家庭稟賦視域下農(nóng)戶(hù)秸稈還田意愿與行為悖離研究
——兼論生態(tài)認(rèn)知的調(diào)節(jié)效應(yīng)

郅建功 ，顏廷武 *，楊國(guó)磊

（1. 華中農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，湖北 武漢 430070；2. 湖北農(nóng)村發(fā)展研究中心，湖北 武漢 430070；3. 青島農(nóng)業(yè)大學(xué)財(cái)務(wù)處，山東 青島 266109）

改革開(kāi)放以來(lái)，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的持續(xù)增長(zhǎng)帶來(lái)秸稈產(chǎn)量的激增，然而隨著秸稈在農(nóng)村生活中的地位顯著下降，焚燒、棄置現(xiàn)象嚴(yán)重，導(dǎo)致耕地質(zhì)量下降、面源污染加劇、生態(tài)環(huán)境惡化，嚴(yán)重阻礙了農(nóng)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展[1]。我國(guó)每年有約2 億t 秸稈未被利用[2]，實(shí)現(xiàn)秸稈資源化利用迫在眉睫。秸稈還田可以改善土壤質(zhì)量，提高作物產(chǎn)量[3]，是實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展的重要手段和現(xiàn)實(shí)選擇。為推廣秸稈還田，政府出臺(tái)多項(xiàng)政策措施，但成效并不顯著，還田普及率不高，露天焚燒現(xiàn)象仍未完全杜絕。

農(nóng)戶(hù)是秸稈還田的主體，厘清其采納意愿與行為特征是技術(shù)推廣的前提和基礎(chǔ)[4]。研究表明，個(gè)體特征、家庭特征、環(huán)境特征等均是影響農(nóng)戶(hù)還田的重要因素[5-7]。當(dāng)農(nóng)戶(hù)追求利益最大化時(shí)，秸稈處理行為將受到生產(chǎn)要素價(jià)格及擁有資源數(shù)量的影響[8]，露天焚燒秸稈是農(nóng)戶(hù)在既定條件約束下權(quán)衡秸稈處理成本與收益后的理性決策[9]。已有研究證實(shí)，提升和優(yōu)化資本稟賦會(huì)顯著增強(qiáng)農(nóng)戶(hù)綠色生產(chǎn)的意愿[10]和行為，如社會(huì)資本可以強(qiáng)化土地使用權(quán)保障對(duì)家庭農(nóng)場(chǎng)采納綠色防控技術(shù)的正效應(yīng)[11]，而其中個(gè)體認(rèn)知型社會(huì)資本對(duì)農(nóng)民秸稈資源化利用方式的選擇具有顯著正向影響[12]；農(nóng)戶(hù)是環(huán)境友好型技術(shù)的采納主體，生態(tài)環(huán)境可能會(huì)通過(guò)影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的條件進(jìn)而影響農(nóng)戶(hù)生產(chǎn)行為，因此對(duì)生態(tài)認(rèn)知的研究對(duì)理解農(nóng)戶(hù)行為不可或缺。農(nóng)戶(hù)認(rèn)知作為“嵌入因素”可以顯著促進(jìn)保護(hù)性耕作技術(shù)的采用[13]，而對(duì)秸稈還田的生態(tài)和社會(huì)福利認(rèn)知有助于秸稈資源化利用[14]。更有研究比較了生態(tài)認(rèn)知和生計(jì)資本對(duì)流域居民生態(tài)補(bǔ)償支付意愿的影響，發(fā)現(xiàn)生態(tài)認(rèn)知的總影響效應(yīng)大于生計(jì)資本[15]，如果居民對(duì)流域生態(tài)環(huán)境重要性和生態(tài)補(bǔ)償必要性認(rèn)知不足，即使生計(jì)資本較高，支付意愿也較低。但良好的生態(tài)環(huán)境認(rèn)知并不必然導(dǎo)致環(huán)保行為決策，兩者仍存在差異[16]。

一般來(lái)說(shuō)，意愿是行為的前項(xiàng)，意愿決定行為[17]。但現(xiàn)實(shí)中，農(nóng)戶(hù)還田意愿較高而采納較低，意愿與行為明顯悖離，阻礙了還田技術(shù)的普及。有學(xué)者嘗試?yán)迩迤渲性颍⑻剿饕庠赶蛐袨檗D(zhuǎn)化的有效途徑。張童朝等[18]發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶(hù)能力和機(jī)會(huì)不足導(dǎo)致秸稈利用成本過(guò)高而收益較低，還田意愿難以轉(zhuǎn)變?yōu)閷?shí)際行為；王舒娟和張兵[19]研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶(hù)雖有出售秸稈意愿，但外部環(huán)境限制了出售行為，導(dǎo)致意愿與行為不一致；姜麗娜和趙霞[20]發(fā)現(xiàn)信息獲取途徑、價(jià)格因素、商業(yè)化程度是造成分散農(nóng)戶(hù)綠色農(nóng)藥購(gòu)買(mǎi)意愿與行為悖離的主要原因；李傲群和李學(xué)婷[21]從農(nóng)戶(hù)個(gè)體心理特性出發(fā)，指出外界推動(dòng)可以顯著促進(jìn)農(nóng)作物秸稈循環(huán)利用；李昊等[17]證實(shí)提升農(nóng)戶(hù)的公平性感知可以顯著促進(jìn)農(nóng)戶(hù)環(huán)保意愿與行為相一致。

家庭稟賦是家庭及其成員所擁有的資源和能力，絕大多數(shù)農(nóng)戶(hù)在決策時(shí)通常面臨一定的資源稟賦約束，可能會(huì)因稟賦不足而表現(xiàn)出較低的意愿水平[10]或高意愿低行為的悖離現(xiàn)象，是否進(jìn)行秸稈資源化利用是權(quán)衡家庭稟賦后的理性選擇[22]。目前經(jīng)濟(jì)資本、人力資本、社會(huì)資本和自然資本等對(duì)農(nóng)戶(hù)廢棄物資源化利用意愿與行為的影響已得到證實(shí)[23-25]，但多數(shù)研究?jī)H關(guān)注意愿或行為的某一層面，且只選取家庭稟賦的部分變量，沒(méi)有將農(nóng)戶(hù)意愿和行為納入家庭稟賦的統(tǒng)一框架，研究缺乏系統(tǒng)性，因此對(duì)秸稈還田中農(nóng)戶(hù)低意愿低行為、高意愿低行為等缺乏有說(shuō)服力的分析解釋。同時(shí)，生態(tài)認(rèn)知作為內(nèi)在因素，會(huì)顯著影響農(nóng)戶(hù)的親環(huán)境行為[26-27]，但現(xiàn)有文獻(xiàn)多探討其直接作用，缺乏家庭稟賦視域下對(duì)生態(tài)認(rèn)知在農(nóng)戶(hù)意愿向行為轉(zhuǎn)化中調(diào)節(jié)效應(yīng)的實(shí)證研究，應(yīng)用于秸稈還田問(wèn)題的學(xué)術(shù)探索更為少見(jiàn)。因此，本文以家庭稟賦為基礎(chǔ)，引入生態(tài)認(rèn)知作為調(diào)節(jié)變量，期望探明農(nóng)戶(hù)秸稈還田意愿與行為悖離的原因，為秸稈資源化利用提供有益建議。

