資本稟賦對農戶耕地面源污染治理受償意愿的影響分析

李曉平　謝先雄　趙敏娟

摘要

生態補償是激勵農戶主動參與耕地面源污染治理的有效手段，農戶對耕地面源污染治理的受償意愿不僅影響補償政策的可持續性，更決定污染治理的效果。本文將農戶對耕地面源污染治理補償的受償意愿分為參與意愿和受償額度，基于布迪厄的實踐理論建立資本稟賦（經濟資本、文化資本和社會資本）與受償意愿的理論分析模型和研究假說，利用秦巴生態功能區農戶微觀調研數據，采用DoubleHurdle模型實證分析了資本稟賦對農戶兩階段受償意愿的影響。研究結果顯示：①愿意參與耕地面源污染生態補償的農戶占所有樣本的86.69%，農戶受償額度的均值是6 444.37元/hm2·a。②耕地面積、受教育程度、參加農業培訓的次數、親戚朋友信任程度、鄰里信任程度、村干部信任程度和借錢人數等變量均對農戶的補償參與意愿具有正向影響，表明經濟資本、社會資本和文化資本均與農戶補償參與意愿正相關，意味著資本稟賦越高的農戶，參與耕地面源污染治理生態補償政策的概率越大。③家庭收入、耕地面積、參加農業培訓的次數、借錢人數和是否貧困縣等變量均對農戶受償額度具有正向影響，親戚朋友信任程度具有負向影響，表明經濟資本和文化資本越豐富，農戶生態補償接受額度越高，而社會資本對農戶生態補償接受額度的影響不確定，具體表現為信任程度具有負向影響，關系網絡具有正向影響。最后，針對研究結論提出了將農戶參與納入耕地面源污染治理補償政策制定環節、加強農戶資本稟賦積累的政策建議。

關鍵詞資本稟賦；耕地面源污染；參與意愿；受償額度；DoubleHurdle模型

中圖分類號F323.6文獻標識碼A文章編號1002-2104（2018）07-0093-09DOI：10.12062/cpre.20171217

2017年10月18日習近平總書記在中國共產黨第十九次全國代表大會報告中提出，要“著力解決突出環境問題，……加強農業面源污染防治”。近年來，農業面源污染，尤其是耕地面源污染已成為黨和政府工作的重點，2006—2017年的一號文件多次明確提出要加強耕地面源污染治理。耕地面源污染具有分散性、隱蔽性、隨機性、不易監測以及難以量化等特點，對其治理的關鍵是鼓勵農戶在農業生產中采取少施或不施化肥農藥的源頭控制手段[1]。然而在實踐中，農戶源頭控制行為的私人邊際成本遠高于社會邊際成本，對其進行生態補償顯得尤為重要[2]。生態補償的關鍵在于形成有效的農戶激勵，具體到耕地面源污染治理，農戶的受償意愿如何？其主要受哪些因素影響？對上述問題的回答能夠為中國耕地面源污染治理補償政策的制定提供經驗依據，對推動農業可持續發展和生態文明建設具有重要意義。

對農戶環境保護行為受償意愿及其影響因素的研究，是近些年經濟學、管理學、生態學和社會學等多個領域的研究熱點之一。例如，研究發現農戶對重要流域[3]、湖泊濕地[4]、草原[5]和農田[6]等生態環境保護具有較高的受償意愿，而資源的權屬狀況、個人特征、家庭特征和政府政策等諸多因素均在一定程度上對農戶受償意愿產生影響。學術界普遍認為，資本因素是農戶行為決策不可或缺的約束條件[7]。其中，經濟資本是影響農戶環境保護行為或受償意愿的關鍵因素。這些經濟資本包括耕地面積、農業生產投入、家庭收入水平和農業收入占比等。同樣的，文化資本對農民環境保護行為或受償意愿也存在重要影響。例如，顏廷武等[8]研究了農戶對生物質循環利用生態補償的參與意愿，發現文化程度高的農戶更愿意參與生物質循環利用的生態補償；文高輝等[9]實證分析了農戶農地整理項目的受償額度及其影響因素，認為農戶的文化程度越低，耕地整理項目的受償額度越高。近年來學者們開始關注社會資本對農戶環境治理受償意愿的著影響，張方圓等[10]分析了社會資本對農戶環境保護生態補償參與意愿的影響，發現網絡規模、規范程度、信任維度均對農戶補償參與意愿有顯著正向影響。以上文獻從資本稟賦的不同角度入手，對農戶環境保護受償意愿進行了深入討論，但仍然存在以下不足：第一，相關文獻從不同的研究視角著手，分別討論了農戶某一項資本稟賦對其環境保護受償意愿的影響，由于不同生態系統情景差異較大，已有結果間存在較大偏誤，不能反映整體資本稟賦對受償意愿的綜合影響；第二，已有文獻中的受償意愿是指單純的補償參與意愿或者補償額度，未區分農戶受償意愿的決策過程，實際上，農戶受償意愿的決策過程包括“是否參與補償”和“補償多少”兩個階段，只分析其中任何一個方面都不能準確表達農戶受償決策。

