資本稟賦對(duì)農(nóng)戶耕地面源污染治理受償意愿的影響分析

李曉平　謝先雄　趙敏娟

摘要

生態(tài)補(bǔ)償是激勵(lì)農(nóng)戶主動(dòng)參與耕地面源污染治理的有效手段，農(nóng)戶對(duì)耕地面源污染治理的受償意愿不僅影響補(bǔ)償政策的可持續(xù)性，更決定污染治理的效果。本文將農(nóng)戶對(duì)耕地面源污染治理補(bǔ)償?shù)氖軆斠庠阜譃閰⑴c意愿和受償額度，基于布迪厄的實(shí)踐理論建立資本稟賦（經(jīng)濟(jì)資本、文化資本和社會(huì)資本）與受償意愿的理論分析模型和研究假說(shuō)，利用秦巴生態(tài)功能區(qū)農(nóng)戶微觀調(diào)研數(shù)據(jù)，采用DoubleHurdle模型實(shí)證分析了資本稟賦對(duì)農(nóng)戶兩階段受償意愿的影響。研究結(jié)果顯示：①愿意參與耕地面源污染生態(tài)補(bǔ)償?shù)霓r(nóng)戶占所有樣本的86.69%，農(nóng)戶受償額度的均值是6 444.37元/hm2·a。②耕地面積、受教育程度、參加農(nóng)業(yè)培訓(xùn)的次數(shù)、親戚朋友信任程度、鄰里信任程度、村干部信任程度和借錢(qián)人數(shù)等變量均對(duì)農(nóng)戶的補(bǔ)償參與意愿具有正向影響，表明經(jīng)濟(jì)資本、社會(huì)資本和文化資本均與農(nóng)戶補(bǔ)償參與意愿正相關(guān)，意味著資本稟賦越高的農(nóng)戶，參與耕地面源污染治理生態(tài)補(bǔ)償政策的概率越大。③家庭收入、耕地面積、參加農(nóng)業(yè)培訓(xùn)的次數(shù)、借錢(qián)人數(shù)和是否貧困縣等變量均對(duì)農(nóng)戶受償額度具有正向影響，親戚朋友信任程度具有負(fù)向影響，表明經(jīng)濟(jì)資本和文化資本越豐富，農(nóng)戶生態(tài)補(bǔ)償接受額度越高，而社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶生態(tài)補(bǔ)償接受額度的影響不確定，具體表現(xiàn)為信任程度具有負(fù)向影響，關(guān)系網(wǎng)絡(luò)具有正向影響。最后，針對(duì)研究結(jié)論提出了將農(nóng)戶參與納入耕地面源污染治理補(bǔ)償政策制定環(huán)節(jié)、加強(qiáng)農(nóng)戶資本稟賦積累的政策建議。

關(guān)鍵詞資本稟賦；耕地面源污染；參與意愿；受償額度；DoubleHurdle模型

中圖分類號(hào)F323.6文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼A文章編號(hào)1002-2104（2018）07-0093-09DOI：10.12062/cpre.20171217

2017年10月18日習(xí)近平總書(shū)記在中國(guó)共產(chǎn)黨第十九次全國(guó)代表大會(huì)報(bào)告中提出，要“著力解決突出環(huán)境問(wèn)題，……加強(qiáng)農(nóng)業(yè)面源污染防治”。近年來(lái)，農(nóng)業(yè)面源污染，尤其是耕地面源污染已成為黨和政府工作的重點(diǎn)，2006—2017年的一號(hào)文件多次明確提出要加強(qiáng)耕地面源污染治理。耕地面源污染具有分散性、隱蔽性、隨機(jī)性、不易監(jiān)測(cè)以及難以量化等特點(diǎn)，對(duì)其治理的關(guān)鍵是鼓勵(lì)農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中采取少施或不施化肥農(nóng)藥的源頭控制手段[1]。然而在實(shí)踐中，農(nóng)戶源頭控制行為的私人邊際成本遠(yuǎn)高于社會(huì)邊際成本，對(duì)其進(jìn)行生態(tài)補(bǔ)償顯得尤為重要[2]。生態(tài)補(bǔ)償?shù)年P(guān)鍵在于形成有效的農(nóng)戶激勵(lì)，具體到耕地面源污染治理，農(nóng)戶的受償意愿如何？其主要受哪些因素影響？對(duì)上述問(wèn)題的回答能夠?yàn)橹袊?guó)耕地面源污染治理補(bǔ)償政策的制定提供經(jīng)驗(yàn)依據(jù)，對(duì)推動(dòng)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展和生態(tài)文明建設(shè)具有重要意義。

