基于Heckman模型的支付意愿及強(qiáng)度的影響因素研究*
——以大理州276個(gè)奶牛養(yǎng)殖戶為例

潘亞茹 ，羅良國(guó)※， 劉宏斌

(1.中國(guó)農(nóng)業(yè)科學(xué)院農(nóng)業(yè)環(huán)境與可持續(xù)發(fā)展研究所,北京 100081； 2.中國(guó)農(nóng)業(yè)科學(xué)院農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃研究所，北京 100081)

0 引言

農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境是農(nóng)村經(jīng)濟(jì)和農(nóng)業(yè)發(fā)展的基礎(chǔ)，保護(hù)好生態(tài)環(huán)境對(duì)農(nóng)業(yè)乃至整個(gè)社會(huì)的可持續(xù)發(fā)展都有益處。目前，我國(guó)的農(nóng)業(yè)、農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展與農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境發(fā)展矛盾日益劇增，農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境面臨極大挑戰(zhàn)[1]。據(jù)了解，我國(guó)的農(nóng)業(yè)污染量已占全國(guó)總污染量的1/3～1/2，已成為大氣、水體、土壤污染的主要來源[2]。亞洲開發(fā)銀行估計(jì)，農(nóng)業(yè)污染的直接經(jīng)濟(jì)損失占全國(guó) GDP 的0.5%～1%[3]。而據(jù)2010年全國(guó)污染源普查公報(bào)顯示，畜禽廢棄物污染已成為地表水污染的主要來源，其化學(xué)需氧量、總氮和總磷分別占農(nóng)業(yè)污染源的96%、38%和56%[4]。雖然2014年和2015年畜禽糞便的產(chǎn)生量較前幾年有所下降，分別為1 552萬t和1 436.8萬t[5]，但大量數(shù)據(jù)表明，畜禽廢棄物污染的防治仍然是當(dāng)前控制農(nóng)業(yè)面源污染、遏制水體污染和保護(hù)農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境的重要一環(huán)。

現(xiàn)階段我國(guó)對(duì)畜禽廢棄物污染的防治主要集中在技術(shù)上(生物技術(shù)、生物工程對(duì)畜禽廢棄物進(jìn)行厭氧發(fā)酵處理、增設(shè)沼氣工程等)的資源化處理，沒有考慮到微觀農(nóng)戶意愿層面[6]。事實(shí)上，就奶牛養(yǎng)殖而言，奶牛養(yǎng)殖戶是奶牛養(yǎng)殖活動(dòng)的主體，讓農(nóng)戶參與奶牛廢棄物循環(huán)利用并承擔(dān)一部分治理成本是減緩目前農(nóng)業(yè)污染問題的一項(xiàng)重要舉措?；凇罢l污染，誰付費(fèi)”的生態(tài)補(bǔ)償理論，毛顯強(qiáng)[6]明確提出要對(duì)破壞農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境的行為主體進(jìn)行收費(fèi)，以提高這種破壞行為的成本，激勵(lì)破壞行為主體減少因其行為造成的外部不經(jīng)濟(jì)性，從而達(dá)到保護(hù)農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境的目的。而農(nóng)戶作為奶牛廢棄物污染活動(dòng)的主體理應(yīng)為此付費(fèi)。因此，研究農(nóng)戶參與奶牛廢棄物循環(huán)利用環(huán)保行為的支付意愿及強(qiáng)度有助于理解奶牛養(yǎng)殖戶的態(tài)度和參與奶牛養(yǎng)殖業(yè)污染防控之間的關(guān)系，對(duì)減少養(yǎng)殖業(yè)源污染、保護(hù)農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境具有重要意義。但農(nóng)戶的支付意愿及支付意愿強(qiáng)度又受到各種變量的影響?；诖?，借助Heckman 模型分析農(nóng)戶的支付意愿及行為，以期明晰奶農(nóng)對(duì)畜禽污染防治的態(tài)度及支付意愿，找到影響農(nóng)戶支付意愿及支付強(qiáng)度的因素，為進(jìn)一步提高奶牛廢棄物污染防治的公眾參與度及大理州政府治理洱海流域面源污染提供決策依據(jù)。

1 理論支撐

條件價(jià)值評(píng)估法(Contingent Valuation Method，CVM)是在假想的市場(chǎng)情況下，直接詢問和調(diào)查人們對(duì)某一環(huán)境效益改善或資源保護(hù)措施的支付意愿(Willing to Pay，WTP)或?qū)Νh(huán)境、資源質(zhì)量損失的接受賠償意愿(Willing to Accept Compensation，WTA)，以人們的 WTP 或 WTA 來估計(jì)環(huán)境效益改善或環(huán)境質(zhì)量損失的經(jīng)濟(jì)價(jià)值。條件價(jià)值評(píng)估法(CVM)以其對(duì)環(huán)境物品利用價(jià)值和非利用價(jià)值的獨(dú)特評(píng)估，近10年來被評(píng)為國(guó)內(nèi)外生態(tài)與環(huán)境經(jīng)濟(jì)學(xué)中應(yīng)用最廣泛的公共物品價(jià)值評(píng)估方法[7-10]。

傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式是一種由“資源—農(nóng)產(chǎn)品—污染排放”所構(gòu)成的物質(zhì)單向流動(dòng)的經(jīng)營(yíng)模式。而循環(huán)農(nóng)業(yè)是一種把農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)按照自然生態(tài)的模式，形成一個(gè)“資源—農(nóng)產(chǎn)品—再生資源”的雙向物質(zhì)循環(huán)流動(dòng)的生態(tài)鏈，以資源利用最大化和污染排放最小化為原則，要求整個(gè)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中基本不產(chǎn)生或很少產(chǎn)生廢棄物，最終實(shí)現(xiàn)將清潔生產(chǎn)、資源綜合利用和農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展等融為一體的目的[11-12]。文章借助循環(huán)農(nóng)業(yè)理論，擬提出在大理白族自治州(簡(jiǎn)稱大理州)奶牛養(yǎng)殖分散、距離肥料企業(yè)牛糞收集站較遠(yuǎn)的地區(qū)建立村鎮(zhèn)收集池(小型初加工牛糞收集池)，試圖通過引導(dǎo)農(nóng)戶賣掉日常堆積在自家房前屋后無處理的牛糞，形成“牛糞(奶牛廢棄物)—初加工有機(jī)肥(牛糞收集池)—農(nóng)戶還田”的循環(huán)模式，并基于大理州276名奶牛散養(yǎng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)，研究分析奶農(nóng)們是否愿意為村鎮(zhèn)收集池(小型初加工牛糞收集池)的建立分擔(dān)支付部分成本費(fèi)用付費(fèi)(WTP)及支付強(qiáng)度影響因素。

目前，國(guó)內(nèi)學(xué)者基于農(nóng)戶參與環(huán)境保護(hù)行為(環(huán)境友好型農(nóng)業(yè))的支付意愿受制于哪些因素的研究已有許多探討。如左正強(qiáng)[13]基于江蘇省鹽城市農(nóng)戶的調(diào)研數(shù)據(jù)，運(yùn)用Logit模型探討了農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)廢棄物循環(huán)利用(秸稈處置行為)支付意愿的影響因素。王娜娜等[14]基于洱海流域上游農(nóng)戶的數(shù)據(jù)，運(yùn)用Logistic模型研究了農(nóng)戶為當(dāng)?shù)丨h(huán)境改善支付一定費(fèi)用的影響因素。梁增芳[15]和章家清等[16]基于CVM法分別分析了三峽庫(kù)區(qū)農(nóng)戶處理生活垃圾和江蘇省揚(yáng)州市農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)面源污染防控的支付意愿及其影響因素。Beharry-Borg等[17]探討了影響農(nóng)戶參與防控非點(diǎn)源污染行為時(shí)支付意愿的因素。Uddin等[18]基于Tobit和Probit模型，探討了孟加拉國(guó)農(nóng)戶參與環(huán)境友好型農(nóng)業(yè)推廣服務(wù)時(shí)支付意愿的影響因素。Nyongesa等[19]基于條件價(jià)值法(CVM)估算了農(nóng)戶為保護(hù)內(nèi)瓦沙大湖流域接受補(bǔ)償意愿的影響因素。不過，現(xiàn)有研究多是基于Logit、Probit模型或條件價(jià)值法(CVM)來分析農(nóng)戶參與環(huán)境保護(hù)行為(環(huán)境友好型農(nóng)業(yè)生產(chǎn))支付意愿的影響因素，少有在農(nóng)戶產(chǎn)生支付意愿的基礎(chǔ)上，支付金額大小受制于哪些因素的研究?；诙Ａ饔蛞暯菍?duì)農(nóng)戶參與廢棄物循環(huán)利用的支付意愿及強(qiáng)度的研究更是極少。鑒于此，該文將農(nóng)戶參與洱海流域奶牛廢棄物循環(huán)利用支付意愿的決策行為分兩個(gè)階段進(jìn)行研究，運(yùn)用Heckman選擇模型進(jìn)行實(shí)證分析：第一階段考察哪些因素影響奶牛養(yǎng)殖戶的支付意愿； 第二階段分析奶牛養(yǎng)殖戶在有支付意愿的前提下，影響支付金額大小的因素。

表1 具有不同個(gè)人特征向量的農(nóng)戶參與奶牛廢棄物循環(huán)利用的支付意愿比例

類別組別參與廢棄物循環(huán)利用付費(fèi)的農(nóng)戶未參與廢棄物循環(huán)利用付費(fèi)的農(nóng)戶總計(jì)人數(shù)比例(%)人數(shù)比例(%)性別男11063.586636.42173女6364.083735.92103年齡<22周歲375.00125.00422～35周歲2965.911534.094436～50周歲10468.874731.13151>50周歲3748.054051.9577學(xué)歷沒上過學(xué)750.00750.0014小學(xué)3155.362544.6456初中8061.545038.46130高中4372.881627.1259大專及以上1270.59529.4117總計(jì)173103276

2 數(shù)據(jù)來源及解釋變量的設(shè)定

2.1 數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)來源于國(guó)家“十二五”水專項(xiàng)項(xiàng)目關(guān)于“洱海永安江面源污染控制關(guān)鍵技術(shù)及工程示范”的研究，基于大理州的調(diào)查問卷。調(diào)研對(duì)象為大理州的大理市和洱源縣共計(jì)9個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)32個(gè)村的奶農(nóng)。調(diào)研采取實(shí)地走訪和面對(duì)面交流的形式進(jìn)行。共發(fā)放調(diào)查問卷321份，有效問卷276份，樣本有效率達(dá)85.98%。其中，鳳羽鎮(zhèn)37戶，茨碧湖鎮(zhèn)27戶，右所鎮(zhèn)36戶，鄧川鎮(zhèn)36戶，三營(yíng)鎮(zhèn)36戶，牛街鄉(xiāng)37戶，上關(guān)鎮(zhèn)33戶，喜洲鎮(zhèn)27戶，銀橋鄉(xiāng)7戶。在接受訪問的276名農(nóng)戶中，實(shí)際愿意參與奶牛廢棄物循環(huán)利用的環(huán)保行為并支付費(fèi)用的農(nóng)戶共173戶，占有效問卷的62.68%。具體情況見表1。

