居民垃圾分類參與情況與滿意度分析

王志

摘 要：隨著經濟迅速發展，人民生活水平提高，垃圾問題日漸突出，城市生活垃圾分類刻不容緩。我國垃圾分類實施正處于初級階段，相關政策也并未發展成熟，銅陵市作為首批試點之一，本研究希望通過其垃圾分類現狀進行深入挖掘，可發現當地垃圾分類存在問題，同時提出解決策略，為我國其他城市垃圾分類帶來一些指導性意義。

關鍵詞：垃圾分類;參與度;滿意度

中圖分類號：F24 文獻標識碼：Adoi：10.19311/j.cnki.16723198.2021.06.032

本研究以銅陵市為例，通過對銅陵市的試點小區和非試點小區進行線下紙質問卷調查，Logistic 回歸分析，滿意度指數方法綜合研究，了解小區垃圾的分類的現狀，通過調查居民對垃圾分類參與狀況及影響因素，垃圾分類實施居民滿意度，及銅陵市居民對其他先行城市政策意愿情況進行研究，發現其內在問題，根據這些問題對癥下藥，找出切實可行的實施方案，為我國推進垃圾分類處理提供理論依據，同時也對社會以及居民個人可以起到輔助作用。

1 居民垃圾分類參與情況及影響因素logistic模型分析

1.1 居民生活垃圾參與情況

試點地區嚴格分類占比27.81%，而61.50%居民是大略分類，直接扔不做分類的占10.7%。

1.2 垃圾分類執行影響因素及logistic模型變量確定

綜合所調查信息，認為影響垃圾分類的因素中有基本信息、基礎設施與監管、個人意愿、外部影響，以是否進行垃圾分類作為因變量，建立Logistic 回歸模型研究不同因素對是否進行垃圾分類的影響情況，從而發現影響垃圾分類參與性的原因。數據準備：將問卷的數據整理后，對是否進行垃圾分類進行0-1分類，1為是，0為否。

1.3 影響因素對Logistic 回歸模型適配度檢驗

上表2顯示，Hosmer-Lemeshow 檢驗值12308，伴隨概率 p=0.091大于顯著性水平0.05，但小于01，可認為在10%的顯著性水平下，基本信息整體回歸模型的適配度良好，表示自變量可以有效解釋因變量。表（2）伴隨概率 p=1，基礎設置和監管整體回歸適配度通不過檢驗，自變量對因變量沒有解釋力度。表（3）伴隨概率 p=0.032<0.05，個人意愿整體回歸模型的適配度較好，表示因變量可以被自變量有效解釋。表（4）伴隨概率 p=0.437，遠大于0.05，外部條件整體回歸適配度通不過檢驗，自變量對因變量沒有解釋力度。

綜上分析，基本信息和個人意愿對垃圾分類執行有顯著影響，而基礎設施與監管，以及外部條件對垃圾分類執行無顯著影響。據此進一步分析基本信息和個人意愿細目因素對垃圾分類執行的影響情況。

1.4 Logistic 回歸模型結果分析

1.4.1 基本信息對垃圾分類執行Logistic 回歸分析

a. 在步驟 1 中輸入的變量：性別、年齡、學歷、收入、得分。

由表可知，在基本信息的五個自變量中，有收入M4和垃圾分類了解程度得分M5兩個變量的 Wals 檢驗值通過 0.05 顯著水平，因而M4和M5兩個變量可作為是否進行垃圾分類的重要影響變量。設基本信息方面某因素導致對是否進行垃圾分類的概率為p1，由此寫出 Logistic 回歸模型為：

Log[p1/（1-p1）]=0.404*M4+0.24*M5+3.372

由該模型由表可知，在基本信息的五個自變量中，有M4和M5兩個變量的 Wals 檢驗值通過 0.05 顯著水平，因而M4和M5兩個變量可作為是否進行垃圾分類的重要影響變量。說明被調查者認為家庭收入以及個人能否對垃圾進行分類與是否進行垃圾分類有顯著關聯。設基本信息方面某因素導致對是否進行垃圾分類的概率為p1，由此寫出 Logistic 回歸模型為：

Log[p1/（1-p1）]=0.404*M4+0.24*M5+3.372

可知：當 M4=0，M5=1時，p1=3.612;當 M4=1，M5=0時，p1=3.776。由表3得：自變量 M4所對應的勝算比值為 1.498，表示樣本認同這一因素會導致進行垃圾分類的勝算是這一因素不會導致進行垃圾分類的勝算的 1.498倍，即自變量M4與是否會進行垃圾分類呈現正相關關系，隨著自變量M4的增大，居民進行垃圾分類的意愿也會增加;自變量 M5所對應的勝算比值為 1.371，表示樣本認同這一因素會導致進行垃圾分類的勝算是這一因素不會導致進行垃圾分類的勝算的 1.371 倍，即自變量M5與是否會進行垃圾分類呈現正相關關系，隨著自變量M5的增大，居民進行垃圾分類的意愿會隨之減小。由此判斷，收入以及分類題目得分對是否進行垃圾分類有顯著影響，且均為正相關關系;而性別、年齡、學歷對是否進行垃圾分類整體趨向不滿意。