對(duì)農(nóng)戶環(huán)境保護(hù)行為受償意愿及其影響因素的研究，是近些年經(jīng)濟(jì)學(xué)、管理學(xué)、生態(tài)學(xué)和社會(huì)學(xué)等多個(gè)領(lǐng)域的研究熱點(diǎn)之一。例如，研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶對(duì)重要流域[3]、湖泊濕地[4]、草原[5]和農(nóng)田[6]等生態(tài)環(huán)境保護(hù)具有較高的受償意愿，而資源的權(quán)屬狀況、個(gè)人特征、家庭特征和政府政策等諸多因素均在一定程度上對(duì)農(nóng)戶受償意愿產(chǎn)生影響。學(xué)術(shù)界普遍認(rèn)為，資本因素是農(nóng)戶行為決策不可或缺的約束條件[7]。其中，經(jīng)濟(jì)資本是影響農(nóng)戶環(huán)境保護(hù)行為或受償意愿的關(guān)鍵因素。這些經(jīng)濟(jì)資本包括耕地面積、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入、家庭收入水平和農(nóng)業(yè)收入占比等。同樣的，文化資本對(duì)農(nóng)民環(huán)境保護(hù)行為或受償意愿也存在重要影響。例如，顏廷武等[8]研究了農(nóng)戶對(duì)生物質(zhì)循環(huán)利用生態(tài)補(bǔ)償?shù)膮⑴c意愿，發(fā)現(xiàn)文化程度高的農(nóng)戶更愿意參與生物質(zhì)循環(huán)利用的生態(tài)補(bǔ)償；文高輝等[9]實(shí)證分析了農(nóng)戶農(nóng)地整理項(xiàng)目的受償額度及其影響因素，認(rèn)為農(nóng)戶的文化程度越低，耕地整理項(xiàng)目的受償額度越高。近年來(lái)學(xué)者們開(kāi)始關(guān)注社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶環(huán)境治理受償意愿的著影響，張方圓等[10]分析了社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶環(huán)境保護(hù)生態(tài)補(bǔ)償參與意愿的影響，發(fā)現(xiàn)網(wǎng)絡(luò)規(guī)模、規(guī)范程度、信任維度均對(duì)農(nóng)戶補(bǔ)償參與意愿有顯著正向影響。以上文獻(xiàn)從資本稟賦的不同角度入手，對(duì)農(nóng)戶環(huán)境保護(hù)受償意愿進(jìn)行了深入討論，但仍然存在以下不足：第一，相關(guān)文獻(xiàn)從不同的研究視角著手，分別討論了農(nóng)戶某一項(xiàng)資本稟賦對(duì)其環(huán)境保護(hù)受償意愿的影響，由于不同生態(tài)系統(tǒng)情景差異較大，已有結(jié)果間存在較大偏誤，不能反映整體資本稟賦對(duì)受償意愿的綜合影響；第二，已有文獻(xiàn)中的受償意愿是指單純的補(bǔ)償參與意愿或者補(bǔ)償額度，未區(qū)分農(nóng)戶受償意愿的決策過(guò)程，實(shí)際上，農(nóng)戶受償意愿的決策過(guò)程包括“是否參與補(bǔ)償”和“補(bǔ)償多少”兩個(gè)階段，只分析其中任何一個(gè)方面都不能準(zhǔn)確表達(dá)農(nóng)戶受償決策。

鑒于此，本文從農(nóng)戶耕地面源污染治理受償意愿出發(fā)，基于布迪厄的實(shí)踐理論建立資本稟賦（經(jīng)濟(jì)資本、文化資本和社會(huì)資本）對(duì)農(nóng)戶補(bǔ)償參與意愿和受償額度影響的理論分析模型，借助秦巴生態(tài)功能區(qū)農(nóng)戶微觀調(diào)研數(shù)據(jù)，采用雙欄模型（DoubleHurdle Mode，DHM）實(shí)證分析資本稟賦對(duì)農(nóng)戶兩階段受償意愿的影響。該研究不僅能豐富農(nóng)戶環(huán)境保護(hù)受償意愿的研究?jī)?nèi)容，而且可擴(kuò)展農(nóng)戶環(huán)境保護(hù)受償意愿研究的深度，為我國(guó)耕地面源污染治理實(shí)踐和補(bǔ)償政策設(shè)計(jì)提供重要參考。

1理論分析與研究假說(shuō)

作為實(shí)踐理論研究的重要先驅(qū)者[7，11-12]，布迪厄首次將客觀的資本稟賦和主觀行為決策聯(lián)系起來(lái)，從“主觀構(gòu)建”和“客觀結(jié)構(gòu)”雙重視角解釋了資本對(duì)人們行為邏輯的影響。在布迪厄的實(shí)踐理論中，資本是“一組可被使用的資源和權(quán)力”[13]，也是“個(gè)體在社會(huì)空間中的外在生存條件”[12]，與場(chǎng)域（空間）和慣習(xí)（內(nèi)在生存系統(tǒng)）共同決定人們的決策行為。布迪厄認(rèn)為資本可以通過(guò)各種直接或間接途徑轉(zhuǎn)化成貨幣，根據(jù)作用領(lǐng)域與轉(zhuǎn)化效率將其劃分為經(jīng)濟(jì)資本、文化資本和社會(huì)資本。其中，經(jīng)濟(jì)資本指的是可以直接兌換成貨幣，并且可以制度化為產(chǎn)權(quán)形式的資本；文化資本表達(dá)了“物質(zhì)（資源）與精神（文化）”之間的結(jié)構(gòu)關(guān)系，在某些特定條件下，它可以轉(zhuǎn)換成經(jīng)濟(jì)資本，并且轉(zhuǎn)換過(guò)程是以教育資質(zhì)的形式制度化的；社會(huì)資本指社會(huì)成員和團(tuán)體因其不同的社會(huì)地位而獲得的社會(huì)資源和權(quán)利，它是以教育資格的形式制度化的。

理性行為理論和計(jì)劃行為理論表明，行為是意愿在具體情境中的表達(dá)，因此，農(nóng)民環(huán)境治理參與意愿同樣受到場(chǎng)域、慣習(xí)和資本稟賦的多重影響。本文研究的核心問(wèn)題是，在既定的空間場(chǎng)域和特有的行為慣習(xí)下，農(nóng)戶的資本稟賦如何影響其耕地面源污染治理受償意愿。

