资本禀赋对农户耕地面源污染治理受偿意愿的影响分析
李晓平 谢先雄 赵敏娟
摘要
生态补偿是激励农户主动参与耕地面源污染治理的有效手段，农户对耕地面源污染治理的受偿意愿不仅影响补偿政策的可持续性，更决定污染治理的效果。本文将农户对耕地面源污染治理补偿的受偿意愿分为参与意愿和受偿额度，基于布迪厄的实践理论建立资本禀赋（经济资本、文化资本和社会资本）与受偿意愿的理论分析模型和研究假说，利用秦巴生态功能区农户微观调研数据，采用DoubleHurdle模型实证分析了资本禀赋对农户两阶段受偿意愿的影响。研究结果显示：①愿意参与耕地面源污染生态补偿的农户占所有样本的86.69%，农户受偿额度的均值是6 444.37元/hm2·a。②耕地面积、受教育程度、参加农业培训的次数、亲戚朋友信任程度、邻里信任程度、村干部信任程度和借钱人数等变量均对农户的补偿参与意愿具有正向影响，表明经济资本、社会资本和文化资本均与农户补偿参与意愿正相关，意味着资本禀赋越高的农户，参与耕地面源污染治理生态补偿政策的概率越大。③家庭收入、耕地面积、参加农业培训的次数、借钱人数和是否贫困县等变量均对农户受偿额度具有正向影响，亲戚朋友信任程度具有负向影响，表明经济资本和文化资本越丰富，农户生态补偿接受额度越高，而社会资本对农户生态补偿接受额度的影响不确定，具体表现为信任程度具有负向影响，关系网络具有正向影响。最后，针对研究结论提出了将农户参与纳入耕地面源污染治理补偿政策制定环节、加强农户资本禀赋积累的政策建议。
关键词资本禀赋；耕地面源污染；参与意愿；受偿额度；DoubleHurdle模型
中图分类号F323.6文献标识码A文章编号1002-2104（2018）07-0093-09DOI：10.12062/cpre.20171217
2017年10月18日习近平总书记在中国共产党第十九次全国代表大会报告中提出，要“着力解决突出环境问题，……加强农业面源污染防治”。近年来，农业面源污染，尤其是耕地面源污染已成为党和政府工作的重点，2006—2017年的一号文件多次明确提出要加强耕地面源污染治理。耕地面源污染具有分散性、隐蔽性、随机性、不易监测以及难以量化等特点，对其治理的关键是鼓励农户在农业生产中采取少施或不施化肥农药的源头控制手段[1]。然而在实践中，农户源头控制行为的私人边际成本远高于社会边际成本，对其进行生态补偿显得尤为重要[2]。生态补偿的关键在于形成有效的农户激励，具体到耕地面源污染治理，农户的受偿意愿如何？其主要受哪些因素影响？对上述问题的回答能够为中国耕地面源污染治理补偿政策的制定提供经验依据，对推动农业可持续发展和生态文明建设具有重要意义。
对农户环境保护行为受偿意愿及其影响因素的研究，是近些年经济学、管理学、生态学和社会学等多个领域的研究热点之一。例如，研究发现农户对重要流域[3]、湖泊湿地[4]、草原[5]和农田[6]等生态环境保护具有较高的受偿意愿，而资源的权属状况、个人特征、家庭特征和政府政策等诸多因素均在一定程度上对农户受偿意愿产生影响。学术界普遍认为，资本因素是农户行为决策不可或缺的约束条件[7]。其中，经济资本是影响农户环境保护行为或受偿意愿的关键因素。这些经济资本包括耕地面积、农业生产投入、家庭收入水平和农业收入占比等。同样的，文化资本对农民环境保护行为或受偿意愿也存在重要影响。例如，颜廷武等[8]研究了农户对生物质循环利用生态补偿的参与意愿，发现文化程度高的农户更愿意参与生物质循环利用的生态补偿；文高辉等[9]实证分析了农户农地整理项目的受偿额度及其影响因素，认为农户的文化程度越低，耕地整理项目的受偿额度越高。近年来学者们开始关注社会资本对农户环境治理受偿意愿的著影响，张方圆等[10]分析了社会资本对农户环境保护生态补偿参与意愿的影响，发现网络规模、规范程度、信任维度均对农户补偿参与意愿有显著正向影響。以上文献从资本禀赋的不同角度入手，对农户环境保护受偿意愿进行了深入讨论，但仍然存在以下不足：第一，相关文献从不同的研究视角着手，分别讨论了农户某一项资本禀赋对其环境保护受偿意愿的影响，由于不同生态系统情景差异较大，已有结果间存在较大偏误，不能反映整体资本禀赋对受偿意愿的综合影响；第二，已有文献中的受偿意愿是指单纯的补偿参与意愿或者补偿额度，未区分农户受偿意愿的决策过程，实际上，农户受偿意愿的决策过程包括“是否参与补偿”和“补偿多少”两个阶段，只分析其中任何一个方面都不能准确表达农户受偿决策。
鉴于此，本文从农户耕地面源污染治理受偿意愿出发，基于布迪厄的实践理论建立资本禀赋（经济资本、文化资本和社会资本）对农户补偿参与意愿和受偿额度影响的理论分析模型，借助秦巴生态功能区农户微观调研数据，采用双栏模型（DoubleHurdle Mode，DHM）实证分析资本禀赋对农户两阶段受偿意愿的影响。该研究不仅能丰富农户环境保护受偿意愿的研究内容，而且可扩展农户环境保护受偿意愿研究的深度，为我国耕地面源污染治理实践和补偿政策设计提供重要参考。
1理论分析与研究假说
作为实践理论研究的重要先驱者[7，11-12]，布迪厄首次将客观的资本禀赋和主观行为决策联系起来，从“主观构建”和“客观结构”双重视角解释了资本对人们行为逻辑的影响。在布迪厄的实践理论中，资本是“一组可被使用的资源和权力”[13]，也是“个体在社会空间中的外在生存条件”[12]，与场域（空间）和惯习（内在生存系统）共同决定人们的决策行为。布迪厄认为资本可以通过各种直接或间接途径转化成货币，根据作用领域与转化效率将其划分为经济资本、文化资本和社会资本。其中，经济资本指的是可以直接兑换成货币，并且可以制度化为产权形式的资本；文化资本表达了“物质（资源）与精神（文化）”之间的结构关系，在某些特定条件下，它可以转换成经济资本，并且转换过程是以教育资质的形式制度化的；社会资本指社会成员和团体因其不同的社会地位而获得的社会资源和权利，它是以教育资格的形式制度化的。