1.4.2 個人意愿對垃圾分類執行Logistic回歸分析

a. 在步驟1中輸入的變量：是否愿意垃圾分類，定時意愿，付費意愿，罰款意愿。

由表4可知，定時意愿Q2對是否進行垃圾分類有顯著影響，而是否愿意垃圾Q1、付費意愿Q3，罰款意愿Q4對是否進行垃圾分類影響不顯著。設個人意愿方面某因素導致對是否進行垃圾分類的概率為p1，由此寫出Logistic 回歸模型為：

Log[p1/（1-p1）]=-1.029*Q2+1.474

當Q2=1時，p1=0.7359。由表4得：自變量Q2所對應的勝算比值為0.357，表示樣本認同這一因素會導致進行垃圾分類的勝算是這一因素不會導致進行垃圾分類的勝算的0.357倍，即自變量Q2與是否會進行垃圾分類是負相關關系，隨著自變量Q2的降低，居民進行垃圾分類的意愿則會增大。由此判斷，定時意愿對是否進行垃圾分類有顯著影響，并且為負相關關系;而是否愿意垃圾分類、付費意愿、罰款意愿對是否會進行垃圾分類整體趨向不滿意。

綜上所述，可得收入，分類題目得分，定時意愿，與是否進行垃圾分類有關。其中收入因素的影響是較小的;得分與是否進行垃圾分類的相關性很高，對垃圾分類的認知越好，進行垃圾分類的可能性越大;定時意愿對是否進行垃圾分類有負向影響。 試點地區嚴格分類占比僅有27.81%，而61.50%居民雖然進行了分類卻僅僅是大略分類，這與初始實地觀察一致，雖然居民垃圾分類參與度較高，但大多數居民只是大略分類，可想而知當政策嚴格實施要求居民嚴格分類，否則采取罰款等措施居民抵觸心理會劇增。

2 居民垃圾分類實施滿意度評價及影響因素

2.1 滿意度基本情況分析

垃圾分類滿意度共分為1-5分，1是最低分表示滿意程度最低，5是最高分表示滿意程度最高。根據垃圾分類實施影響的四個方面分別打分的情況進行合并統計，四個方面打分為1的人數共計30人，占總人數4.01%，打分為2分的共計70人，占總人數的9.36%，以此類推，打分為5分非常滿意的共計35人，占總人數的4.68%，具體見表5。

2.2 垃圾分類實施總體滿意度分析

采用加權平均法對結果進行量化，公式為：

V總=∑nj=1bjvj∑nj=1bj

則：V總=0.0410×1+0.0936×2+0.5134×3+0.3061×4+0.0468×5=3.2259，居民垃圾分類滿意度的數值為 3.2259，大于 3 小于4，介于一般和比較滿意之間，但偏向一般。這說明居民對垃圾分類滿意度總體呈現出一般滿意的狀態。

3 結論與意見

3.1 意愿及影響因素

居民垃圾分類意愿較高試點非試點分別達到了78.61%，64.22%，垃圾分類意愿隨年齡上升總體是增加的，學歷越高分類意愿反而有所下降，收入越高意愿相對較高。無論是非試點還是試點地區對定時意愿，罰款意愿上都有很大分歧。對于付費，大多數居民愿意每年付60元或者不愿意，訪問中發現不愿意付款的大多數都是不知道為什么要付款，因此政府宣傳講解十分重要。

3.2 參與性及影響因素

試點地區垃圾分類參與性較高 但其中大多數居民都是大略分類，為了垃圾分類能取得良好的效果居民應該嚴格分類，因此要求站點督導對居民投放時的垃圾進行嚴格檢查。建立logistics模型分析得出收入，分類題目得分，定時意愿，與是否進行垃圾分類有關。其中收入因素的影響是較小的;得分與是否進行垃圾分類的相關性很高，對垃圾分類的認知越好，進行垃圾分類的可能性越大;定時意愿對是否進行垃圾分類有負向影響。

3.3 滿意度及影響因素

總體來說居民垃圾分類現狀滿意度數值為32259，滿意度水平一般，滿意度中，基礎建設<政府投入<標準設置<環境變化。

3.4 意見

首先應加強宣傳教育，提高居民垃圾分類認知和意愿。注意強化政策執行力度，可采取獎罰措施。嚴格定時分類并不可取，垃圾分類不能急于求成。完善基礎設施建設，前期加強督導人員投入，嚴格要求按標準分類。政府可呼吁產品生產廠家，在產品上詳細標明包裝類別。注重源頭減量，可配合進行垃圾分類適量收費。

參考文獻

[1]康佳寧.浙江省農村居民生活垃圾分類意愿、行為及其一致性研究[M].杭州：浙江農林大學，2018.

[2]尹昕，王玉，車越，等.居民生活垃圾分類行為意向影響因素研究——基于計劃行為理論[J].環境衛生工程，2017，（02）.