根據(jù)農(nóng)戶行為理論，農(nóng)戶的耕地面源污染治理受償意愿分為“是否愿意參與生態(tài)補(bǔ)償”（補(bǔ)償參與意愿）和“補(bǔ)償多少”（受償額度）兩個(gè)決策階段。其中，補(bǔ)償參與意愿決定農(nóng)戶參與耕地面源污染治理生態(tài)補(bǔ)償?shù)姆e極性，受償額度則反映農(nóng)戶對(duì)不同生態(tài)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)的響應(yīng)程度。若實(shí)際補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)低于某農(nóng)戶的心理預(yù)期，則意味著該農(nóng)戶將不會(huì)響應(yīng)耕地面源污染治理補(bǔ)償政策；若補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)低于大多數(shù)農(nóng)戶的心理預(yù)期，則意味著耕地面源污染治理補(bǔ)償政策是低效乃至無(wú)效的?；谝陨嫌懻?，本文將從農(nóng)戶補(bǔ)償參與意愿和受償額度兩個(gè)角度解讀資本稟賦的影響。

1.1資本稟賦與補(bǔ)償參與意愿

布迪厄指出，經(jīng)濟(jì)約束是行動(dòng)者所必須面對(duì)的限制條件。作為資本稟賦的基本形式之一，經(jīng)濟(jì)資本可以直接兌換成貨幣并物化為產(chǎn)權(quán)，它能夠促使人們形成“理性”的慣習(xí)，從而影響實(shí)踐決策[7]。經(jīng)濟(jì)資本對(duì)農(nóng)戶耕地面源污染治理補(bǔ)償參與意愿的影響主要表現(xiàn)在兩個(gè)方面：首先，從效益的角度分析，耕地面源污染治理能夠改善生態(tài)環(huán)境。一般地，家庭收入水平越高，人們對(duì)生活品質(zhì)的要求越高，相應(yīng)地，對(duì)良好生態(tài)環(huán)境的需求也隨之提高[14]，因而經(jīng)濟(jì)水平高的農(nóng)戶可能對(duì)耕地面源污染治理生態(tài)補(bǔ)償持有更積極的態(tài)度；其次，從成本的角度分析，農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)能力強(qiáng)，家庭儲(chǔ)蓄能力、保障能力和抵御各種風(fēng)險(xiǎn)的能力也隨之增加，因而面對(duì)可能影響收入的耕地面源污染治理，經(jīng)濟(jì)能力強(qiáng)的農(nóng)戶參與補(bǔ)償?shù)母怕矢摺８鶕?jù)以上討論，提出假設(shè)1：

H1：農(nóng)戶的經(jīng)濟(jì)資本越豐富，越愿意參與耕地面源污染治理生態(tài)補(bǔ)償。

布迪厄認(rèn)為，文化資本是指借助不同的教育行動(dòng)傳遞的文化物品，是文化資源積累的結(jié)果。文化資本與主觀意識(shí)的形成息息相關(guān)，學(xué)術(shù)界很早就注意到了文化資本對(duì)農(nóng)戶環(huán)境治理意愿的影響。例如，潘丹等[15]分析了養(yǎng)殖戶環(huán)境友好型畜禽糞便處理方式選擇行為的影響因素，發(fā)現(xiàn)受教育程度對(duì)農(nóng)戶環(huán)境友好型技術(shù)選擇具有顯著正向影響；華春林等[16]研究了農(nóng)業(yè)教育培訓(xùn)項(xiàng)目對(duì)減少農(nóng)業(yè)面源污染的影響，發(fā)現(xiàn)參加農(nóng)業(yè)教育培訓(xùn)項(xiàng)目后，農(nóng)戶的化肥投入量明顯減少。一般而言，文化資本豐富的農(nóng)戶對(duì)耕地面源污染的危害和治理的必要性具有更深刻的認(rèn)知，能夠清晰地認(rèn)識(shí)到公眾參與環(huán)境治理的義務(wù)和責(zé)任，因而其參與環(huán)境治理的意愿更強(qiáng)，據(jù)此，提出假設(shè)2：

H2：農(nóng)戶的文化資本越豐富，越愿意參與耕地面源污染治理生態(tài)補(bǔ)償。

布迪厄的社會(huì)資本是藉由個(gè)體所占有的社會(huì)關(guān)系網(wǎng)和所處的社會(huì)結(jié)構(gòu)形成的資源集合體，它能夠聚合分散的個(gè)體，進(jìn)而影響社會(huì)成員的集體行動(dòng)意識(shí)。國(guó)內(nèi)外學(xué)者也注意到了社會(huì)資本對(duì)公眾環(huán)境治理參與意愿的影響。Harring[17]利用跨國(guó)數(shù)據(jù)研究了公眾對(duì)環(huán)境治理的參與意愿，發(fā)現(xiàn)政治信任和社會(huì)腐敗是影響公眾環(huán)境治理參與行為的重要因素。何可等[18]指出社會(huì)信任可以分為人際信任和社會(huì)信任，主要通過(guò)建立信息共享機(jī)制、合作機(jī)制和內(nèi)在約束機(jī)制影響行動(dòng)者的環(huán)境治理行為。杜焱強(qiáng)等[19]則認(rèn)為，良好的社會(huì)信任可避免信息不對(duì)稱帶來(lái)的環(huán)境治理“囚徒困境”，易生成集體行動(dòng)；而良好的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)能夠加強(qiáng)農(nóng)戶的集體歸屬感和溝通便捷性，減少環(huán)境決策的交易成本，進(jìn)一步激勵(lì)其環(huán)境治理參與行為。前人研究表明社會(huì)資本在公眾環(huán)境治理決策中具有一定作用，據(jù)此，本文認(rèn)為社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶耕地面源污染治理的補(bǔ)償參與意愿也具有一定的推動(dòng)作用，提出假設(shè)3：