1 概念界定與理論假說(shuō)

1.1 相關(guān)概念界定

《全國(guó)農(nóng)作物秸稈資源調(diào)查與評(píng)價(jià)報(bào)告》將農(nóng)作物秸稈定義為在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過(guò)程中,收獲了稻谷、小麥、玉米等農(nóng)作物以后，殘留的不能食用的莖、葉等副產(chǎn)品，本文中主要指水稻和小麥秸稈。作為多用途、可再生的生物質(zhì)資源，秸稈主要通過(guò)肥料化、飼料化、原料化、能源化和基料化五種方式進(jìn)行資源化利用，秸稈還田是最有可能實(shí)現(xiàn)秸稈規(guī)?；玫耐緩絒26]。實(shí)踐中，秸稈還田的方式有多種，在本文中，秸稈還田是指作物在機(jī)械化收割時(shí)或收割后將秸稈直接粉碎還入耕地，讓秸稈在土壤中腐爛分解為氮、磷、鉀和有機(jī)質(zhì)等，以改善土壤質(zhì)量、增加土壤肥力，最終實(shí)現(xiàn)作物產(chǎn)量與品質(zhì)的提升。

家庭稟賦是家庭及其成員共有的資源和能力，參考已有研究[27-28]，本文將農(nóng)戶(hù)家庭稟賦劃分為人力資本稟賦、社會(huì)資本稟賦、自然資本稟賦、經(jīng)濟(jì)資本稟賦與物質(zhì)資本稟賦。人力資本稟賦指農(nóng)戶(hù)在勞動(dòng)力方面的優(yōu)勢(shì)；社會(huì)資本稟賦指農(nóng)戶(hù)通過(guò)人際交往建立的社會(huì)聯(lián)系、參與等；自然資本稟賦指農(nóng)戶(hù)擁有的耕地資源等；經(jīng)濟(jì)資本稟賦指農(nóng)戶(hù)的家庭收入和財(cái)富積累等；物質(zhì)資本稟賦指農(nóng)戶(hù)生產(chǎn)生活所需的各類(lèi)機(jī)具和設(shè)施等。

生態(tài)認(rèn)知是農(nóng)戶(hù)從生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)視角對(duì)生態(tài)環(huán)境的基本認(rèn)識(shí)及生態(tài)科學(xué)知識(shí)的了解和掌握程度[15]。農(nóng)戶(hù)對(duì)秸稈焚燒危害認(rèn)識(shí)越深入，焚燒意愿就越低[29]。本文借鑒廖冰和張曉琴[30]、姜維軍等[26]的觀點(diǎn)，結(jié)合研究需要，設(shè)置四個(gè)題項(xiàng)測(cè)度生態(tài)認(rèn)知。

1.2 理論假說(shuō)

1.2.1 家庭稟賦對(duì)農(nóng)戶(hù)還田意愿與行為悖離現(xiàn)象的影響 現(xiàn)實(shí)中，個(gè)體決策通常會(huì)面臨一定的資源約束。秸稈還田需要持續(xù)投入人力、物力、財(cái)力，是一項(xiàng)長(zhǎng)期的生產(chǎn)性投資，是農(nóng)戶(hù)衡量家庭稟賦后的理性選擇，因此本文將家庭稟賦作為核心變量。

1）人力資本稟賦。人力資本積累可以提升農(nóng)業(yè)環(huán)境效率[31]，為秸稈還田提供知識(shí)儲(chǔ)備和生產(chǎn)能力[32]。勞動(dòng)力是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的基礎(chǔ)，數(shù)量越多，農(nóng)戶(hù)越有足夠人力投入還田，當(dāng)前農(nóng)村青年勞動(dòng)力流失嚴(yán)重，制約了農(nóng)業(yè)的現(xiàn)代化發(fā)展；農(nóng)戶(hù)文化程度越高，眼界可能更加長(zhǎng)遠(yuǎn)，學(xué)習(xí)能力更強(qiáng)，對(duì)還田技術(shù)的認(rèn)知和掌握越全面，越有意愿和能力進(jìn)行還田；農(nóng)業(yè)生產(chǎn)作為重體力勞動(dòng)，家庭性別比例也會(huì)導(dǎo)致農(nóng)戶(hù)人力資本的差異，從而對(duì)還田產(chǎn)生影響。

2）社會(huì)資本稟賦。農(nóng)村社會(huì)關(guān)系相對(duì)緊密，農(nóng)戶(hù)生產(chǎn)生活對(duì)以血緣、親緣、業(yè)緣為基礎(chǔ)的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)依賴(lài)性強(qiáng)并從中獲取資源，因此社會(huì)資本稟賦是農(nóng)戶(hù)家庭稟賦的重要組成，可以降低技術(shù)采納的交易成本，促進(jìn)秸稈還田意愿和行為的發(fā)生。加入合作社能推動(dòng)農(nóng)戶(hù)進(jìn)行社會(huì)參與和交往，促進(jìn)生產(chǎn)信息交流和互助，規(guī)范和約束生產(chǎn)行為，促進(jìn)還田技術(shù)的采納；村干部、技術(shù)人員的幫助越多，農(nóng)戶(hù)對(duì)還田技術(shù)的了解和掌握越深入，生產(chǎn)能力就越強(qiáng)，越能將還田意愿轉(zhuǎn)化為行為，減少悖離。

3）自然資本稟賦。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)高度依賴(lài)自然條件，耕地地形、規(guī)模和細(xì)碎化程度等都會(huì)影響農(nóng)戶(hù)的生產(chǎn)觀念和行為。一般來(lái)說(shuō)，地形越平坦，機(jī)械還田難度越低，成本越小，越能產(chǎn)生還田意愿和行為；耕地細(xì)碎化增加了機(jī)械還田的不便和難度，還田成本也較高，可能會(huì)阻礙有還田意愿的農(nóng)戶(hù)表現(xiàn)出實(shí)際行為，誘發(fā)悖離現(xiàn)象。

