基于農民滿意度的農村水環境治理績效研究
——以湖北省部分縣市的調查為例

呂天宇, 趙 微, 李 娜, 曾 晨

(1.華中農業大學 公共管理學院, 湖北 武漢430070; 2.湖北省水利水電規劃勘測設計院, 湖北 武漢 430064)

黨的十九大報告中提出鄉村振興戰略，《關于實施鄉村振興戰略的意見》指出“鄉村振興，生態宜居是關鍵，良好生態環境是農村最大優勢和寶貴財富”。在大力倡導生態宜居的時代背景下，我國政府高度重視農村水環境治理，先后出臺《水污染防治行動計劃》《農村人居環境整治三年行動方案》《鄉村振興戰略規劃(2018—2022年)》《關于推進農村黑臭水體治理工作的指導意見》等文件，明確要求開展農村生活垃圾、廁所糞污和生活污水治理，全面建設生態型農村水環境。農村水環境治理的必要性和重要性得到進一步凸顯。農村水環境治理績效是對農村水環境治理行為和效果的科學評價。對其影響因素開展研究，可以不斷提升公共部門的農村水環境治理水平，破解建設美麗鄉村美好愿景與農村水環境污染的現實矛盾。國外水環境績效研究起步較早，已形成較為成熟的體系[1]。借鑒國外研究成果，國內學者開始探索具有本土特色的農村水環境治理績效研究路徑。黃征[2]基于平衡計分卡，以財務指標、顧客指標、內部運營指標和學習與成長為目標層構建了農村水環境治理的績效體系。鄭開元和李雪松[3]基于公共物品理論，提出摒棄由政府為農村水環境治理買單的單一治理機制，引入經濟激勵機制與公眾參與機制，把相關者活動對環境造成的不利影響降到最低。杜焱強等[4]對農村水環境多元治理主體進行非合作博弈均衡分析，得出多元參與是農村水環境可持續發展的關鍵，并指出農民是水環境治理的內生動力。師榮光等[5]基于組織機構建立、管理運行機制、工作履行、公眾參與和實際效果5方面構建農村水環境治理績效研究體系。黃森慰等[6]從參與農村水環境治理的地方政府、企業和農戶三方博弈主體出發，得出“地方政府引導、企業凈化、農戶參與治理”模式是有利于農村水環境質量提升的最優模式。對相關文獻進行梳理發現，盡管已有學者開始關注農村水環境治理績效及影響因素，但現有研究多關注項目完工后的結果績效，而忽略了治理過程中的過程績效。此外，盡管學者們普遍認可農民對農村水環境治理績效有著更加直觀的感受，認為農民是農村水環境治理的主要利益相關者和直接受益人，但基于農民視角開展農村水環境治理績效的測度研究較少。因此本文的主要任務是，針對農村水環境治理的現實問題，構建農民視角下的農村水環境治理績效研究框架，從“過程—結果”維度出發研究水環境績效影響因素及其作用機理，從而完善農村水環境治理的研究體系，并為農村水環境治理的改革實踐提供理論支持。

1 研究區域與數據來源

1.1 研究區概況

湖北省位于我國中部，地處長江流域中心位置。近年來湖北省大力促進綠色發展，按照《湖北省鄉村振興戰略規劃(2018—2022年)》《湖北省鄉村振興促進條例》的要求積極開展農村水環境治理工作。2017年全省開展生活污水治理的行政村比例達15%，進行生活垃圾治理的行政村比例達81.3%，進行旱廁改造的行政村比例達58.9%，畜禽糞污綜合利用率為67%[7]。

嘉魚縣、天門市和公安縣是湖北省開展農村水環境治理的典型地區。嘉魚縣位于湖北省東南部，境內水系發達，長江橫穿過境。該縣以長江大保護為抓手，持續推進農戶無害化廁所改革，加快推進鄉鎮污水處理廠及管網建設，積極開展農村生活垃圾集中整治行動，有效改善農村水環境。天門市位于湖北省中部，該市不斷深入推進水環境治理與河湖長制，持續加強河湖治理和農村黑臭水體治理。公安縣位于湖北省中南部，該縣積極推進農村垃圾集中收運，設立秸稈打包回收點，嚴禁秸稈焚燒污染環境，通過建設縣、鄉鎮兩級河湖庫長制責任體系嚴控河湖庫污染。