H3：農(nóng)戶的社會(huì)資本越豐富，越愿意參與耕地面源污染治理生態(tài)補(bǔ)償。

1.2資本稟賦與受償額度

經(jīng)濟(jì)資本對(duì)農(nóng)戶環(huán)境保護(hù)受償額度具有復(fù)雜的影響。例如，張翼飛[20]發(fā)現(xiàn)家庭收入越高，公眾環(huán)境保護(hù)行為的受償額度越大；而蔡銀鶯和余亮亮[21]則認(rèn)為農(nóng)戶的家庭收入越高，農(nóng)田保護(hù)的受償額度越小。經(jīng)濟(jì)資本與農(nóng)戶環(huán)境治理受償額度的關(guān)系存在不確定性，原因在于以下兩個(gè)方面：①理性人的特性決定了農(nóng)戶對(duì)經(jīng)濟(jì)效益的追求，因此農(nóng)戶行為決策存在一定的短視性，可能重經(jīng)濟(jì)而輕生態(tài)，所以經(jīng)濟(jì)資本越豐富的農(nóng)戶對(duì)生態(tài)補(bǔ)償?shù)钠谕礁?。②生態(tài)環(huán)境質(zhì)量與農(nóng)戶福利水平息息相關(guān)，出于居住地生態(tài)環(huán)境可持續(xù)發(fā)展的考慮，農(nóng)戶可能采取環(huán)境保護(hù)行為；同時(shí)，收入水平越高，農(nóng)戶對(duì)良好生態(tài)環(huán)境的需求越大，該需求可以在一定程度上抵消農(nóng)戶的受償額度，因而經(jīng)濟(jì)資本與農(nóng)戶受償額度存在負(fù)向關(guān)系。本文認(rèn)為當(dāng)前農(nóng)業(yè)收益相對(duì)較低的背景下，第一個(gè)方面在農(nóng)戶決策中的影響更大，意味著在生態(tài)福利與經(jīng)濟(jì)效益之間，農(nóng)戶可能更偏好經(jīng)濟(jì)收益，據(jù)此提出如下假說(shuō)：

H4：農(nóng)戶的經(jīng)濟(jì)資本越豐富，耕地面源污染治理的受償額度越高。

文化資本決定了個(gè)人的價(jià)值取向和審美取向，并進(jìn)一步影響著人們的行為決策。就耕地面源污染治理而言，文化資本豐富的農(nóng)戶能夠更好地理解耕地面源污染的危害和治理帶來(lái)的生態(tài)效益，這種理解能夠激勵(lì)農(nóng)戶主動(dòng)分擔(dān)環(huán)境治理的責(zé)任和成本。因此文化資本可以激發(fā)農(nóng)戶的環(huán)保意識(shí)進(jìn)而影響其環(huán)境保護(hù)行為的受償額度，據(jù)此提出假設(shè)5：

H5：農(nóng)戶的文化資本越豐富，耕地面源污染治理的受償額度越低。

社會(huì)資本通過(guò)形成某種“軟約束”來(lái)規(guī)范和引導(dǎo)農(nóng)戶的環(huán)境治理行為。具體表現(xiàn)為：①合作是實(shí)現(xiàn)環(huán)境保護(hù)由“管理”向“治理”蛻變的關(guān)鍵[22]，而信任是達(dá)成耕地面源污染治理集體合作的基礎(chǔ)。當(dāng)信任處于較高水平時(shí)，集體行動(dòng)的交易成本下降，促使合作達(dá)成并趨于穩(wěn)定[23]。②環(huán)境問(wèn)題的不確定性主要源于信息不對(duì)稱，關(guān)系網(wǎng)絡(luò)能夠構(gòu)建信息共享機(jī)制，有助于政策信息和技術(shù)信息在農(nóng)戶間的傳遞[17]；此外，充足的信息還能夠降低農(nóng)戶的風(fēng)險(xiǎn)預(yù)期，有助于激勵(lì)農(nóng)戶采取相應(yīng)的耕地面源污染治理措施。根據(jù)以上討論，社會(huì)資本有助于降低集體合作的交易成本并進(jìn)一步破解信息不對(duì)稱困境，從而降低農(nóng)戶對(duì)補(bǔ)償額度的預(yù)期，由此提出假設(shè)6。

H6：農(nóng)戶的社會(huì)資本越豐富，耕地面源污染治理的受償額度越低。

2數(shù)據(jù)來(lái)源、變量定義與模型選擇

2.1數(shù)據(jù)來(lái)源

2008年，環(huán)境保護(hù)部和中國(guó)科學(xué)院在《全國(guó)生態(tài)功能區(qū)劃》中首次提出建立秦巴山地水源涵養(yǎng)重要區(qū)，2011年《全國(guó)主體功能區(qū)規(guī)劃（修訂版）》進(jìn)一步提出建立秦巴多樣性生態(tài)功能區(qū)。本文選擇位于秦巴生態(tài)功能區(qū)腹地的安康市和漢中市作為研究區(qū)域，該研究區(qū)不僅是國(guó)家重點(diǎn)生態(tài)功能區(qū)，也是南水北調(diào)中線的水源涵養(yǎng)地，承擔(dān)著一江清水供京津的重任。安康市和漢中市是丹江口水庫(kù)的重要水源地，有調(diào)查表明，2014年兩市下游的丹江口水庫(kù)水質(zhì)為Ⅳ類或Ⅴ類，而農(nóng)業(yè)面源污染和生活污水是主要的污染源[24]。

本文研究數(shù)據(jù)來(lái)自課題組2016年11—12月對(duì)該研究區(qū)展開(kāi)的實(shí)地調(diào)查。樣本的選擇采取了分層隨機(jī)抽樣法。首先綜合考慮研究區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)情況、經(jīng)濟(jì)狀況以及地形地貌等因素，抽取了安康市的漢陰縣、漢濱區(qū)、平利縣和漢中市的城固縣、勉縣；其次根據(jù)各縣的耕地面積與人口比例，每個(gè)縣抽取具有代表性的2～3個(gè)自然村；再次，根據(jù)村莊規(guī)模，在各村莊隨機(jī)抽取了20～35個(gè)農(nóng)戶。此次調(diào)研總共發(fā)放問(wèn)卷300份，獲得有效問(wèn)卷293份，問(wèn)卷有效率為96.67%，其中安康市143份，漢中市150份。