4）經(jīng)濟(jì)資本稟賦。經(jīng)濟(jì)資本是農(nóng)戶(hù)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入的前提和基礎(chǔ)。經(jīng)濟(jì)資本越雄厚，農(nóng)戶(hù)在生產(chǎn)中面臨的資金約束越小，抵御產(chǎn)量變化和收入波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)的能力也越強(qiáng)，越可能?chē)L試秸稈還田技術(shù)。農(nóng)業(yè)收入比重越大，一方面意味著農(nóng)戶(hù)越重視農(nóng)業(yè)，生產(chǎn)投入越多，具有較長(zhǎng)遠(yuǎn)的收益預(yù)期，越有可能采納更長(zhǎng)效的秸稈還田，也可能因?yàn)檗r(nóng)業(yè)比較收益低導(dǎo)致家庭整體貧困，抗風(fēng)險(xiǎn)能力弱，農(nóng)戶(hù)可能因面臨收入損失風(fēng)險(xiǎn)而抑制還田意愿向行為的轉(zhuǎn)化。

5）物質(zhì)資本稟賦。物質(zhì)資本是農(nóng)戶(hù)生產(chǎn)生活的重要保障。農(nóng)業(yè)機(jī)械將農(nóng)戶(hù)從繁重的體力勞動(dòng)中解放出來(lái)，提高耕作能力和生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)效率。一般來(lái)說(shuō)，農(nóng)機(jī)越多，生產(chǎn)規(guī)模和秸稈產(chǎn)量也越大，農(nóng)戶(hù)越有條件進(jìn)行還田，但較高的農(nóng)機(jī)成本也可能會(huì)阻礙農(nóng)戶(hù)還田；家用電器體現(xiàn)了家庭經(jīng)濟(jì)狀況和信息化程度。一般電器數(shù)量越多意味著農(nóng)戶(hù)生活水平越高，生產(chǎn)信息越通暢[10]，因此更有能力進(jìn)行還田，減少悖離。

一般來(lái)說(shuō)，不同家庭稟賦水平下農(nóng)戶(hù)的還田意愿與行為特征存在差異。家庭稟賦水平低，農(nóng)戶(hù)更易表現(xiàn)出較低的意愿水平，或阻礙實(shí)際行為的發(fā)生，誘發(fā)悖離現(xiàn)象；反之則表現(xiàn)出較高的意愿和行為水平，抑制悖離現(xiàn)象。

因此，本文提出以下假說(shuō)：

H1：農(nóng)戶(hù)家庭稟賦水平提升可以抑制還田意愿與行為的悖離。

1.2.2 生態(tài)認(rèn)知對(duì)農(nóng)戶(hù)還田意愿與行為悖離現(xiàn)象的調(diào)節(jié)效應(yīng) 認(rèn)知是行為的基礎(chǔ)，行為主體在面臨意愿和行為選擇時(shí)，通常會(huì)受限于個(gè)體的認(rèn)知水平，決定是否改變及如何改變。本文將生態(tài)認(rèn)知納入研究，有助于揭示農(nóng)戶(hù)秸稈還田的意愿和行為特征。

個(gè)體行為通常是內(nèi)外部共同作用的結(jié)果。作為外在因素，家庭稟賦不能解釋同一稟賦水平下農(nóng)戶(hù)技術(shù)采納行為的差異。在決定是否進(jìn)行秸稈還田時(shí)，農(nóng)戶(hù)生態(tài)認(rèn)知對(duì)技術(shù)采納行為起著關(guān)鍵作用。研究顯示，農(nóng)戶(hù)綠色認(rèn)知差異是綠色生產(chǎn)技術(shù)采納意愿與行為悖離的重要原因[33]。生態(tài)認(rèn)知是超乎家庭稟賦的基本判斷，特別是在農(nóng)村地區(qū)，受傳統(tǒng)觀念、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)及所掌握信息等的共同影響，家庭稟賦對(duì)農(nóng)戶(hù)還田采納的影響表現(xiàn)為非完全作用關(guān)系[34]。

一方面，生態(tài)認(rèn)知會(huì)影響農(nóng)戶(hù)的技術(shù)采納行為[26-27]，對(duì)還田發(fā)揮重要作用；另一方面，家庭稟賦是農(nóng)戶(hù)生產(chǎn)生活的重要保障，只有在當(dāng)前經(jīng)濟(jì)利益得到基本保障的前提下，農(nóng)戶(hù)才可能有額外精力關(guān)注生態(tài)環(huán)境，提升生態(tài)認(rèn)知，進(jìn)而產(chǎn)生還田意愿和行為。因此，作為內(nèi)在因素，生態(tài)認(rèn)知會(huì)在家庭稟賦基礎(chǔ)上對(duì)農(nóng)戶(hù)還田意愿向行為的轉(zhuǎn)化發(fā)揮調(diào)節(jié)效應(yīng)，從而抑制或誘發(fā)悖離現(xiàn)象。生態(tài)認(rèn)知直接體現(xiàn)為農(nóng)戶(hù)對(duì)生態(tài)環(huán)境的感知和保護(hù)環(huán)境的自覺(jué)程度，其調(diào)節(jié)效應(yīng)體現(xiàn)在，如果農(nóng)戶(hù)生態(tài)認(rèn)知水平較高，即使家庭稟賦較差，也可能產(chǎn)生還田意愿和行為；反之，即使家庭稟賦較豐厚，農(nóng)戶(hù)對(duì)保護(hù)環(huán)境不關(guān)心，也難以產(chǎn)生還田意愿或?qū)⒁庠皋D(zhuǎn)化為行為，導(dǎo)致悖離現(xiàn)象。

