玉米秸稈還田的補償意愿影響因素及補償標準研究*
——基于徐水區(qū)319位農(nóng)戶的實證分析

陳柏旭，周 穎※，王立剛，王麗英，張彥東

（1.中國農(nóng)業(yè)科學院農(nóng)業(yè)資源與農(nóng)業(yè)區(qū)劃研究所，北京 100081；2.河北省農(nóng)林科學院農(nóng)業(yè)資源環(huán)境研究所，石家莊 050057；3.河北省保定市徐水區(qū)農(nóng)業(yè)農(nóng)村局，保定 072550）

0 引言

長期以來，秸稈作為重要的生物質(zhì)資源，在我國北方農(nóng)村地區(qū)的生產(chǎn)生活中占據(jù)著重要地位[1]。但隨著社會經(jīng)濟的發(fā)展，我國農(nóng)村地區(qū)的生活條件不斷改善，越來越多的秸稈被新型燃料所取代，各地區(qū)都出現(xiàn)了結(jié)構(gòu)性、周期性的秸稈過剩問題[2,3]。特別是2015年以來，我國糧食產(chǎn)量連年上漲，使得農(nóng)作物秸稈的總量也在不斷增加，秸稈露天焚燒、隨意廢棄等現(xiàn)象屢禁不止[4]。農(nóng)作物秸稈的露天焚燒可在短時間內(nèi)釋放出大量的CO2、CH4、NO2和PM2.5等有害物質(zhì)[5]，不僅加劇了大氣中的溫室氣體含量，還嚴重威脅著人類的身體健康。為解決這一系列的問題，農(nóng)作物秸稈的資源化再利用技術(shù)受到了社會各界的廣泛關(guān)注，該技術(shù)以秸稈“肥料化、飼料化、燃料化、原料化和基料化”利用為基礎(chǔ)，通過農(nóng)田內(nèi)部能量再循環(huán)的原理，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)內(nèi)部物質(zhì)的良性循環(huán)[6]，以減輕農(nóng)作物秸稈的不合理處置而引發(fā)的農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境的負向影響。因此，引導農(nóng)戶采納秸稈還田技術(shù)具有重要意義。

秸稈還田作為秸稈綜合利用中的重要方式之一，不僅可以有效地降低農(nóng)業(yè)碳排放和保護農(nóng)田生態(tài)環(huán)境，還可以提高作物產(chǎn)量、改善土壤質(zhì)量[7]。秸稈還田技術(shù)也因其簡單、便捷的普適性屬性，受到了各地政府的大力支持[8]。盡管中央和地方政府出臺了一系列的技術(shù)推廣支持政策來推廣秸稈還田技術(shù)[9,10]，但在實地的調(diào)查過程中卻發(fā)現(xiàn)秸稈的隨意丟棄和露天焚燒等現(xiàn)象依然存在[13]，如河北省農(nóng)業(yè)農(nóng)村廳公布的數(shù)據(jù)顯示，2020年全省共核實秸稈焚燒火點8 842處，雖較往期同比減少7 728處，但仍有較大的下降空間。究其原因不難發(fā)現(xiàn)，受到技術(shù)的外部性影響，農(nóng)戶作為秸稈還田的實踐者，其在技術(shù)采納后的個人收益遠低于環(huán)境改善后的社會效益，使得農(nóng)戶難以對秸稈還田進行響應(yīng)[11,12]。

