基于Heckman模型的支付意愿及強度的影響因素研究*
——以大理州276個奶牛養殖戶為例

潘亞茹 ，羅良國※， 劉宏斌

(1.中國農業科學院農業環境與可持續發展研究所,北京 100081； 2.中國農業科學院農業資源與區劃研究所，北京 100081)

0 引言

農業生態環境是農村經濟和農業發展的基礎，保護好生態環境對農業乃至整個社會的可持續發展都有益處。目前，我國的農業、農村經濟發展與農業生態環境發展矛盾日益劇增，農業生態環境面臨極大挑戰[1]。據了解，我國的農業污染量已占全國總污染量的1/3～1/2，已成為大氣、水體、土壤污染的主要來源[2]。亞洲開發銀行估計，農業污染的直接經濟損失占全國 GDP 的0.5%～1%[3]。而據2010年全國污染源普查公報顯示，畜禽廢棄物污染已成為地表水污染的主要來源，其化學需氧量、總氮和總磷分別占農業污染源的96%、38%和56%[4]。雖然2014年和2015年畜禽糞便的產生量較前幾年有所下降，分別為1 552萬t和1 436.8萬t[5]，但大量數據表明，畜禽廢棄物污染的防治仍然是當前控制農業面源污染、遏制水體污染和保護農業生態環境的重要一環。

現階段我國對畜禽廢棄物污染的防治主要集中在技術上(生物技術、生物工程對畜禽廢棄物進行厭氧發酵處理、增設沼氣工程等)的資源化處理，沒有考慮到微觀農戶意愿層面[6]。事實上，就奶牛養殖而言，奶牛養殖戶是奶牛養殖活動的主體，讓農戶參與奶牛廢棄物循環利用并承擔一部分治理成本是減緩目前農業污染問題的一項重要舉措。基于“誰污染，誰付費”的生態補償理論，毛顯強[6]明確提出要對破壞農業生態環境的行為主體進行收費，以提高這種破壞行為的成本，激勵破壞行為主體減少因其行為造成的外部不經濟性，從而達到保護農業生態環境的目的。而農戶作為奶牛廢棄物污染活動的主體理應為此付費。因此，研究農戶參與奶牛廢棄物循環利用環保行為的支付意愿及強度有助于理解奶牛養殖戶的態度和參與奶牛養殖業污染防控之間的關系，對減少養殖業源污染、保護農業生態環境具有重要意義。但農戶的支付意愿及支付意愿強度又受到各種變量的影響。基于此，借助Heckman 模型分析農戶的支付意愿及行為，以期明晰奶農對畜禽污染防治的態度及支付意愿，找到影響農戶支付意愿及支付強度的因素，為進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。

1 理論支撐

條件價值評估法(Contingent Valuation Method，CVM)是在假想的市場情況下，直接詢問和調查人們對某一環境效益改善或資源保護措施的支付意愿(Willing to Pay，WTP)或對環境、資源質量損失的接受賠償意愿(Willing to Accept Compensation，WTA)，以人們的 WTP 或 WTA 來估計環境效益改善或環境質量損失的經濟價值。條件價值評估法(CVM)以其對環境物品利用價值和非利用價值的獨特評估，近10年來被評為國內外生態與環境經濟學中應用最廣泛的公共物品價值評估方法[7-10]。

傳統的農業生產方式是一種由“資源—農產品—污染排放”所構成的物質單向流動的經營模式。而循環農業是一種把農業生產活動按照自然生態的模式，形成一個“資源—農產品—再生資源”的雙向物質循環流動的生態鏈，以資源利用最大化和污染排放最小化為原則，要求整個農業生產過程中基本不產生或很少產生廢棄物，最終實現將清潔生產、資源綜合利用和農業可持續發展等融為一體的目的[11-12]。文章借助循環農業理論，擬提出在大理白族自治州(簡稱大理州)奶牛養殖分散、距離肥料企業牛糞收集站較遠的地區建立村鎮收集池(小型初加工牛糞收集池)，試圖通過引導農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)—初加工有機肥(牛糞收集池)—農戶還田”的循環模式，并基于大理州276名奶牛散養戶調研數據，研究分析奶農們是否愿意為村鎮收集池(小型初加工牛糞收集池)的建立分擔支付部分成本費用付費(WTP)及支付強度影響因素。

