溫金耀，文高輝，胡賢輝，夏衛(wèi)生

(湖南師范大學(xué)地理科學(xué)學(xué)院，中國(guó) 長(zhǎng)沙 410081)

自改革開(kāi)放至今，我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展態(tài)勢(shì)良好，人民生活得到極大改善，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)進(jìn)一步調(diào)整，到2020年，鄉(xiāng)村糧食總產(chǎn)量已經(jīng)實(shí)現(xiàn)連續(xù)17年大豐收，農(nóng)民人均糧食占有量已突破480 kg，遠(yuǎn)高于世界人均糧食占有量的平均水平[1]，然而，在農(nóng)村發(fā)展取得巨大成就的背后，是日益嚴(yán)重的耕地面源污染問(wèn)題。當(dāng)前，由于農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中對(duì)農(nóng)藥化肥的長(zhǎng)期依賴和過(guò)度使用，導(dǎo)致部分耕地出現(xiàn)地力下降、土壤污染加劇、農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量下降等問(wèn)題，嚴(yán)重制約耕地可持續(xù)利用，耕地面源污染問(wèn)題亟待解決。因此，國(guó)家對(duì)此高度重視，近年來(lái)陸續(xù)出臺(tái)了一系列政策文件。在2021年生態(tài)環(huán)境部、農(nóng)業(yè)農(nóng)村部聯(lián)合印發(fā)的《農(nóng)業(yè)面源污染治理與監(jiān)督指導(dǎo)實(shí)施方案(試行)》里明確提出要“深入打好污染防治攻堅(jiān)戰(zhàn)，以釘釘子精神推進(jìn)農(nóng)業(yè)面源污染防治，立足我國(guó)‘三農(nóng)’工作實(shí)際和新時(shí)期發(fā)展需要，以削減土壤和水環(huán)境農(nóng)業(yè)面源污染負(fù)荷、促進(jìn)土壤質(zhì)量和水質(zhì)改善為核心”[2]。為更加積極有效地治理農(nóng)業(yè)面源污染，緩解日益嚴(yán)重的生態(tài)問(wèn)題，筆者認(rèn)為，應(yīng)基于生態(tài)補(bǔ)償理念，通過(guò)經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償?shù)姆绞絹?lái)協(xié)調(diào)政府、社會(huì)和農(nóng)民之間的利益關(guān)系，落實(shí)生態(tài)文明理念。

耕地面源污染治理是平衡農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境與農(nóng)民經(jīng)濟(jì)利益協(xié)調(diào)發(fā)展的關(guān)鍵問(wèn)題，作為農(nóng)業(yè)主要利益相關(guān)者的農(nóng)戶,其參與意愿將直接影響耕地面源污染治理的成效與可持續(xù)性，評(píng)估其受償意愿對(duì)制定完善的農(nóng)業(yè)生態(tài)補(bǔ)償政策具有重要的現(xiàn)實(shí)意義，充分考慮農(nóng)戶受償意愿的生態(tài)補(bǔ)償政策也有利于調(diào)動(dòng)農(nóng)戶廣泛地參與到耕地面源污染的治理中去。近年來(lái)，國(guó)內(nèi)外的研究者就耕地面源污染治理農(nóng)戶受償意愿及其影響因素開(kāi)展了調(diào)查和研究，主要包括以下幾個(gè)方面：(1)從農(nóng)戶個(gè)人及家庭特征因素來(lái)看，受訪農(nóng)戶年齡和農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力所占比重顯著影響著農(nóng)田面源污染治理的受償意愿[3]；農(nóng)戶的受教育水平與農(nóng)業(yè)面源污染顯著相關(guān)[4]；農(nóng)戶的受償意愿受家庭耕地面積和家庭支出的顯著影響[5]；(2)從農(nóng)戶認(rèn)知因素來(lái)看，對(duì)耕地面源污染治理所產(chǎn)生的生態(tài)效益感知程度較高的農(nóng)戶，其參與耕地面源污染治理生態(tài)補(bǔ)償?shù)囊庠赋潭雀遊6,7]；對(duì)化肥施用量認(rèn)知和施用環(huán)境效應(yīng)認(rèn)知清晰的農(nóng)戶參與耕地面源污染治理意愿更高[8]；(3)從政策及外部環(huán)境因素來(lái)看，愈加穩(wěn)定的轉(zhuǎn)入地經(jīng)營(yíng)權(quán)會(huì)促使規(guī)模農(nóng)戶參與到農(nóng)業(yè)面源污染的治理中來(lái)[9]；農(nóng)戶的環(huán)境保護(hù)行為受政府補(bǔ)貼的顯著影響[10];在農(nóng)戶面臨多種生態(tài)補(bǔ)償政策時(shí)[11,12]，經(jīng)濟(jì)因素對(duì)其選擇具有重要影響。