鑒于此，本文從農戶耕地面源污染治理受償意愿出發，基于布迪厄的實踐理論建立資本稟賦（經濟資本、文化資本和社會資本）對農戶補償參與意愿和受償額度影響的理論分析模型，借助秦巴生態功能區農戶微觀調研數據，采用雙欄模型（DoubleHurdle Mode，DHM）實證分析資本稟賦對農戶兩階段受償意愿的影響。該研究不僅能豐富農戶環境保護受償意愿的研究內容，而且可擴展農戶環境保護受償意愿研究的深度，為我國耕地面源污染治理實踐和補償政策設計提供重要參考。

1理論分析與研究假說

作為實踐理論研究的重要先驅者[7，11-12]，布迪厄首次將客觀的資本稟賦和主觀行為決策聯系起來，從“主觀構建”和“客觀結構”雙重視角解釋了資本對人們行為邏輯的影響。在布迪厄的實踐理論中，資本是“一組可被使用的資源和權力”[13]，也是“個體在社會空間中的外在生存條件”[12]，與場域（空間）和慣習（內在生存系統）共同決定人們的決策行為。布迪厄認為資本可以通過各種直接或間接途徑轉化成貨幣，根據作用領域與轉化效率將其劃分為經濟資本、文化資本和社會資本。其中，經濟資本指的是可以直接兌換成貨幣，并且可以制度化為產權形式的資本；文化資本表達了“物質（資源）與精神（文化）”之間的結構關系，在某些特定條件下，它可以轉換成經濟資本，并且轉換過程是以教育資質的形式制度化的；社會資本指社會成員和團體因其不同的社會地位而獲得的社會資源和權利，它是以教育資格的形式制度化的。

理性行為理論和計劃行為理論表明，行為是意愿在具體情境中的表達，因此，農民環境治理參與意愿同樣受到場域、慣習和資本稟賦的多重影響。本文研究的核心問題是，在既定的空間場域和特有的行為慣習下，農戶的資本稟賦如何影響其耕地面源污染治理受償意愿。

根據農戶行為理論，農戶的耕地面源污染治理受償意愿分為“是否愿意參與生態補償”（補償參與意愿）和“補償多少”（受償額度）兩個決策階段。其中，補償參與意愿決定農戶參與耕地面源污染治理生態補償的積極性，受償額度則反映農戶對不同生態補償標準的響應程度。若實際補償標準低于某農戶的心理預期，則意味著該農戶將不會響應耕地面源污染治理補償政策；若補償標準低于大多數農戶的心理預期，則意味著耕地面源污染治理補償政策是低效乃至無效的?；谝陨嫌懻?，本文將從農戶補償參與意愿和受償額度兩個角度解讀資本稟賦的影響。

1.1資本稟賦與補償參與意愿

布迪厄指出，經濟約束是行動者所必須面對的限制條件。作為資本稟賦的基本形式之一，經濟資本可以直接兌換成貨幣并物化為產權，它能夠促使人們形成“理性”的慣習，從而影響實踐決策[7]。經濟資本對農戶耕地面源污染治理補償參與意愿的影響主要表現在兩個方面：首先，從效益的角度分析，耕地面源污染治理能夠改善生態環境。一般地，家庭收入水平越高，人們對生活品質的要求越高，相應地，對良好生態環境的需求也隨之提高[14]，因而經濟水平高的農戶可能對耕地面源污染治理生態補償持有更積極的態度；其次，從成本的角度分析，農戶經濟能力強，家庭儲蓄能力、保障能力和抵御各種風險的能力也隨之增加，因而面對可能影響收入的耕地面源污染治理，經濟能力強的農戶參與補償的概率更高。根據以上討論，提出假設1：