縱觀現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，有關(guān)秸稈還田技術(shù)的采納意愿研究主要集中在三個方面：（1）影響因素研究。農(nóng)戶會因為其自身的個體特征、認知水平和資源稟賦的差異導致技術(shù)采納意愿的差異。例如，受教育水平高的農(nóng)戶更能認識到秸稈還田和保護環(huán)境的重要性[14]；農(nóng)戶對秸稈還田的技術(shù)認知、生態(tài)認知均會對其采納意愿產(chǎn)生正向影響[15,16]。（2）采納意愿與實際行為的一致性研究。在實際的生產(chǎn)過程中，往往存在農(nóng)戶對技術(shù)的采納意愿與其實際生產(chǎn)行為不相符的現(xiàn)象[17]。張童朝等[18]研究表明，有62.73%的農(nóng)戶愿意進行秸稈還田，但實際還田的農(nóng)戶僅占到35.42%。這種意愿與行為之間的不一致性現(xiàn)象嚴重制約著我國秸稈還田技術(shù)的推廣。（3）生態(tài)補償對農(nóng)戶意愿的引導研究。已有文獻表明，生態(tài)補償政策是影響農(nóng)戶技術(shù)采納意愿不可或缺的因素。例如，王雨蓉等[19]通過長期的定點研究發(fā)現(xiàn)，生態(tài)補償制度能有效降低農(nóng)業(yè)氮輸入；楊欣等基于市民的視角，運用選擇實驗法得到武漢城市圈地區(qū)的單位面積下農(nóng)田生態(tài)補償轉(zhuǎn)移支付的范圍683.10～6 169.60元/hm2[20]。由此可見，生態(tài)補償機制對農(nóng)戶的技術(shù)采納意愿具有積極的影響。

綜上所述，現(xiàn)有研究主要從農(nóng)戶秸稈還田技術(shù)采納意愿及相關(guān)影響因素展開了諸多探索，但對于秸稈還田應(yīng)用價值評估的相關(guān)研究還略顯薄弱，仍缺乏系統(tǒng)的秸稈還田價值評估體系，導致政府在制定補償機制的過程中往往出現(xiàn)補償標準設(shè)立較低、政策激勵效果不明顯等問題的發(fā)生。鑒于此，文章在探究徐水區(qū)農(nóng)戶技術(shù)支付意愿影響因素的基礎(chǔ)上，聚焦秸稈還田技術(shù)的應(yīng)用價值評估問題，從當?shù)剞r(nóng)戶對秸稈還田技術(shù)的支付意愿價值和秸稈還田技術(shù)對溫室氣體減排的環(huán)境效益價值兩個角度測算秸稈還田技術(shù)的應(yīng)用價值，并最終構(gòu)建具有普適性和科學性的秸稈還田技術(shù)生態(tài)補償標準體系，為激發(fā)河北地區(qū)農(nóng)戶參與耕地質(zhì)量保護與提升的內(nèi)生動力，提供科學的決策與參考。

1 理論分析與研究假說

計劃行為理論（TPB）是在社會心理學領(lǐng)域解釋和預測人類行為的理論[21]，目前已廣泛應(yīng)用于農(nóng)戶技術(shù)采納和行為意愿等方面的研究。該理論認為，人的意愿是受行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制三者共同影響的，具體流程如圖1所示。

圖1 農(nóng)戶秸稈還田技術(shù)采納意愿理論分析框架

假說H1：農(nóng)戶的行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制對其秸稈還田技術(shù)采納意愿具有顯著影響。

（1）行為態(tài)度是指個體對某種特定行為的積極或消極的評價[22]。農(nóng)戶行為態(tài)度可以理解為農(nóng)戶在秸稈還田技術(shù)采納過程中對技術(shù)預期收益和風險支出進行權(quán)衡后得出的整體評價。從理論上來看，農(nóng)戶采納秸稈還田技術(shù)不僅可以減少秸稈不合理處置所帶來的環(huán)境問題，而且能夠減少化肥施用量[23,24]。當農(nóng)戶越能認識到技術(shù)帶來的環(huán)境和經(jīng)濟效益，則對技術(shù)的認可度就越強，采納意愿也就越強。但如果農(nóng)戶秸稈還田技術(shù)的采納伴隨著較大的額外生產(chǎn)成本投入，則會對技術(shù)保持消極的行為態(tài)度。

假說H2：農(nóng)戶對秸稈還田技術(shù)的環(huán)境、經(jīng)濟效益認知水平越高，其技術(shù)采納的態(tài)度就會越積極。

（2）主觀規(guī)范是指個體在進行某種行為時受到外界社會的感知壓力[22]。在該文中，農(nóng)戶對技術(shù)采納意愿的主觀規(guī)范主要是受到示范性和指令性兩個方面的影響[25]。一方面是受到社會網(wǎng)絡(luò)示范性影響，在技術(shù)采納決策過程中，農(nóng)戶會借鑒或求助周圍鄰居、親朋好友等的做法或經(jīng)驗[26]，即當農(nóng)戶周邊親朋都自覺應(yīng)用秸稈還田技術(shù)時，也會極大地提高農(nóng)戶的技術(shù)采納自覺性[27]；另一方面是受到農(nóng)業(yè)補貼政策的影響，對農(nóng)戶而言，一切生產(chǎn)行為都是以追求自身效益最大化為前提的，但有時將私人效益最大化的處理方式會產(chǎn)生負外部性，導致社會福利整體下降，此時政府會通過強制性、約束性和誘導性的政策手段來實現(xiàn)秸稈還田外部效益內(nèi)部化，提高農(nóng)戶對技術(shù)采用的積極性和自覺性[28,29]。