在關(guān)于耕地面源污染治理的農(nóng)戶生態(tài)受償意愿的諸多研究中，大部分學(xué)者聚焦于農(nóng)戶個(gè)人及家庭特征因素、農(nóng)戶認(rèn)知因素、政策及外部環(huán)境因素三個(gè)方面，尚未建立完整統(tǒng)一的理論分析框架；且大多數(shù)研究成果主要是采用CVM，Logit，Probit及Tobit等模型來(lái)分析農(nóng)戶參與耕地面源污染治理的受償意愿及其影響因素，這類模型和方法容易形成樣本選擇性誤差，導(dǎo)致研究結(jié)論不夠準(zhǔn)確和嚴(yán)謹(jǐn)。此外，現(xiàn)階段多數(shù)學(xué)者主要聚焦于農(nóng)戶受償意愿分析，而對(duì)農(nóng)戶耕地面源污染生態(tài)受償水平缺乏深入分析?；诖耍疚倪\(yùn)用洞庭湖平原農(nóng)戶問(wèn)卷調(diào)查數(shù)據(jù)，利用條件價(jià)值評(píng)估法(CVM)來(lái)調(diào)查農(nóng)戶參與耕地面源污染治理的受償意愿以及受償意愿水平，采納整合型技術(shù)接受與使用(UTAUT)模型為理論分析框架，從績(jī)效期望、努力期望、社會(huì)影響和便利條件4個(gè)維度來(lái)探討農(nóng)戶參與耕地面源污染治理的受償意愿的影響因素，鑒于Heckman兩階段模型可避免可能出現(xiàn)的樣本選擇性偏差，故用其進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，以期為開(kāi)展耕地面源污染治理的生態(tài)補(bǔ)償政策設(shè)計(jì)和落實(shí)提供參考。

1 理論基礎(chǔ)與研究假說(shuō)

1.1 理論基礎(chǔ)

整合型技術(shù)接受與使用模型(Unified Theory of Acceptance and Use of Technology，簡(jiǎn)稱UTAUT)是Venkatesh等[13]在2003年提出的一個(gè)綜合模型，它是包括計(jì)劃行為理論(TPB)、理性行為理論(TRM)、TAM-TPB整合模型(C-TAM-TPB)、技術(shù)接受模型(TAM)、動(dòng)機(jī)理論(MM)、PC利用模型(MPCU)以及社會(huì)認(rèn)知理論(SCT)與創(chuàng)新擴(kuò)散理論(IDT)在內(nèi)的相關(guān)理論的整合。UTAUT模型相較于其他模型而言，優(yōu)點(diǎn)在于其將上述諸多理論模型進(jìn)行優(yōu)化整合，最終整合結(jié)果為4個(gè)影響研究主體行為意愿的核心變量：績(jī)效期望、努力期望、社會(huì)影響和便利條件，這4個(gè)核心變量共同解釋了研究主體的行為意愿及具體的行為選擇。該理論模型因?qū)€(gè)人實(shí)踐活動(dòng)具有較強(qiáng)的理論闡釋力而被廣泛應(yīng)用，已有部分學(xué)者將其運(yùn)用于解釋農(nóng)戶農(nóng)業(yè)活動(dòng)的行為意愿[14]?；谶@一認(rèn)識(shí)，本文以UTAUT模型為理論分析框架來(lái)研究農(nóng)戶參與耕地面源污染治理的受償意愿及其影響因素，具有相當(dāng)?shù)目茖W(xué)性與可行性。

1.2 研究假說(shuō)

本文基于UTAUT模型，從績(jī)效期望、努力期望、社會(huì)影響、便利條件等方面來(lái)分析農(nóng)戶參與耕地面源污染治理的受償意愿的影響因素，并提出以下研究假說(shuō)。

(1)績(jī)效期望是指農(nóng)戶感知到的因耕地面源污染治理所產(chǎn)生的效益增長(zhǎng)程度，如改善農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境、提高農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量、增加農(nóng)業(yè)收入、推動(dòng)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)蓬勃發(fā)展等。不少研究指出，農(nóng)戶個(gè)體活動(dòng)與其對(duì)土地的價(jià)值認(rèn)知程度顯著相關(guān)[15]。增強(qiáng)農(nóng)戶參與耕地面源污染治理的意愿不僅能夠帶來(lái)良好的經(jīng)濟(jì)效益，還能提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)的生態(tài)和社會(huì)效益，因此，本文將績(jī)效期望劃分為生態(tài)績(jī)效期望、經(jīng)濟(jì)績(jī)效期望和社會(huì)績(jī)效期望3個(gè)變量，預(yù)計(jì)這3個(gè)變量對(duì)農(nóng)戶耕地面源污染治理受償意愿具有顯著影響。

據(jù)此，提出研究假說(shuō)H1：績(jī)效期望對(duì)農(nóng)戶參與耕地面源污染治理的受償意愿具有顯著影響。

(2)努力期望是指農(nóng)戶在耕地面源污染治理的過(guò)程中對(duì)防治困難程度的認(rèn)知，主要體現(xiàn)在農(nóng)業(yè)防治技術(shù)條件的限制和農(nóng)戶對(duì)防治設(shè)想的預(yù)期困難等方面。諸多學(xué)者的研究已證實(shí)，努力期望對(duì)農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)防治時(shí)的個(gè)體行為意愿具有相當(dāng)重要影響[16，17]，農(nóng)戶是否愿意接受政府給予的經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償參與耕地面源污染治理在很大程度上也受到農(nóng)戶自身?xiàng)l件的限制。因此本文從農(nóng)戶的自身資源條件出發(fā)，以農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)能力、勞動(dòng)付出與知識(shí)儲(chǔ)備來(lái)刻畫農(nóng)戶“努力期望”對(duì)農(nóng)戶耕地面源污染治理受償意愿的影響。