因此，本文提出以下假說(shuō)：

H2：生態(tài)認(rèn)知在農(nóng)戶(hù)還田意愿與還田行為間存在調(diào)節(jié)效應(yīng)。

H3：生態(tài)認(rèn)知在家庭稟賦與農(nóng)戶(hù)還田行為間存在調(diào)節(jié)效應(yīng)。

H3a：生態(tài)認(rèn)知在人力資本稟賦與農(nóng)戶(hù)還田行為間存在調(diào)節(jié)效應(yīng)。

H3b：生態(tài)認(rèn)知在社會(huì)資本稟賦與農(nóng)戶(hù)還田行為間存在調(diào)節(jié)效應(yīng)。

H3c：生態(tài)認(rèn)知在自然資本稟賦與農(nóng)戶(hù)還田行為間存在調(diào)節(jié)效應(yīng)。

H3d：生態(tài)認(rèn)知在經(jīng)濟(jì)資本稟賦與農(nóng)戶(hù)還田行為間存在調(diào)節(jié)效應(yīng)。

H3e：生態(tài)認(rèn)知在物質(zhì)資本稟賦與農(nóng)戶(hù)還田行為間存在調(diào)節(jié)效應(yīng)。

本文的理論分析框架如圖1。

2 研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源與樣本特征

本文數(shù)據(jù)來(lái)自2017 年和2018 年暑期在湖北省、安徽省、河北省3 省8 市16 縣（區(qū)）開(kāi)展的農(nóng)村調(diào)研。河北地處華北及黃淮平原潮土區(qū)，安徽、湖北地處長(zhǎng)江中下游平原，三省均為玉米、小麥或水稻等糧食主產(chǎn)區(qū)和秸稈綜合利用的重點(diǎn)區(qū)域，將其作為研究對(duì)象可以較全面考察秸稈的還田悖離問(wèn)題，因此樣本具有較強(qiáng)的代表性和適用性。調(diào)研采取隨機(jī)抽樣、入戶(hù)調(diào)查的方式，一對(duì)一與農(nóng)戶(hù)進(jìn)行訪談，填寫(xiě)問(wèn)卷，完成數(shù)據(jù)收集。調(diào)研共發(fā)放問(wèn)卷1 605 份，除去信息缺失嚴(yán)重的問(wèn)卷，獲得有效問(wèn)卷1 560 份，有效率97.2%。

樣本農(nóng)戶(hù)基本特征見(jiàn)表1。受訪者大部分為男性，比例達(dá)74.8%；年齡普遍較高，平均年齡54.78歲，50 歲以上的農(nóng)戶(hù)占64.5%；受教育程度較低，初中及以下學(xué)歷的農(nóng)戶(hù)占82.4%；以小規(guī)模種植為主，67.3%的農(nóng)戶(hù)種植面積小于0.67 hm2；家庭農(nóng)業(yè)年收入普遍較低，農(nóng)業(yè)年收入大于3 萬(wàn)元的農(nóng)戶(hù)僅占7.8%；67.7%的農(nóng)民不兼業(yè)。因此，樣本農(nóng)戶(hù)主要為男性，年齡較大，受教育水平低，以務(wù)農(nóng)為主，經(jīng)營(yíng)規(guī)模小，符合農(nóng)村社會(huì)的基本特征。

表1 樣本農(nóng)戶(hù)的基本特征Table 1 Basic characteristics of sample farmers

樣本農(nóng)戶(hù)秸稈還田利用特征見(jiàn)表2。政府對(duì)秸稈焚燒的處罰以罰款和拘留為主，多數(shù)受訪者已形成不焚燒秸稈的親環(huán)境意識(shí)，政府對(duì)農(nóng)戶(hù)的約束較強(qiáng)；85.5%的農(nóng)戶(hù)愿意秸稈還田，但僅有65.5%的農(nóng)戶(hù)存在支付意愿，表現(xiàn)出實(shí)際行為的農(nóng)戶(hù)則更少，僅占58.2%；39.7%的受訪者還田意愿與行為明顯悖離。

2.2 變量設(shè)置

本文選取農(nóng)戶(hù)是否存在還田意愿（Y1）、是否存在還田行為（Y2）、是否存在還田意愿與行為的悖離（Y3）為被解釋變量。

家庭稟賦為關(guān)鍵變量，借鑒相關(guān)學(xué)者的觀點(diǎn)[7,10,22]，選擇人力資本稟賦包括家庭勞動(dòng)力數(shù)量（X1）、女性家庭成員占總?cè)丝诘谋壤╔2）、農(nóng)戶(hù)文化程度（X3）。家庭勞動(dòng)力數(shù)量是指家庭中成年的具有勞動(dòng)能力的人口數(shù)量，農(nóng)戶(hù)文化程度指農(nóng)戶(hù)接受的正規(guī)學(xué)歷教育；社會(huì)資本稟賦包括是否加入農(nóng)民專(zhuān)業(yè)合作社（X4）、是否得到村干部、技術(shù)人員生產(chǎn)上的幫助（X5）。是否加入農(nóng)民專(zhuān)業(yè)合作社與是否得到生產(chǎn)幫助共同衡量農(nóng)戶(hù)的社會(huì)參與程度和互助程度；自然資本稟賦包括本村地形（X6）、塊均面積（X7）；經(jīng)濟(jì)資本稟賦包括農(nóng)業(yè)收入比重（X8）；物質(zhì)資本稟賦包括農(nóng)機(jī)數(shù)量（X9）和家用電器數(shù)量（X10）。農(nóng)機(jī)數(shù)量衡量農(nóng)戶(hù)生產(chǎn)條件，家用電器數(shù)量衡量農(nóng)戶(hù)生活水平和信息化水平。

生態(tài)認(rèn)知為調(diào)節(jié)變量，選擇您了解國(guó)家的資源環(huán)境政策嗎（X11）、個(gè)人行為對(duì)保護(hù)資源環(huán)境很重要（X12）、我懂得如何在生產(chǎn)中減少對(duì)生態(tài)資源環(huán)境的破壞（X13）、我懂得在生活中如何保護(hù)生態(tài)資源環(huán)境（X14）度量農(nóng)戶(hù)的生態(tài)認(rèn)知水平，采用李克特5 分量表進(jìn)行賦分。

農(nóng)戶(hù)性別（X15）、政治身份（X16）及所處地區(qū)（X17）為控制變量。各變量的描述與說(shuō)明見(jiàn)表3。

表3 相關(guān)變量定義Table 3 Variable definitions

2.3 模型設(shè)定

本文中被解釋變量取值為無(wú)（記為0）或有（記為1），為典型的二元離散變量，因此設(shè)定二元logistic 模型進(jìn)行分析。

模型的一般形式為：

記有意愿/有行為/存在悖離的條件概率為Pi：

則無(wú)意愿/無(wú)行為/不存在悖離的條件概率為1-Pi：

所以?xún)煞N概率之比為：

取對(duì)數(shù)得：

式中：Yi為被解釋變量，α是截距項(xiàng)，xi為解釋變量，包括關(guān)鍵變量、調(diào)節(jié)變量及控制變量，βi為解釋變量的回歸系數(shù)，θ為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