理性行为理论和计划行为理论表明，行为是意愿在具体情境中的表达，因此，农民环境治理参与意愿同样受到场域、惯习和资本禀赋的多重影响。本文研究的核心问题是，在既定的空间场域和特有的行为惯习下，农户的资本禀赋如何影响其耕地面源污染治理受偿意愿。
根据农户行为理论，农户的耕地面源污染治理受偿意愿分为“是否愿意参与生态补偿”（补偿参与意愿）和“补偿多少”（受偿额度）两个决策阶段。其中，补偿参与意愿决定农户参与耕地面源污染治理生态补偿的积极性，受偿额度则反映农户对不同生态补偿标准的响应程度。若实际补偿标准低于某农户的心理预期，则意味着该农户将不会响应耕地面源污染治理补偿政策；若补偿标准低于大多数农户的心理预期，则意味着耕地面源污染治理补偿政策是低效乃至无效的。基于以上讨论，本文将从农户补偿参与意愿和受偿额度两个角度解读资本禀赋的影响。
1.1资本禀赋与补偿参与意愿
布迪厄指出，经济约束是行动者所必须面对的限制条件。作为资本禀赋的基本形式之一，经济资本可以直接兑换成货币并物化为产权，它能够促使人们形成“理性”的惯习，从而影响实践决策[7]。经济资本对农户耕地面源污染治理补偿参与意愿的影响主要表现在两个方面：首先，从效益的角度分析，耕地面源污染治理能够改善生态环境。一般地，家庭收入水平越高，人们对生活品质的要求越高，相应地，对良好生态环境的需求也随之提高[14]，因而经济水平高的农户可能对耕地面源污染治理生态补偿持有更积极的态度；其次，从成本的角度分析，农户经济能力强，家庭储蓄能力、保障能力和抵御各种风险的能力也随之增加，因而面对可能影响收入的耕地面源污染治理，经济能力强的农户参与补偿的概率更高。根据以上讨论，提出假设1：
H1：农户的经济资本越丰富，越愿意参与耕地面源污染治理生态补偿。
布迪厄认为，文化资本是指借助不同的教育行动传递的文化物品，是文化资源积累的结果。文化资本与主观意识的形成息息相关，学术界很早就注意到了文化资本对农户环境治理意愿的影响。例如，潘丹等[15]分析了养殖户环境友好型畜禽粪便处理方式选择行为的影响因素，发现受教育程度对农户环境友好型技术选择具有显著正向影响；华春林等[16]研究了农业教育培训项目对减少农业面源污染的影响，发现参加农业教育培训项目后，农户的化肥投入量明显减少。一般而言，文化资本丰富的农户对耕地面源污染的危害和治理的必要性具有更深刻的认知，能够清晰地认识到公众参与环境治理的义务和责任，因而其参与环境治理的意愿更强，据此，提出假设2：
H2：农户的文化资本越丰富，越愿意参与耕地面源污染治理生态补偿。
布迪厄的社会资本是藉由个体所占有的社会关系网和所处的社会结构形成的资源集合体，它能够聚合分散的个体，进而影响社会成员的集体行动意识。国内外学者也注意到了社会资本对公众环境治理参与意愿的影响。Harring[17]利用跨国数据研究了公众对环境治理的参与意愿，发现政治信任和社会腐败是影响公众环境治理参与行为的重要因素。何可等[18]指出社会信任可以分为人际信任和社会信任，主要通过建立信息共享机制、合作机制和内在约束机制影响行动者的环境治理行为。杜焱强等[19]则认为，良好的社会信任可避免信息不对称带来的环境治理“囚徒困境”，易生成集体行动；而良好的关系网络能够加强农户的集体归属感和沟通便捷性，减少环境决策的交易成本，进一步激励其环境治理参与行为。前人研究表明社会资本在公众环境治理决策中具有一定作用，据此，本文认为社会资本对农户耕地面源污染治理的补偿参与意愿也具有一定的推动作用，提出假设3：
H3：农户的社会资本越丰富，越愿意参与耕地面源污染治理生态补偿。
1.2资本禀赋与受偿额度
经济资本对农户环境保护受偿额度具有复杂的影响。例如，张翼飞[20]發现家庭收入越高，公众环境保护行为的受偿额度越大；而蔡银莺和余亮亮[21]则认为农户的家庭收入越高，农田保护的受偿额度越小。经济资本与农户环境治理受偿额度的关系存在不确定性，原因在于以下两个方面：①理性人的特性决定了农户对经济效益的追求，因此农户行为决策存在一定的短视性，可能重经济而轻生态，所以经济资本越丰富的农户对生态补偿的期望越高。②生态环境质量与农户福利水平息息相关，出于居住地生态环境可持续发展的考虑，农户可能采取环境保护行为；同时，收入水平越高，农户对良好生态环境的需求越大，该需求可以在一定程度上抵消农户的受偿额度，因而经济资本与农户受偿额度存在负向关系。本文认为当前农业收益相对较低的背景下，第一个方面在农户决策中的影响更大，意味着在生态福利与经济效益之间，农户可能更偏好经济收益，据此提出如下假说：
H4：农户的经济资本越丰富，耕地面源污染治理的受偿额度越高。
文化资本决定了个人的价值取向和审美取向，并进一步影响着人们的行为决策。就耕地面源污染治理而言，文化资本丰富的农户能够更好地理解耕地面源污染的危害和治理带来的生态效益，这种理解能够激励农户主动分担环境治理的责任和成本。因此文化资本可以激发农户的环保意识进而影响其环境保护行为的受偿额度，据此提出假设5：