據(jù)此，提出研究假說(shuō)H2：努力期望對(duì)農(nóng)戶參與耕地面源污染治理的受償意愿具有顯著影響。

(3)社會(huì)影響是指社區(qū)以及周邊群體的態(tài)度與意見(jiàn)對(duì)農(nóng)戶參與耕地面源污染治理的影響。如果個(gè)體在社交層面上有迫切的需要與意愿，那么個(gè)體所處社會(huì)網(wǎng)格系統(tǒng)中的社會(huì)群體對(duì)其行為觀念、價(jià)值取向和行為態(tài)度的影響是不可規(guī)避的[18]。Venkatesh等[13]認(rèn)為，社會(huì)對(duì)農(nóng)戶個(gè)體行為選擇的決定性影響主要表現(xiàn)在主觀規(guī)范、社會(huì)因素及公共關(guān)系3個(gè)方面。因此，本文從社會(huì)層面出發(fā)，以主觀規(guī)范、社會(huì)因素、公共關(guān)系3種類型來(lái)探討它們對(duì)農(nóng)戶參與耕地面源污染治理受償意愿的影響。

據(jù)此，提出研究假說(shuō)H3：社會(huì)影響對(duì)農(nóng)戶參與耕地面源污染治理的受償意愿具有顯著影響。

(4)便利條件是指現(xiàn)有資源條件對(duì)農(nóng)戶參與耕地面源污染治理的支持程度，主要包括相關(guān)政策法規(guī)的出臺(tái)、農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施完善或農(nóng)業(yè)科學(xué)技術(shù)推廣等。吳麗麗等[19]研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶對(duì)農(nóng)業(yè)科學(xué)技術(shù)的采納意愿受到政策便利條件的顯著影響；李后建[20]研究同樣發(fā)現(xiàn)便利條件對(duì)農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)科學(xué)技術(shù)采用意愿具有顯著影響。本文中“便利條件”變量的選取側(cè)重于從農(nóng)戶的外在資源條件出發(fā)，具體研究技術(shù)便利性與政策便利性對(duì)農(nóng)戶參與耕地面源污染治理的受償意愿的影響。

據(jù)此，提出研究假說(shuō)H4：便利條件對(duì)農(nóng)戶參與耕地面源污染治理的受償意愿具有顯著影響。

2 數(shù)據(jù)來(lái)源和變量描述

2.1 研究區(qū)域的選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

洞庭湖平原自然條件得天獨(dú)厚，物產(chǎn)資源豐富，是中國(guó)重要的商品糧生產(chǎn)基地。然而，由于當(dāng)前洞庭湖糧食主產(chǎn)區(qū)的農(nóng)戶們過(guò)于注重農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)效益，保護(hù)生態(tài)環(huán)境的意識(shí)較為薄弱，對(duì)耕地重開(kāi)發(fā)輕保護(hù)，且在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過(guò)程中大量施用農(nóng)藥化肥，導(dǎo)致洞庭湖平原土壤板結(jié),生態(tài)功能日益減弱，耕地面源污染嚴(yán)重。我國(guó)政府高度重視洞庭湖平原耕地面源污染的治理并采取了一系列措施，在一定程度上遏制了耕地面源污染的進(jìn)一步加劇，但耕地面源污染等問(wèn)題仍然突出。據(jù)2021年湖南省統(tǒng)計(jì)年鑒顯示，環(huán)洞庭湖流域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)化肥年施用量達(dá)73.30萬(wàn)t，農(nóng)業(yè)平均化肥施用量為285.9 kg·hm-2，農(nóng)藥使用總量約占全省農(nóng)藥總量1/3。因此，綜合考慮湖域分布、耕地面源污染現(xiàn)狀、污染治理工作進(jìn)度等因素，本文選取洞庭湖平原區(qū)域的益陽(yáng)市資陽(yáng)區(qū)和常德市漢壽縣作為主要調(diào)查區(qū)域，兩地均為洞庭湖畔重要的商品糧主產(chǎn)基地，且為全國(guó)農(nóng)業(yè)面源污染綜合治理試點(diǎn)區(qū)，具有較好的代表性。

2019年7—8月，筆者就資陽(yáng)區(qū)和漢壽縣農(nóng)戶參與耕地面源污染治理生態(tài)補(bǔ)償意愿及其影響因素進(jìn)行了實(shí)地調(diào)研。首先在預(yù)調(diào)研基礎(chǔ)上完善調(diào)查問(wèn)卷，然后采用分層隨機(jī)抽樣方法，根據(jù)距離縣城的遠(yuǎn)近，每個(gè)區(qū)縣分別抽取3個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)；根據(jù)距離中心鎮(zhèn)的遠(yuǎn)近，每個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)抽取2個(gè)行政村；每個(gè)行政村隨機(jī)訪問(wèn)調(diào)查20～30戶長(zhǎng)期從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)的農(nóng)戶。共收回有效問(wèn)卷353份，其中資陽(yáng)區(qū)167份、漢壽縣186份。