1.2 數據來源

研究人員于2019年4月30日至5月9日赴湖北省嘉魚縣、天門市和公安縣開展實地調研，依據分層隨機抽樣的原則選取了3個縣(市)的11個鎮、73個行政村的609位農民作為調查對象。調查區域具體包括嘉魚縣新街鎮的7個行政村、潘家港鎮的11個行政村、渡普鎮的5個行政村、官橋鎮的5個行政村，天門市麻洋鎮的4個行政村、多祥鎮的7個行政村、張港鎮的5個行政村，公安縣孟嘉溪鎮的11個行政村、章田寺鎮的8個行政村、甘家廠鎮的7個行政村、毛家港鎮的3個行政村。實地調研最終獲得551份有效問卷，問卷有效率90.48%。

2 研究方法

2.1 治理績效的測度

在不同的學科背景下，農村水環境治理績效存在多元化的表達形式。顧客滿意度理論認為，消費者的使用感受是評價產品好壞的重要判斷依據，該理論已應用于公共項目績效評價[8]。對于本研究而言，農村水環境治理具有公共品性質，作為農村水環境治理的利益相關群體[9]，農民可以被視為農村水環境治理的“消費者”。他們見證了農村水環境治理的全生命周期，對治理效果有更加深刻的感知，因此其主觀滿意度更加接近農村水環境治理的實際績效水平，采用農民滿意度對農村水環境治理績效進行測度具有較強的科學依據。

2.2 模型設定與變量選擇

“過程—結果”績效觀是對環境治理績效進行科學評價的經典方法，目前已廣泛應用于流域水環境治理項目[10]、生態政策績效評價等[11]多個研究領域。農村水環境治理是由一系列階段和工序共同作用的復雜系統，在治理過程中既需要對污染源頭開展防治、加大基礎設施供給，也需要必要的人才、資金投入作為保障，還需要對治理效果開展監控并獲得反饋，因此農村水環境治理績效研究與“過程—結果”的基本理念相對一致。根據已有學者的研究[12-13]和《湖北省鄉村振興戰略規劃(2018—2022年)》指出的農村水環境治理困境，“過程”維度的影響因素包括水污染源頭治理、水環境基礎設施建設以及水環境治理制度等，考慮到觀測農村水環境是否改善是評價農村水環境治理績效的關鍵指標[2]，故選取水體水質潔凈度和野生動物增加程度作為“結果”維度主要影響因素。“過程”維度指標包括水污染源頭治理、水環境基礎設施建設和水環境治理制度3方面。已有研究發現，化肥農藥、農作物秸稈、生活垃圾、生活污水、旱廁糞水等[14-16]都是造成農村水污染的重要因素，這些因素也是鄉村振興戰略中實現生態宜居的障礙所在。其中，土壤中的化肥農藥殘留、未經生態處理的秸稈、隨處丟棄的生活垃圾以及未經改造的旱廁會隨降雨產生污水徑流和下滲，造成土壤水和地下水污染。此外，在缺乏生活污水排水管網的現實背景下，大多數農村地區的生活污水是通過簡易的明溝或暗管排放至戶外，直接形成徑流或者入滲至地下污染農村水環境。針對農村水環境污染的主要因素，本文選取農村水污染源頭治理的主要指標包括生活污水集中處理X11，生活垃圾集中收運X12，村莊旱廁改造X13，測土配方施肥普及X14，農作物秸稈處理X15。在水環境基礎設施治理方面，除與水污染源頭治理相配套的生活污水管網和生活垃圾收運設施以外，農村地區常見的坑塘、河道、溝渠也亟需整修。對坑塘進行整修主要包括實施清淤疏浚等，以保障坑塘發揮正常的蓄水功能。對農村河道進行整修主要包括開展河道生態護坡、清淤工程等[17]。溝渠整修主要包括傳統水泥硬化、定期清淤、建設生態溝渠等。因此本文選取農村水環境基礎設施治理的主要指標包括生活污水管網整修X21，生活垃圾設施整修X22，坑塘整修X23，河道整修X24，溝渠整修X25。此外，健全的農村水環境鄉村治理體系離不開“黨委領導、政府負責、社會協同、公眾參與、法治保障”，實現管理主體、經費保障、人員配備的制度化、規范化，并積極地做好村民宣傳和教育工作、提高農村居民對農村水環境治理的積極性和參與度對農村水環境治理同樣十分重要[18-20]。因此，在農村水環境制度建設方面，本文選取工作人員隊伍建設X31，資金使用公開程度X32，水環境治理宣傳X33和公眾參與程度X34。“結果”維度包括水體水質潔凈度和野生動物增加程度。水體水質潔凈度主要選取與過程績效中相對應的河道、坑塘和溝渠作為評價對象，主要包括坑塘水質潔凈度R11，河道水質潔凈度R12，溝渠水質潔凈度R13；野生動物增加程度主要包括野生水禽增加程度R21以及野生魚類增加程度R2。借鑒相關研究[21]，控制變量包括受訪農民性別Z1，年齡Z2，職業Z3，受教育程度Z4以及家庭總收入Z5(表1)。