H5：农户的文化资本越丰富，耕地面源污染治理的受偿额度越低。
社会资本通过形成某种“软约束”来规范和引导农户的环境治理行为。具体表现为：①合作是实现环境保护由“管理”向“治理”蜕变的关键[22]，而信任是达成耕地面源污染治理集体合作的基础。当信任处于较高水平时，集体行动的交易成本下降，促使合作达成并趋于稳定[23]。②环境问题的不确定性主要源于信息不对称，关系网络能够构建信息共享机制，有助于政策信息和技术信息在农户间的传递[17]；此外，充足的信息还能够降低农户的风险预期，有助于激励农户采取相应的耕地面源污染治理措施。根据以上讨论，社会资本有助于降低集体合作的交易成本并进一步破解信息不对称困境，从而降低农户对补偿额度的预期，由此提出假设6。
H6：农户的社会资本越丰富，耕地面源污染治理的受偿额度越低。
2数据来源、变量定义与模型选择
2.1数据来源
2008年，环境保护部和中国科学院在《全国生态功能区划》中首次提出建立秦巴山地水源涵养重要区，2011年《全国主体功能区规划（修订版）》进一步提出建立秦巴多样性生态功能区。本文选择位于秦巴生态功能区腹地的安康市和汉中市作为研究区域，该研究区不仅是国家重点生态功能区，也是南水北调中线的水源涵养地，承担着一江清水供京津的重任。安康市和汉中市是丹江口水库的重要水源地，有调查表明，2014年两市下游的丹江口水库水质为Ⅳ类或Ⅴ类，而农业面源污染和生活污水是主要的污染源[24]。
本文研究数据来自课题组2016年11—12月对该研究区展开的实地调查。样本的选择采取了分层随机抽样法。首先综合考虑研究区农业生产情况、经济状况以及地形地貌等因素，抽取了安康市的汉阴县、汉滨区、平利县和汉中市的城固县、勉县；其次根据各县的耕地面积与人口比例，每个县抽取具有代表性的2～3个自然村；再次，根据村庄规模，在各村庄随机抽取了20～35个农户。此次调研总共发放问卷300份，获得有效问卷293份，问卷有效率为96.67%，其中安康市143份，汉中市150份。
就样本特征而言，受访者以男性为主，占76.21%；受访者的平均受教育年限为6.13年，年龄最小值为21岁，最大值为78岁，年龄均值为55.71岁；农户家庭规模以3～5人为主，占61.43%；实际种植面积为
0.340 hm2；户均劳动力数量以2～3人为主，占71.33%。整体而言，样本的人口统计学特征与统计数据、其他学者的抽样特征[25]相似，样本具有代表性。
农业生产的调查数据显示，样本区水稻、小麦和油菜的亩均化肥物质投入量分别为81.21 kg、57.50 kg和5644 kg。综合来看，平均每公顷化肥物质投入量为2 064.75～2 080.65 kg，高出国际公认的施肥量安全上限（225 kg/hm2）的8.17～8.25倍，造成了农业化工品的过量投入，这无疑会给生态系统安全造成巨大威胁。因此，在该区域开展耕地面源污染治理对保障生态环境和水资源安全具有重要意义。
2.2变量定义
本文所用主要变量的含义及特征值如表1所示。
2.2.1因变量
本文将耕地面源污染治理受偿意愿分为参与意愿和受偿额度，综合考虑研究区内正在试点的环境友好型技术后，将参与意愿的情境设置为：若“政府鼓励农户参与耕地面源污染治理，在给予一定经济补偿的条件下，您是否愿意以有机肥、生物农药和除虫灯代替化肥农药？”答案选项是“A=是，B=否”。若第一个阶段农户回答为A，则继续进行第二阶段受偿额度的调查，问题情境问题为：“若您愿意参与上述耕地面源污染治理生产模式，您觉得每年每亩至少应该从政府获得多少补偿？”答案选项为“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”。第二阶段问题采用了条件价值评估（Contingent Valuation Method，CVM）的调查方式，具体选项设计采用的是单边界二分式方法。
2.2.2自变量
本文的自变量是农户资本禀赋，具体包括：经济资本、文化资本和社会资本。根据研究假说，对自变量进行如下定义：
（1）经济资本。选择家庭收入、家庭劳动力数量、耕地面积和农用机械数量来衡量农户的经济资本。其中，家庭收入反映了经济资本的丰裕度，以2016年家庭收入（调查时间为2016年11月至12月，全年家庭总收入基本确定，不确定的部分估计而来）来表示；家庭劳动力数量也是经济资本的重要标志，在务工和农业成为农民主要收入的背景下，劳动力数量能够反映农户经济资本的潜力和趋势。
另外，耕地面积和农用机械数量反映了农业资本的丰裕度，耕地面积越大、农用机械数量越多，则意味着农户农业生产盈利能力越高，经济资本也就越丰富。
（2）文化資本。选择受教育程度、参加农业培训的次数和打工经历来反映农户的文化资本。其中，受教育程度是传统教育经历的直观表现，以受教育年限表示受教育程度；参加农业培训的次数反映了农户农业生产知识和技术的丰裕程度，以近三年来农户实际参加的农业培训次数表示；打工经历是农户成长经历中的重要内容，因能够影响农户的价值取向和行为逻辑而成为文化资本的重要表征变量。
（3）社会资本。选择社会信任和关系网络来衡量农户社会资本。以农户对亲戚朋友、邻居、村干部、陌生人的信任程度表征社会信任；以手机上联系人的数量、常联系人数和能借到钱的亲朋好友数量表征关系网络，其中，手机上的联系人数量和常联系人数代表关系网络的广度，能借到钱的亲朋好友的数量代表关系网络的深度。