2.2 農(nóng)戶樣本特征

就受訪農(nóng)戶基本特征而言，受訪對(duì)象中男性較多，占62.61%；受訪對(duì)象以中老年為主，60.34%的受訪者的年齡在55歲以上；絕大部分受訪農(nóng)戶受教育程度不高，多為初中及以下，占樣本總量的90.08%；受訪對(duì)象為村干部的占5.10%；34.56%受訪農(nóng)戶家庭人口數(shù)在5人以上；承包地面積在0.33～0.47 hm2的農(nóng)戶最多，占比33.99%；43.06%的農(nóng)戶農(nóng)業(yè)年純收入低于0.42萬(wàn)元，農(nóng)業(yè)收入偏低(表1)。

表1 受訪農(nóng)戶基本特征

2.3 變量描述

根據(jù)前文理論分析，選取相應(yīng)的被解釋變量、核心解釋變量及控制變量，其定義及賦值說(shuō)明如表2所示。

2.3.1 被解釋變量 本文的第一階段被解釋變量是農(nóng)戶參與耕地面源污染治理的受償意愿，其具體含義是在政府給予一定額度的經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償?shù)那闆r下農(nóng)戶減施化肥和農(nóng)藥的意愿。在調(diào)查問(wèn)卷中，詢問(wèn)農(nóng)戶“在政府給予一定額度的經(jīng)濟(jì)補(bǔ)貼的情況下，您家是否愿意減少化肥和農(nóng)藥的施用量?”，若農(nóng)戶回答“愿意”，賦值為1；若“不愿意”賦值為0。第二階段被解釋變量為農(nóng)戶受償意愿水平，即農(nóng)戶參與面源污染治理時(shí)所愿意接受的最低生態(tài)補(bǔ)償金額范圍(元·hm-2·a-1)。

2.3.2 核心解釋變量 本文的核心解釋變量包括績(jī)效期望、努力期望、社會(huì)影響和便利條件4類變量。(1)績(jī)效期望，本文從生態(tài)、經(jīng)濟(jì)和社會(huì)3個(gè)維度來(lái)刻畫績(jī)效期望對(duì)農(nóng)戶參與耕地面源污染治理受償意愿的影響。生態(tài)績(jī)效期望由“參與面源污染治理可以改善生態(tài)環(huán)境”來(lái)表征；經(jīng)濟(jì)績(jī)效期望由“參與面源污染治理可以提高收入”來(lái)表征；社會(huì)績(jī)效期望由“參與面源污染治理可以提高糧食質(zhì)量”來(lái)表征；(2)努力期望，本文從經(jīng)濟(jì)能力、勞動(dòng)能力和知識(shí)儲(chǔ)備3個(gè)維度來(lái)刻畫努力期望對(duì)農(nóng)戶參與耕地面源污染治理受償意愿的影響。經(jīng)濟(jì)能力由“是否有經(jīng)濟(jì)實(shí)力進(jìn)行面源污染治理”來(lái)表征；勞動(dòng)能力由“是否有精力參與面源污染治理”來(lái)表征；知識(shí)儲(chǔ)備由“是否具備專業(yè)能力參與面源污染治理”來(lái)表征。(3)社會(huì)影響，本文從主觀規(guī)范、社會(huì)因素和公共關(guān)系3個(gè)維度來(lái)刻畫社會(huì)影響對(duì)農(nóng)戶參與耕地面源污染治理受償意愿的影響。主觀規(guī)范由“政府態(tài)度影響程度”來(lái)表征；社會(huì)因素由“媒體宣傳報(bào)道的影響”來(lái)表征；公共關(guān)系由“鄰居示范效應(yīng)的影響”來(lái)表征。(4)便利條件，本文從技術(shù)便利性和政策便利性2個(gè)維度來(lái)刻畫便利條件對(duì)農(nóng)戶參與耕地面源污染治理受償意愿的影響。技術(shù)便利性由“技術(shù)人員的影響”來(lái)表征；政策便利性由“假設(shè)征收耕地面源污染稅對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為的影響”來(lái)表征。

2.3.3 控制變量 除了上述因素外，農(nóng)戶個(gè)體和家庭特征對(duì)農(nóng)戶耕地面源污染治理受償意愿的影響也相當(dāng)重要。本文選取性別、年齡、受教育程度、家庭農(nóng)業(yè)純收入和純農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力數(shù)量作為控制變量。由于在基本的OLS回歸分析中，要求自變量呈現(xiàn)正態(tài)分布，為避免自變量的值過(guò)大，分布過(guò)于分散，本文在進(jìn)行回歸時(shí)將年齡、家庭農(nóng)業(yè)純收入取自然對(duì)數(shù)。變量含義和描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表2。