H1：農戶的經濟資本越豐富，越愿意參與耕地面源污染治理生態補償。

布迪厄認為，文化資本是指借助不同的教育行動傳遞的文化物品，是文化資源積累的結果。文化資本與主觀意識的形成息息相關，學術界很早就注意到了文化資本對農戶環境治理意愿的影響。例如，潘丹等[15]分析了養殖戶環境友好型畜禽糞便處理方式選擇行為的影響因素，發現受教育程度對農戶環境友好型技術選擇具有顯著正向影響；華春林等[16]研究了農業教育培訓項目對減少農業面源污染的影響，發現參加農業教育培訓項目后，農戶的化肥投入量明顯減少。一般而言，文化資本豐富的農戶對耕地面源污染的危害和治理的必要性具有更深刻的認知，能夠清晰地認識到公眾參與環境治理的義務和責任，因而其參與環境治理的意愿更強，據此，提出假設2：

H2：農戶的文化資本越豐富，越愿意參與耕地面源污染治理生態補償。

布迪厄的社會資本是藉由個體所占有的社會關系網和所處的社會結構形成的資源集合體，它能夠聚合分散的個體，進而影響社會成員的集體行動意識。國內外學者也注意到了社會資本對公眾環境治理參與意愿的影響。Harring[17]利用跨國數據研究了公眾對環境治理的參與意愿，發現政治信任和社會腐敗是影響公眾環境治理參與行為的重要因素。何可等[18]指出社會信任可以分為人際信任和社會信任，主要通過建立信息共享機制、合作機制和內在約束機制影響行動者的環境治理行為。杜焱強等[19]則認為，良好的社會信任可避免信息不對稱帶來的環境治理“囚徒困境”，易生成集體行動；而良好的關系網絡能夠加強農戶的集體歸屬感和溝通便捷性，減少環境決策的交易成本，進一步激勵其環境治理參與行為。前人研究表明社會資本在公眾環境治理決策中具有一定作用，據此，本文認為社會資本對農戶耕地面源污染治理的補償參與意愿也具有一定的推動作用，提出假設3：

H3：農戶的社會資本越豐富，越愿意參與耕地面源污染治理生態補償。

1.2資本稟賦與受償額度

經濟資本對農戶環境保護受償額度具有復雜的影響。例如，張翼飛[20]發現家庭收入越高，公眾環境保護行為的受償額度越大；而蔡銀鶯和余亮亮[21]則認為農戶的家庭收入越高，農田保護的受償額度越小。經濟資本與農戶環境治理受償額度的關系存在不確定性，原因在于以下兩個方面：①理性人的特性決定了農戶對經濟效益的追求，因此農戶行為決策存在一定的短視性，可能重經濟而輕生態，所以經濟資本越豐富的農戶對生態補償的期望越高。②生態環境質量與農戶福利水平息息相關，出于居住地生態環境可持續發展的考慮，農戶可能采取環境保護行為；同時，收入水平越高，農戶對良好生態環境的需求越大，該需求可以在一定程度上抵消農戶的受償額度，因而經濟資本與農戶受償額度存在負向關系。本文認為當前農業收益相對較低的背景下，第一個方面在農戶決策中的影響更大，意味著在生態福利與經濟效益之間，農戶可能更偏好經濟收益，據此提出如下假說：

H4：農戶的經濟資本越豐富，耕地面源污染治理的受償額度越高。

文化資本決定了個人的價值取向和審美取向，并進一步影響著人們的行為決策。就耕地面源污染治理而言，文化資本豐富的農戶能夠更好地理解耕地面源污染的危害和治理帶來的生態效益，這種理解能夠激勵農戶主動分擔環境治理的責任和成本。因此文化資本可以激發農戶的環保意識進而影響其環境保護行為的受償額度，據此提出假設5：