根據上述分析，農村水環境治理績效的影響機理可由下式表示：

(1)

式中：Y是農村水環境治理績效;X為“過程”維度變量;R為“結果”維度變量;Z為控制變量;C0為常數項;α，β，δ，λ，μ，ω為待估計的變量系數;ζ為隨機擾動項。

表1 農村水環境治理績效模型的變量

2.3 模型內生性檢驗

內生性是指計量模型中被解釋變量與擾動項存在相關性，內生性會導致估計結果未收斂到真實的總體參數[22]。為了得到更加真實的回歸參數，需要對模型內生性進行分析。在農村環境治理領域，已有學者專門研究了農村環境治理和農民參與行為之間的作用機理，如有研究指出農民的參與行為顯著影響農村環境治理效果[6]；同時農民參與行為決策反過來也會受治理效果干預，治理效果越突出，農民參與的積極性越高[23]，由此可見“農村環境治理績效”與“公眾參與程度”存在潛在的雙向因果關系。考慮到農村環境治理行為機理的一致性，本文認為“農村水環境治理績效”和“農民參與行為”之間也存在潛在的雙向因果關系。參考相關文獻對內生性的處理方法，采用代理變量法和工具變量法[24]解決模型內生性問題。

2.3.1 代理變量法 計劃行為理論是解釋個體行為形成機理的重要理論基礎[25]。根據該理論，農民的水環境意識可以表征行為態度，而行為態度進一步影響水環境保護的參與行為，因此農民環境意識和公眾參與度具有高度相關關系。本文選擇“農民環境意識(W1)”作為“公眾參與程度(X34)”的代理變量，其賦值規則如下：“農村水環境保護不重要=1；農村水環境保護一般重要=2；農村水環境保護十分重要=3”。

2.3.2 工具變量法 工具變量是一類不屬于原解釋方程并且與內生解釋變量相關的變量，它既需要滿足工具變量與內生變量的相關性，又需要滿足工具變量與擾動項不相關的外生性[22]。利用工具變量法可以消除內生性導致的OLS估計量不一致。受楊衛兵等人[9]啟發，本文使用“農民支付意愿(Ⅳ)”作為候選的工具變量，該變量反映了受訪農民愿意為改善農村水環境的支付金額。實地訪談中發現，農民愿意為農村水環境支付的資金越多，表明農民參與治理的積極性越高，農民支付意愿(Ⅳ)與公眾參與(X34)之間存在密切關系；從行為機理上分析，農民支付意愿與水環境治理績效之間不存在直接的作用關系，但可能通過公眾參與影響績效水平。因此，農民支付意愿(Ⅳ)的選取初步滿足工具變量相關性和外生性的雙重要求。在此基礎上，本文采用二階段最小二乘法(2SLS)進行工具變量回歸分析。

3 結果與分析

3.1 績效水平分析

實證區域農村水環境治理績效普遍偏低，農民對農村水環境治理的滿意度均值僅為2.595，未達到“一般”的滿意水平，其中，認為農村水環境治理“非常不滿意”的農民占比15.61%，認為治理“相對不滿意”占比30.31%，認為治理“一般”占比36.30%，認為治理“比較滿意”占比14.52%，認為治理“非常滿意”占比3.27%，因此，有必要探究農民滿意度的影響因素從而提高農村水環境治理績效。

3.2 影響因素分析

本文構建6組模型并采用OLS回歸開展農村水環境治理績效的影響因素研究。其中，模型1的解釋變量僅為“過程”維度變量，模型三的解釋變量僅為“結果”維度變量，模型五的解釋變量為“過程”維度變量和“結果”維度變量，模型2，4，6分別在模型1，3，5的基礎上增加了控制變量。模型估計結果詳見表2。為了消除潛在的異方差可能性，采用穩健標準誤。