表2 變量說(shuō)明

3 方法選擇與模型構(gòu)建

3.1 條件價(jià)值評(píng)估法

條件價(jià)值評(píng)估法(Contingent Valuation Method，CVM)是在構(gòu)建假想市場(chǎng)的前提條件下，以進(jìn)行調(diào)研或咨詢的形式評(píng)估人們的受償意愿(WTA)和支付意愿(WTP)，是一種典型的描述偏好的價(jià)值評(píng)估方法。CVM 方法在衡量生態(tài)環(huán)境或環(huán)境物品的利用價(jià)值時(shí)，與傳統(tǒng)的評(píng)估方法相比更具直觀性和靈活性，因此成為國(guó)內(nèi)外的生態(tài)與環(huán)境經(jīng)濟(jì)學(xué)中評(píng)估非市場(chǎng)價(jià)值最常用的一種方法[21,22]。

本文利用CVM兩項(xiàng)選擇調(diào)查法，首先征詢受訪農(nóng)戶對(duì)耕地面源污染治理的參與意愿以及生態(tài)補(bǔ)償?shù)氖軆斠庠?，針?duì)愿意接受生態(tài)補(bǔ)償進(jìn)行減施農(nóng)藥化肥的受訪農(nóng)戶，再進(jìn)一步采用問(wèn)卷調(diào)查支付卡法征詢其受償意愿水平。值得說(shuō)明的是，在正式調(diào)查前，課題組開(kāi)展了多輪調(diào)研人員培訓(xùn)，并進(jìn)行了問(wèn)卷預(yù)調(diào)研；在正式調(diào)查時(shí)采用“一對(duì)一”訪談的調(diào)研方式，以盡可能減少偏差。農(nóng)戶受償意愿(WTA)期望值的計(jì)算公式為：

(1)

其中，Wi表示受訪農(nóng)戶i的意愿受償水平；αi表示不同補(bǔ)償水平Wi的出現(xiàn)頻率；m表示補(bǔ)償水平的分類。

3.2 Heckman兩階段選擇模型

研究農(nóng)戶參與耕地面源污染治理生態(tài)補(bǔ)償受償意愿的影響因素分兩步進(jìn)行：第一步，分析哪些因素影響農(nóng)戶參與耕地面源污染治理的受償意愿；第二步，分析農(nóng)戶對(duì)于參與耕地面源污染治理可接受的最低補(bǔ)償水平的影響因素。然而，利用CVM方法調(diào)查農(nóng)戶的受償意愿難以規(guī)避地會(huì)出現(xiàn)受訪農(nóng)戶的選擇偏差和自選問(wèn)題，且因?yàn)槭茉L農(nóng)戶的受償水平信息并非來(lái)自于對(duì)調(diào)研樣本的隨機(jī)選取，而是其中明確表示愿意參與耕地面源污染治理農(nóng)戶的受償水平信息，所以直接運(yùn)用最小二乘法(OLS)或Tobit模型得出的結(jié)論很可能會(huì)出現(xiàn)有偏差的系數(shù)估計(jì)。對(duì)于這類選擇性偏差問(wèn)題，適合采用Heckman兩階段選擇模型進(jìn)行分析。

本文采用Heckman兩階段選擇模型來(lái)分析農(nóng)戶參與耕地面源污染治理受償意愿及受償意愿水平的影響因素：第一階段，通過(guò)Probit模型來(lái)分析影響農(nóng)戶是否愿意接受經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償參與耕地面源污染治理的主要因素；第二階段，將前一階段測(cè)算所得的逆米爾斯比率λ(Inverse Mills Ratio，IMR)作為修正變量，再利用OLS模型分析農(nóng)戶受償意愿水平的影響因素。

(2)

(3)

為修正對(duì)第二階段農(nóng)戶參與的耕地面源污染治理及生態(tài)補(bǔ)償受償意愿水平影響因素的OLS回歸分析時(shí)可能出現(xiàn)的樣本選擇性誤差問(wèn)題，在第二階段分析中需引入逆米爾斯比率λ。

(4)

式(4)中，φ(Xiγ/σ0)為正態(tài)分布的概率密度函數(shù)，φ(Xiγ/σ0)為對(duì)應(yīng)的累計(jì)分布函數(shù)。由此得到經(jīng)過(guò)修正的估計(jì)方程為：

Yi=X2iγ0+λiσ+εi+μ。

(5)

式(5)中，X2i是第二階段的自變量；γ0為待估參數(shù)的列向量；λi為IMR修正變量；σ為λi的待估參數(shù)；εi為獨(dú)立誤差項(xiàng)；μ為常數(shù)項(xiàng)。在σ滿足顯著且不為零的雙重條件下，表明樣本的確存在選擇性誤差，此時(shí)選擇Heckman兩階段估計(jì)模型來(lái)開(kāi)展回歸分析是切實(shí)合理的。需要說(shuō)明的是，為了避免第一階段方程(2)中的IMR與向量X的元素高度相關(guān)而出現(xiàn)多重共線性問(wèn)題，第一階段農(nóng)戶受償意愿回歸方程中的自變量個(gè)數(shù)須大于第二階段農(nóng)戶受償意愿水平方程中的自變量個(gè)數(shù)，多出的自變量?jī)H僅影響第一階段的受償意愿Yi，而對(duì)第二階段的受償意愿水平Y(jié)i不存在顯著影響，即X2i?X1i[23,24]。