H5：農戶的文化資本越豐富，耕地面源污染治理的受償額度越低。

社會資本通過形成某種“軟約束”來規范和引導農戶的環境治理行為。具體表現為：①合作是實現環境保護由“管理”向“治理”蛻變的關鍵[22]，而信任是達成耕地面源污染治理集體合作的基礎。當信任處于較高水平時，集體行動的交易成本下降，促使合作達成并趨于穩定[23]。②環境問題的不確定性主要源于信息不對稱，關系網絡能夠構建信息共享機制，有助于政策信息和技術信息在農戶間的傳遞[17]；此外，充足的信息還能夠降低農戶的風險預期，有助于激勵農戶采取相應的耕地面源污染治理措施。根據以上討論，社會資本有助于降低集體合作的交易成本并進一步破解信息不對稱困境，從而降低農戶對補償額度的預期，由此提出假設6。

H6：農戶的社會資本越豐富，耕地面源污染治理的受償額度越低。

2數據來源、變量定義與模型選擇

2.1數據來源

2008年，環境保護部和中國科學院在《全國生態功能區劃》中首次提出建立秦巴山地水源涵養重要區，2011年《全國主體功能區規劃（修訂版）》進一步提出建立秦巴多樣性生態功能區。本文選擇位于秦巴生態功能區腹地的安康市和漢中市作為研究區域，該研究區不僅是國家重點生態功能區，也是南水北調中線的水源涵養地，承擔著一江清水供京津的重任。安康市和漢中市是丹江口水庫的重要水源地，有調查表明，2014年兩市下游的丹江口水庫水質為Ⅳ類或Ⅴ類，而農業面源污染和生活污水是主要的污染源[24]。

本文研究數據來自課題組2016年11—12月對該研究區展開的實地調查。樣本的選擇采取了分層隨機抽樣法。首先綜合考慮研究區農業生產情況、經濟狀況以及地形地貌等因素，抽取了安康市的漢陰縣、漢濱區、平利縣和漢中市的城固縣、勉縣；其次根據各縣的耕地面積與人口比例，每個縣抽取具有代表性的2～3個自然村；再次，根據村莊規模，在各村莊隨機抽取了20～35個農戶。此次調研總共發放問卷300份，獲得有效問卷293份，問卷有效率為96.67%，其中安康市143份，漢中市150份。

就樣本特征而言，受訪者以男性為主，占76.21%；受訪者的平均受教育年限為6.13年，年齡最小值為21歲，最大值為78歲，年齡均值為55.71歲；農戶家庭規模以3～5人為主，占61.43%；實際種植面積為

0.340 hm2；戶均勞動力數量以2～3人為主，占71.33%。整體而言，樣本的人口統計學特征與統計數據、其他學者的抽樣特征[25]相似，樣本具有代表性。

農業生產的調查數據顯示，樣本區水稻、小麥和油菜的畝均化肥物質投入量分別為81.21 kg、57.50 kg和5644 kg。綜合來看，平均每公頃化肥物質投入量為2 064.75～2 080.65 kg，高出國際公認的施肥量安全上限（225 kg/hm2）的8.17～8.25倍，造成了農業化工品的過量投入，這無疑會給生態系統安全造成巨大威脅。因此，在該區域開展耕地面源污染治理對保障生態環境和水資源安全具有重要意義。

2.2變量定義

本文所用主要變量的含義及特征值如表1所示。

2.2.1因變量

本文將耕地面源污染治理受償意愿分為參與意愿和受償額度，綜合考慮研究區內正在試點的環境友好型技術后，將參與意愿的情境設置為：若“政府鼓勵農戶參與耕地面源污染治理，在給予一定經濟補償的條件下，您是否愿意以有機肥、生物農藥和除蟲燈代替化肥農藥？”答案選項是“A=是，B=否”。若第一個階段農戶回答為A，則繼續進行第二階段受償額度的調查，問題情境問題為：“若您愿意參與上述耕地面源污染治理生產模式，您覺得每年每畝至少應該從政府獲得多少補償？”答案選項為“A=20元，B=50元，C=100元，D=150元，E=200元，F=250元，G=300元，H=350元，I=400元，J=450元，K=500元，L=550元，M=600元，N=650元，O=650元以上”。第二階段問題采用了條件價值評估（Contingent Valuation Method，CVM）的調查方式，具體選項設計采用的是單邊界二分式方法。