（4）控制变量。卫龙宝等[26]指出村庄经济发展水平对于农民参与村庄公共物品供给具有重要影响。尤其是所在村庄是否属于贫困县往往意味着不同的政策扶持力度、社会经济特征和集体决策逻辑，农户耕地面源污染治理受偿意愿也因这些政策环境和社会结构的制约而产生差异。
2.2.3变量描述性统计特征
在293个受访农户中，8669%的农户表示愿意在一定经济补偿下，参与耕地面源污染治理。有39人不愿参与，拒绝参与的原因分别是：担心收入下降，占4615%；认为环境较好，不需要治理，占2308%；认为治理没有效果，占3077%。农户受偿额度的均值是6 444.37元/hm2·a，补偿额度中500元的频率最高，占所有样本的2321%。
2.3模型选择
学术界多采用Heckman模型来估计两阶段受偿意愿的影响因素，在该模型中补偿参与意愿方程和受偿额度方程并不是彼此独立的，参与意愿方程的误差被带入受偿额度方程，这一操作会导致模型估计偏差[27]。为克服Heckman模型估计偏差大的缺陷，本研究选择了经济学家Cragg[28]提出的双栏模型（DoubleHurdle Mode，DHM）进行计量分析，DHM模型将行为者的决策过程同样分解为是否参与和参与程度两个阶段。在Cragg的双栏模型中，只有两个阶段同时成立才能构成一个完整的决策，并且补偿参与方程和受偿额度方程是两个独立的方程，这样就避免了方程间的内生性。双栏模型可表示为：
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）通过构建Probit模型来讨论农户耕地面源污染治理生态补偿的参与意愿Wi，当被调查者愿意参与生态补偿时，Wi=1；否则Wi=0。方程（2）使用截断正态模型（The Truncated Normal Model）来解释农户对耕地面源污染治理受偿额度Yi，该方程的前提为Wi≠0，具体约束如方程（3）所示。两个方程可以分别表示为自变量Zi和Xi的线性函数，本文中Zi和Xi均表示被调查者的资本禀赋
变量；α、β、σ为待估参数；μi、εi为随机误差项，二者均服从独立的正态分布。根据参与意愿方程和受偿额度方程相互独立的假说，双栏模型的概率密度函数为：
F（W，Y*|α，β，μ，ε）=[1-Φ（αZ）]1（W=0）[Φ（αZ）ΦβX-μσ]1（W=1）（4）
3实证分析
3.1多重共线性检验
在进行双栏模型的实证分析之前，考虑到经济资本、文化资本和社会资本之间可能存在一定的内部相关性，本文对各变量进行了多重共线性诊断，结果显示变量之间不存在显著共线性。由于篇幅限制，仅展示“家庭收入”作为被解释变量的诊断结果，具体见表2。根据相关诊断标准，若同时满足Vif >10和Mean vif>1两个限制条件则表
3.2双栏模型结果分析
双栏模型的实证分析结果如表3所示。结果显示，模
型的P值在5%的显著性水平上通过了检验，表明自变量对因变量具有显著影响，说明模型整体拟合效果显著。
3.2.1补偿参与意愿的影响因素分析
参与方程显示了农户耕地面源污染治理补偿参与意愿的影响因素，具体结果如下所示：
（1）经济资本的影响。耕地面积在5%的统计水平上通过了显著性检验，且系数为正，表明耕地面积越大，农户越愿意参与耕地面源污染治理生态补偿。证明经济资本越丰富，农户参与耕地面源污染治理的概率越高，假设1得到验证。
（2）文化资本的影响。受教育程度和参加农业培训的次数通过了显著性检验且系数均为正，表明农户的文化资本对其生态补偿参与意愿具有显著正向影响，假设2得到验证。一般来说，受教育程度高的农户具有较强的环保意识，对与自身福利水平息息相关的耕地面源污染治理怀有更高的热情；参加农业培训能够提高农户耕地面源污染
治理补偿参与意愿，这是因为当地政府环保政策导向，政府主导的农业培训多围绕测土配方施肥、精准施肥和秸秆还田等技术展开，这些技术的优势在于能够提高农户对过量施肥和农业面源污染危害的认知。
（3）社会资本的影响。亲戚朋友信任程度、邻里信任程度、村干部信任程度和借钱人数均对农户的参与意愿具有显著的正向影响，说明信任程度和关系网络的增加均有利于提高农户的补偿参与意愿，假设3得到验证。长期以来，以“熟人信任”和“圈子主义”为核心的邻里关系，不仅能增进彼此的认同感，还能降低达成一致行动的交易成本，增强农户对于未来合作的期望，并且在此基础上能够形成一种风险共担、互利互惠的合作机制，因而信任程度越高的农户越愿意参与生态补偿。借钱人数是一种村域“强联结”，代表了优质关系网络的数量，一方面借钱人数多的农户往往能够更好地利用各种社会资源；另一方面可借钱人数越多，农户应对不确定事件和风险的能力越高，因此，借钱人数对农户生态补偿参与意愿具有显著正向影响。
3.2.2受偿额度影响因素分析
规模方程显示的是农户耕地面源污染治理受偿额度的影响因素，具体结果如下所示：
（1）经济资本的影响。家庭收入、耕地面积和农用机械数量均通过了显著性检验且系数为正，说明经济资本越丰富，农户耕地面源污染治理受偿额度越高，假设4得到验证。根据理论部分，经济资本对受偿额度的影响方向取决于农户对生态效益和经济效益的个体偏好，而经济资本对农户受偿额度具有正向影响，表明当前农户的消费决策中，对经济效益的偏好超过了对良好生态环境的偏好。
（2）文化资本的影响。参加农业培训的次数在1%的统计水平上通过了显著性检验且系数为正，表明农户参加农业培训的次数越多，耕地面源污染治理受偿额度越高，说明文化资本对农户受偿额度具有显著正向影响，该结论与假设5相悖。原因可能是参加农业培训的农户具有更高的农业生产能力和生产效率，其参与耕地面源污染治理损失的经济效益更大；此外，农户文化资本越丰富，对国家环境保护的决心和力度也就越了解，因此可能因“本位主义”思想而提高对生态补偿额度的期望。