3 結(jié)果與分析

3.1 信效度及多重共線性檢驗(yàn)

為防止各解釋變量之間有較強(qiáng)的相關(guān)性，需要進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果表明各解釋變量的VIF 值均小于10，模型的共線性程度在合理范圍內(nèi)。

問(wèn)卷中生態(tài)認(rèn)知因素采用李克特5 級(jí)量表進(jìn)行測(cè)度，所以需要對(duì)該部分問(wèn)卷進(jìn)行信度和效度檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，Cronbach’s α ＞0.7，KMO ＞0.6，Bartlett球形檢驗(yàn)近似卡方值在1%水平下顯著，說(shuō)明生態(tài)認(rèn)知因素信度和效度較好，可以進(jìn)行因子分析。

表4 模型回歸結(jié)果Table 4 Model regression results

3.2 實(shí)證結(jié)果分析

3.2.1 家庭稟賦對(duì)農(nóng)戶(hù)還田悖離現(xiàn)象的影響 將農(nóng)戶(hù)還田意愿、行為與悖離分別作為被解釋變量，納入家庭稟賦和控制變量，用SPSS26.0 估計(jì)模型。各變量進(jìn)入模型的方式為“向前（條件）”，未進(jìn)入的變量不予顯示，結(jié)果見(jiàn)表4。再以悖離現(xiàn)象為被解釋變量，模型1 只納入控制變量，模型2～6 依次納入人力資本稟賦、社會(huì)資本稟賦、自然資本稟賦、經(jīng)濟(jì)資本稟賦和物質(zhì)資本稟賦，模型7 全部納入。結(jié)果見(jiàn)表5。

在人力資本稟賦中，文化程度通過(guò)了1%的檢驗(yàn)（表4），正向影響農(nóng)戶(hù)還田意愿與行為，說(shuō)明受教育水平提高使農(nóng)戶(hù)更易理解和掌握還田技術(shù)，意愿與行為趨于一致，抑制悖離現(xiàn)象；勞動(dòng)力數(shù)量通過(guò)了10%的檢驗(yàn)（表5），對(duì)還田悖離的影響為正，可能的原因是勞動(dòng)力數(shù)量越多，家庭經(jīng)濟(jì)壓力相對(duì)越大，而秸稈還田節(jié)本增效的益處短期內(nèi)效果微弱，農(nóng)戶(hù)更傾向于通過(guò)短期內(nèi)施用農(nóng)藥、化肥而非還田提高作物產(chǎn)量；在社會(huì)資本稟賦中，農(nóng)民專(zhuān)業(yè)合作社和生產(chǎn)幫助通過(guò)了1%的檢驗(yàn)（表4、表5），對(duì)農(nóng)戶(hù)還田行為和悖離的影響分別為負(fù)和正。農(nóng)戶(hù)在社會(huì)參與和互助中獲取信息，并受到村干部、技術(shù)員和群眾的意見(jiàn)影響和監(jiān)督約束，從而采納還田，抑制悖離；在自然資本稟賦中，地形通過(guò)了1%的檢驗(yàn)（表4），負(fù)向影響農(nóng)戶(hù)還田意愿與行為。山地地區(qū)耕地起伏不平，增加機(jī)械還田的難度和成本，農(nóng)戶(hù)出于理性普遍缺乏精力和動(dòng)力進(jìn)行還田；塊均面積通過(guò)了5%的檢驗(yàn)（表4），負(fù)向影響還田行為，因?yàn)檫€田規(guī)模擴(kuò)大導(dǎo)致成本和所需時(shí)間精力增加，阻礙了農(nóng)戶(hù)還田行為的表達(dá)；在經(jīng)濟(jì)資本稟賦中，農(nóng)業(yè)收入比重通過(guò)了1%的檢驗(yàn)（表4），負(fù)向影響農(nóng)戶(hù)還田意愿。農(nóng)戶(hù)多為風(fēng)險(xiǎn)厭惡者，家庭收入來(lái)源以農(nóng)業(yè)為主，意味著經(jīng)濟(jì)整體貧困，抗風(fēng)險(xiǎn)能力弱，采納新技術(shù)更保守，在沒(méi)有政府補(bǔ)貼的情況下會(huì)抑制還田意愿；在物質(zhì)資本稟賦中，農(nóng)機(jī)數(shù)量通過(guò)了5%的檢驗(yàn)（表5），正向影響農(nóng)戶(hù)還田悖離，說(shuō)明農(nóng)機(jī)多的農(nóng)戶(hù)購(gòu)置、使用和維護(hù)成本更高，在資金約束下難以投入更多財(cái)力進(jìn)行還田，表現(xiàn)出悖離現(xiàn)象；家用電器數(shù)量對(duì)農(nóng)戶(hù)還田行為與悖離的影響通過(guò)了5%和10%的檢驗(yàn)（表4、表5），方向分別為正和負(fù)。家用電器是農(nóng)戶(hù)經(jīng)濟(jì)條件的體現(xiàn)，電視、智能手機(jī)等終端的普及也在提升農(nóng)戶(hù)的信息化水平，電器多的農(nóng)戶(hù)家庭基礎(chǔ)較為雄厚，生產(chǎn)信息相對(duì)暢通，對(duì)還田認(rèn)知更全面，還田意愿更易轉(zhuǎn)化為實(shí)際行為，抑制悖離。綜上，假說(shuō)H1 部分成立。

在控制變量中，女性還田意愿更低，更易出現(xiàn)悖離。男性在多數(shù)農(nóng)村家庭中仍然主導(dǎo)生產(chǎn)決策，女性即使存在還田意愿，也可能因決策權(quán)和能力不足而無(wú)法還田，導(dǎo)致悖離現(xiàn)象；地區(qū)差異顯著，安徽省農(nóng)戶(hù)的悖離現(xiàn)象低于湖北省，河北省與湖北省之間差異不顯著；政治身份對(duì)農(nóng)戶(hù)還田悖離的影響不顯著。

為保證結(jié)果的穩(wěn)健性，建立Probit 模型和OLS模型重新進(jìn)行估計(jì)。結(jié)果表明，家庭稟賦各變量的顯著性和符號(hào)沒(méi)有發(fā)生明顯變化，說(shuō)明實(shí)證結(jié)果較穩(wěn)健，結(jié)論較可靠。

表5 悖離現(xiàn)象的Logistic 估計(jì)結(jié)果Table 5 Logistic regression results of the paradox