2.2.2自變量

本文的自變量是農戶資本稟賦，具體包括：經濟資本、文化資本和社會資本。根據研究假說，對自變量進行如下定義：

（1）經濟資本。選擇家庭收入、家庭勞動力數量、耕地面積和農用機械數量來衡量農戶的經濟資本。其中，家庭收入反映了經濟資本的豐裕度，以2016年家庭收入（調查時間為2016年11月至12月，全年家庭總收入基本確定，不確定的部分估計而來）來表示；家庭勞動力數量也是經濟資本的重要標志，在務工和農業成為農民主要收入的背景下，勞動力數量能夠反映農戶經濟資本的潛力和趨勢。

另外，耕地面積和農用機械數量反映了農業資本的豐裕度，耕地面積越大、農用機械數量越多，則意味著農戶農業生產盈利能力越高，經濟資本也就越豐富。

（2）文化資本。選擇受教育程度、參加農業培訓的次數和打工經歷來反映農戶的文化資本。其中，受教育程度是傳統教育經歷的直觀表現，以受教育年限表示受教育程度；參加農業培訓的次數反映了農戶農業生產知識和技術的豐裕程度，以近三年來農戶實際參加的農業培訓次數表示；打工經歷是農戶成長經歷中的重要內容，因能夠影響農戶的價值取向和行為邏輯而成為文化資本的重要表征變量。

（3）社會資本。選擇社會信任和關系網絡來衡量農戶社會資本。以農戶對親戚朋友、鄰居、村干部、陌生人的信任程度表征社會信任；以手機上聯系人的數量、常聯系人數和能借到錢的親朋好友數量表征關系網絡，其中，手機上的聯系人數量和常聯系人數代表關系網絡的廣度，能借到錢的親朋好友的數量代表關系網絡的深度。

（4）控制變量。衛龍寶等[26]指出村莊經濟發展水平對于農民參與村莊公共物品供給具有重要影響。尤其是所在村莊是否屬于貧困縣往往意味著不同的政策扶持力度、社會經濟特征和集體決策邏輯，農戶耕地面源污染治理受償意愿也因這些政策環境和社會結構的制約而產生差異。

2.2.3變量描述性統計特征

在293個受訪農戶中，8669%的農戶表示愿意在一定經濟補償下，參與耕地面源污染治理。有39人不愿參與，拒絕參與的原因分別是：擔心收入下降，占4615%；認為環境較好，不需要治理，占2308%；認為治理沒有效果，占3077%。農戶受償額度的均值是6 444.37元/hm2·a，補償額度中500元的頻率最高，占所有樣本的2321%。

2.3模型選擇

學術界多采用Heckman模型來估計兩階段受償意愿的影響因素，在該模型中補償參與意愿方程和受償額度方程并不是彼此獨立的，參與意愿方程的誤差被帶入受償額度方程，這一操作會導致模型估計偏差[27]。為克服Heckman模型估計偏差大的缺陷，本研究選擇了經濟學家Cragg[28]提出的雙欄模型（DoubleHurdle Mode，DHM）進行計量分析，DHM模型將行為者的決策過程同樣分解為是否參與和參與程度兩個階段。在Cragg的雙欄模型中，只有兩個階段同時成立才能構成一個完整的決策，并且補償參與方程和受償額度方程是兩個獨立的方程，這樣就避免了方程間的內生性。雙欄模型可表示為：

Wi=αZi+μi，μi～N（0，1）（1）

Y*i=βXi+εi，εi～N+（0，σ2）（2）

Yi=Y*i，Wi>0且Y*i>0

0，Wi=0（3）

方程（1）通過構建Probit模型來討論農戶耕地面源污染治理生態補償的參與意愿Wi，當被調查者愿意參與生態補償時，Wi=1；否則Wi=0。方程（2）使用截斷正態模型（The Truncated Normal Model）來解釋農戶對耕地面源污染治理受償額度Yi，該方程的前提為Wi≠0，具體約束如方程（3）所示。兩個方程可以分別表示為自變量Zi和Xi的線性函數，本文中Zi和Xi均表示被調查者的資本稟賦