由表2可以看出，6組模型F值均通過1%的顯著性檢驗，表明模型整體是顯著的。“過程”維度中，生活垃圾集中收運(X12)、村莊旱廁改造(X13)、生活垃圾設施整修(X22)、河道整修(X24)、工作人員隊伍建設(X31)、公眾參與程度(X34)在模型一、模型二、模型五和模型六中均在10%水平上顯著，而生活污水管網整修(X21)僅在模型六通過了10%的顯著性水平檢驗。“結果”維度中，溝渠水質潔凈度(R13)在模型3—6中均在10%的水平上顯著，坑塘水質潔凈度(R11)在模型3和模型4中均在5%的水平上顯著，但在模型5和模型6中卻未表現出顯著性。總體而言，模型回歸結果相對穩健，驗證了本文構建農村水環境治理績效研究框架的科學性。

表2 農村水環境治理績效影響因素的OLS回歸結果

3.2.1 “過程”維度 生活垃圾集中收運(X12)和生活垃圾設施整修(X22)對農村水環境治理績效產生顯著的正向影響(p<10%，p<5%)，即生活垃圾集中收運越及時、生活垃圾設施整修越完善，水環境治理績效越高。傳統上農村地區生活垃圾主要以菜葉果皮等易降解的有機垃圾為主。隨著農民生活水平的提高，塑料產品等難降解垃圾不斷增多，隨意丟棄垃圾對農村水環境造成了極大的壓力，在雨水沖刷下對水體造成了嚴重污染。隨著鄉村振興工作的不斷推進，“實施城鄉生活垃圾無害化處理全達標行動”的要求促使農村地區垃圾桶、垃圾池等設施不斷修建，大部分地區實現常態化的“村收集鎮轉運縣處理”垃圾收運模式，減少了污水徑流和下滲，一定程度上緩解了由垃圾造成的農村水環境污染。

村莊旱廁改造(X13)對農村水環境治理績效產生顯著的正向影響(p<5%)，即村莊旱廁改造完成率越高、效果越好，水環境治理績效水平越高。開展“廁所革命”是提高農民生活質量、提高農村衛生水平、改善村容村貌的根本要求。改造農村戶廁和公廁可在一定程度上減少農村蚊蟲，減少污水徑流和下滲，從而對污染源頭進行有效治理。

公眾參與程度(X34)對農村水環境治理績效產生顯著正向影響(p<1%)，即公眾的農村水環境治理參與度越高，水環境治理績效水平越高。農村水環境屬于公共物品，通常在政府主導下進行綜合治理。但由于農村水環境存在污染源復雜、基礎設施薄弱、投入資金不足等問題，實施難度較大。普通農民由于缺乏相關的環保知識和責任意識，尤其是收入水平受限，經常會有搭便車的投機行為。當農民個人利益與水環境治理發生沖突時，往往會忽視環境治理而選擇維護自身利益，這也對水環境治理工作帶來極大阻礙。作為農村水環境治理的利益相關者，農民理應擔負起農村水環境協同治理的責任。

工作人員隊伍建設(X31)對農村水環境治理績效產生顯著正向影響(p<1%)，即工作人員配備越齊全、專職程度越高，水環境治理績效水平越高。農村水環境管理人員是農村水環境治理的專職工作人員，只有充分發揮其專業優勢、科學合理制定農村水環境治理制度和實施細則、有效推進農村水環境治理進程，才能為水環境治理帶來積極效應。

生活污水管網整修(X21)對農村水環境治理績效產生顯著正向影響(p<10%)。相對于城鎮地區，農村污水管網的建管工作比較薄弱。根據實地調查結果，研究區域農村生活污水大多未經生態化處理直接通過簡易明溝或暗管排放至戶外，嚴重污染農村水環境、損害村莊生態環境。修建完備的農村生活污水管網、實現雨污分流是當前農村地區水環境治理和美麗鄉村建設的迫切需要。

河道整修(X24)對農村水環境治理績效產生顯著的正向影響(p<5%，p<1%)，即河道整修效果越好，對應水環境治理績效水平越高。農村小型河流承擔著農田灌溉、防洪防汛、休閑娛樂的重要功能，對河道整修主要包括河道清淤和生態護岸。河道進行定期清淤可以保障河道排澇、防洪、灌溉功能的正常實現，而生態護岸可以把河堤改造成為水土資源、動植物相互涵養，適合生物生長的仿自然狀態護岸[26]，不僅可以保護堤岸的安全，還可以提升河流兩岸的生態景觀功能。