2.2 解釋變量的設(shè)定及描述性統(tǒng)計(jì)

在參考已有研究和進(jìn)行實(shí)地調(diào)研的基礎(chǔ)上，把影響農(nóng)戶支付意愿及支付意愿強(qiáng)度的因素分為戶主特征變量、家庭特征變量和行為認(rèn)知變量等3個(gè)方面的因素，具體又細(xì)分為10項(xiàng)指標(biāo)。

(1)戶主特征變量。一般理論認(rèn)為，年齡大的農(nóng)戶接受新信息和新知識(shí)的速度較慢，對(duì)國(guó)家出臺(tái)的新政策理解能力薄弱[20]。因此，年齡越大的農(nóng)戶，越不會(huì)采用環(huán)境友好型技術(shù)措施，更不愿意為奶牛廢棄物的循環(huán)利用付費(fèi)。受教育程度的提高增加了農(nóng)戶對(duì)新信息技術(shù)及環(huán)保政策的理解能力，有助于農(nóng)戶意識(shí)到奶牛廢棄物不合理使用后帶來的資源浪費(fèi)及環(huán)境污染問題[21]。性別對(duì)農(nóng)戶參與奶牛廢棄物循環(huán)利用的支付意愿影響方向無法直接判斷。男性或女性均有可能表現(xiàn)出強(qiáng)烈的支付意愿，具體情況依賴于該農(nóng)戶的其他個(gè)人特征(學(xué)歷、年齡等)而定。

(2)家庭特征變量。一般認(rèn)為，家庭收入越高的農(nóng)戶，參與奶牛廢棄物循環(huán)利用時(shí)的支付意愿及強(qiáng)度越高(圖1)。任何新技術(shù)的實(shí)施都需要強(qiáng)大的財(cái)力支持，較高家庭收入的農(nóng)戶對(duì)環(huán)境友好型行為的投資能力也較高[2]。一個(gè)農(nóng)戶的非農(nóng)業(yè)收入占比越高，其從事農(nóng)業(yè)的收入比例就越低，對(duì)涉及農(nóng)業(yè)的環(huán)境友好型行為的關(guān)心程度也越低，因此其參與奶牛廢棄物循環(huán)利用的支付意愿就越低(圖2)。耕地面積越多，表明農(nóng)戶會(huì)更注重農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)生產(chǎn)的長(zhǎng)期性，耕地面積的增加會(huì)鼓勵(lì)農(nóng)戶主動(dòng)參與到環(huán)境友好型行為中，為農(nóng)戶廢棄物的循環(huán)利用付費(fèi)[22]。奶牛養(yǎng)殖頭數(shù)的多少?zèng)Q定了奶牛廢棄物產(chǎn)生量的大小。一方面，奶牛養(yǎng)殖戶應(yīng)為奶牛廢棄物造成的污染買單； 另一方面，奶牛廢棄物的循環(huán)利用不僅有助于改善農(nóng)村生活環(huán)境，而且長(zhǎng)期下去，有助于增加奶農(nóng)收益(肥效提高、產(chǎn)量增加)。因此，奶牛養(yǎng)殖頭數(shù)越多的農(nóng)戶對(duì)奶牛廢棄物循環(huán)利用的支付意愿就更強(qiáng)。

圖1 不同收入水平的農(nóng)戶參與奶牛廢棄物循環(huán)利用的支付比例 圖2 不同主要收入來源的農(nóng)戶參與奶牛廢棄物循環(huán)利用的支付比例

(3)行為認(rèn)知變量。一般認(rèn)為，奶農(nóng)越想賣掉牛糞，表明對(duì)牛糞的需求程度越小。側(cè)面反映農(nóng)戶可能因更加了解牛糞對(duì)周圍環(huán)境造成的污染而選擇賣掉牛糞，因此其參與奶牛廢棄物循環(huán)利用行為的支付意愿可能就越強(qiáng)。奶農(nóng)選擇牛糞還田，而不是隨意把牛糞堆積在房前屋后，表明奶農(nóng)更傾向于牛糞得到及時(shí)合理的利用，因此農(nóng)戶參與環(huán)境友好型技術(shù)的積極性就越高。農(nóng)戶對(duì)肥效的認(rèn)知取決于其接受新知識(shí)程度的大小。參加過環(huán)境友好型技術(shù)培訓(xùn)的農(nóng)戶，能更清楚地認(rèn)識(shí)到商業(yè)有機(jī)肥的必要性和好處，更愿意接受牛糞資源化利用的理念，從而參與支付的可能性就越大。

表2 不同行為特征變量農(nóng)戶參與奶牛廢棄物循環(huán)利用的支付意愿比例

組別參與廢棄物循環(huán)利用付費(fèi)的農(nóng)戶未參與廢棄物循環(huán)利用付費(fèi)的農(nóng)戶總計(jì)人數(shù)比例(%)人數(shù)比例(%)想不想賣牛糞想賣5862.373537.6393不想賣11562.846837.16183牛糞是否還田不還田116.67583.336部分還田1758.621241.3829全部還田15564.328635.68241牛糞肥效認(rèn)知不清楚1050.001050.0020鮮牛糞1152.381047.6221自家堆置牛糞9069.234030.77130初發(fā)酵牛糞3459.652340.3557商品有機(jī)肥2858.332041.6748總計(jì)173103276