變量；α、β、σ為待估參數；μi、εi為隨機誤差項，二者均服從獨立的正態分布。根據參與意愿方程和受償額度方程相互獨立的假說，雙欄模型的概率密度函數為：

F（W，Y*|α，β，μ，ε）=[1-Φ（αZ）]1（W=0）[Φ（αZ）ΦβX-μσ]1（W=1）（4）

3實證分析

3.1多重共線性檢驗

在進行雙欄模型的實證分析之前，考慮到經濟資本、文化資本和社會資本之間可能存在一定的內部相關性，本文對各變量進行了多重共線性診斷，結果顯示變量之間不存在顯著共線性。由于篇幅限制，僅展示“家庭收入”作為被解釋變量的診斷結果，具體見表2。根據相關診斷標準，若同時滿足Vif >10和Mean vif>1兩個限制條件則表

3.2雙欄模型結果分析

雙欄模型的實證分析結果如表3所示。結果顯示，模

型的P值在5%的顯著性水平上通過了檢驗，表明自變量對因變量具有顯著影響，說明模型整體擬合效果顯著。

3.2.1補償參與意愿的影響因素分析

參與方程顯示了農戶耕地面源污染治理補償參與意愿的影響因素，具體結果如下所示：

（1）經濟資本的影響。耕地面積在5%的統計水平上通過了顯著性檢驗，且系數為正，表明耕地面積越大，農戶越愿意參與耕地面源污染治理生態補償。證明經濟資本越豐富，農戶參與耕地面源污染治理的概率越高，假設1得到驗證。

（2）文化資本的影響。受教育程度和參加農業培訓的次數通過了顯著性檢驗且系數均為正，表明農戶的文化資本對其生態補償參與意愿具有顯著正向影響，假設2得到驗證。一般來說，受教育程度高的農戶具有較強的環保意識，對與自身福利水平息息相關的耕地面源污染治理懷有更高的熱情；參加農業培訓能夠提高農戶耕地面源污染

治理補償參與意愿，這是因為當地政府環保政策導向，政府主導的農業培訓多圍繞測土配方施肥、精準施肥和秸稈還田等技術展開，這些技術的優勢在于能夠提高農戶對過量施肥和農業面源污染危害的認知。

（3）社會資本的影響。親戚朋友信任程度、鄰里信任程度、村干部信任程度和借錢人數均對農戶的參與意愿具有顯著的正向影響，說明信任程度和關系網絡的增加均有利于提高農戶的補償參與意愿，假設3得到驗證。長期以來，以“熟人信任”和“圈子主義”為核心的鄰里關系，不僅能增進彼此的認同感，還能降低達成一致行動的交易成本，增強農戶對于未來合作的期望，并且在此基礎上能夠形成一種風險共擔、互利互惠的合作機制，因而信任程度越高的農戶越愿意參與生態補償。借錢人數是一種村域“強聯結”，代表了優質關系網絡的數量，一方面借錢人數多的農戶往往能夠更好地利用各種社會資源；另一方面可借錢人數越多，農戶應對不確定事件和風險的能力越高，因此，借錢人數對農戶生態補償參與意愿具有顯著正向影響。

3.2.2受償額度影響因素分析

規模方程顯示的是農戶耕地面源污染治理受償額度的影響因素，具體結果如下所示：

（1）經濟資本的影響。家庭收入、耕地面積和農用機械數量均通過了顯著性檢驗且系數為正，說明經濟資本越豐富，農戶耕地面源污染治理受償額度越高，假設4得到驗證。根據理論部分，經濟資本對受償額度的影響方向取決于農戶對生態效益和經濟效益的個體偏好，而經濟資本對農戶受償額度具有正向影響，表明當前農戶的消費決策中，對經濟效益的偏好超過了對良好生態環境的偏好。

（2）文化資本的影響。參加農業培訓的次數在1%的統計水平上通過了顯著性檢驗且系數為正，表明農戶參加農業培訓的次數越多，耕地面源污染治理受償額度越高，說明文化資本對農戶受償額度具有顯著正向影響，該結論與假設5相悖。原因可能是參加農業培訓的農戶具有更高的農業生產能力和生產效率，其參與耕地面源污染治理損失的經濟效益更大；此外，農戶文化資本越豐富，對國家環境保護的決心和力度也就越了解，因此可能因“本位主義”思想而提高對生態補償額度的期望。