3.2.2 “結果”維度 坑塘水質潔凈度(R11)對農村水環境治理績效產生顯著的正向影響(p<5%)，即坑塘水質越好，水環境治理績效水平越高。當前調查地區面積較大的坑塘通常用于水產品養殖，但面積較小坑塘未被有效利用，水質逐漸惡化，對農村環境造成極大的負面影響。為改善農村生態環境，提高農村坑塘利用率，需要著重解決農村的黑臭坑塘問題。

溝渠水質潔凈度(R13)對農村水環境治理績效產生顯著正向影響(p<10%，p<1%)。已有研究指出，水田水質決定毗鄰溝渠水質[27]，農田施用化肥農藥后毗鄰溝渠內有機物含量將升高，有機物將通過溝渠流通到周圍水體，引發農村水環境有機物含量增加從而加重水污染程度。

3.3 模型內生性分析

3.3.1 代理變量法 采用“農民環境意識(W1)”作為“公眾參與程度(X34)”代理變量的回歸結果詳見表3。結果顯示，6組模型都通過了1%的顯著性檢驗，表明模型整體的顯著性。“過程”維度中農作物秸稈處理(X15)、河道整修(X24)、工作人員隊伍建設(X31)、水環境治理宣傳(X33)和代理變量農民環境意識(W1)在模型7、模型8、模型11和模型12中均在10%水平上顯著，生活污水管網整修(X21)、生活垃圾設施整修(X22)僅在模型6中在10%的水平上顯著。其中，農作物秸稈處理(X15)、水環境治理宣傳(X33)值得引起我們的進一步關注。雖然近些年來基層政府推行秸稈粉碎還田等系列生態化處理方式，但農民仍然會采用焚燒方式處理農作物秸稈，對村莊空氣質量和水環境產生較大的負面影響，收割季節如何處理秸稈成為了農村環境保護亟需解決的問題。水環境治理宣傳是指通過宣傳教育的方式，向農民普及和宣傳水環境保護的重要性，提高農民水環境意識，引導農民參與水環境保護。“結果”維度中，溝渠水質潔凈度(R13)在模型9—12中均通過了10%的顯著性檢驗，而坑塘水質潔凈度(R11)在模型9和模型10中通過了5%的顯著性檢驗，在模型11和模型12中未表現出顯著性。總體來說，采用代理變量法的回歸結果與基準的OLS模型估計結果保持一致，模型穩健性得到了檢驗。

表3 農村水環境治理績效影響因素的代理變量法回歸結果

3.3.2 工具變量法 以農民支付意愿(Ⅳ)作為工具變量，采用二階段最小二乘法(2SLS)進行工具變量回歸分析，回歸結果詳見表4。由第一階段2SLS回歸可知，工具變量與內生變量之間存在正向影響關系(p<0.1)。進一步對工具變量的有效性進行檢驗，Kleibergen-Paaprk LM統計量值為2.913(Prob=0.087 9<0.1)，在10%的水平上拒絕不可識別的原假設，表明工具變量與內生解釋變量相關;接下來分別采用minimum Eigenvalue統計量、CraggDonald Wald F統計量、Kleibergen-Paaprk Wald F統計量進行檢驗，均未通過“名義顯著性水平”為5%的沃爾德檢驗，接受“弱工具變量”的原假設。在懷疑有弱工具變量的情況下，改進估計方法是一個可行的經驗策略[28]。為了解決弱工具變量帶來的偏差，本文使用對弱工具變量更不敏感的LIML方法進行回歸[22]。由表4可以看出，LIML回歸結果與2SLS回歸結果基本一致。

在2SLS和LIML回歸結果中，生活污水管網整修(X21)、河道整修(X24)、工作人員隊伍建設(X31)、溝渠水質潔凈度(R13)等變量分別在10%，5%，5%，10%水平下對水環境治理農民滿意度產生顯著的正向影響。2SLS回歸結果中顯著的解釋變量在之前構建的模型中均呈現出顯著性，本文構建的基準模型的穩健性再次得到檢驗。

4 討 論

(1) 本文采用多元回歸模型，將潛在影響農村水環境治理績效的因素納入模型，試圖尋找影響農村水環境治理的顯著因子，從而為多角度協同增進治理效果提供參考，符合劉勇多角度多措施農村水環境治理效果更佳的結論[29]。此外，農村水環境治理作為新興話題，較少有學者對農村水環境治理績效影響因素展開研究，但是從已有文獻看，顯著影響農民人居環境[30]、農業面源污染[31]、農地整治績效[32-33]的因子與本文結果一致性較強，今后統籌推進農村水環境治理、面源污染治理、人居環境治理和農地整治是鄉村振興視角下實現生態宜居的重要導向，同時也是實現農村生產—生活—生態“三生”協調的重要路徑。