根據(jù)上述對(duì)自變量(解釋變量)的假定，該文在表3給出了自變量(解釋變量)的定義與描述性統(tǒng)計(jì)。

表3 解釋變量的定義及描述性統(tǒng)計(jì)

變量名稱變量定義均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值最大值預(yù)期作用方向戶主特征變量戶主性別(X1)男=1;女=00.6380.48201??戶主年齡(X2)<22周歲=1;22～35周歲=2;36～50周歲=3;>50周歲=43.0910.67014—戶主學(xué)歷(X3)沒上過學(xué)=1;小學(xué)=2;初中=3;高中=4;大專及以上=53.0330.93215++家庭特征變量家庭收入(X4)<0.5萬=1;0.5萬～1萬=2;1萬～3萬=3;3萬～5萬=4;>5萬=5(元/年)3.2101.06515++收入主要來源(X5)畜牧業(yè)=1;養(yǎng)殖業(yè)=2;非農(nóng)收入=31.7820.77913—奶牛頭數(shù)(X6)按實(shí)際養(yǎng)殖頭數(shù)計(jì)算(頭)4.8108.9690140++耕地規(guī)模(X7)按實(shí)際種植規(guī)模計(jì)算(667m2)2.8042.537030++行為認(rèn)知變量牛糞是否還田(X8)完全不還田=1;部分還田=2;全部還田=32.8510.41313++是否想賣牛糞(X9)想賣=1;不想賣=00.3370.47401++牛糞肥效認(rèn)知(X10)1=不清楚;2=鮮牛糞;3=自家堆積的牛糞;4=初次發(fā)酵的;5=成品有機(jī)肥;3.3331.07815++ 注:在“預(yù)期作用方向”列中,第1個(gè)符號(hào)表示解釋變量在支付意愿模型中的作用方向;第2個(gè)符號(hào)表示解釋變量在支付程度模型中的作用方向

3 模型設(shè)定

影響農(nóng)戶參與奶牛廢棄物循環(huán)利用是多種因素相互共同作用的結(jié)果。奶農(nóng)參與奶牛廢棄物的循環(huán)利用行為的支付意愿實(shí)際上是兩階段決策過程的有機(jī)結(jié)合。第一階段表示農(nóng)戶是否愿意為奶牛廢棄物的循環(huán)利用支付費(fèi)用； 第二階段表示農(nóng)戶在有支付意愿的基礎(chǔ)上，決定支付數(shù)額的多少。一般而言，所能觀察到的是愿意參與奶牛廢棄物循環(huán)利用的農(nóng)戶的相關(guān)信息，但很難觀察到不愿意參與奶牛廢棄物循環(huán)利用的農(nóng)戶的有關(guān)情況，但奶農(nóng)參與奶牛廢棄物循環(huán)利用所支付費(fèi)用的多少可能與那些觀察不到的而又會(huì)影響支付金額大小的因素系統(tǒng)相關(guān)，計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)上統(tǒng)稱這類問題為“樣本選擇性偏差”[23]。如果“樣本選擇性偏差”問題未能得到解決，就會(huì)造成結(jié)果的有偏估計(jì)。因此采用Heckman 兩階段模型法來解決和驗(yàn)證該樣本可能存在的選擇性偏差問題。模型分為兩個(gè)階段：第一階段表示哪些自變量因素影響農(nóng)戶在參與奶牛廢棄物循環(huán)利用中的支付意愿； 第二階段表示基于有意愿進(jìn)行支付的農(nóng)戶，考察這類農(nóng)戶的支付強(qiáng)度受制于哪些因素。

3.1 支付意愿模型

奶農(nóng)參與奶牛廢棄物循環(huán)利用的支付意愿=f(戶主特征變量、家庭特征變量、行為認(rèn)知變量)+隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。由于其支付意愿(被解釋變量)是一個(gè)二元離散變量，具有兩種情況：奶農(nóng)愿意支付(取值為1)和不愿意支付(取值為0)。因此Heckman模型的第一階段是以“是否愿意支付”作為因變量來構(gòu)建支付意愿概率方程，即用影響因素對(duì)所有的276個(gè)樣本進(jìn)行 Probit 估計(jì)，以確定影響奶農(nóng)參與奶牛廢棄物循環(huán)利用行為時(shí)支付意愿的因素，具體為：

(1)

(2)

式(1)(2)中，WTP表示奶農(nóng)參與奶牛廢棄物循環(huán)利用的支付意愿。WTP取值為1(式1)，表示奶農(nóng)樂意為奶牛廢棄物的循環(huán)利用付費(fèi)； 相反，WTP取值為0(式2)，表示奶農(nóng)對(duì)參與奶牛廢棄物循環(huán)利用支付費(fèi)用的行為不感興趣。X表示影響奶農(nóng)支付意愿的因素；β表示待估參數(shù)； Φ(β′X)表示相應(yīng)的正態(tài)分布函數(shù)。