（3）社會资本的影响。亲戚朋友信任程度和借钱人数均在1%的统计水平上通过了显著性检验，区别在于前者系数显著为负，后者系数显著为正。亲戚朋友信任程度的系数为负数，说明农户的信任程度越高，受偿额度越低；借钱人数的系数显著为正数，说明农户的关系网络越丰富，受偿额度越高，这两项结论中前者与假设6相符，后者与假设6相悖，说明假设6没有通过检验，社会资本对农户受偿额度的影响不显著。信任程度对受偿额度具有负向影响的解释是，在农村家庭经营的条件下，亲戚朋友之间的密切交往，使得彼此之间信息较为对称，降低了达成合作的搜寻成本；加之感情认同与相互责任具有一种“信任担保”机制，能够有效避免集体行动的机会主义行为，提高农户对集体行动的信心。因此，亲戚朋友的信任程度对农户受偿额度具有负向影响。关系网络具有正向影响的原因是，可借钱人数多的农户往往因具有较强的个人能力和优质的人脉而成为村里的精英，这些村域精英利用各种资源的能力比较强，因而促使其转变现有农业生产模式的机会成本更大，相应的经济激励要高一些，所以可借到钱的人数越多，农户对生态补偿的期望越高。
（4）控制变量的影响。是否属于贫困县变量在5%的显著性水平上通过了显著性检验并且系数为正，表明所在村庄属于贫困县变量对农户受偿额度具有显著正向影响。原因可能是因为贫困县的经济发展水平比较落后，农业收入在农户家庭收入结构中占有重要地位。参与耕地面源污染治理对贫困县农户的生计影响较大，因而农户对补偿额度的期望更高。
4结论与政策建议
在已有研究的基础上，将农户耕地面源污染治理受偿意愿划分为补偿参与意愿和受偿额度两个决策阶段，本文基于布迪厄的实践理论建立资本禀赋与受偿意愿的理论分析模型和研究假说，利用秦巴生态功能区农户微调研数据，采用DoubleHurdle模型实证分析了资本禀赋对农户两阶段受偿意愿的影响。研究结果显示：①样本农户中，表示愿意参与耕地面源污染生态补偿的农户占86.69%，且户均受偿额度是6 444.37元/hm2·a，农户受偿额度中500元出现的频次最高，占23.21%。这一结果表明当前农户的参与意愿和受偿额度均处于较高水平，这是当前中国农户环境保护意识增强的表现，也是城乡“二元”格局中农户收入低和社会保障不足的结果。②经济资本对农户参与意愿和受偿额度均有正向影响，前者表明当前农户已经具有了一定的环境保护意识，后者表明在农户的价值取向中，经济偏好强于对良好生态环境的偏好。③文化资本对农户的参与意愿和受偿额度同样具有正向影响，前者表明文化积累对农户环境保护意愿具有正向作用，后者表明文化资本越丰富，农户参与耕地面源污染治理的机会成本越高。④社会资本对农户的参与意愿具有正向影响，表明信任程度和关系网络能够促进农户间环境治理集体合作的达成；而对受偿额度的影响无法确定，表现在信任程度对农户的受偿额度有负向影响，而关系网络具有正向影响。
根据以上讨论，本文提出以下政策建议：
第一，将农户参与纳入耕地面源污染治理补偿政策的制定环节。农户是耕地面源污染治理的执行者，并且对补偿政策具有较强的响应意愿，因此制定耕地面源污染治理生态补偿政策时应充分考虑农户的利益诉求，以激励农户主动采取减施化肥农药的环境友好型生产技术作为政策设计的目标。
第二，高度重视资本禀赋对耕地面源污染治理受偿意愿的影响，加强农户资本禀赋的积累。首先，从文化资本着手丰富农户文化积累，加强耕地面源污染治理的环保效益宣传和环保责任教育，引导农户树立环保意识和生态价值观；并针对农户开展环境友好型生产技术培训，提高其响应耕地面源污染治理参与能力。其次，从经济资本和社会资本着手增强农户的环保能力建设：①大力发展农村经济，提高农民收入水平，并通过合作医疗和养老保险等措施加强农户的社会保障，降低农户生计风险；②积极扶持组建各类农村合作社和经济组织，形成村庄内部规范，增强农民间的信任，促进耕地面源污染治理集体行动的达成。
（编辑：王爱萍）
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摘要
生态补偿是激励农户主动参与耕地面源污染治理的有效手段，农户对耕地面源污染治理的受偿意愿不仅影响补偿政策的可持续性，更决定污染治理的效果。本文将农户对耕地面源污染治理补偿的受偿意愿分为参与意愿和受偿额度，基于布迪厄的实践理论建立资本禀赋（经济资本、文化资本和社会资本）与受偿意愿的理论分析模型和研究假说，利用秦巴生态功能区农户微观调研数据，采用DoubleHurdle模型实证分析了资本禀赋对农户两阶段受偿意愿的影响。研究结果显示：①愿意参与耕地面源污染生态补偿的农户占所有样本的86.69%，农户受偿额度的均值是6 444.37元/hm2·a。②耕地面积、受教育程度、参加农业培训的次数、亲戚朋友信任程度、邻里信任程度、村干部信任程度和借钱人数等变量均对农户的补偿参与意愿具有正向影响，表明经济资本、社会资本和文化资本均与农户补偿参与意愿正相关，意味着资本禀赋越高的农户，参与耕地面源污染治理生态补偿政策的概率越大。③家庭收入、耕地面积、参加农业培训的次数、借钱人数和是否贫困县等变量均对农户受偿额度具有正向影响，亲戚朋友信任程度具有负向影响，表明经济资本和文化资本越丰富，农户生态补偿接受额度越高，而社会资本对农户生态补偿接受额度的影响不确定，具体表现为信任程度具有负向影响，关系网络具有正向影响。最后，针对研究结论提出了将农户参与纳入耕地面源污染治理补偿政策制定环节、加强农户资本禀赋积累的政策建议。