（3）社會資本的影響。親戚朋友信任程度和借錢人數均在1%的統計水平上通過了顯著性檢驗，區別在于前者系數顯著為負，后者系數顯著為正。親戚朋友信任程度的系數為負數，說明農戶的信任程度越高，受償額度越低；借錢人數的系數顯著為正數，說明農戶的關系網絡越豐富，受償額度越高，這兩項結論中前者與假設6相符，后者與假設6相悖，說明假設6沒有通過檢驗，社會資本對農戶受償額度的影響不顯著。信任程度對受償額度具有負向影響的解釋是，在農村家庭經營的條件下，親戚朋友之間的密切交往，使得彼此之間信息較為對稱，降低了達成合作的搜尋成本；加之感情認同與相互責任具有一種“信任擔?！睓C制，能夠有效避免集體行動的機會主義行為，提高農戶對集體行動的信心。因此，親戚朋友的信任程度對農戶受償額度具有負向影響。關系網絡具有正向影響的原因是，可借錢人數多的農戶往往因具有較強的個人能力和優質的人脈而成為村里的精英，這些村域精英利用各種資源的能力比較強，因而促使其轉變現有農業生產模式的機會成本更大，相應的經濟激勵要高一些，所以可借到錢的人數越多，農戶對生態補償的期望越高。

（4）控制變量的影響。是否屬于貧困縣變量在5%的顯著性水平上通過了顯著性檢驗并且系數為正，表明所在村莊屬于貧困縣變量對農戶受償額度具有顯著正向影響。原因可能是因為貧困縣的經濟發展水平比較落后，農業收入在農戶家庭收入結構中占有重要地位。參與耕地面源污染治理對貧困縣農戶的生計影響較大，因而農戶對補償額度的期望更高。

4結論與政策建議

在已有研究的基礎上，將農戶耕地面源污染治理受償意愿劃分為補償參與意愿和受償額度兩個決策階段，本文基于布迪厄的實踐理論建立資本稟賦與受償意愿的理論分析模型和研究假說，利用秦巴生態功能區農戶微調研數據，采用DoubleHurdle模型實證分析了資本稟賦對農戶兩階段受償意愿的影響。研究結果顯示：①樣本農戶中，表示愿意參與耕地面源污染生態補償的農戶占86.69%，且戶均受償額度是6 444.37元/hm2·a，農戶受償額度中500元出現的頻次最高，占23.21%。這一結果表明當前農戶的參與意愿和受償額度均處于較高水平，這是當前中國農戶環境保護意識增強的表現，也是城鄉“二元”格局中農戶收入低和社會保障不足的結果。②經濟資本對農戶參與意愿和受償額度均有正向影響，前者表明當前農戶已經具有了一定的環境保護意識，后者表明在農戶的價值取向中，經濟偏好強于對良好生態環境的偏好。③文化資本對農戶的參與意愿和受償額度同樣具有正向影響，前者表明文化積累對農戶環境保護意愿具有正向作用，后者表明文化資本越豐富，農戶參與耕地面源污染治理的機會成本越高。④社會資本對農戶的參與意愿具有正向影響，表明信任程度和關系網絡能夠促進農戶間環境治理集體合作的達成；而對受償額度的影響無法確定，表現在信任程度對農戶的受償額度有負向影響，而關系網絡具有正向影響。

根據以上討論，本文提出以下政策建議：

第一，將農戶參與納入耕地面源污染治理補償政策的制定環節。農戶是耕地面源污染治理的執行者，并且對補償政策具有較強的響應意愿，因此制定耕地面源污染治理生態補償政策時應充分考慮農戶的利益訴求，以激勵農戶主動采取減施化肥農藥的環境友好型生產技術作為政策設計的目標。

第二，高度重視資本稟賦對耕地面源污染治理受償意愿的影響，加強農戶資本稟賦的積累。首先，從文化資本著手豐富農戶文化積累，加強耕地面源污染治理的環保效益宣傳和環保責任教育，引導農戶樹立環保意識和生態價值觀；并針對農戶開展環境友好型生產技術培訓，提高其響應耕地面源污染治理參與能力。其次，從經濟資本和社會資本著手增強農戶的環保能力建設：①大力發展農村經濟，提高農民收入水平，并通過合作醫療和養老保險等措施加強農戶的社會保障，降低農戶生計風險；②積極扶持組建各類農村合作社和經濟組織，形成村莊內部規范，增強農民間的信任，促進耕地面源污染治理集體行動的達成。

（編輯：王愛萍）

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