3.2 支付數(shù)量參與決策模型

支付數(shù)量參與模型是指用Heckman 模型對(duì)農(nóng)戶支付意愿的強(qiáng)度進(jìn)行OLS估計(jì)，即用相關(guān)自變量對(duì)276個(gè)樣本中樂意支付費(fèi)用的農(nóng)戶樣本進(jìn)行回歸，找出影響農(nóng)戶支付意愿強(qiáng)度的因素?？紤]到在第二階段OLS回歸中可能存在選擇性偏誤，需要從Probit估計(jì)公式中得到逆米爾斯比率λ作為工具變量，以修正第二階段的樣本選擇性偏差。公式為：

(3)

bidi=α0+∑ωiZi+δλ+μ

(4)

式(4)中,bidi表示農(nóng)戶支付的具體數(shù)額；α0為常數(shù)項(xiàng)；ω為普通自變量的待估系數(shù)；Z為解釋變量(戶主特征變量、家庭特征變量、行為認(rèn)知變量)；μ為誤差項(xiàng)；δ為λ值的待估系數(shù)，如果該系數(shù)是顯著的，則證明存在選擇性偏誤，Heckman Probit兩階段模型選擇得當(dāng)。

4 結(jié)果與分析

運(yùn)用Stata 12.0軟件對(duì)276個(gè)樣本進(jìn)行Heckman Probit兩階段模型回歸，估計(jì)的結(jié)果詳見表4。表中 Prob>F=0.036 8，Prob>chi2=0.000 5，說明F檢驗(yàn)和卡方檢驗(yàn)分別在5%和1%的水平上顯著，整體計(jì)量結(jié)果有效。另外，λ(逆米爾斯比率)的系數(shù)不為0，在10%的顯著性水平上通過檢驗(yàn)，說明樣本選擇性偏差確實(shí)存在，奶農(nóng)參與奶牛廢棄物循環(huán)利用的支付意愿及支付意愿強(qiáng)度的兩階段決策相互依賴，選擇Heckman Probit模型合理。

表4 Heckman Probit選擇模型估計(jì)結(jié)果

解釋變量支付意愿模型(模型Ⅰ)支付程度模型(模型Ⅱ)系數(shù)Z值系數(shù)Z值戶主特征變量 戶主性別(X1)-0.231-12.65365.2030.435 戶主年齡(X2)-0.172-1.363-234.790*-1.899 戶主學(xué)歷(X3)0.203**1.97650.787**1.814家庭特征變量 家庭收入(X4)0.0140.165-19.388-0.294 收入主要來源(X5)-0.184*-1.658-108.826-0.931 奶牛頭數(shù)(X6)0.101**1.9879.2560.271 耕地規(guī)模(X7)0.047*1.7050.0870.012行為認(rèn)知變量 牛糞是否還田(X8)0.447**2.137199.564*1.433 是否想賣牛糞(X9)0.1630.931116.7540.769 牛糞肥效認(rèn)知(X10)0.0120.15517.4180.277 常數(shù)項(xiàng)-0.965-1.122526.3040.450λ0.373*1.908Prob>chi2=0.0005 Prob>F=0.0368Loglikelihood=-166.69985 注:*,**分別表示在10%和5%水平下通過顯著性檢驗(yàn)

通過對(duì)模型回歸結(jié)果的分析，不難發(fā)現(xiàn)： (1)在影響奶農(nóng)支付意愿的10個(gè)因素中(模型Ⅰ)，只有5個(gè)因素較為顯著，分別是戶主受教育程度、家庭收入主要來源、牛糞還田方式、奶牛養(yǎng)殖頭數(shù)和耕地規(guī)模。影響程度大小依次為：家庭收入主要來源>牛糞是否還田>戶主受教育程度>奶牛養(yǎng)殖頭數(shù)>耕地規(guī)模。其中，戶主受教育程度、奶牛養(yǎng)殖頭數(shù)、耕地規(guī)模及牛糞是否還田對(duì)奶農(nóng)支付意愿的影響呈正相關(guān)，家庭收入主要來源呈負(fù)相關(guān)。(2)在影響支付意愿強(qiáng)度的10個(gè)因素中(模型Ⅱ)，只有3個(gè)因素較為顯著，分別是戶主年齡、受教育程度和牛糞是否還田。其中，戶主年齡對(duì)奶農(nóng)支付意愿強(qiáng)度的影響呈負(fù)相關(guān)，而后兩者表現(xiàn)為正相關(guān)。具體分析如下。

4.1 戶主特征變量的影響

戶主的性別系數(shù)在模型Ⅰ中方向?yàn)檎?，在模型Ⅱ中方向?yàn)樨?fù)。但戶主的性別對(duì)奶農(nóng)參與奶牛廢棄物循環(huán)利用行為的支付意愿及強(qiáng)度影響不顯著。年齡系數(shù)在兩模型中均表現(xiàn)為負(fù)，與預(yù)期相符。但年齡對(duì)支付意愿強(qiáng)度的影響在10%的水平上通過了顯著性檢驗(yàn)，對(duì)支付意愿的影響未通過顯著性檢驗(yàn)。這可能與調(diào)查中36～50歲的農(nóng)戶占比54.71%和大于50歲的農(nóng)戶占比27.89%有關(guān)，特別是36～50歲的農(nóng)戶中40～50歲的農(nóng)戶占大多數(shù)。一般認(rèn)為，農(nóng)戶年齡越大，思想越趨于保守，越不愿意接受新事物。加上，年齡大的農(nóng)戶對(duì)環(huán)境友好型農(nóng)業(yè)的了解不多，因此這類農(nóng)戶本能地認(rèn)為保護(hù)環(huán)境是一件與己無關(guān)的事情，最終選擇堅(jiān)持現(xiàn)有的勞作模式。即表現(xiàn)出農(nóng)戶年齡變量未對(duì)支付意愿產(chǎn)生顯著影響。但模型Ⅱ表明，一旦農(nóng)戶開始接受新技術(shù)、新知識(shí)、新政策，樂意參與到奶牛廢棄物的循環(huán)利用中，產(chǎn)生支付意愿。那么越是年輕的農(nóng)戶，支付的金額也越高。