就樣本特征而言，受訪者以男性為主，占76.21%；受訪者的平均受教育年限為6.13年，年齡最小值為21歲，最大值為78歲，年齡均值為55.71歲；農(nóng)戶家庭規(guī)模以3～5人為主，占61.43%；實(shí)際種植面積為

0.340 hm2；戶均勞動(dòng)力數(shù)量以2～3人為主，占71.33%。整體而言，樣本的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征與統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)、其他學(xué)者的抽樣特征[25]相似，樣本具有代表性。

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，樣本區(qū)水稻、小麥和油菜的畝均化肥物質(zhì)投入量分別為81.21 kg、57.50 kg和5644 kg。綜合來(lái)看，平均每公頃化肥物質(zhì)投入量為2 064.75～2 080.65 kg，高出國(guó)際公認(rèn)的施肥量安全上限（225 kg/hm2）的8.17～8.25倍，造成了農(nóng)業(yè)化工品的過(guò)量投入，這無(wú)疑會(huì)給生態(tài)系統(tǒng)安全造成巨大威脅。因此，在該區(qū)域開(kāi)展耕地面源污染治理對(duì)保障生態(tài)環(huán)境和水資源安全具有重要意義。

2.2變量定義

本文所用主要變量的含義及特征值如表1所示。

2.2.1因變量

本文將耕地面源污染治理受償意愿分為參與意愿和受償額度，綜合考慮研究區(qū)內(nèi)正在試點(diǎn)的環(huán)境友好型技術(shù)后，將參與意愿的情境設(shè)置為：若“政府鼓勵(lì)農(nóng)戶參與耕地面源污染治理，在給予一定經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償?shù)臈l件下，您是否愿意以有機(jī)肥、生物農(nóng)藥和除蟲(chóng)燈代替化肥農(nóng)藥？”答案選項(xiàng)是“A=是，B=否”。若第一個(gè)階段農(nóng)戶回答為A，則繼續(xù)進(jìn)行第二階段受償額度的調(diào)查，問(wèn)題情境問(wèn)題為：“若您愿意參與上述耕地面源污染治理生產(chǎn)模式，您覺(jué)得每年每畝至少應(yīng)該從政府獲得多少補(bǔ)償？”答案選項(xiàng)為“A=20元，B=50元，C=100元，D=150元，E=200元，F(xiàn)=250元，G=300元，H=350元，I=400元，J=450元，K=500元，L=550元，M=600元，N=650元，O=650元以上”。第二階段問(wèn)題采用了條件價(jià)值評(píng)估（Contingent Valuation Method，CVM）的調(diào)查方式，具體選項(xiàng)設(shè)計(jì)采用的是單邊界二分式方法。

2.2.2自變量

本文的自變量是農(nóng)戶資本稟賦，具體包括：經(jīng)濟(jì)資本、文化資本和社會(huì)資本。根據(jù)研究假說(shuō)，對(duì)自變量進(jìn)行如下定義：

（1）經(jīng)濟(jì)資本。選擇家庭收入、家庭勞動(dòng)力數(shù)量、耕地面積和農(nóng)用機(jī)械數(shù)量來(lái)衡量農(nóng)戶的經(jīng)濟(jì)資本。其中，家庭收入反映了經(jīng)濟(jì)資本的豐裕度，以2016年家庭收入（調(diào)查時(shí)間為2016年11月至12月，全年家庭總收入基本確定，不確定的部分估計(jì)而來(lái)）來(lái)表示；家庭勞動(dòng)力數(shù)量也是經(jīng)濟(jì)資本的重要標(biāo)志，在務(wù)工和農(nóng)業(yè)成為農(nóng)民主要收入的背景下，勞動(dòng)力數(shù)量能夠反映農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)資本的潛力和趨勢(shì)。

另外，耕地面積和農(nóng)用機(jī)械數(shù)量反映了農(nóng)業(yè)資本的豐裕度，耕地面積越大、農(nóng)用機(jī)械數(shù)量越多，則意味著農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)盈利能力越高，經(jīng)濟(jì)資本也就越豐富。

（2）文化資本。選擇受教育程度、參加農(nóng)業(yè)培訓(xùn)的次數(shù)和打工經(jīng)歷來(lái)反映農(nóng)戶的文化資本。其中，受教育程度是傳統(tǒng)教育經(jīng)歷的直觀表現(xiàn)，以受教育年限表示受教育程度；參加農(nóng)業(yè)培訓(xùn)的次數(shù)反映了農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)知識(shí)和技術(shù)的豐裕程度，以近三年來(lái)農(nóng)戶實(shí)際參加的農(nóng)業(yè)培訓(xùn)次數(shù)表示；打工經(jīng)歷是農(nóng)戶成長(zhǎng)經(jīng)歷中的重要內(nèi)容，因能夠影響農(nóng)戶的價(jià)值取向和行為邏輯而成為文化資本的重要表征變量。

（3）社會(huì)資本。選擇社會(huì)信任和關(guān)系網(wǎng)絡(luò)來(lái)衡量農(nóng)戶社會(huì)資本。以農(nóng)戶對(duì)親戚朋友、鄰居、村干部、陌生人的信任程度表征社會(huì)信任；以手機(jī)上聯(lián)系人的數(shù)量、常聯(lián)系人數(shù)和能借到錢(qián)的親朋好友數(shù)量表征關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，其中，手機(jī)上的聯(lián)系人數(shù)量和常聯(lián)系人數(shù)代表關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的廣度，能借到錢(qián)的親朋好友的數(shù)量代表關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的深度。