目前，國內學者基于農戶參與環境保護行為(環境友好型農業)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[13]基于江蘇省鹽城市農戶的調研數據，運用Logit模型探討了農戶參與農業廢棄物循環利用(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戶的數據，運用Logistic模型研究了農戶為當地環境改善支付一定費用的影響因素。梁增芳[15]和章家清等[16]基于CVM法分別分析了三峽庫區農戶處理生活垃圾和江蘇省揚州市農戶參與農業面源污染防控的支付意愿及其影響因素。Beharry-Borg等[17]探討了影響農戶參與防控非點源污染行為時支付意愿的因素。Uddin等[18]基于Tobit和Probit模型，探討了孟加拉國農戶參與環境友好型農業推廣服務時支付意愿的影響因素。Nyongesa等[19]基于條件價值法(CVM)估算了農戶為保護內瓦沙大湖流域接受補償意愿的影響因素。不過，現有研究多是基于Logit、Probit模型或條件價值法(CVM)來分析農戶參與環境保護行為(環境友好型農業生產)支付意愿的影響因素，少有在農戶產生支付意愿的基礎上，支付金額大小受制于哪些因素的研究。基于洱海流域視角對農戶參與廢棄物循環利用的支付意愿及強度的研究更是極少。鑒于此，該文將農戶參與洱海流域奶牛廢棄物循環利用支付意愿的決策行為分兩個階段進行研究，運用Heckman選擇模型進行實證分析：第一階段考察哪些因素影響奶牛養殖戶的支付意愿； 第二階段分析奶牛養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 具有不同個人特征向量的農戶參與奶牛廢棄物循環利用的支付意愿比例

類別組別參與廢棄物循環利用付費的農戶未參與廢棄物循環利用付費的農戶總計人數比例(%)人數比例(%)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學歷沒上過學750.00750.0014小學3155.362544.6456初中8061.545038.46130高中4372.881627.1259大專及以上1270.59529.4117總計173103276

2 數據來源及解釋變量的設定

2.1 數據來源

數據來源于國家“十二五”水專項項目關于“洱海永安江面源污染控制關鍵技術及工程示范”的研究，基于大理州的調查問卷。調研對象為大理州的大理市和洱源縣共計9個鄉鎮32個村的奶農。調研采取實地走訪和面對面交流的形式進行。共發放調查問卷321份，有效問卷276份，樣本有效率達85.98%。其中，鳳羽鎮37戶，茨碧湖鎮27戶，右所鎮36戶，鄧川鎮36戶，三營鎮36戶，牛街鄉37戶，上關鎮33戶，喜洲鎮27戶，銀橋鄉7戶。在接受訪問的276名農戶中，實際愿意參與奶牛廢棄物循環利用的環保行為并支付費用的農戶共173戶，占有效問卷的62.68%。具體情況見表1。

2.2 解釋變量的設定及描述性統計

在參考已有研究和進行實地調研的基礎上，把影響農戶支付意愿及支付意愿強度的因素分為戶主特征變量、家庭特征變量和行為認知變量等3個方面的因素，具體又細分為10項指標。

(1)戶主特征變量。一般理論認為，年齡大的農戶接受新信息和新知識的速度較慢，對國家出臺的新政策理解能力薄弱[20]。因此，年齡越大的農戶，越不會采用環境友好型技術措施，更不愿意為奶牛廢棄物的循環利用付費。受教育程度的提高增加了農戶對新信息技術及環保政策的理解能力，有助于農戶意識到奶牛廢棄物不合理使用后帶來的資源浪費及環境污染問題[21]。性別對農戶參與奶牛廢棄物循環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出強烈的支付意愿，具體情況依賴于該農戶的其他個人特征(學歷、年齡等)而定。