假說H3A：周邊采納秸稈還田技術(shù)的熟人越多，農(nóng)戶采納技術(shù)的可能性就越大。

假說H3B：技術(shù)的補貼（扶持）力度越大，農(nóng)戶參與秸稈還田的態(tài)度就會越積極。

（3）知覺行為控制是指個體對某種行為所感知到的難度或掌控能力的感知[22]。農(nóng)戶對秸稈還田技術(shù)的知覺行為控制可看作是農(nóng)戶對秸稈還田行為的掌控能力[30]，主要體現(xiàn)在對個體特征和家庭因素兩個方面。農(nóng)戶具有良好的個體特征時，其對自身完成秸稈還田的能力就會充滿信心，便會表現(xiàn)出積極的態(tài)度；同理，當農(nóng)戶具有較好的家庭因素來應(yīng)對秸稈還田的不穩(wěn)定性，也會對農(nóng)戶的技術(shù)采納產(chǎn)生積極的影響[31]。

假說H4：農(nóng)戶對可控因素的感知越強，其對掌握秸稈還田技術(shù)的信心越大。

2 材料與研究方法

2.1 區(qū)域概況

該研究選取河北省保定市徐水區(qū)作為調(diào)研區(qū)域。徐水區(qū)作為河北省中部的產(chǎn)糧大縣，不僅在農(nóng)業(yè)的標準化、產(chǎn)業(yè)化水平方面處于河北省前列，而且也是全國糧食生產(chǎn)先進縣之一，具有優(yōu)越的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件。徐水區(qū)作為我國華北平原地區(qū)典型的“麥—玉”輪作區(qū)，全年主要糧食作物播種面積約5.9萬hm2，占徐水區(qū)總面積的61.55%。秸稈年產(chǎn)量約為70.6萬t，年秸稈還田面積4.6萬hm2，秸稈還田量達49.4萬t，分別占全區(qū)種植面積和秸稈總量的77.97%和69.97%。因此，選擇徐水區(qū)作為調(diào)查區(qū)域，對于了解我國河北平原地區(qū)農(nóng)戶秸稈還田采納意愿方面具有較好的代表性和示范性。

2.2 數(shù)據(jù)來源

該文數(shù)據(jù)主要以課題組于2020年10—11月在徐水區(qū)開展的專項調(diào)研為基礎(chǔ)。調(diào)查人員根據(jù)徐水區(qū)農(nóng)業(yè)農(nóng)村局推薦及當?shù)剞r(nóng)戶的介紹，選取當?shù)亍靶←?玉米”輪作農(nóng)戶基數(shù)較大的荊塘鋪村、北龐村等11個行政村為此次調(diào)研的樣本點，每個行政村采用隨機抽樣方式發(fā)放30份左右的問卷。同時，為確保數(shù)據(jù)的真實可靠，此次調(diào)查先進行3d的預調(diào)查，了解和掌握當?shù)氐膶嶋H情況，并根據(jù)預調(diào)查中存在的問題對問卷進行修改完善。此次調(diào)研共調(diào)查農(nóng)戶337人，剔除信息不全、存在明顯錯誤等問題的問卷，最后得到有效問卷319份，有效率達94.66%。