关键词资本禀赋；耕地面源污染；参与意愿；受偿额度；DoubleHurdle模型
中图分类号F323.6文献标识码A文章编号1002-2104（2018）07-0093-09DOI：10.12062/cpre.20171217
2017年10月18日习近平总书记在中国共产党第十九次全国代表大会报告中提出，要“着力解决突出环境问题，……加强农业面源污染防治”。近年来，农业面源污染，尤其是耕地面源污染已成为党和政府工作的重点，2006—2017年的一号文件多次明确提出要加强耕地面源污染治理。耕地面源污染具有分散性、隐蔽性、随机性、不易监测以及难以量化等特点，对其治理的关键是鼓励农户在农业生产中采取少施或不施化肥农药的源头控制手段[1]。然而在实践中，农户源头控制行为的私人边际成本远高于社会边际成本，对其进行生态补偿显得尤为重要[2]。生态补偿的关键在于形成有效的农户激励，具体到耕地面源污染治理，农户的受偿意愿如何？其主要受哪些因素影响？对上述问题的回答能够为中国耕地面源污染治理补偿政策的制定提供经验依据，对推动农业可持续发展和生态文明建设具有重要意义。
对农户环境保护行为受偿意愿及其影响因素的研究，是近些年经济学、管理学、生态学和社会学等多个领域的研究热点之一。例如，研究发现农户对重要流域[3]、湖泊湿地[4]、草原[5]和农田[6]等生态环境保护具有较高的受偿意愿，而资源的权属状况、个人特征、家庭特征和政府政策等诸多因素均在一定程度上对农户受偿意愿产生影响。学术界普遍认为，资本因素是农户行为决策不可或缺的约束条件[7]。其中，经济资本是影响农户环境保护行为或受偿意愿的关键因素。这些经济资本包括耕地面积、农业生产投入、家庭收入水平和农业收入占比等。同样的，文化资本对农民环境保护行为或受偿意愿也存在重要影响。例如，颜廷武等[8]研究了农户对生物质循环利用生态补偿的参与意愿，发现文化程度高的农户更愿意参与生物质循环利用的生态补偿；文高辉等[9]实证分析了农户农地整理项目的受偿额度及其影响因素，认为农户的文化程度越低，耕地整理项目的受偿额度越高。近年来学者们开始关注社会资本对农户环境治理受偿意愿的著影响，张方圆等[10]分析了社会资本对农户环境保护生态补偿参与意愿的影响，发现网络规模、规范程度、信任维度均对农户补偿参与意愿有显著正向影響。以上文献从资本禀赋的不同角度入手，对农户环境保护受偿意愿进行了深入讨论，但仍然存在以下不足：第一，相关文献从不同的研究视角着手，分别讨论了农户某一项资本禀赋对其环境保护受偿意愿的影响，由于不同生态系统情景差异较大，已有结果间存在较大偏误，不能反映整体资本禀赋对受偿意愿的综合影响；第二，已有文献中的受偿意愿是指单纯的补偿参与意愿或者补偿额度，未区分农户受偿意愿的决策过程，实际上，农户受偿意愿的决策过程包括“是否参与补偿”和“补偿多少”两个阶段，只分析其中任何一个方面都不能准确表达农户受偿决策。
鉴于此，本文从农户耕地面源污染治理受偿意愿出发，基于布迪厄的实践理论建立资本禀赋（经济资本、文化资本和社会资本）对农户补偿参与意愿和受偿额度影响的理论分析模型，借助秦巴生态功能区农户微观调研数据，采用双栏模型（DoubleHurdle Mode，DHM）实证分析资本禀赋对农户两阶段受偿意愿的影响。该研究不仅能丰富农户环境保护受偿意愿的研究内容，而且可扩展农户环境保护受偿意愿研究的深度，为我国耕地面源污染治理实践和补偿政策设计提供重要参考。
1理论分析与研究假说
作为实践理论研究的重要先驱者[7，11-12]，布迪厄首次将客观的资本禀赋和主观行为决策联系起来，从“主观构建”和“客观结构”双重视角解释了资本对人们行为逻辑的影响。在布迪厄的实践理论中，资本是“一组可被使用的资源和权力”[13]，也是“个体在社会空间中的外在生存条件”[12]，与场域（空间）和惯习（内在生存系统）共同决定人们的决策行为。布迪厄认为资本可以通过各种直接或间接途径转化成货币，根据作用领域与转化效率将其划分为经济资本、文化资本和社会资本。其中，经济资本指的是可以直接兑换成货币，并且可以制度化为产权形式的资本；文化资本表达了“物质（资源）与精神（文化）”之间的结构关系，在某些特定条件下，它可以转换成经济资本，并且转换过程是以教育资质的形式制度化的；社会资本指社会成员和团体因其不同的社会地位而获得的社会资源和权利，它是以教育资格的形式制度化的。
理性行为理论和计划行为理论表明，行为是意愿在具体情境中的表达，因此，农民环境治理参与意愿同样受到场域、惯习和资本禀赋的多重影响。本文研究的核心问题是，在既定的空间场域和特有的行为惯习下，农户的资本禀赋如何影响其耕地面源污染治理受偿意愿。
根据农户行为理论，农户的耕地面源污染治理受偿意愿分为“是否愿意参与生态补偿”（补偿参与意愿）和“补偿多少”（受偿额度）两个决策阶段。其中，补偿参与意愿决定农户参与耕地面源污染治理生态补偿的积极性，受偿额度则反映农户对不同生态补偿标准的响应程度。若实际补偿标准低于某农户的心理预期，则意味着该农户将不会响应耕地面源污染治理补偿政策；若补偿标准低于大多数农户的心理预期，则意味着耕地面源污染治理补偿政策是低效乃至无效的。基于以上讨论，本文将从农户补偿参与意愿和受偿额度两个角度解读资本禀赋的影响。