戶主的受教育程度在兩個(gè)模型中都通過了顯著性檢驗(yàn)且系數(shù)為正，與預(yù)期相符。說明戶主的受教育程度越高，其對(duì)奶牛廢棄物污染生態(tài)環(huán)境的認(rèn)知概率越大，參與環(huán)境友好型行為的可能性就越高，支付意愿強(qiáng)烈，支付金額更高。受教育程度越高的農(nóng)戶，對(duì)農(nóng)業(yè)新技術(shù)、新信息的理解能力越強(qiáng)，對(duì)生態(tài)環(huán)境退化及污染的認(rèn)知也越深刻。加上，受教育程度高的農(nóng)戶更加注重農(nóng)村生活環(huán)境質(zhì)量的好壞，因此這類農(nóng)戶更愿意為環(huán)境污染買單，參與環(huán)境友好型農(nóng)業(yè)，從而表現(xiàn)出高支付意愿與高強(qiáng)度支付金額。

4.2 家庭特征變量的影響

家庭收入對(duì)支付意愿的影響為正，與預(yù)期相符； 對(duì)支付意愿強(qiáng)度的影響為負(fù)，不符合預(yù)期，且家庭收入在兩個(gè)模型中都未通過顯著性檢驗(yàn)。這可能與調(diào)查中有21.74%奶農(nóng)的收入主要來源于非農(nóng)業(yè)收入(常年外出務(wù)工)有關(guān)，這部分奶農(nóng)認(rèn)為奶牛廢棄物的循環(huán)利用與他們無關(guān)，收入再高，支付意愿依然很薄弱。另外。78.26%奶農(nóng)的收入主要來源雖然是農(nóng)業(yè)(養(yǎng)殖業(yè)或種植業(yè))，但這類奶農(nóng)的年均收入普遍很低，不超過3萬元，表現(xiàn)為無力支付。

家庭收入主要來源在模型Ⅰ中在10%的水平上通過了顯著性檢驗(yàn)且系數(shù)為負(fù)，與預(yù)期相符。表明奶農(nóng)的農(nóng)業(yè)收入來源越高，其參與奶牛廢棄物循環(huán)利用環(huán)保行為的支付意愿就越高。調(diào)查中發(fā)現(xiàn)78.26%的農(nóng)戶都靠務(wù)農(nóng)為生，收入主要來源于農(nóng)業(yè)。因此，積極參與到奶牛廢棄物污染防治中，促使牛糞加工成有機(jī)肥，并還田提高農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量，實(shí)現(xiàn)增收是農(nóng)戶一致的渴求。但家庭收入主要來源在模型Ⅱ中并未通過顯著檢驗(yàn)，系數(shù)為負(fù)。

奶牛頭數(shù)和耕地規(guī)模分別于模型Ⅰ中在5%和10%的水平上通過顯著性檢驗(yàn)且系數(shù)為正，與預(yù)期相符。表明農(nóng)戶養(yǎng)殖奶牛頭數(shù)越多，種植面積越大，其參與奶牛廢棄物循環(huán)利用的支付意愿越高。側(cè)面來講，這凸顯了農(nóng)戶在污染行為中的主體地位，基于“誰污染，誰付費(fèi)”原則，農(nóng)戶為奶牛廢棄物污染造成的結(jié)果“買單”理所應(yīng)當(dāng)。但奶牛頭數(shù)和耕地規(guī)模在模型Ⅱ中均未通過顯著性檢驗(yàn)?？赡芘c調(diào)查中高達(dá)63.04%的奶農(nóng)的家庭年收入少于3萬元有關(guān)，大部分農(nóng)戶雖有為奶牛廢棄物污染付費(fèi)的意愿，但因受限于家庭收入，不愿意或者無力承擔(dān)支付費(fèi)用，暗示了政府補(bǔ)貼的必要性。

4.3 行為認(rèn)知變量的影響

牛糞是否還田分別在模型Ⅰ和模型Ⅱ中通過5%和10%水平的顯著性檢驗(yàn)且系數(shù)為正，與預(yù)期相符。表明農(nóng)戶還田方式程度的大小決定了奶農(nóng)參與廢棄物循環(huán)利用支付意愿的高低。調(diào)查了解到，有83.71%的農(nóng)戶選擇把牛糞全部還田，一是因?yàn)榕＜S無處可賣，只能還田處理； 二是因?yàn)檗r(nóng)戶意識(shí)到牛糞隨處堆積對(duì)環(huán)境造成的危害，會(huì)選擇把日常處理的牛糞堆放在田間地頭，待到春秋之際再還田以防控面源污染。這充分說明農(nóng)戶越愿意把牛糞還田，其環(huán)保責(zé)任意識(shí)就會(huì)越強(qiáng)，促使農(nóng)戶參與到環(huán)境保護(hù)中，增加支付意愿及支付數(shù)量。