問卷在對農(nóng)戶秸稈還田技術(shù)采納情況調(diào)查的基礎(chǔ)上，還著重對農(nóng)戶的技術(shù)采納支付意愿和支付金額進行調(diào)查。調(diào)查人員通過建立假想市場，采用條件價值法的支付卡引導技術(shù)來獲取農(nóng)戶對技術(shù)的支付值。具體引導流程3步驟：（1）由調(diào)查人員介紹相關(guān)技術(shù)的背景，來提高受訪者對技術(shù)的熟悉度；（2）構(gòu)建假想市場，假設(shè)地方政府與農(nóng)戶共同承擔秸稈還田作業(yè)費用，詢問農(nóng)戶是否愿意承擔。（3）如果愿意（WTP＞0）則詢問農(nóng)戶的支付上限是多少。為方便農(nóng)戶回答，在詢問金額時，根據(jù)當?shù)亟斩掃€田的實際成本設(shè)定10個對應(yīng)比例的投標值，即：0～18，19～36，37～54，55～72，73～90，91～108，109～126，127～144，145～162，163～180（元/0.067hm2）。

2.3 樣本基本特征

此次調(diào)查農(nóng)戶基本特征如表1所示，在319名填寫問卷的農(nóng)戶中，從個體特征角度來看，樣本農(nóng)戶中女性占比57.37%，略高于男性。從年齡分布來看，受訪農(nóng)戶的平均年齡在59歲，集中分布于60～70歲，這一年齡段占受訪農(nóng)戶的39.81%。在受教育程度方面，受訪農(nóng)戶的受教育水平整體較低，初中及以下教育水平的農(nóng)戶占總體的88.09%。在319個調(diào)查對象中，年際平均農(nóng)業(yè)純收入為0.6萬元的人數(shù)最多，占受訪農(nóng)戶總體的87.15%。綜上所述，樣本農(nóng)戶的基礎(chǔ)特征符合我國當前大部分農(nóng)村的實際情況，家庭特征與農(nóng)業(yè)純收入也符合徐水區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平，因此樣本的選擇具有一定的代表性。

2.4 變量選擇

（1）因變量。該文以“農(nóng)戶秸稈還田采納意愿”作為因變量，并通過二元賦值法對農(nóng)戶的采納意愿進行度量。其中，1=愿意采納，0=不愿意采納。

（2）解釋變量。該文根據(jù)現(xiàn)有文獻及實地調(diào)研選取了涵蓋農(nóng)戶個體特征、家庭因素、生產(chǎn)成本、社會資源和生態(tài)認知等5類16組變量來作為解釋變量。

對上述變量的具體定義、賦值以及統(tǒng)計如表2所示。

表2 變量的說明、均值及標準差

2.5 模型構(gòu)建

2.5.1 影響農(nóng)戶采納意愿的因素分析模型

鑒于所選取的因變量屬于二分類變量，所以該文構(gòu)建二元Logit模型來分析和構(gòu)建秸稈還田采納意愿與各影響因素之間的關(guān)系。用P來表示農(nóng)戶兩類采納意愿的概率，具體公式表示為：

式（1）中，y表示農(nóng)戶技術(shù)采納意愿；P為技術(shù)采納概率；α0為模型截距；x1，x2，…，xn為自變量；α1，α2，…，αn為相應(yīng)自變量的回歸系數(shù)；μ為隨機干擾項。

2.5.2 農(nóng)戶支付意愿價值測算模型

該文借鑒當前具有代表性的研究方法[32]，以“C-D”生產(chǎn)函數(shù)模型為基礎(chǔ)，構(gòu)建農(nóng)戶WTP與各影響因素之間的函數(shù)關(guān)系式。

為減少數(shù)據(jù)波動和數(shù)據(jù)異方差所帶來的問題，對式（2）進行對數(shù)化，并將該文所選的16個變量代入后進一步擴展，可得出評估農(nóng)戶支付意愿價值量的多元線性對數(shù)回歸方程為：

式（2）（3）中，Yi為農(nóng)戶對秸稈還田的支付金額（元/0.067 hm2）；A為常數(shù)項；lnd為農(nóng)戶個體特征；Fam為農(nóng)戶家庭因素特征；Prod為生產(chǎn)經(jīng)營條件；Soc為社會資源；Eco為生態(tài)認知；μ為隨機干擾項。