1.1资本禀赋与补偿参与意愿
布迪厄指出，经济约束是行动者所必须面对的限制条件。作为资本禀赋的基本形式之一，经济资本可以直接兑换成货币并物化为产权，它能够促使人们形成“理性”的惯习，从而影响实践决策[7]。经济资本对农户耕地面源污染治理补偿参与意愿的影响主要表现在两个方面：首先，从效益的角度分析，耕地面源污染治理能够改善生态环境。一般地，家庭收入水平越高，人们对生活品质的要求越高，相应地，对良好生态环境的需求也随之提高[14]，因而经济水平高的农户可能对耕地面源污染治理生态补偿持有更积极的态度；其次，从成本的角度分析，农户经济能力强，家庭储蓄能力、保障能力和抵御各种风险的能力也随之增加，因而面对可能影响收入的耕地面源污染治理，经济能力强的农户参与补偿的概率更高。根据以上讨论，提出假设1：
H1：农户的经济资本越丰富，越愿意参与耕地面源污染治理生态补偿。
布迪厄认为，文化资本是指借助不同的教育行动传递的文化物品，是文化资源积累的结果。文化资本与主观意识的形成息息相关，学术界很早就注意到了文化资本对农户环境治理意愿的影响。例如，潘丹等[15]分析了养殖户环境友好型畜禽粪便处理方式选择行为的影响因素，发现受教育程度对农户环境友好型技术选择具有显著正向影响；华春林等[16]研究了农业教育培训项目对减少农业面源污染的影响，发现参加农业教育培训项目后，农户的化肥投入量明显减少。一般而言，文化资本丰富的农户对耕地面源污染的危害和治理的必要性具有更深刻的认知，能够清晰地认识到公众参与环境治理的义务和责任，因而其参与环境治理的意愿更强，据此，提出假设2：
H2：农户的文化资本越丰富，越愿意参与耕地面源污染治理生态补偿。
布迪厄的社会资本是藉由个体所占有的社会关系网和所处的社会结构形成的资源集合体，它能够聚合分散的个体，进而影响社会成员的集体行动意识。国内外学者也注意到了社会资本对公众环境治理参与意愿的影响。Harring[17]利用跨国数据研究了公众对环境治理的参与意愿，发现政治信任和社会腐败是影响公众环境治理参与行为的重要因素。何可等[18]指出社会信任可以分为人际信任和社会信任，主要通过建立信息共享机制、合作机制和内在约束机制影响行动者的环境治理行为。杜焱强等[19]则认为，良好的社会信任可避免信息不对称带来的环境治理“囚徒困境”，易生成集体行动；而良好的关系网络能够加强农户的集体归属感和沟通便捷性，减少环境决策的交易成本，进一步激励其环境治理参与行为。前人研究表明社会资本在公众环境治理决策中具有一定作用，据此，本文认为社会资本对农户耕地面源污染治理的补偿参与意愿也具有一定的推动作用，提出假设3：
H3：农户的社会资本越丰富，越愿意参与耕地面源污染治理生态补偿。
1.2资本禀赋与受偿额度
经济资本对农户环境保护受偿额度具有复杂的影响。例如，张翼飞[20]發现家庭收入越高，公众环境保护行为的受偿额度越大；而蔡银莺和余亮亮[21]则认为农户的家庭收入越高，农田保护的受偿额度越小。经济资本与农户环境治理受偿额度的关系存在不确定性，原因在于以下两个方面：①理性人的特性决定了农户对经济效益的追求，因此农户行为决策存在一定的短视性，可能重经济而轻生态，所以经济资本越丰富的农户对生态补偿的期望越高。②生态环境质量与农户福利水平息息相关，出于居住地生态环境可持续发展的考虑，农户可能采取环境保护行为；同时，收入水平越高，农户对良好生态环境的需求越大，该需求可以在一定程度上抵消农户的受偿额度，因而经济资本与农户受偿额度存在负向关系。本文认为当前农业收益相对较低的背景下，第一个方面在农户决策中的影响更大，意味着在生态福利与经济效益之间，农户可能更偏好经济收益，据此提出如下假说：
H4：农户的经济资本越丰富，耕地面源污染治理的受偿额度越高。
文化资本决定了个人的价值取向和审美取向，并进一步影响着人们的行为决策。就耕地面源污染治理而言，文化资本丰富的农户能够更好地理解耕地面源污染的危害和治理带来的生态效益，这种理解能够激励农户主动分担环境治理的责任和成本。因此文化资本可以激发农户的环保意识进而影响其环境保护行为的受偿额度，据此提出假设5：
H5：农户的文化资本越丰富，耕地面源污染治理的受偿额度越低。
社会资本通过形成某种“软约束”来规范和引导农户的环境治理行为。具体表现为：①合作是实现环境保护由“管理”向“治理”蜕变的关键[22]，而信任是达成耕地面源污染治理集体合作的基础。当信任处于较高水平时，集体行动的交易成本下降，促使合作达成并趋于稳定[23]。②环境问题的不确定性主要源于信息不对称，关系网络能够构建信息共享机制，有助于政策信息和技术信息在农户间的传递[17]；此外，充足的信息还能够降低农户的风险预期，有助于激励农户采取相应的耕地面源污染治理措施。根据以上讨论，社会资本有助于降低集体合作的交易成本并进一步破解信息不对称困境，从而降低农户对补偿额度的预期，由此提出假设6。
H6：农户的社会资本越丰富，耕地面源污染治理的受偿额度越低。
2数据来源、变量定义与模型选择
2.1数据来源
2008年，环境保护部和中国科学院在《全国生态功能区划》中首次提出建立秦巴山地水源涵养重要区，2011年《全国主体功能区规划（修订版）》进一步提出建立秦巴多样性生态功能区。本文选择位于秦巴生态功能区腹地的安康市和汉中市作为研究区域，该研究区不仅是国家重点生态功能区，也是南水北调中线的水源涵养地，承担着一江清水供京津的重任。安康市和汉中市是丹江口水库的重要水源地，有调查表明，2014年两市下游的丹江口水库水质为Ⅳ类或Ⅴ类，而农业面源污染和生活污水是主要的污染源[24]。