農(nóng)戶是否想賣牛糞和農(nóng)戶對(duì)牛糞肥效的認(rèn)知在兩模型中系數(shù)為正，與預(yù)期相符。但均未通過顯著性檢驗(yàn)，表明是否想賣牛糞和對(duì)牛糞肥效的認(rèn)知對(duì)農(nóng)戶參與奶牛廢棄物循環(huán)利用支付意愿及支付強(qiáng)度的影響不顯著。這可能與高達(dá)61.95%的農(nóng)戶認(rèn)為自家堆置的牛糞肥效較初發(fā)酵甚至商品有機(jī)肥的肥效高和66.3%的農(nóng)戶不愿意賣掉牛糞有關(guān)。這類農(nóng)戶尚未意識(shí)到奶牛廢棄物參與循環(huán)利用后的好處與優(yōu)勢(shì)，最終導(dǎo)致是否想賣牛糞和對(duì)牛糞肥效認(rèn)知兩個(gè)變量在支付意愿及支付意愿強(qiáng)度模型中表現(xiàn)不顯著。

5 結(jié)論與政策建議

該文基于大理州276份農(nóng)戶的調(diào)查樣本，運(yùn)用Heckman Probit選擇模型實(shí)證分析了影響農(nóng)戶參與奶牛廢棄物循環(huán)利用支付意愿及強(qiáng)度的因素，結(jié)果表明：戶主的受教育程度、家庭收入主要來源、奶牛養(yǎng)殖頭數(shù)、耕地?cái)?shù)量及牛糞還田方式等因素對(duì)農(nóng)戶的支付意愿影響較為顯著；戶主的年齡、戶主的受教育程度及牛糞是否還田等因素對(duì)農(nóng)戶的支付意愿強(qiáng)度影響顯著?；诖?，提出以下政策建議。

(1)信息宣傳與技術(shù)培訓(xùn)并行，增強(qiáng)農(nóng)戶支付意愿。通過村委會(huì)或街道宣傳欄(橫幅及海報(bào))、舉辦講座(普及養(yǎng)殖業(yè)源污染防控知識(shí))、洱海文化系列主題沙龍和新媒體推廣(微信公眾號(hào))等多種途徑宣傳建設(shè)環(huán)境友好型農(nóng)業(yè)、美麗鄉(xiāng)村的必要性、緊迫性和重要性，增強(qiáng)廣大農(nóng)戶對(duì)面源污染特別是養(yǎng)殖業(yè)源污染的認(rèn)知，提高農(nóng)戶的支付意愿。同時(shí)，有計(jì)劃、有針對(duì)性地對(duì)農(nóng)戶特別是奶牛養(yǎng)殖戶開展環(huán)境友好型技術(shù)培訓(xùn)，主要表現(xiàn)為對(duì)奶牛廢棄物資源化處理的培訓(xùn)，如墊料管理和設(shè)備使用。鼓勵(lì)農(nóng)戶對(duì)奶牛糞便定時(shí)清掃、合理堆放、及時(shí)售賣，達(dá)到奶牛廢棄物不再隨意堆積在房前屋后或田間地頭，初加工成有機(jī)肥春秋恰好還田的目的，以此防控奶牛養(yǎng)殖業(yè)帶來的洱海流域污染問題。

(2)設(shè)立特定的奶牛廢棄物污染治理小組，促進(jìn)農(nóng)戶規(guī)?；a(chǎn)。鼓勵(lì)自律性環(huán)保組織的設(shè)立，實(shí)施以地方政府主導(dǎo)、民間協(xié)會(huì)監(jiān)督、奶牛養(yǎng)殖戶自覺參與奶牛廢棄物循環(huán)處理的策略。民間協(xié)會(huì)自愿成立，負(fù)責(zé)人可由每個(gè)村里有名望的人擔(dān)任并率先投入到環(huán)保行動(dòng)中。鼓勵(lì)農(nóng)戶抱團(tuán)加入?yún)f(xié)會(huì)，對(duì)奶牛廢棄物進(jìn)行統(tǒng)一處理，促進(jìn)奶牛養(yǎng)殖業(yè)的規(guī)?；l(fā)展。地方政府應(yīng)給予民間協(xié)會(huì)組織充分的肯定及政策優(yōu)惠，如補(bǔ)貼協(xié)會(huì)農(nóng)戶購(gòu)置有機(jī)肥等。

(3)構(gòu)建合理的生態(tài)補(bǔ)償制度，補(bǔ)貼農(nóng)戶機(jī)會(huì)成本。雖然農(nóng)戶作為公民具有環(huán)保的義務(wù)，應(yīng)在其力所能及的范圍內(nèi)為環(huán)境改善做出貢獻(xiàn)。但農(nóng)戶作為經(jīng)濟(jì)人，一切考量均以自身利益最大化為核心。一般而言，農(nóng)戶參與增加其成本或減少其收益的農(nóng)業(yè)活動(dòng)的主動(dòng)性都比較差。調(diào)查顯示，62.68%的農(nóng)戶愿意參與到奶牛廢物循環(huán)利用的環(huán)保行動(dòng)中，并為此付費(fèi)。數(shù)據(jù)表明大多數(shù)農(nóng)戶具有環(huán)保意識(shí)，只是缺乏行動(dòng)力。原因可能如Heckman模型回歸結(jié)果中，家庭收入及收入主要來源并未對(duì)支付意愿強(qiáng)度產(chǎn)生顯著影響所示，農(nóng)戶參與奶牛廢棄物循環(huán)利用并為此付費(fèi)的行為存在外部成本，而政府實(shí)施有效的生態(tài)補(bǔ)償制度，鼓勵(lì)農(nóng)戶參與環(huán)境保護(hù)行為，以補(bǔ)貼的方式激勵(lì)農(nóng)戶為環(huán)境污染付費(fèi)，是一種外部成本內(nèi)部化的最好體現(xiàn)。