（4）控制變量。衛(wèi)龍寶等[26]指出村莊經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)于農(nóng)民參與村莊公共物品供給具有重要影響。尤其是所在村莊是否屬于貧困縣往往意味著不同的政策扶持力度、社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征和集體決策邏輯，農(nóng)戶耕地面源污染治理受償意愿也因這些政策環(huán)境和社會(huì)結(jié)構(gòu)的制約而產(chǎn)生差異。

2.2.3變量描述性統(tǒng)計(jì)特征

在293個(gè)受訪農(nóng)戶中，8669%的農(nóng)戶表示愿意在一定經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償下，參與耕地面源污染治理。有39人不愿參與，拒絕參與的原因分別是：擔(dān)心收入下降，占4615%；認(rèn)為環(huán)境較好，不需要治理，占2308%；認(rèn)為治理沒(méi)有效果，占3077%。農(nóng)戶受償額度的均值是6 444.37元/hm2·a，補(bǔ)償額度中500元的頻率最高，占所有樣本的2321%。

2.3模型選擇

學(xué)術(shù)界多采用Heckman模型來(lái)估計(jì)兩階段受償意愿的影響因素，在該模型中補(bǔ)償參與意愿方程和受償額度方程并不是彼此獨(dú)立的，參與意愿方程的誤差被帶入受償額度方程，這一操作會(huì)導(dǎo)致模型估計(jì)偏差[27]。為克服Heckman模型估計(jì)偏差大的缺陷，本研究選擇了經(jīng)濟(jì)學(xué)家Cragg[28]提出的雙欄模型（DoubleHurdle Mode，DHM）進(jìn)行計(jì)量分析，DHM模型將行為者的決策過(guò)程同樣分解為是否參與和參與程度兩個(gè)階段。在Cragg的雙欄模型中，只有兩個(gè)階段同時(shí)成立才能構(gòu)成一個(gè)完整的決策，并且補(bǔ)償參與方程和受償額度方程是兩個(gè)獨(dú)立的方程，這樣就避免了方程間的內(nèi)生性。雙欄模型可表示為：

Wi=αZi+μi，μi～N（0，1）（1）

Y*i=βXi+εi，εi～N+（0，σ2）（2）

Yi=Y*i，Wi>0且Y*i>0

0，Wi=0（3）

方程（1）通過(guò)構(gòu)建Probit模型來(lái)討論農(nóng)戶耕地面源污染治理生態(tài)補(bǔ)償?shù)膮⑴c意愿Wi，當(dāng)被調(diào)查者愿意參與生態(tài)補(bǔ)償時(shí)，Wi=1；否則Wi=0。方程（2）使用截?cái)嗾龖B(tài)模型（The Truncated Normal Model）來(lái)解釋農(nóng)戶對(duì)耕地面源污染治理受償額度Yi，該方程的前提為Wi≠0，具體約束如方程（3）所示。兩個(gè)方程可以分別表示為自變量Zi和Xi的線性函數(shù)，本文中Zi和Xi均表示被調(diào)查者的資本稟賦

變量；α、β、σ為待估參數(shù)；μi、εi為隨機(jī)誤差項(xiàng)，二者均服從獨(dú)立的正態(tài)分布。根據(jù)參與意愿方程和受償額度方程相互獨(dú)立的假說(shuō)，雙欄模型的概率密度函數(shù)為：

F（W，Y*|α，β，μ，ε）=[1-Φ（αZ）]1（W=0）[Φ（αZ）ΦβX-μσ]1（W=1）（4）

3實(shí)證分析

3.1多重共線性檢驗(yàn)

在進(jìn)行雙欄模型的實(shí)證分析之前，考慮到經(jīng)濟(jì)資本、文化資本和社會(huì)資本之間可能存在一定的內(nèi)部相關(guān)性，本文對(duì)各變量進(jìn)行了多重共線性診斷，結(jié)果顯示變量之間不存在顯著共線性。由于篇幅限制，僅展示“家庭收入”作為被解釋變量的診斷結(jié)果，具體見(jiàn)表2。根據(jù)相關(guān)診斷標(biāo)準(zhǔn)，若同時(shí)滿足Vif >10和Mean vif>1兩個(gè)限制條件則表

3.2雙欄模型結(jié)果分析

雙欄模型的實(shí)證分析結(jié)果如表3所示。結(jié)果顯示，模

型的P值在5%的顯著性水平上通過(guò)了檢驗(yàn)，表明自變量對(duì)因變量具有顯著影響，說(shuō)明模型整體擬合效果顯著。

3.2.1補(bǔ)償參與意愿的影響因素分析

參與方程顯示了農(nóng)戶耕地面源污染治理補(bǔ)償參與意愿的影響因素，具體結(jié)果如下所示：

（1）經(jīng)濟(jì)資本的影響。耕地面積在5%的統(tǒng)計(jì)水平上通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，且系數(shù)為正，表明耕地面積越大，農(nóng)戶越愿意參與耕地面源污染治理生態(tài)補(bǔ)償。證明經(jīng)濟(jì)資本越豐富，農(nóng)戶參與耕地面源污染治理的概率越高，假設(shè)1得到驗(yàn)證。

（2）文化資本的影響。受教育程度和參加農(nóng)業(yè)培訓(xùn)的次數(shù)通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)且系數(shù)均為正，表明農(nóng)戶的文化資本對(duì)其生態(tài)補(bǔ)償參與意愿具有顯著正向影響，假設(shè)2得到驗(yàn)證。一般來(lái)說(shuō)，受教育程度高的農(nóng)戶具有較強(qiáng)的環(huán)保意識(shí)，對(duì)與自身福利水平息息相關(guān)的耕地面源污染治理懷有更高的熱情；參加農(nóng)業(yè)培訓(xùn)能夠提高農(nóng)戶耕地面源污染

