(shù)據(jù)一致性較差需要對問卷重新設(shè)計(jì)。

表1 信度分析

由表1可知，問卷各部分的α系數(shù)均大于0.8，說明該部分問卷內(nèi)容一致性好，從問卷整體來看，α系數(shù)為0.906，在0.7以上，這說明該調(diào)查問卷的穩(wěn)定性強(qiáng)。

4.2 效度分析

衡量問卷效度的指標(biāo)是KMO值、巴特利特球形度檢驗(yàn)，要求KOM值大于0.9為最好，大于0.8為比較好，大于0.7為中等，小于0.7為較差，同時(shí)，Bartlett球形檢驗(yàn)的顯性也應(yīng)小于0.05，反之，則說明問卷數(shù)據(jù)不能準(zhǔn)確反映問題。

表2 效度分析

由表2可知，本次調(diào)研數(shù)據(jù)的KOM值為0.844，并且巴特利特球形檢驗(yàn)的顯著性為0.000，意味著本次調(diào)查問卷的結(jié)構(gòu)和內(nèi)容效度較好，能夠準(zhǔn)確反映問卷中所涉及的問題。

4.3 回歸分析

根據(jù)自變量的個(gè)數(shù)，將回歸分析分為一元回歸分析和多元回歸分析。本研究中初始條件、催化領(lǐng)導(dǎo)、制度設(shè)計(jì)和協(xié)作過程為自變量，治理效果作為因變量。建立的多元線性回歸模型如下：

XG=β0+β1TJ+β2LD+β3ZD+β4GC

式中，TJ、LD、ZD、GC分別代替研究中的自變量；XG代表因變量；β0、β1、β2、β3、β4是非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)。通過SPSS軟件進(jìn)行分析，如表3所示。

根據(jù)表3可知，該模型具體如下：

XG=0.604+0.348TJ+0.283LD+0.215ZD+0.228GC

表3 回歸分析

在多元回歸方程中擬合優(yōu)度檢驗(yàn)，R2值越接近1，證明回歸方程對實(shí)際值的擬合程度效果越好，從表3可知，R2為0.521，說明自變量對因變量的變化影響占52.1%，具有較強(qiáng)解釋力，即模型擬合效果較好。為了檢驗(yàn)回歸模型整體是否有效，使用F統(tǒng)計(jì)量表示回歸方程顯著性檢驗(yàn)[7]。從表3可知，F(xiàn)值為32.656，p值為0.000，小于0.001，證明在回歸分析中預(yù)測變量即起始條件、催化領(lǐng)導(dǎo)、制度設(shè)計(jì)和協(xié)同過程對治理效果的線性關(guān)系顯著。檢驗(yàn)每個(gè)回歸系數(shù)是否顯著，主要通過方差膨脹因子、Durbin-Watson檢驗(yàn)、標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)3方面檢驗(yàn)。方差膨脹因子是變量之間是否存在共線性的重要統(tǒng)計(jì)量。一般來說，當(dāng)VIF值大于10時(shí)，表明自變量之間存在線性關(guān)系。從表3可以看出，4個(gè)自變量的VIF值均小于10，可以認(rèn)為兩者之間沒有線性重疊4個(gè)變量。德賓-沃森檢驗(yàn)可以檢驗(yàn)?zāi)Ｐ痛嬖谧晕蚁嚓P(guān)的可能，一般而言，D-W值的取值范圍在(0，4)，當(dāng)D-W值越接近2時(shí)，說明殘差和自變量是相互獨(dú)立的。由表3可知，D-W值為1.845，接近2，可以認(rèn)為模型中樣本數(shù)據(jù)不存在相關(guān)性。標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)，Beta值大于0表示有積極影響，Beta值小于0則表示消極影響[8]。由表3可知，協(xié)同過程、起始條件、催化領(lǐng)導(dǎo)、制度設(shè)計(jì)的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)為0.348、0.283、0.215、0.228，Beta值均大于0，說明自變量和因變量之間存在正相關(guān)關(guān)系，并且因變量隨著自變量的增大而增大。

根據(jù)上述分析及數(shù)據(jù)運(yùn)算過程，可知最終回歸方程：

協(xié)同效果=0.604+0.348起始條件+0.283催化領(lǐng)導(dǎo)+0.215制度設(shè)計(jì)+0.228協(xié)同過程

4.4 農(nóng)村生活污水治理存在問題分析

通過對調(diào)研數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析驗(yàn)證得出4個(gè)基本假設(shè)均成立，在調(diào)研過程中發(fā)現(xiàn)研究區(qū)域在治理過程中出現(xiàn)以下問題。資源/信息不對等，如由于政府的信息較多，所接觸信息的多少取決于關(guān)系的密切程度，村委會接觸較多，因此掌握的信息較多，村民也比較被動(dòng)接受，在治理過程中如果得不到應(yīng)有信息和資源，會積累參與個(gè)體之間的消極情緒；政府作用的模糊性，政府重點(diǎn)工作較多，在很大程度上忽視了政府對農(nóng)村生活污水治理的重視，存在著余力不足的局面，政府主導(dǎo)慣性難以改變，成為治理工作中的思維障礙；有制度但無有效協(xié)商，各方發(fā)言機(jī)會不多，協(xié)商內(nèi)容存在“一錘子”的快速確定，然后直接進(jìn)入實(shí)施環(huán)節(jié)，實(shí)施方案中要求的廣泛民意并沒有在現(xiàn)有創(chuàng)新管理的基礎(chǔ)上真正落到實(shí)處。