3.2.2 生態(tài)認(rèn)知的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析 當(dāng)調(diào)節(jié)變量為類(lèi)別變量、自變量為連續(xù)變量時(shí)，研究調(diào)節(jié)效應(yīng)需要分組回歸[35]。參考黃曉慧等[27]、張郁等[36]的研究，本文將生態(tài)認(rèn)知四個(gè)題項(xiàng)得分加總后算術(shù)平均，得到全部樣本的生態(tài)認(rèn)知均值，以此將農(nóng)戶(hù)分為低生態(tài)認(rèn)知和高生態(tài)認(rèn)知兩組。利用SPSS26.0 進(jìn)行農(nóng)戶(hù)還田意愿、家庭稟賦與還田行為的二元logistic 回歸，考察兩組變量系數(shù)大小、方向和顯著性的變化以檢驗(yàn)生態(tài)認(rèn)知的調(diào)節(jié)效應(yīng)。結(jié)果見(jiàn)表6，自變量、控制變量均進(jìn)行了中心化處理。

還田意愿在兩組中均通過(guò)了5%的檢驗(yàn)，但高組系數(shù)更大，說(shuō)明高生態(tài)認(rèn)知農(nóng)戶(hù)更可能將還田意愿轉(zhuǎn)化為實(shí)際行為，生態(tài)認(rèn)知存在一定的調(diào)節(jié)效應(yīng)，假說(shuō)H2 成立。

家庭勞動(dòng)力數(shù)量在低組中通過(guò)了10%的檢驗(yàn)，在高組中沒(méi)有通過(guò)檢驗(yàn)，說(shuō)明低生態(tài)認(rèn)知農(nóng)戶(hù)仍?xún)A向依賴(lài)勞動(dòng)力密集噴灑農(nóng)藥、化肥等傳統(tǒng)生產(chǎn)方式，而高生態(tài)認(rèn)知農(nóng)戶(hù)更可能采納現(xiàn)代化綠色生產(chǎn)，生態(tài)認(rèn)知存在一定的調(diào)節(jié)效應(yīng)；女性成員比例和文化程度沒(méi)有通過(guò)檢驗(yàn)。假說(shuō)H3a 部分成立。

是否得到村干部、技術(shù)人員生產(chǎn)上的幫助在低組中通過(guò)了1%的檢驗(yàn)，在高組中沒(méi)有通過(guò)檢驗(yàn)且系數(shù)更小。生態(tài)認(rèn)知水平提高使農(nóng)戶(hù)自身具備一定的綠色生產(chǎn)知識(shí)和能力，有意愿和能力主動(dòng)實(shí)施還田行為，外界幫助對(duì)個(gè)體還田決策的重要性下降，生態(tài)認(rèn)知存在一定的調(diào)節(jié)效應(yīng)；是否加入農(nóng)民專(zhuān)業(yè)合作社沒(méi)有通過(guò)檢驗(yàn)。假說(shuō)H3b 部分成立。

本村地形在兩組中分別通過(guò)了1%和5%的檢驗(yàn)，說(shuō)明高生態(tài)認(rèn)知農(nóng)戶(hù)在地形不利時(shí)仍可能主動(dòng)產(chǎn)生還田意愿，并有能力采取措施減弱不利地形對(duì)還田的阻礙，地形對(duì)還田的顯著性降低；塊均面積在兩組中均沒(méi)有通過(guò)檢驗(yàn)，但高組系數(shù)更大且方向由負(fù)變正，說(shuō)明生態(tài)認(rèn)知提高可以促進(jìn)規(guī)模還田。因此生態(tài)認(rèn)知存在一定的調(diào)節(jié)效應(yīng)，假說(shuō)H3c 成立。

農(nóng)業(yè)收入比重在兩組中均沒(méi)有通過(guò)檢驗(yàn)，但高組系數(shù)更大且方向由負(fù)變正，說(shuō)明農(nóng)業(yè)收入比重提高會(huì)使高生態(tài)認(rèn)知農(nóng)戶(hù)更愿意還田以取得更大收益，生態(tài)認(rèn)知存在一定的調(diào)節(jié)效應(yīng)。假說(shuō)H3d 成立。

家用電器數(shù)量在低組中沒(méi)有通過(guò)檢驗(yàn)，在高組中通過(guò)了10%的檢驗(yàn)且系數(shù)更大，說(shuō)明高生態(tài)認(rèn)知農(nóng)戶(hù)更注重信息獲取，并投入更多家庭資源支持還田，生態(tài)認(rèn)知存在一定的調(diào)節(jié)效應(yīng)；農(nóng)機(jī)數(shù)量沒(méi)有通過(guò)檢驗(yàn)。假說(shuō)H3e 部分成立。

綜上，假說(shuō)H3 部分成立。

表6 調(diào)節(jié)效應(yīng)回歸結(jié)果Table 6 Regression results of the moderating effects

3.2.3 多群組異質(zhì)性分析 前述對(duì)全部樣本農(nóng)戶(hù)的分析結(jié)果表明，外界幫助顯著影響了農(nóng)戶(hù)的技術(shù)采納，即不同受助程度農(nóng)戶(hù)的還田特征存在一定的異質(zhì)性。具體地，受村干部、技術(shù)人員生產(chǎn)幫助更多的農(nóng)戶(hù)通常社會(huì)交往更加主動(dòng)，社會(huì)地位相對(duì)較高，可以在社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中獲得更豐富的資源和信息，因此受助程度更高的農(nóng)戶(hù)更有意愿和能力做出積極的農(nóng)業(yè)技術(shù)選擇，從而表現(xiàn)出較高的還田行為和較低的還田悖離；此外，家庭種植規(guī)模也會(huì)影響農(nóng)戶(hù)對(duì)還田技術(shù)的采納。劉樂(lè)等[6]認(rèn)為土地經(jīng)營(yíng)規(guī)模的擴(kuò)大有助于農(nóng)戶(hù)采取環(huán)境友好型生產(chǎn)行為，秸稈還田技術(shù)采納行為存在規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。與之相反，徐濤等[37]研究發(fā)現(xiàn)，受耕地細(xì)碎化的制約，擴(kuò)大規(guī)模會(huì)制約農(nóng)戶(hù)采納新技術(shù)。因此，本文選擇受村干部、技術(shù)人員生產(chǎn)幫助的程度和家庭種植規(guī)模進(jìn)行多群組分析，以比較不同類(lèi)型農(nóng)戶(hù)還田特征的差異。針對(duì)“得到村干部、技術(shù)人員生產(chǎn)上的幫助”這一題項(xiàng)，把回答“從來(lái)沒(méi)有”、“較少”和“一般”的農(nóng)戶(hù)歸為低受助農(nóng)戶(hù)，回答“較多”和“經(jīng)常”的農(nóng)戶(hù)歸為高受助農(nóng)戶(hù)。根據(jù)家庭種植面積的均值，將樣本農(nóng)戶(hù)分為小規(guī)模戶(hù)和大規(guī)模戶(hù)。利用SPSS26.0 估計(jì)模型，結(jié)果見(jiàn)表7，控制變量不予展示。