4 結(jié)果與分析

4.1 基于Heckman兩階段選擇模型的實(shí)證分析

運(yùn)用Stata16.0軟件，采用Heckman兩階段選擇模型分析農(nóng)戶參與耕地面源污染治理生態(tài)補(bǔ)償受償意愿及受償意愿水平的影響因素，估計(jì)結(jié)果如表3所示。從表3的模型檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，模型Wald卡方值為29.82，且Prob>chi2=0.002，達(dá)到了1%的顯著性水平，說(shuō)明模型整體估計(jì)效果良好；逆米爾斯比率λ值為140.815，在10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，說(shuō)明樣本確實(shí)存在選擇性誤差，因此，選擇Heckman兩階段模型合理。

表3 農(nóng)戶Heckman兩階段模型估計(jì)結(jié)果

計(jì)量分析結(jié)果顯示，績(jī)效期望變量中，經(jīng)濟(jì)績(jī)效期望(MPE)對(duì)農(nóng)戶參與耕地面源污染治理的受償意愿具有顯著正向影響，且通過(guò)了10%顯著性水平檢驗(yàn)，表明農(nóng)戶對(duì)耕地面源污染治理尤其是農(nóng)藥和化肥減施所帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)價(jià)值提升感知越高，越有助于提升其接受生態(tài)補(bǔ)償參與耕地面源污染治理的主動(dòng)性和積極性。

努力期望變量中，經(jīng)濟(jì)能力變量(EAE)正向影響著農(nóng)戶參與耕地面源污染治理的受償意愿，且通過(guò)了5%顯著性水平檢驗(yàn)，表明農(nóng)戶的經(jīng)濟(jì)能力越強(qiáng)，其參與耕地面源污染治理的受償意愿越強(qiáng)。當(dāng)農(nóng)戶參與耕地面源污染治理所產(chǎn)生的經(jīng)營(yíng)支出對(duì)其不會(huì)造成壓力時(shí)，那么實(shí)際治理中的困難預(yù)期將會(huì)大大降低，尤其是在有生態(tài)補(bǔ)償?shù)恼攮h(huán)境下，會(huì)極大增加其進(jìn)行耕地面源污染治理的可行性。

社會(huì)影響變量中，社會(huì)因素(SFI)在5%的水平上負(fù)向影響農(nóng)戶參與耕地面源污染治理的受償意愿。在快速發(fā)展的信息化時(shí)代，媒體報(bào)道良莠不齊，正向信息采用張貼標(biāo)語(yǔ)等宣傳方式影響有限，難以提升廣大農(nóng)戶關(guān)于耕地面源污染的理解，導(dǎo)致農(nóng)戶投入到耕地面源污染治理中的意愿水平不高，其受償意愿也會(huì)相應(yīng)降低。公共關(guān)系(PRI)在1%的水平上顯著影響農(nóng)戶參與耕地面源污染治理的受償意愿。農(nóng)戶作為社會(huì)群體，其言行深受周圍社會(huì)人群的影響。在農(nóng)戶所處的社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中，地理位置相距最近的街坊鄰居與其交流最頻繁，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)合作與溝通成本較低，因而鄰居減施農(nóng)藥化肥的示范作用可以正向影響著農(nóng)戶的生產(chǎn)決策，促使農(nóng)戶也積極主動(dòng)地參與耕地面源污染治理。

便利條件變量中，技術(shù)便利性(TFC)正向影響著農(nóng)戶參與耕地面源污染治理的受償意愿，且通過(guò)了1%顯著性水平檢驗(yàn)。農(nóng)業(yè)技術(shù)人員可幫助農(nóng)戶解決農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中遇到的疑難雜癥，若村委會(huì)組織農(nóng)技人員開(kāi)展的農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)次數(shù)越多、內(nèi)容越實(shí)用，則農(nóng)戶對(duì)耕地面源污染治理的技能掌握得越熟練，越愿意在生態(tài)補(bǔ)償下參與耕地面源污染治理。政策便利性(PFC)對(duì)農(nóng)戶的受償意愿以及受償意愿水平均呈現(xiàn)顯著的正向影響，在假設(shè)國(guó)家實(shí)施耕地面源污染稅收的前提下，政府頒布制定的耕地面源污染稅可以很好地規(guī)范農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為，引導(dǎo)其在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中減施農(nóng)藥化肥，參與到耕地面源污染治理中來(lái)；但因?yàn)槲廴径惖氖杖?huì)提高農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)成本，農(nóng)戶為了降低經(jīng)營(yíng)成本、獲得更高的經(jīng)濟(jì)效益，農(nóng)戶受償意愿水平也更高。

4.2 農(nóng)戶參與耕地面源污染治理意愿受償水平估計(jì)