2.5.3 秸稈還田技術(shù)外部成本測算方法

（1）農(nóng)田土壤固碳速率計算方法為：

式（4）中，SCSR為土壤總固碳速率；Pro為當?shù)赜衩桩a(chǎn)量，單位為kg/hm2；RMS為草谷比，取值0.84[35]；ST為徐水區(qū)秸稈還田比例；Emi為生產(chǎn)氮肥時的溫室氣體排放系數(shù)，該系數(shù)取值以CO2-eq計算，為1.748 kg/hm2[36]；DMF和FN分別為玉米干物質(zhì)含量和秸稈干物質(zhì)中的含氮量，取值0.78和0.92%[33]。

（2）溫室氣體（Greenhouse Gas，GHG）排放量計算方法。該研究將徐水區(qū)玉米秸稈的處置途徑分為秸稈焚燒和全量還田兩種，但由于研究區(qū)域內(nèi)秸稈焚燒比例難以獲取，所以假設(shè)秸稈的露天焚燒量為當年用于還田的秸稈量，即秸稈全量焚燒，其溫室氣體排放量計算公式為：

式（5）中，EB為秸稈全量焚燒后產(chǎn)生的溫室氣體排放量，以CO2-eq計算，單位為kg/hm2；EFCH4與EFN2O為秸稈焚燒后CH4和NO2的排放因子，該研究參考IPCC的排放因子數(shù)值，分別取值3.4g/kg和0.07g/kg。

（3）徐水區(qū)玉米秸稈全量還田后的GHG減排量計算為：

式（6）中，NMR為農(nóng)田所提供的GHG減排量，單位為kg/hm2；ED為農(nóng)機單次旋耕（翻耕）作業(yè)時柴油損耗所造成的GHG排放量，設(shè)為15.57kg/hm2[33]，且秸稈還田需進行兩次旋耕或翻耕。

該文根據(jù)上述方法并結(jié)合ICAP公布的《2020年歐盟排放現(xiàn)貨一級市場拍賣報告》中的單位溫室氣體排放價格，推算出徐水區(qū)秸稈還田所產(chǎn)生溫室氣體減排外部經(jīng)濟效益為171.47元/hm2。

3 結(jié)果與分析

3.1 農(nóng)戶秸稈還田技術(shù)采納意愿影響因素分析

該文使用SPSS 26.0軟件進行分析，各變量對農(nóng)戶秸稈還田技術(shù)采納意愿的回歸結(jié)果如表3所示。同時，為確保模型分析結(jié)果的有效性，在分析之初便對所選取的各個變量進行多重共線性檢驗。結(jié)果顯示，所選變量VIF均＜2，證明此次研究中所選的各個變量之間不存在多重共線性問題；此外，Hosmer-Lemeshow的檢驗值P=0.675＞0.05，說明接受原定假設(shè)，即該次模型通過HL檢驗，模型具有較好的擬合優(yōu)度。

表3 二元Logit回歸分析

（1）在個體特征變量中，農(nóng)戶的性別、受教育程度的對農(nóng)戶技術(shù)采納影響概率值分別為0.033和0.028。與女性農(nóng)戶相比，男性農(nóng)戶更具有冒險精神和接受新技術(shù)的勇氣，在其生產(chǎn)過程中會更傾向于采納秸稈還田技術(shù)；受教育程度越高的農(nóng)戶，對環(huán)境保護的認知越深刻，所以農(nóng)戶的受教育程度正向影響采納意愿。

（2）在家庭因素變量中，受訪農(nóng)戶家庭的農(nóng)業(yè)收入與家庭所種植耕地的平整化程度對農(nóng)戶技術(shù)采納影響概率值分別為0.067和0.002。農(nóng)業(yè)純收入越高的農(nóng)戶家庭對秸稈還田采納意愿越高，這是因為一個家庭中農(nóng)業(yè)純收入比重越大，其對農(nóng)業(yè)的依賴性也就越強，農(nóng)戶會將大量的時間、精力投入到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中去，使其在生產(chǎn)決策時會更加傾向于有利于農(nóng)業(yè)發(fā)展的生產(chǎn)行為；同時，鑒于秸稈還田需要大量農(nóng)業(yè)機械的參與，集中連片且較為平整的耕地，有利于農(nóng)業(yè)機械進行還田作業(yè)，降低農(nóng)戶在秸稈還田過程中的操作難度和投入成本，使農(nóng)戶的采納意愿更加積極。從式（1）（2）部分可知，假說H4部分成立。