表4 農村水環境治理績效影響因素的工具變量法回歸結果

(2) “過程”維度和“結果”維度中表現出顯著性的變量與《湖北省鄉村振興戰略規劃(2018—2022年)》中提出的農村水環境相關治理舉措具有較高契合度。生活垃圾集中收運(X12)、村莊旱廁改造(X13)、農作物秸稈處理(X15)、生活污水管網整修(X21)、生活垃圾設施整修(X22)、河道整修(X24)是提高農民生活質量、改善農村人居環境、扭轉農村生活用水污染和農業面源污染的重要舉措，對改善農村水環境有著重要影響。工作人員隊伍建設(X31)、公眾參與程度(X34)、水環境治理宣傳(X33)則是治理制度層面的保障，體現了農村水環境治理現代化水平。坑塘水質潔凈度(R11)和溝渠水質潔凈度(R13)是“結果”維度中的顯著變量，坑塘和溝渠是農村地區最常見的水環境載體，水質好壞與農村水環境質量息息相關，因此坑塘和溝渠治理效果是今后關注重點。雖然近年來湖北省農村水環境整治取得了積極成效，但總體形勢依然嚴峻，相關影響因素可以為實現《湖北省鄉村振興戰略規劃(2018—2022年)》中預定目標提供科學參考。

(3) 在論文構建的多個模型中，一些解釋變量未表現出統計意義上的顯著性。 ①在水污染源頭治理中，生活污水集中處理(X11)未表現出顯著性的原因可能是鋪設農村生活污水管道是農民直觀了解的收集農村污水的方式，由于生活經驗的限制，尚未延續到生活污水收集后集中處理的環節。測土配方施肥普及(X14)未表現出顯著性的原因可能是由于農民生產觀念仍相對落后、農業推廣工作不到位，仍然認為化肥高投入會帶來高產出，未考慮化肥過量使用造成的農業面源污染。 ②水環境基礎設施治理中的坑塘整修(X23)和溝渠整修(X25)未表現出顯著性。當前研究區域坑塘多被私人承包用于發展養殖業，為了提高養殖效益承包戶會主動開展坑塘清淤。因此大多農民認為農村坑塘整修對農村水環境影響不大。此外近年來以溝渠為代表的農業生產基礎設施建設得到持續加強，農民認為當前溝渠修建狀況能夠滿足農業需要，而未能意識到溝渠生態化改建可以發揮凈化水體、增強景觀效應的作用。 ③水環境治理制度方面，資金使用公開程度(X32)未表現出顯著性。農村水環境治理通常直接由政府財政撥款，而農民沒有參與投資，因此對治理資金使用不會過多關注。 ④水體水質潔凈度中，河道水質潔凈度(R12)未表現出顯著性，這可能是由于調查區域河道流通性較強、河道水體不易黑臭，且在當前“河長制”實施背景下河流水質相對穩定，農民的關注度下降。 ⑤野生動物增加程度中，野生水禽增加程度(R21)和野生魚類增加程度(R22)均未表現出顯著性，這可能是由于當前農民對水環境的生態服務功能需求不高，野生水禽和魚類的增加與否并不能引發農民的重點關注。

5 結論與建議

本文基于農民滿意度視角，從“過程”“結果”兩方面對影響農村水環境治理績效的影響因素展開分析。研究發現，過程績效和結果績效均是影響農村水環境治理績效的重要方面。其中，“過程“維度的生活垃圾集中收運(X12)、村莊旱廁改造(X13)、農作物秸稈處理(X15)、生活污水管網整修(X21)、生活垃圾設施整修(X22)、河道整修(X24)、工作人員隊伍建設(X31)、水環境治理宣傳(X33)、公眾參與程度(X34)和“結果”維度的坑塘水質潔凈度(R11)、溝渠水質潔凈度(R13)對農村水環境治理均產生顯著正向影響，建議今后以完善農村垃圾收運系統和污水管網系統為重要導向，積極推進村莊旱廁改造，同時加大河道、溝渠、坑塘的生態修復力度，建設生態—防洪—灌溉于一體的生態型河道以及生態型溝渠和坑塘，以實現鄉村振興的生態宜居要求。此外，在加強農村水環境治理頂層設計的同時，通過宣傳等手段加強公眾參與，圍繞鄉村振興總體目標形成政府統籌—村委實施—村民參與的農村水環境治理的新局面。