[1] 劉洋，熊學(xué)萍，劉海清，等.農(nóng)戶綠色防控技術(shù)采納意愿及其影響因素研究——基于湖南省長(zhǎng)沙市348個(gè)農(nóng)戶的調(diào)查數(shù)據(jù).中國(guó)農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)， 2015， 20(4)： 263～271

[2] 儲(chǔ)成兵， 李平.農(nóng)戶環(huán)境友好型農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為研究——以使用環(huán)保農(nóng)藥為例.統(tǒng)計(jì)與信息論壇， 2013, 28(3): 89～93

[3] 杜江， 羅珺.我國(guó)農(nóng)業(yè)面源污染的經(jīng)濟(jì)成因透析.中國(guó)農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃， 2013, 34(4): 22～69

[4] 鄭丙輝， 付青，劉琰．中國(guó)城市飲用水源地環(huán)境問題與對(duì)策.環(huán)境保護(hù)， 2007,(19)： 59～61

[5] 中國(guó)人民共和國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局. 中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒.北京：中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社， 2015

[6] 馬瑛， 王保力，張芳，等.新疆棉農(nóng)對(duì)農(nóng)業(yè)面源污染防治的態(tài)度和支付意愿研究.中國(guó)農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃， 2016， 37(7)：150～181

[7] 毛顯強(qiáng)， 鐘瑜，張勝．生態(tài)補(bǔ)償?shù)睦碚撎接懀袊?guó)人口·資源與環(huán)境， 2002, 12(4): 38～41

[8] Bateman I J，WiIIis K G.Valuing environmental preferences：Theory and practice of the contingent valuation method in the US，EU，and Developing Countries.New York：Oxford University Press， 1999

[9] Asafu-Adjaye J.Environmental economics for Non-economists.Singapore：World Scientific Publishing Co Pte Led， 2000

[10]Bjornstad D J，Kahn J R.The contingent valuation of environmental resources：Method logical issues and research needs.Cheltenham：Edward elgar publishing limited， 1999

[11]翁伯琦， 雷錦桂，江枝和，等.集約化畜牧業(yè)污染現(xiàn)狀分析及資源化循環(huán)利用對(duì)策思考.農(nóng)業(yè)環(huán)境科學(xué)學(xué)報(bào)， 2010， 29(增刊)： 294～299

[12]馮永忠， 丁瑞霞，楊改河.基于循環(huán)經(jīng)濟(jì)理論的中國(guó)農(nóng)作制建設(shè)研究.現(xiàn)代農(nóng)業(yè)與農(nóng)作制度建設(shè)， 2006，307～311

[13]左正強(qiáng)． 農(nóng)戶秸稈處置行為及其影響因素研究——以江蘇省鹽城市264個(gè)農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)為例．統(tǒng)計(jì)與信息論壇， 2011，26(11)： 109～113

[14]王娜娜， 羅良國(guó)，王芊，等.洱海流域上游農(nóng)戶環(huán)保支付意愿及影響因素研究.農(nóng)業(yè)展望， 2016，(6)： 85～92

[15]梁增芳， 肖新成，倪九派.三峽庫(kù)區(qū)農(nóng)村生活垃圾處理支付意愿及影響因素分析.環(huán)境污染與防治， 2014，(9)： 100～110

[16]章家清， 馬甜.農(nóng)業(yè)面源污染防控支付意愿的影響因素分析——基于江蘇省揚(yáng)州市的調(diào)查研究，安徽農(nóng)業(yè)科學(xué)， 2015， 43(23)： 220～223

[17]Beharry-Borg，N.James，C.R.S.Evaluating farmers′ likely participation in a payment program for water quality protection in the UK uplands.Reg.Environ.Change， 2013， 13(3)： 633～647

[18]Uddin，M E，Gao QiJie，Md Mamun-ur-rashid.Crop farmers′ willingness to pay for agricultural extension services in Bangladesh：cases of selected villages in two important agro-ecological zones.Journal of Agricultural Education and Extension， 2016,(1)： 43～60

[19]Nyongesa J M，Bett H K，Legat J K，et al.Estimating farmers′ stated willingness to accept pay for ecosystem services：case of Lake Naivasha watershed payment for ecosystem services scheme-kenya.Ecological Processes， 2016

[20]儲(chǔ)成兵， 李平.農(nóng)戶農(nóng)用地流轉(zhuǎn)意愿及流轉(zhuǎn)數(shù)量影響因素實(shí)證分析——基于安徽省278戶農(nóng)戶的調(diào)查數(shù)據(jù).軟科學(xué)， 2013，27(4)： 83～87

[21]吳雪蓮， 張俊飚，何可.農(nóng)戶高效農(nóng)藥噴霧技術(shù)采納意愿——影響因素及其差異性分析.中國(guó)農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)， 2008， 25(4)： 156～163

[22]時(shí)鵬， 余勁.農(nóng)戶生態(tài)移民意愿及影響因素研究——以陜西省安康市為例.中國(guó)農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)， 2013, 18(1): 218～228

[23]Heckman J．Sample selection bias as a specification error．Econometrica， 1979, 47(1): 153～161