（3）在生產(chǎn)成本變量中，僅有化肥投入成本在1%的水平上正向影響農(nóng)戶對技術(shù)的采納意愿。這是因為化肥成本的投入量通常與農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)的重視程度成正比，農(nóng)戶通過加大化肥投入量來保證農(nóng)作物的產(chǎn)量與生育期內(nèi)的良好長勢。而秸稈粉碎還田能有效提升土壤有機質(zhì)和通透性，能在一定程度上減少化肥施用量，實現(xiàn)“以地養(yǎng)地”，降低農(nóng)戶生產(chǎn)成本。

（4）在社會資源變量中，農(nóng)戶的政策認知和社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系對農(nóng)戶技術(shù)采納影響概率值分別為0.092和0.050。近年來，各級政府大力宣傳有關(guān)秸稈還田技術(shù)的相關(guān)政策和技術(shù)指導，加深農(nóng)戶對秸稈還田技術(shù)的認知，進而促使農(nóng)戶開展秸稈還田；此外，農(nóng)戶對技術(shù)的采納行為通常會受到身邊人的影響，即農(nóng)戶會借鑒或效仿周圍鄰居、親朋好友等的做法或經(jīng)驗，當農(nóng)戶周邊存在的采納新技術(shù)的人越多，就越會激發(fā)農(nóng)戶的從眾心理，自覺應(yīng)用秸稈還田技術(shù)，假說H3A，H3B部分成立。

（5）在生態(tài)認知變量中，農(nóng)戶對化肥用量和地力提升兩個變量的認知對農(nóng)戶技術(shù)采納影響概率值分別為0.004和0.003?；实倪^量施用會導致土壤板結(jié)、面源污染等問題的發(fā)生，作物秸稈作為重要的生物質(zhì)資源之一，在碎混還田后具有改善耕地質(zhì)量、減少化肥投入等改善農(nóng)田生態(tài)環(huán)境的作用，當農(nóng)戶對粗獷式施肥所帶來的問題認知越深刻時，其對秸稈還田的采納意愿就越強烈。結(jié)合式（3）可以判斷假說H2部分成立。

值得注意的是，秸稈還田的地力提升認知未能通過正向顯著性檢驗，可能的原因是秸稈還田主要是通過常年連續(xù)的作物秸稈粉碎還田進而提高土壤內(nèi)有機質(zhì)含量實現(xiàn)耕地地力的提升，但由于地力提升效果的發(fā)揮間接性且短期內(nèi)的效果不明顯而不被農(nóng)戶所重視。

綜上所述，假說H1部分成立。

3.2 農(nóng)戶對秸稈還田技術(shù)的支付意愿價值評估

根據(jù)“2.5.2”中的計算方法，在假設(shè)當?shù)卣畷峁┮欢夹g(shù)補貼的前提下，農(nóng)戶的技術(shù)成本支付意愿價值為661.8元/hm2。同時，根據(jù)前文中對秸稈還田技術(shù)環(huán)境效益價值的測算可知，徐水區(qū)玉米種植戶的技術(shù)應(yīng)用補貼標準的閾值應(yīng)為171.47～661.8元/hm2（11.43～44.12元/0.067hm2），為進一步加強補償標準制定的可操作性，該研究選用補貼標準閾值的算術(shù)平均數(shù)作為徐水區(qū)秸稈還田技術(shù)補貼標準的參考值，即416.64元/hm2（27.78元/0.067hm2）。

近年來，我國多地區(qū)陸續(xù)開展了秸稈還田技術(shù)補貼活動，2017年宿遷市秸稈機械化還田補助標準為375元/hm2；2018年山東省東營市廣饒縣玉米秸稈還田補助標準為750元/hm2；2019年黑龍江省玉米秸稈全量翻埋和碎混還田作業(yè)補貼標準為600元/hm2。由此可見，該文所計算的徐水區(qū)補貼標準參考值可以作為當?shù)亟斩掃€田技術(shù)推廣補償標準制定的重要實證依據(jù)。

4 結(jié)論與政策建議

4.1 結(jié)論

該文基于徐水區(qū)4鎮(zhèn)11村實地調(diào)研的319份農(nóng)戶數(shù)據(jù)，通過二元Logistic回歸模型探究影響農(nóng)戶秸稈還田技術(shù)采納意愿因素，并進一步測算當?shù)剞r(nóng)戶對秸稈還田技術(shù)的支付意愿價值，主要研究結(jié)論如下。