生態(tài)認(rèn)知在不同受助程度和種植規(guī)模的農(nóng)戶(hù)中均通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明提升生態(tài)認(rèn)知可以有效促進(jìn)農(nóng)戶(hù)還田，減少悖離現(xiàn)象發(fā)生。

還田意愿在高受助農(nóng)戶(hù)中更顯著，說(shuō)明外界的幫助越多，農(nóng)戶(hù)可用于生產(chǎn)決策的資源和信息就越豐富，克服生產(chǎn)困難的能力也越強(qiáng)，從而更可能將還田意愿付諸實(shí)踐，減少悖離。是否加入合作社也對(duì)高受助農(nóng)戶(hù)產(chǎn)生顯著影響。高受助農(nóng)戶(hù)通常較為外向，加入合作社增加了其與成員交流、互助、增進(jìn)關(guān)系的機(jī)會(huì)，從而掌握更多的生產(chǎn)和技術(shù)信息，主動(dòng)約束生產(chǎn)行為，促進(jìn)還田；家庭勞動(dòng)力數(shù)量、地形和家用電器是影響低受助農(nóng)戶(hù)還田采納的重要因素?？赡艿脑蚴牵S著城鎮(zhèn)化的發(fā)展，村莊年輕人多外出務(wù)工，低受助農(nóng)戶(hù)家庭相對(duì)貧困，勞動(dòng)力數(shù)量多意味著更多家庭成員會(huì)轉(zhuǎn)移至二三產(chǎn)業(yè)謀生，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力流失越嚴(yán)重，使其對(duì)新技術(shù)采納“心有余而力不足”，從而更可能導(dǎo)致還田悖離；不利地形使低受助農(nóng)戶(hù)在生產(chǎn)中面臨更大困難，限制其采納還田技術(shù)；由于從外界得到的幫助較少，低受助農(nóng)戶(hù)更多依賴(lài)手機(jī)、電視等終端接受生產(chǎn)幫助和學(xué)習(xí)新技術(shù)，從而促進(jìn)還田，減少悖離。

生產(chǎn)幫助對(duì)不同規(guī)模農(nóng)戶(hù)均有顯著影響，還田意愿在小規(guī)模組和大規(guī)模組中分別通過(guò)了5%和1%的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明還田收益存在規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，并且大規(guī)模戶(hù)通常在村莊事務(wù)中更活躍，與村干部、技術(shù)人員交往密切，受其影響更大，更易將還田意愿轉(zhuǎn)化為行為，減少悖離。地形和物質(zhì)資本稟賦對(duì)小規(guī)模戶(hù)的影響更顯著。由于農(nóng)業(yè)相對(duì)收益較低且收益受規(guī)模限制，小規(guī)模戶(hù)普遍缺乏動(dòng)力、精力和資金對(duì)土地進(jìn)行大規(guī)模整修，不利地形使其在還田時(shí)面臨更大阻礙；土地細(xì)碎化使小規(guī)模戶(hù)進(jìn)行機(jī)械作業(yè)相對(duì)不便，農(nóng)機(jī)購(gòu)置、使用和維護(hù)成本也使其在還田時(shí)面臨更大的資金約束，更易導(dǎo)致還田悖離；大規(guī)模戶(hù)社會(huì)交往相對(duì)密切，生產(chǎn)信息渠道更通暢、多元、外向，而電視、手機(jī)等終端作為小規(guī)模戶(hù)依賴(lài)的主要信息來(lái)源，對(duì)促進(jìn)其還田采納發(fā)揮了更重要的作用。生產(chǎn)合作社和農(nóng)業(yè)收入比重是影響大規(guī)模戶(hù)技術(shù)采納的重要因素。大規(guī)模戶(hù)對(duì)生產(chǎn)資料需求大，市場(chǎng)依賴(lài)性強(qiáng)，合作社能發(fā)揮規(guī)模優(yōu)勢(shì)，為大規(guī)模戶(hù)提供多元化服務(wù)以降低生產(chǎn)和交易成本，追求更大收益，并通過(guò)成員間交流互鑒降低技術(shù)風(fēng)險(xiǎn)，從而推動(dòng)其采納還田，減少悖離；農(nóng)業(yè)收入比重大意味著對(duì)農(nóng)業(yè)依賴(lài)性強(qiáng)，大規(guī)模戶(hù)生產(chǎn)專(zhuān)業(yè)化程度高，通常具有較長(zhǎng)遠(yuǎn)的收益預(yù)期和較強(qiáng)的風(fēng)險(xiǎn)承受能力，更有可能采納長(zhǎng)效的秸稈還田技術(shù)。

4 結(jié)論

1）農(nóng)戶(hù)還田意愿顯著高于實(shí)際行為，兩者明顯悖離。有還田意愿和支付意愿的農(nóng)戶(hù)分別占比85.5%、65.5%，而實(shí)際還田的農(nóng)戶(hù)僅占58.2%。

2）不同家庭稟賦因素對(duì)農(nóng)戶(hù)還田意愿、行為及悖離的影響存在差異。人力資本稟賦中提升文化水平可以提高農(nóng)戶(hù)還田意愿和行為，從而減少悖離，而家庭勞動(dòng)力數(shù)量過(guò)多會(huì)誘發(fā)悖離；社會(huì)資本稟賦中加入合作社和獲得生產(chǎn)幫助顯著促進(jìn)農(nóng)戶(hù)還田行為，有助于減少悖離；自然資本稟賦中不利地形顯著抑制農(nóng)戶(hù)還田意愿和行為，塊均耕地面積過(guò)大負(fù)向影響農(nóng)戶(hù)還田行為；經(jīng)濟(jì)資本稟賦中農(nóng)業(yè)收入比重過(guò)高顯著抑制農(nóng)戶(hù)還田意愿；物質(zhì)資本稟賦中農(nóng)機(jī)過(guò)多易誘發(fā)悖離現(xiàn)象，而手機(jī)、電腦等家用電器可以促進(jìn)農(nóng)戶(hù)還田，減少悖離。