(2)家庭特征變量。一般認為，家庭收入越高的農戶，參與奶牛廢棄物循環利用時的支付意愿及強度越高(圖1)。任何新技術的實施都需要強大的財力支持，較高家庭收入的農戶對環境友好型行為的投資能力也較高[2]。一個農戶的非農業收入占比越高，其從事農業的收入比例就越低，對涉及農業的環境友好型行為的關心程度也越低，因此其參與奶牛廢棄物循環利用的支付意愿就越低(圖2)。耕地面積越多，表明農戶會更注重農業經營生產的長期性，耕地面積的增加會鼓勵農戶主動參與到環境友好型行為中，為農戶廢棄物的循環利用付費[22]。奶牛養殖頭數的多少決定了奶牛廢棄物產生量的大小。一方面，奶牛養殖戶應為奶牛廢棄物造成的污染買單； 另一方面，奶牛廢棄物的循環利用不僅有助于改善農村生活環境，而且長期下去，有助于增加奶農收益(肥效提高、產量增加)。因此，奶牛養殖頭數越多的農戶對奶牛廢棄物循環利用的支付意愿就更強。

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

(3)行為認知變量。一般認為，奶農越想賣掉牛糞，表明對牛糞的需求程度越小。側面反映農戶可能因更加了解牛糞對周圍環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利用行為的支付意愿可能就越強。奶農選擇牛糞還田，而不是隨意把牛糞堆積在房前屋后，表明奶農更傾向于牛糞得到及時合理的利用，因此農戶參與環境友好型技術的積極性就越高。農戶對肥效的認知取決于其接受新知識程度的大小。參加過環境友好型技術培訓的農戶，能更清楚地認識到商業有機肥的必要性和好處，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戶參與奶牛廢棄物循環利用的支付意愿比例

組別參與廢棄物循環利用付費的農戶未參與廢棄物循環利用付費的農戶總計人數比例(%)人數比例(%)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牛糞肥效認知不清楚1050.001050.0020鮮牛糞1152.381047.6221自家堆置牛糞9069.234030.77130初發酵牛糞3459.652340.3557商品有機肥2858.332041.6748總計173103276

根據上述對自變量(解釋變量)的假定，該文在表3給出了自變量(解釋變量)的定義與描述性統計。

表3 解釋變量的定義及描述性統計

變量名稱變量定義均值標準差最小值最大值預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—戶主學歷(X3)沒上過學=1;小學=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=1;養殖業=2;非農收入=31.7820.77913—奶牛頭數(X6)按實際養殖頭數計算(頭)4.8108.9690140++耕地規模(X7)按實際種植規模計算(667m2)2.8042.537030++行為認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++牛糞肥效認知(X10)1=不清楚;2=鮮牛糞;3=自家堆積的牛糞;4=初次發酵的;5=成品有機肥;3.3331.07815++ 注:在“預期作用方向”列中,第1個符號表示解釋變量在支付意愿模型中的作用方向;第2個符號表示解釋變量在支付程度模型中的作用方向

3 模型設定

影響農戶參與奶牛廢棄物循環利用是多種因素相互共同作用的結果。奶農參與奶牛廢棄物的循環利用行為的支付意愿實際上是兩階段決策過程的有機結合。第一階段表示農戶是否愿意為奶牛廢棄物的循環利用支付費用； 第二階段表示農戶在有支付意愿的基礎上，決定支付數額的多少。一般而言，所能觀察到的是愿意參與奶牛廢棄物循環利用的農戶的相關信息，但很難觀察到不愿意參與奶牛廢棄物循環利用的農戶的有關情況，但奶農參與奶牛廢棄物循環利用所支付費用的多少可能與那些觀察不到的而又會影響支付金額大小的因素系統相關，計量經濟學上統稱這類問題為“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，就會造成結果的有偏估計。因此采用Heckman 兩階段模型法來解決和驗證該樣本可能存在的選擇性偏差問題。模型分為兩個階段：第一階段表示哪些自變量因素影響農戶在參與奶牛廢棄物循環利用中的支付意愿； 第二階段表示基于有意愿進行支付的農戶，考察這類農戶的支付強度受制于哪些因素。