5 基于SFIC模型的農(nóng)村生活污水治理優(yōu)化路徑

根據(jù)125份調(diào)查問卷數(shù)據(jù)，本研究就農(nóng)村生活污水治理提出了4個(gè)基本假設(shè)，并根據(jù)數(shù)據(jù)對4個(gè)基本假設(shè)進(jìn)行驗(yàn)證，實(shí)證分析后得出4個(gè)基本假設(shè)成立，并根據(jù)實(shí)際治理現(xiàn)狀提出農(nóng)村生活污水治理的優(yōu)化路徑。

5.1 尋求資源/信息對等，促進(jìn)長遠(yuǎn)發(fā)展

好的開始是成功的一半。想要促進(jìn)農(nóng)村生活污水治理的長遠(yuǎn)發(fā)展，需要在起始條件中，實(shí)現(xiàn)資源/信息之間的對等，促進(jìn)信息共享。溝通是建立互信的重要途徑，有效的溝通可以緩解各參與方之間的關(guān)系，面對當(dāng)?shù)卮迕瘢畱?yīng)該轉(zhuǎn)變角色，主動(dòng)放低姿態(tài)，與村民平等溝通，消除誤會；當(dāng)?shù)卮迕裉岢鲆庖娢幢唤蛹{，長此以往，難免會積累負(fù)面情緒，政府應(yīng)換位思考，化解其負(fù)面情緒，促進(jìn)各方合作。搭建資源共享平臺，要充分發(fā)揮“互聯(lián)網(wǎng)”等現(xiàn)代科技手段和大數(shù)據(jù)平臺的智能化運(yùn)用。從當(dāng)?shù)卮迕竦膶?shí)際需求出發(fā)，打破信息壁壘，促進(jìn)資源信息共享。實(shí)現(xiàn)政府部門、當(dāng)?shù)卮迕窈痛逦瘯g的資源共享，能夠提高各方對農(nóng)村生活污水污染的認(rèn)識，深化協(xié)同合作，明確共同利益，增強(qiáng)參與熱情[9]。

5.2 強(qiáng)化政府地位，促進(jìn)協(xié)同開展

催化領(lǐng)導(dǎo)在激勵(lì)各方參與協(xié)同治理方面發(fā)揮著重要作用。尤其是在協(xié)作意愿不強(qiáng)的情況下，催化式領(lǐng)導(dǎo)尤為重要，其職責(zé)是鼓勵(lì)各方積極參與協(xié)作，凝聚各方共識。農(nóng)村生活污水治理問題復(fù)雜，政府應(yīng)妥善積極引導(dǎo)所有合作參與方，在合作過程中尊重和理解各方利益。加強(qiáng)宣傳活動(dòng)，宣傳政府部門、村委會、當(dāng)?shù)卮迕竦牧x務(wù)，宣傳共同參與理念，提高社會參與積極性[10]；根據(jù)實(shí)際制定農(nóng)村生活污水治理方案，政府要在農(nóng)村生活污水治理中承擔(dān)主要責(zé)任和作用，結(jié)合當(dāng)?shù)刎?cái)力和實(shí)際，建立農(nóng)村生活污水治理方案，加大民生投入；在機(jī)構(gòu)設(shè)置方面，政府可以牽頭設(shè)立農(nóng)村生活污水治理辦公室，不斷提升農(nóng)村生活污水的治理效率和監(jiān)督能力。

5.3 優(yōu)化制度設(shè)計(jì)，保障治理合理

制度設(shè)計(jì)是確保協(xié)同治理的關(guān)鍵因素，合理的制度設(shè)計(jì)才能體現(xiàn)協(xié)同工作有效性。具體來說，在設(shè)計(jì)協(xié)同治理制度時(shí)，要注意制度的包容性、公開性和透明度，基本規(guī)則的明確性和問題解決的多樣性，如建立農(nóng)村生活污水處理部門督導(dǎo)參會人員聯(lián)席會議制度，定期組織協(xié)同參與各方召開工作會議。根據(jù)不同階段，定期公開治理工作成果，專項(xiàng)資金資金使用去向，在聯(lián)席會議上解決實(shí)際問題，組織開展專項(xiàng)行動(dòng)。建立激勵(lì)機(jī)制，推動(dòng)參與各方治理主動(dòng)性，如在基層干部的年終績效考核中增加農(nóng)村生活污水治理方面，但在考核中的扣分項(xiàng)目需結(jié)合實(shí)際情況，及時(shí)剔除不合理選項(xiàng)，適當(dāng)增加正向扶持激勵(lì)；在當(dāng)?shù)卮迕裰袕奈镔|(zhì)激勵(lì)和精神激勵(lì)方面來提高治理的積極性。

5.4 建立協(xié)同機(jī)制，提升治理效果

協(xié)同過程是協(xié)同治理的核心部分。面對面交談，建立信任，讓各方投入到這個(gè)過程中，增進(jìn)共識，提升治理效果。各個(gè)環(huán)節(jié)的良性循環(huán)直接影響治理效果和預(yù)期目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)，因此有必要搭建一個(gè)開放的對話平臺，匯集各方智慧，整合各環(huán)節(jié)、多元化信息，增強(qiáng)合力和協(xié)同效應(yīng)。同時(shí)，搭建平臺更有利于合作各方尋求共同利益，實(shí)現(xiàn)共同目標(biāo)，圍繞共同利益產(chǎn)生更深層次的協(xié)同合作，進(jìn)而擴(kuò)大合作。不斷尋找圍繞共同利益的二次利益價(jià)值利益并重復(fù)這個(gè)循環(huán)，形成共同價(jià)值，為未來繼續(xù)合作創(chuàng)造良好條件。推進(jìn)農(nóng)村生活污水治理取得階段性成果，將大大提高各方繼續(xù)參與合作的積極性。因此，需要不斷鞏固形成階段性成果，提高所有參與者在合作過程中實(shí)現(xiàn)最終目標(biāo)的積極性。