3）生態(tài)認(rèn)知在農(nóng)戶(hù)還田意愿向行為轉(zhuǎn)化中發(fā)揮調(diào)節(jié)效應(yīng)。生態(tài)認(rèn)知水平提高使農(nóng)戶(hù)更有意識(shí)和能力發(fā)揮家庭稟賦的有利因素，克服不利因素，促進(jìn)還田行為付諸實(shí)踐。

表7 多群組異質(zhì)性回歸結(jié)果Table 7 Regression results of Heterogeneity among different groups

4）不同農(nóng)戶(hù)的悖離特征存在差異，高受助農(nóng)戶(hù)和大規(guī)模戶(hù)不易產(chǎn)生還田悖離。家庭勞動(dòng)力數(shù)量、地形和家用電器數(shù)量影響低受助農(nóng)戶(hù)還田，是否加入合作社影響高受助農(nóng)戶(hù)；是否得到生產(chǎn)幫助、地形、農(nóng)機(jī)數(shù)量和家用電器數(shù)量影響小規(guī)模戶(hù)還田，是否加入合作社、是否得到生產(chǎn)幫助和農(nóng)業(yè)收入比重影響大規(guī)模戶(hù)，還田意愿、生態(tài)認(rèn)知對(duì)不同受助程度和種植規(guī)模的農(nóng)戶(hù)均有顯著影響。

5 政策建議

1）加強(qiáng)生產(chǎn)知識(shí)宣傳和技術(shù)培訓(xùn)。農(nóng)業(yè)部門(mén)的技術(shù)推廣和培訓(xùn)難以滿(mǎn)足農(nóng)戶(hù)需求，是受訪農(nóng)戶(hù)還田意愿難以轉(zhuǎn)化為行為的重要原因。農(nóng)技部門(mén)要提升技術(shù)培訓(xùn)的頻率和深度，創(chuàng)新技術(shù)推廣的內(nèi)容與方式，有針對(duì)性地通過(guò)發(fā)放技術(shù)手冊(cè)、定期培訓(xùn)、實(shí)地生產(chǎn)指導(dǎo)、電視節(jié)目、建立示范點(diǎn)等使農(nóng)戶(hù)深刻認(rèn)識(shí)秸稈還田尤其是有利于增產(chǎn)增收的好處，掌握科學(xué)還田的方法，促使還田意愿自覺(jué)轉(zhuǎn)化為行為。

2）發(fā)展農(nóng)民專(zhuān)業(yè)合作組織，強(qiáng)化農(nóng)戶(hù)間的互助行為。合作組織要發(fā)揮聯(lián)結(jié)小農(nóng)戶(hù)的功能，鼓勵(lì)技術(shù)互鑒和生產(chǎn)互助，降低還田風(fēng)險(xiǎn)，并通過(guò)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)互相監(jiān)督，主動(dòng)約束和規(guī)范生產(chǎn)行為，抑制還田悖離。

3）加快農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)，發(fā)展適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)，培育專(zhuān)業(yè)大戶(hù)等新型經(jīng)營(yíng)主體。目前農(nóng)業(yè)生產(chǎn)仍以分散的小規(guī)模農(nóng)戶(hù)為主體，不利于技術(shù)的推廣和應(yīng)用。要積極制定扶持新型經(jīng)營(yíng)主體的政策，鼓勵(lì)適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)，從而提高經(jīng)營(yíng)主體的抗風(fēng)險(xiǎn)能力和還田技術(shù)采納效率，降低秸稈處置難度和成本，并利用示范效應(yīng)宣傳其還田經(jīng)驗(yàn)和收益，帶動(dòng)更多小農(nóng)戶(hù)將還田意愿轉(zhuǎn)化為行為。

4）加強(qiáng)農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，發(fā)展秸稈還田社會(huì)化服務(wù)組織。還田設(shè)施的不健全阻礙了農(nóng)戶(hù)還田行為的表達(dá)，因此要注重農(nóng)田道路等還田設(shè)施的完善，改善機(jī)械作業(yè)條件，并推動(dòng)建立專(zhuān)業(yè)的還田服務(wù)組織，為農(nóng)戶(hù)提供便捷低廉的機(jī)械還田服務(wù)，減輕農(nóng)戶(hù)生產(chǎn)負(fù)擔(dān)，使之更易采納還田技術(shù)，抑制悖離現(xiàn)象。

5）加強(qiáng)生態(tài)文明建設(shè)，提升農(nóng)戶(hù)的生態(tài)認(rèn)知水平。受訪農(nóng)戶(hù)的生態(tài)認(rèn)知水平普遍落后，一方面要加強(qiáng)村一級(jí)對(duì)生態(tài)知識(shí)和秸稈還田知識(shí)的宣傳，注重增強(qiáng)農(nóng)戶(hù)對(duì)秸稈還田的環(huán)境福利的認(rèn)知；另一方面積極改善村莊人居環(huán)境，使農(nóng)戶(hù)切實(shí)感受到保護(hù)環(huán)境產(chǎn)生的便利，潛移默化影響農(nóng)戶(hù)的生態(tài)認(rèn)知，自覺(jué)提升綠色生產(chǎn)生活的意愿和能力，促進(jìn)還田意愿向行為的轉(zhuǎn)化。

需要指出的是，本文調(diào)研數(shù)據(jù)來(lái)自冀、皖、鄂三省農(nóng)村地區(qū)，不同地區(qū)由于耕地類(lèi)型、耕作制度、作物品種及相關(guān)政策措施等不同，農(nóng)戶(hù)還田意愿和行為水平必然存在差異，其具體的影響因素與作用機(jī)理還有待進(jìn)一步研究，這也是本文局限和下一步的努力方向。但家庭稟賦作為家庭成員及整個(gè)家庭所擁有的資源和能力，對(duì)個(gè)人行為的選擇和決策具有顯著的影響，是絕大多數(shù)農(nóng)戶(hù)在決定是否還田前都會(huì)權(quán)衡的決策因素。同時(shí)，本文在變量選擇上也強(qiáng)調(diào)普適性，并設(shè)置地區(qū)虛擬變量以控制其潛在影響，因此從家庭稟賦視角對(duì)樣本農(nóng)戶(hù)還田悖離現(xiàn)象進(jìn)行實(shí)證分析所獲得的研究發(fā)現(xiàn)并不影響結(jié)論的普遍適用性。