3.1 支付意愿模型

奶農參與奶牛廢棄物循環利用的支付意愿=f(戶主特征變量、家庭特征變量、行為認知變量)+隨機擾動項。由于其支付意愿(被解釋變量)是一個二元離散變量，具有兩種情況：奶農愿意支付(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”作為因變量來構建支付意愿概率方程，即用影響因素對所有的276個樣本進行 Probit 估計，以確定影響奶農參與奶牛廢棄物循環利用行為時支付意愿的因素，具體為：

(1)

(2)

式(1)(2)中，WTP表示奶農參與奶牛廢棄物循環利用的支付意愿。WTP取值為1(式1)，表示奶農樂意為奶牛廢棄物的循環利用付費； 相反，WTP取值為0(式2)，表示奶農對參與奶牛廢棄物循環利用支付費用的行為不感興趣。X表示影響奶農支付意愿的因素；β表示待估參數； Φ(β′X)表示相應的正態分布函數。

3.2 支付數量參與決策模型

支付數量參與模型是指用Heckman 模型對農戶支付意愿的強度進行OLS估計，即用相關自變量對276個樣本中樂意支付費用的農戶樣本進行回歸，找出影響農戶支付意愿強度的因素。考慮到在第二階段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表示農戶支付的具體數額；α0為常數項；ω為普通自變量的待估系數；Z為解釋變量(戶主特征變量、家庭特征變量、行為認知變量)；μ為誤差項；δ為λ值的待估系數，如果該系數是顯著的，則證明存在選擇性偏誤，Heckman Probit兩階段模型選擇得當。

4 結果與分析

運用Stata 12.0軟件對276個樣本進行Heckman Probit兩階段模型回歸，估計的結果詳見表4。表中 Prob>F=0.036 8，Prob>chi2=0.000 5，說明F檢驗和卡方檢驗分別在5%和1%的水平上顯著，整體計量結果有效。另外，λ(逆米爾斯比率)的系數不為0，在10%的顯著性水平上通過檢驗，說明樣本選擇性偏差確實存在，奶農參與奶牛廢棄物循環利用的支付意愿及支付意愿強度的兩階段決策相互依賴，選擇Heckman Probit模型合理。

表4 Heckman Probit選擇模型估計結果

解釋變量支付意愿模型(模型Ⅰ)支付程度模型(模型Ⅱ)系數Z值系數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(X6)0.101**1.9879.2560.271 耕地規模(X7)0.047*1.7050.0870.012行為認知變量 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 牛糞肥效認知(X10)0.0120.15517.4180.277 常數項-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

通過對模型回歸結果的分析，不難發現： (1)在影響奶農支付意愿的10個因素中(模型Ⅰ)，只有5個因素較為顯著，分別是戶主受教育程度、家庭收入主要來源、牛糞還田方式、奶牛養殖頭數和耕地規模。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>奶牛養殖頭數>耕地規模。其中，戶主受教育程度、奶牛養殖頭數、耕地規模及牛糞是否還田對奶農支付意愿的影響呈正相關，家庭收入主要來源呈負相關。(2)在影響支付意愿強度的10個因素中(模型Ⅱ)，只有3個因素較為顯著，分別是戶主年齡、受教育程度和牛糞是否還田。其中，戶主年齡對奶農支付意愿強度的影響呈負相關，而后兩者表現為正相關。具體分析如下。