4.2.1 農(nóng)戶意愿受償水平的非參數(shù)估計(jì) 在預(yù)調(diào)研的基礎(chǔ)上，在問(wèn)卷調(diào)查中，將農(nóng)戶參與耕地面源污染治理的生態(tài)補(bǔ)償區(qū)間設(shè)為 8個(gè)等級(jí)，分別為：(1)450元·hm-2·a-1以下；(2)[450, 900)元·hm-2·a-1；(3)[900, 1 500)元·hm-2·a-1；(4)[1 500, 2 250)元·hm-2·a-1；(5)[2 250, 3 000)元·hm-2·a-1；(6)[3 000, 3 750)元·hm-2·a-1；(7)[3 750, 4 500]元·hm-2·a-1；(8)>4 500元·hm-2·a-1。并采用各區(qū)間的中值表示該區(qū)間農(nóng)戶的受償水平意愿值，其中“>4 500 元·hm-2·a-1”用4 500元·hm-2·a-1代替(表4)。調(diào)查結(jié)果顯示，在給予農(nóng)戶相應(yīng)的經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償?shù)那疤嵯拢瑯颖菊{(diào)查區(qū)域共有273戶農(nóng)戶愿意通過(guò)減施化肥農(nóng)藥的方式投入到耕地面源污染的治理中來(lái)，占比77.34%。此外，有80戶農(nóng)戶不愿意減施化肥農(nóng)藥，占比22.66%，其首要原因是農(nóng)戶擔(dān)心減施化肥農(nóng)藥會(huì)導(dǎo)致農(nóng)作物減產(chǎn)；其次是受訪農(nóng)戶認(rèn)為個(gè)別幾家減少化肥農(nóng)藥施用對(duì)保護(hù)耕地生態(tài)環(huán)境起不到作用，等等。受償意愿水平為[1 500,2 250)元·hm-2·a-1的農(nóng)戶比例最高，占比30.31%。總體來(lái)看農(nóng)戶受償意愿及意愿受償水平均呈正態(tài)分布。根據(jù)式(1)，計(jì)算出農(nóng)戶耕地面源污染治理生態(tài)補(bǔ)償受償意愿期望值為2 094.45 元·hm-2·a-1。

表4 農(nóng)戶受償意愿水平分布

4.2.2 農(nóng)戶意愿受償水平的參數(shù)估計(jì) 鑒于Probit模型估計(jì)存在選擇性偏誤，故根據(jù)式(5)期望值計(jì)算方法，在剔除樣本選擇偏誤后，計(jì)算得到受訪農(nóng)戶參與耕地面源污染治理的受償水平期望值為1 764.34元·hm-2·a-1。相比非參數(shù)估計(jì)結(jié)果(2 094.45 元·hm-2·a-1)，用Heckman兩階段估計(jì)方法所測(cè)算出的農(nóng)戶生態(tài)補(bǔ)償受償水平意愿值有所下降，兩種測(cè)算方法差額為330.11元·hm-2·a-1。這是因?yàn)榉菂?shù)估計(jì)是通過(guò)直接詢問(wèn)農(nóng)戶是否愿意接受耕地面源污染治理的生態(tài)補(bǔ)償而得到的受償金額期望值，農(nóng)戶之間較大的主觀差異導(dǎo)致受償金額期望值上下浮動(dòng)較大，因此估算出來(lái)的受償意愿水平也是超出客觀條件限制的期望值；而借助Heckman兩階段選擇模型回歸分析計(jì)算出來(lái)的參數(shù)估計(jì)結(jié)果將客觀條件納入了估算范疇中，在一定程度上能夠克服受訪農(nóng)戶主觀臆想對(duì)估計(jì)結(jié)果的影響，這樣估算出來(lái)的結(jié)果(1 764.34 元·hm-2·a-1)更加符合客觀實(shí)際情況，在耕地面源污染治理生態(tài)補(bǔ)償政策的實(shí)施過(guò)程中可將其作為耕地面源污染治理生態(tài)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)下限的參考值，使未來(lái)生態(tài)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)的制定更具合理性和科學(xué)性。

5 結(jié)論與建議

5.1 結(jié)論

本文基于UTAUT模型理論分析框架和洞庭湖平原農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，采用CVM方法和Heckman兩階段模型研究農(nóng)戶參與耕地面源污染治理的受償意愿及受償意愿水平的影響因素，并測(cè)算了農(nóng)戶意愿受償水平期望值，得到如下結(jié)論：

(1)調(diào)研區(qū)域內(nèi)農(nóng)戶參與耕地面源污染治理的受償意愿水平有待提高。353戶受訪農(nóng)戶中，22.66%受訪農(nóng)戶不愿意減施農(nóng)藥化肥，其主要原因是農(nóng)戶認(rèn)為減施化肥農(nóng)藥會(huì)導(dǎo)致農(nóng)作物減產(chǎn)，影響農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)收益。