治理補(bǔ)償參與意愿，這是因?yàn)楫?dāng)?shù)卣h(huán)保政策導(dǎo)向，政府主導(dǎo)的農(nóng)業(yè)培訓(xùn)多圍繞測(cè)土配方施肥、精準(zhǔn)施肥和秸稈還田等技術(shù)展開(kāi)，這些技術(shù)的優(yōu)勢(shì)在于能夠提高農(nóng)戶對(duì)過(guò)量施肥和農(nóng)業(yè)面源污染危害的認(rèn)知。

（3）社會(huì)資本的影響。親戚朋友信任程度、鄰里信任程度、村干部信任程度和借錢(qián)人數(shù)均對(duì)農(nóng)戶的參與意愿具有顯著的正向影響，說(shuō)明信任程度和關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的增加均有利于提高農(nóng)戶的補(bǔ)償參與意愿，假設(shè)3得到驗(yàn)證。長(zhǎng)期以來(lái)，以“熟人信任”和“圈子主義”為核心的鄰里關(guān)系，不僅能增進(jìn)彼此的認(rèn)同感，還能降低達(dá)成一致行動(dòng)的交易成本，增強(qiáng)農(nóng)戶對(duì)于未來(lái)合作的期望，并且在此基礎(chǔ)上能夠形成一種風(fēng)險(xiǎn)共擔(dān)、互利互惠的合作機(jī)制，因而信任程度越高的農(nóng)戶越愿意參與生態(tài)補(bǔ)償。借錢(qián)人數(shù)是一種村域“強(qiáng)聯(lián)結(jié)”，代表了優(yōu)質(zhì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的數(shù)量，一方面借錢(qián)人數(shù)多的農(nóng)戶往往能夠更好地利用各種社會(huì)資源；另一方面可借錢(qián)人數(shù)越多，農(nóng)戶應(yīng)對(duì)不確定事件和風(fēng)險(xiǎn)的能力越高，因此，借錢(qián)人數(shù)對(duì)農(nóng)戶生態(tài)補(bǔ)償參與意愿具有顯著正向影響。

3.2.2受償額度影響因素分析

規(guī)模方程顯示的是農(nóng)戶耕地面源污染治理受償額度的影響因素，具體結(jié)果如下所示：

（1）經(jīng)濟(jì)資本的影響。家庭收入、耕地面積和農(nóng)用機(jī)械數(shù)量均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)且系數(shù)為正，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)資本越豐富，農(nóng)戶耕地面源污染治理受償額度越高，假設(shè)4得到驗(yàn)證。根據(jù)理論部分，經(jīng)濟(jì)資本對(duì)受償額度的影響方向取決于農(nóng)戶對(duì)生態(tài)效益和經(jīng)濟(jì)效益的個(gè)體偏好，而經(jīng)濟(jì)資本對(duì)農(nóng)戶受償額度具有正向影響，表明當(dāng)前農(nóng)戶的消費(fèi)決策中，對(duì)經(jīng)濟(jì)效益的偏好超過(guò)了對(duì)良好生態(tài)環(huán)境的偏好。

（2）文化資本的影響。參加農(nóng)業(yè)培訓(xùn)的次數(shù)在1%的統(tǒng)計(jì)水平上通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)且系數(shù)為正，表明農(nóng)戶參加農(nóng)業(yè)培訓(xùn)的次數(shù)越多，耕地面源污染治理受償額度越高，說(shuō)明文化資本對(duì)農(nóng)戶受償額度具有顯著正向影響，該結(jié)論與假設(shè)5相悖。原因可能是參加農(nóng)業(yè)培訓(xùn)的農(nóng)戶具有更高的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力和生產(chǎn)效率，其參與耕地面源污染治理?yè)p失的經(jīng)濟(jì)效益更大；此外，農(nóng)戶文化資本越豐富，對(duì)國(guó)家環(huán)境保護(hù)的決心和力度也就越了解，因此可能因“本位主義”思想而提高對(duì)生態(tài)補(bǔ)償額度的期望。

（3）社會(huì)資本的影響。親戚朋友信任程度和借錢(qián)人數(shù)均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，區(qū)別在于前者系數(shù)顯著為負(fù)，后者系數(shù)顯著為正。親戚朋友信任程度的系數(shù)為負(fù)數(shù)，說(shuō)明農(nóng)戶的信任程度越高，受償額度越低；借錢(qián)人數(shù)的系數(shù)顯著為正數(shù)，說(shuō)明農(nóng)戶的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)越豐富，受償額度越高，這兩項(xiàng)結(jié)論中前者與假設(shè)6相符，后者與假設(shè)6相悖，說(shuō)明假設(shè)6沒(méi)有通過(guò)檢驗(yàn)，社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶受償額度的影響不顯著。信任程度對(duì)受償額度具有負(fù)向影響的解釋是，在農(nóng)村家庭經(jīng)營(yíng)的條件下，親戚朋友之間的密切交往，使得彼此之間信息較為對(duì)稱，降低了達(dá)成合作的搜尋成本；加之感情認(rèn)同與相互責(zé)任具有一種“信任擔(dān)保”機(jī)制，能夠有效避免集體行動(dòng)的機(jī)會(huì)主義行為，提高農(nóng)戶對(duì)集體行動(dòng)的信心。因此，親戚朋友的信任程度對(duì)農(nóng)戶受償額度具有負(fù)向影響。關(guān)系網(wǎng)絡(luò)具有正向影響的原因是，可借錢(qián)人數(shù)多的農(nóng)戶往往因具有較強(qiáng)的個(gè)人能力和優(yōu)質(zhì)的人脈而成為村里的精英，這些村域精英利用各種資源的能力比較強(qiáng)，因而促使其轉(zhuǎn)變現(xiàn)有農(nóng)業(yè)生產(chǎn)模式的機(jī)會(huì)成本更大，相應(yīng)的經(jīng)濟(jì)激勵(lì)要高一些，所以可借到錢(qián)的人數(shù)越多，農(nóng)戶對(duì)生態(tài)補(bǔ)償?shù)钠谕礁摺?/p>