4.1 戶主特征變量的影響

戶主的性別系數在模型Ⅰ中方向為正，在模型Ⅱ中方向為負。但戶主的性別對奶農參與奶牛廢棄物循環利用行為的支付意愿及強度影響不顯著。年齡系數在兩模型中均表現為負，與預期相符。但年齡對支付意愿強度的影響在10%的水平上通過了顯著性檢驗，對支付意愿的影響未通過顯著性檢驗。這可能與調查中36～50歲的農戶占比54.71%和大于50歲的農戶占比27.89%有關，特別是36～50歲的農戶中40～50歲的農戶占大多數。一般認為，農戶年齡越大，思想越趨于保守，越不愿意接受新事物。加上，年齡大的農戶對環境友好型農業的了解不多，因此這類農戶本能地認為保護環境是一件與己無關的事情，最終選擇堅持現有的勞作模式。即表現出農戶年齡變量未對支付意愿產生顯著影響。但模型Ⅱ表明，一旦農戶開始接受新技術、新知識、新政策，樂意參與到奶牛廢棄物的循環利用中，產生支付意愿。那么越是年輕的農戶，支付的金額也越高。

戶主的受教育程度在兩個模型中都通過了顯著性檢驗且系數為正，與預期相符。說明戶主的受教育程度越高，其對奶牛廢棄物污染生態環境的認知概率越大，參與環境友好型行為的可能性就越高，支付意愿強烈，支付金額更高。受教育程度越高的農戶，對農業新技術、新信息的理解能力越強，對生態環境退化及污染的認知也越深刻。加上，受教育程度高的農戶更加注重農村生活環境質量的好壞，因此這類農戶更愿意為環境污染買單，參與環境友好型農業，從而表現出高支付意愿與高強度支付金額。

4.2 家庭特征變量的影響

家庭收入對支付意愿的影響為正，與預期相符； 對支付意愿強度的影響為負，不符合預期，且家庭收入在兩個模型中都未通過顯著性檢驗。這可能與調查中有21.74%奶農的收入主要來源于非農業收入(常年外出務工)有關，這部分奶農認為奶牛廢棄物的循環利用與他們無關，收入再高，支付意愿依然很薄弱。另外。78.26%奶農的收入主要來源雖然是農業(養殖業或種植業)，但這類奶農的年均收入普遍很低，不超過3萬元，表現為無力支付。

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且系數為負，與預期相符。表明奶農的農業收入來源越高，其參與奶牛廢棄物循環利用環保行為的支付意愿就越高。調查中發現78.26%的農戶都靠務農為生，收入主要來源于農業。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肥，并還田提高農產品產量，實現增收是農戶一致的渴求。但家庭收入主要來源在模型Ⅱ中并未通過顯著檢驗，系數為負。

奶牛頭數和耕地規模分別于模型Ⅰ中在5%和10%的水平上通過顯著性檢驗且系數為正，與預期相符。表明農戶養殖奶牛頭數越多，種植面積越大，其參與奶牛廢棄物循環利用的支付意愿越高。側面來講，這凸顯了農戶在污染行為中的主體地位，基于“誰污染，誰付費”原則，農戶為奶牛廢棄物污染造成的結果“買單”理所應當。但奶牛頭數和耕地規模在模型Ⅱ中均未通過顯著性檢驗。可能與調查中高達63.04%的奶農的家庭年收入少于3萬元有關，大部分農戶雖有為奶牛廢棄物污染付費的意愿，但因受限于家庭收入，不愿意或者無力承擔支付費用，暗示了政府補貼的必要性。