(2)農(nóng)戶參與耕地面源污染治理的受償意愿受到經(jīng)濟(jì)績(jī)效期望、經(jīng)濟(jì)能力、公共關(guān)系、技術(shù)便利性和政策便利性等因素的正向影響，而社會(huì)因素對(duì)農(nóng)戶受償意愿具有顯著負(fù)向影響。具體表現(xiàn)為：對(duì)耕地面源污染治理的經(jīng)濟(jì)價(jià)值感知越高、自身經(jīng)濟(jì)實(shí)力較強(qiáng)、受到鄰里示范效應(yīng)良好以及具備耕地面源污染治理相關(guān)知識(shí)與技術(shù)的農(nóng)戶，其更愿意在政府給予生態(tài)補(bǔ)償條件下積極投入耕地面源污染治理的實(shí)際行動(dòng)；而耕地面源污染治理生態(tài)補(bǔ)償政策宣傳不夠到位的區(qū)域，農(nóng)戶對(duì)耕地面源污染的治理參與度和生態(tài)補(bǔ)償關(guān)注度較低，其受償意愿自然較低。

(3)政策便利性對(duì)農(nóng)戶的受償意愿水平呈現(xiàn)顯著的正向影響。政策的管控例如耕地面源污染稅的收取，往往會(huì)驅(qū)使農(nóng)戶偏向相對(duì)較高的補(bǔ)償水平，以達(dá)到自身收支平衡的目的，同時(shí)也有利于規(guī)范農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為，減施農(nóng)藥化肥，推動(dòng)綠色低碳農(nóng)業(yè)發(fā)展。

(4)基于農(nóng)戶參與耕地面源污染治理受償水平信息的參數(shù)估計(jì)模型，測(cè)得農(nóng)戶參與耕地面源污染治理的受償水平期望值為1 764.34 元·hm-2·a-1，非參數(shù)估計(jì)結(jié)果為2 094.45 元·hm-2·a-1。相較于非參數(shù)估計(jì)法，參數(shù)估計(jì)法所測(cè)算出的受償意愿期望值有所下降但更為客觀，二者可分別作為洞庭湖平原耕地面源污染治理生態(tài)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)上、下限的參考值。

5.2 建議

(1)加快制定科學(xué)合理的耕地面源污染治理農(nóng)戶生態(tài)補(bǔ)償政策。為有效提高農(nóng)戶參與耕地面源污染治理生態(tài)補(bǔ)償?shù)氖軆斠庠?，?dāng)?shù)卣梢試L試在耕地面源污染嚴(yán)重的典型區(qū)域進(jìn)行實(shí)踐，結(jié)合當(dāng)?shù)剞r(nóng)村耕地面源污染的實(shí)際狀況，真正建立起科學(xué)合理的農(nóng)戶生態(tài)補(bǔ)償政策，并加以推廣，提高廣大農(nóng)戶參與耕地面源污染治理的受償意愿；還要探尋和完善農(nóng)戶有效參與耕地面源污染治理的方式和平臺(tái)，認(rèn)真聽(tīng)取農(nóng)戶對(duì)耕地面源污染治理生態(tài)補(bǔ)償?shù)囊庖?jiàn)和建議，制定合理且可行的補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)范圍，切實(shí)保障農(nóng)戶利益。

(2)充分發(fā)揮農(nóng)戶治理耕地面源污染的主人翁意識(shí)。農(nóng)戶既是農(nóng)業(yè)發(fā)展的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)主體，也是耕地面源污染治理的受益者，因此，地方政府應(yīng)優(yōu)化經(jīng)濟(jì)政策，通過(guò)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)手段激勵(lì)廣大農(nóng)戶參與到耕地面源污染的治理中來(lái)，提升農(nóng)戶的經(jīng)濟(jì)績(jī)效期望，減施農(nóng)藥化肥的同時(shí)增加農(nóng)戶的經(jīng)濟(jì)收入，引導(dǎo)農(nóng)戶自主樹(shù)立保護(hù)耕地、緩解耕地面源污染惡化的主人翁意識(shí)，保障農(nóng)戶參與耕地面源污染治理的效用最大化，提升農(nóng)戶對(duì)耕地面源污染治理受償政策和受償標(biāo)準(zhǔn)的認(rèn)知水平和治理積極性。

(3)加強(qiáng)對(duì)耕地面源污染治理的環(huán)保宣傳與技術(shù)培訓(xùn)。社會(huì)因素負(fù)向影響著農(nóng)戶的受償意愿，當(dāng)?shù)孛襟w應(yīng)該綜合利用多種媒介(電視、手機(jī)、廣播等)在污染治理中的引導(dǎo)作用，充分發(fā)揮鄉(xiāng)村休閑廣場(chǎng)或村委會(huì)宣傳欄的宣傳作用，結(jié)合微信等自媒體渠道宣傳減施農(nóng)藥化肥的環(huán)境影響與耕地面源污染治理所能帶來(lái)的生態(tài)經(jīng)濟(jì)效益，增強(qiáng)政策的公信力，提高對(duì)政策的滿意度和信任度。同時(shí)，鄰居親友的良好示范能起到很好的榜樣作用，鄰里間的良好互動(dòng)可以加深農(nóng)戶對(duì)補(bǔ)償政策的理解，因此，當(dāng)?shù)卣痛逦瘯?huì)要積極開(kāi)展耕地面源污染治理的政策宣講和組織技術(shù)培訓(xùn)，切實(shí)推進(jìn)耕地面源污染防治技術(shù)推廣行動(dòng)。