（1）在調(diào)查的319位農(nóng)戶中，有287位農(nóng)戶愿意為秸稈還田進行付費，占總樣本量的90.0%，農(nóng)戶整體采納意愿較強，且模型分析結(jié)果顯示，性別、受教育程度、農(nóng)業(yè)純收入、化肥成本、耕地平整化程度、政策認知、社會網(wǎng)絡(luò)、化肥用量認知等8個因素對農(nóng)戶秸稈還田采納意愿具有顯著正向影響，而地力提升因素因其作用的間接性、長期性使得該因素短期內(nèi)還不被農(nóng)戶所重視。

（2）通過觀察分析Logit模型回歸結(jié)果的回歸系數(shù)，可以比較出不同影響因素對農(nóng)戶秸稈還田技術(shù)采納意愿的影響強度，按照強度的高低排序為：耕地平整化程度＞化肥成本＞農(nóng)戶性別＞化肥用量認知＞家庭農(nóng)業(yè)純收入＞受教育程度＞政策認知＞社會網(wǎng)絡(luò)＞地力提升認知。

（3）通過對農(nóng)戶支付意愿價值的評估和秸稈還田溫室氣體減排外部性經(jīng)濟效益的計算，可推算出徐水區(qū)玉米秸稈還田補償標準的閾值為171.47～661.8元/hm2（11.43～44.12元/0.067hm2），該文選取該閾值的算術(shù)平均數(shù)作為補償標準的確定值，即416.64元/hm2（27.78元/0.067hm2）。該數(shù)值可以作為徐水區(qū)秸稈還田技術(shù)推廣補償標準制定的重要實證依據(jù)，具有較強的可行性。

4.2 政策建議

（1）細化補貼類型，制定科學補貼標準。政府需要在充分考慮當?shù)剞r(nóng)戶對秸稈還田技術(shù)的真正訴求，可以從生產(chǎn)資料、技術(shù)指導和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等多種類型對農(nóng)戶進行補償，不斷增加農(nóng)戶自身知覺行為控制能力，從而實現(xiàn)對農(nóng)戶積極性的調(diào)動；同時，鑒于農(nóng)戶支付意愿價值與實際支出成本仍存在較大差距，地方政府應(yīng)充分發(fā)揮自身宏觀調(diào)控作用，適度調(diào)整和增加技術(shù)補償標準。具體補貼金額，可根據(jù)該文研究結(jié)果中的理論上、下限進行定價，即實際補貼金額在171.47～661.8元/hm2，建議取值414.64元/hm2。

（2）加強技術(shù)培訓，提升農(nóng)戶生態(tài)認知水平。鑒于農(nóng)戶自身認知水平較低的局限性，在技術(shù)培訓過程中，應(yīng)著重從兩個方面進行培訓：一方面是加強農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)資源環(huán)境保護的認知。要讓農(nóng)戶充分認識到保護農(nóng)業(yè)資源環(huán)境的重要性以及不合理的秸稈處置方式會對當?shù)鼐用竦纳顜砟男┎豢晒懒康膿p失和危害；另一方面是強化農(nóng)戶對秸稈還田技術(shù)的掌握程度，使農(nóng)戶能夠更為輕松便捷地掌握相應(yīng)技術(shù)，降低技術(shù)應(yīng)用門檻，使農(nóng)戶直觀感受到秸稈再利用的經(jīng)濟、環(huán)境效益，加強農(nóng)戶對秸稈還田技術(shù)的認可度。

（3）聚焦群眾意愿，提高政策精準定位。要打造因地制宜的秸稈資源化再利用社會服務(wù)體系，充分考慮到技術(shù)的采納群體，制定多元、靈活、長效的社會服務(wù)機制。在女性農(nóng)戶逐漸成為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中的主要經(jīng)營角色的大背景下，要高度重視女性農(nóng)戶所獨有的性別價值，從女性農(nóng)戶視角出發(fā)，給予適當?shù)恼邇A斜或制定合理的推廣模式，增強其認知，豐富其技能。