4.3 行為認知變量的影響

牛糞是否還田分別在模型Ⅰ和模型Ⅱ中通過5%和10%水平的顯著性檢驗且系數為正，與預期相符。表明農戶還田方式程度的大小決定了奶農參與廢棄物循環利用支付意愿的高低。調查了解到，有83.71%的農戶選擇把牛糞全部還田，一是因為牛糞無處可賣，只能還田處理； 二是因為農戶意識到牛糞隨處堆積對環境造成的危害，會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。這充分說明農戶越愿意把牛糞還田，其環保責任意識就會越強，促使農戶參與到環境保護中，增加支付意愿及支付數量。

農戶是否想賣牛糞和農戶對牛糞肥效的認知在兩模型中系數為正，與預期相符。但均未通過顯著性檢驗，表明是否想賣牛糞和對牛糞肥效的認知對農戶參與奶牛廢棄物循環利用支付意愿及支付強度的影響不顯著。這可能與高達61.95%的農戶認為自家堆置的牛糞肥效較初發酵甚至商品有機肥的肥效高和66.3%的農戶不愿意賣掉牛糞有關。這類農戶尚未意識到奶牛廢棄物參與循環利用后的好處與優勢，最終導致是否想賣牛糞和對牛糞肥效認知兩個變量在支付意愿及支付意愿強度模型中表現不顯著。

5 結論與政策建議

該文基于大理州276份農戶的調查樣本，運用Heckman Probit選擇模型實證分析了影響農戶參與奶牛廢棄物循環利用支付意愿及強度的因素，結果表明：戶主的受教育程度、家庭收入主要來源、奶牛養殖頭數、耕地數量及牛糞還田方式等因素對農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農戶的支付意愿強度影響顯著。基于此，提出以下政策建議。

(1)信息宣傳與技術培訓并行，增強農戶支付意愿。通過村委會或街道宣傳欄(橫幅及海報)、舉辦講座(普及養殖業源污染防控知識)、洱海文化系列主題沙龍和新媒體推廣(微信公眾號)等多種途徑宣傳建設環境友好型農業、美麗鄉村的必要性、緊迫性和重要性，增強廣大農戶對面源污染特別是養殖業源污染的認知，提高農戶的支付意愿。同時，有計劃、有針對性地對農戶特別是奶牛養殖戶開展環境友好型技術培訓，主要表現為對奶牛廢棄物資源化處理的培訓，如墊料管理和設備使用。鼓勵農戶對奶牛糞便定時清掃、合理堆放、及時售賣，達到奶牛廢棄物不再隨意堆積在房前屋后或田間地頭，初加工成有機肥春秋恰好還田的目的，以此防控奶牛養殖業帶來的洱海流域污染問題。

(2)設立特定的奶牛廢棄物污染治理小組，促進農戶規模化生產。鼓勵自律性環保組織的設立，實施以地方政府主導、民間協會監督、奶牛養殖戶自覺參與奶牛廢棄物循環處理的策略。民間協會自愿成立，負責人可由每個村里有名望的人擔任并率先投入到環保行動中。鼓勵農戶抱團加入協會，對奶牛廢棄物進行統一處理，促進奶牛養殖業的規模化發展。地方政府應給予民間協會組織充分的肯定及政策優惠，如補貼協會農戶購置有機肥等。

(3)構建合理的生態補償制度，補貼農戶機會成本。雖然農戶作為公民具有環保的義務，應在其力所能及的范圍內為環境改善做出貢獻。但農戶作為經濟人，一切考量均以自身利益最大化為核心。一般而言，農戶參與增加其成本或減少其收益的農業活動的主動性都比較差。調查顯示，62.68%的農戶愿意參與到奶牛廢物循環利用的環保行動中，并為此付費。數據表明大多數農戶具有環保意識，只是缺乏行動力。原因可能如Heckman模型回歸結果中，家庭收入及收入主要來源并未對支付意愿強度產生顯著影響所示，農戶參與奶牛廢棄物循環利用并為此付費的行為存在外部成本，而政府實施有效的生態補償制度，鼓勵農戶參與環境保護行為，以補貼的方式激勵農戶為環境污染付費，是一種外部成本內部化的最好體現。

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