（4）控制變量的影響。是否屬于貧困縣變量在5%的顯著性水平上通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)并且系數(shù)為正，表明所在村莊屬于貧困縣變量對(duì)農(nóng)戶受償額度具有顯著正向影響。原因可能是因?yàn)樨毨Эh的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平比較落后，農(nóng)業(yè)收入在農(nóng)戶家庭收入結(jié)構(gòu)中占有重要地位。參與耕地面源污染治理對(duì)貧困縣農(nóng)戶的生計(jì)影響較大，因而農(nóng)戶對(duì)補(bǔ)償額度的期望更高。

4結(jié)論與政策建議

在已有研究的基礎(chǔ)上，將農(nóng)戶耕地面源污染治理受償意愿劃分為補(bǔ)償參與意愿和受償額度兩個(gè)決策階段，本文基于布迪厄的實(shí)踐理論建立資本稟賦與受償意愿的理論分析模型和研究假說(shuō)，利用秦巴生態(tài)功能區(qū)農(nóng)戶微調(diào)研數(shù)據(jù)，采用DoubleHurdle模型實(shí)證分析了資本稟賦對(duì)農(nóng)戶兩階段受償意愿的影響。研究結(jié)果顯示：①樣本農(nóng)戶中，表示愿意參與耕地面源污染生態(tài)補(bǔ)償?shù)霓r(nóng)戶占86.69%，且戶均受償額度是6 444.37元/hm2·a，農(nóng)戶受償額度中500元出現(xiàn)的頻次最高，占23.21%。這一結(jié)果表明當(dāng)前農(nóng)戶的參與意愿和受償額度均處于較高水平，這是當(dāng)前中國(guó)農(nóng)戶環(huán)境保護(hù)意識(shí)增強(qiáng)的表現(xiàn)，也是城鄉(xiāng)“二元”格局中農(nóng)戶收入低和社會(huì)保障不足的結(jié)果。②經(jīng)濟(jì)資本對(duì)農(nóng)戶參與意愿和受償額度均有正向影響，前者表明當(dāng)前農(nóng)戶已經(jīng)具有了一定的環(huán)境保護(hù)意識(shí)，后者表明在農(nóng)戶的價(jià)值取向中，經(jīng)濟(jì)偏好強(qiáng)于對(duì)良好生態(tài)環(huán)境的偏好。③文化資本對(duì)農(nóng)戶的參與意愿和受償額度同樣具有正向影響，前者表明文化積累對(duì)農(nóng)戶環(huán)境保護(hù)意愿具有正向作用，后者表明文化資本越豐富，農(nóng)戶參與耕地面源污染治理的機(jī)會(huì)成本越高。④社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶的參與意愿具有正向影響，表明信任程度和關(guān)系網(wǎng)絡(luò)能夠促進(jìn)農(nóng)戶間環(huán)境治理集體合作的達(dá)成；而對(duì)受償額度的影響無(wú)法確定，表現(xiàn)在信任程度對(duì)農(nóng)戶的受償額度有負(fù)向影響，而關(guān)系網(wǎng)絡(luò)具有正向影響。

根據(jù)以上討論，本文提出以下政策建議：

第一，將農(nóng)戶參與納入耕地面源污染治理補(bǔ)償政策的制定環(huán)節(jié)。農(nóng)戶是耕地面源污染治理的執(zhí)行者，并且對(duì)補(bǔ)償政策具有較強(qiáng)的響應(yīng)意愿，因此制定耕地面源污染治理生態(tài)補(bǔ)償政策時(shí)應(yīng)充分考慮農(nóng)戶的利益訴求，以激勵(lì)農(nóng)戶主動(dòng)采取減施化肥農(nóng)藥的環(huán)境友好型生產(chǎn)技術(shù)作為政策設(shè)計(jì)的目標(biāo)。

第二，高度重視資本稟賦對(duì)耕地面源污染治理受償意愿的影響，加強(qiáng)農(nóng)戶資本稟賦的積累。首先，從文化資本著手豐富農(nóng)戶文化積累，加強(qiáng)耕地面源污染治理的環(huán)保效益宣傳和環(huán)保責(zé)任教育，引導(dǎo)農(nóng)戶樹(shù)立環(huán)保意識(shí)和生態(tài)價(jià)值觀；并針對(duì)農(nóng)戶開(kāi)展環(huán)境友好型生產(chǎn)技術(shù)培訓(xùn)，提高其響應(yīng)耕地面源污染治理參與能力。其次，從經(jīng)濟(jì)資本和社會(huì)資本著手增強(qiáng)農(nóng)戶的環(huán)保能力建設(shè)：①大力發(fā)展農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，提高農(nóng)民收入水平，并通過(guò)合作醫(yī)療和養(yǎng)老保險(xiǎn)等措施加強(qiáng)農(nóng)戶的社會(huì)保障，降低農(nóng)戶生計(jì)風(fēng)險(xiǎn)；②積極扶持組建各類農(nóng)村合作社和經(jīng)濟(jì)組織，形成村莊內(nèi)部規(guī)范，增強(qiáng)農(nóng)民間的信任，促進(jìn)耕地面源污染治理集體行動(dòng)的達(dá)成。

（編輯：王愛(ài)萍）

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