本文研究数据来自课题组2016年11—12月对该研究区展开的实地调查。样本的选择采取了分层随机抽样法。首先综合考虑研究区农业生产情况、经济状况以及地形地貌等因素，抽取了安康市的汉阴县、汉滨区、平利县和汉中市的城固县、勉县；其次根据各县的耕地面积与人口比例，每个县抽取具有代表性的2～3个自然村；再次，根据村庄规模，在各村庄随机抽取了20～35个农户。此次调研总共发放问卷300份，获得有效问卷293份，问卷有效率为96.67%，其中安康市143份，汉中市150份。
就样本特征而言，受访者以男性为主，占76.21%；受访者的平均受教育年限为6.13年，年龄最小值为21岁，最大值为78岁，年龄均值为55.71岁；农户家庭规模以3～5人为主，占61.43%；实际种植面积为
0.340 hm2；户均劳动力数量以2～3人为主，占71.33%。整体而言，样本的人口统计学特征与统计数据、其他学者的抽样特征[25]相似，样本具有代表性。
农业生产的调查数据显示，样本区水稻、小麦和油菜的亩均化肥物质投入量分别为81.21 kg、57.50 kg和5644 kg。综合来看，平均每公顷化肥物质投入量为2 064.75～2 080.65 kg，高出国际公认的施肥量安全上限（225 kg/hm2）的8.17～8.25倍，造成了农业化工品的过量投入，这无疑会给生态系统安全造成巨大威胁。因此，在该区域开展耕地面源污染治理对保障生态环境和水资源安全具有重要意义。
2.2变量定义
本文所用主要变量的含义及特征值如表1所示。
2.2.1因变量
本文将耕地面源污染治理受偿意愿分为参与意愿和受偿额度，综合考虑研究区内正在试点的环境友好型技术后，将参与意愿的情境设置为：若“政府鼓励农户参与耕地面源污染治理，在给予一定经济补偿的条件下，您是否愿意以有机肥、生物农药和除虫灯代替化肥农药？”答案选项是“A=是，B=否”。若第一个阶段农户回答为A，则继续进行第二阶段受偿额度的调查，问题情境问题为：“若您愿意参与上述耕地面源污染治理生产模式，您觉得每年每亩至少应该从政府获得多少补偿？”答案选项为“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”。第二阶段问题采用了条件价值评估（Contingent Valuation Method，CVM）的调查方式，具体选项设计采用的是单边界二分式方法。
2.2.2自变量
本文的自变量是农户资本禀赋，具体包括：经济资本、文化资本和社会资本。根据研究假说，对自变量进行如下定义：
（1）经济资本。选择家庭收入、家庭劳动力数量、耕地面积和农用机械数量来衡量农户的经济资本。其中，家庭收入反映了经济资本的丰裕度，以2016年家庭收入（调查时间为2016年11月至12月，全年家庭总收入基本确定，不确定的部分估计而来）来表示；家庭劳动力数量也是经济资本的重要标志，在务工和农业成为农民主要收入的背景下，劳动力数量能够反映农户经济资本的潜力和趋势。
另外，耕地面积和农用机械数量反映了农业资本的丰裕度，耕地面积越大、农用机械数量越多，则意味着农户农业生产盈利能力越高，经济资本也就越丰富。
（2）文化資本。选择受教育程度、参加农业培训的次数和打工经历来反映农户的文化资本。其中，受教育程度是传统教育经历的直观表现，以受教育年限表示受教育程度；参加农业培训的次数反映了农户农业生产知识和技术的丰裕程度，以近三年来农户实际参加的农业培训次数表示；打工经历是农户成长经历中的重要内容，因能够影响农户的价值取向和行为逻辑而成为文化资本的重要表征变量。
（3）社会资本。选择社会信任和关系网络来衡量农户社会资本。以农户对亲戚朋友、邻居、村干部、陌生人的信任程度表征社会信任；以手机上联系人的数量、常联系人数和能借到钱的亲朋好友数量表征关系网络，其中，手机上的联系人数量和常联系人数代表关系网络的广度，能借到钱的亲朋好友的数量代表关系网络的深度。
（4）控制变量。卫龙宝等[26]指出村庄经济发展水平对于农民参与村庄公共物品供给具有重要影响。尤其是所在村庄是否属于贫困县往往意味着不同的政策扶持力度、社会经济特征和集体决策逻辑，农户耕地面源污染治理受偿意愿也因这些政策环境和社会结构的制约而产生差异。
2.2.3变量描述性统计特征
在293个受访农户中，8669%的农户表示愿意在一定经济补偿下，参与耕地面源污染治理。有39人不愿参与，拒绝参与的原因分别是：担心收入下降，占4615%；认为环境较好，不需要治理，占2308%；认为治理没有效果，占3077%。农户受偿额度的均值是6 444.37元/hm2·a，补偿额度中500元的频率最高，占所有样本的2321%。
2.3模型选择
学术界多采用Heckman模型来估计两阶段受偿意愿的影响因素，在该模型中补偿参与意愿方程和受偿额度方程并不是彼此独立的，参与意愿方程的误差被带入受偿额度方程，这一操作会导致模型估计偏差[27]。为克服Heckman模型估计偏差大的缺陷，本研究选择了经济学家Cragg[28]提出的双栏模型（DoubleHurdle Mode，DHM）进行计量分析，DHM模型将行为者的决策过程同样分解为是否参与和参与程度两个阶段。在Cragg的双栏模型中，只有两个阶段同时成立才能构成一个完整的决策，并且补偿参与方程和受偿额度方程是两个独立的方程，这样就避免了方程间的内生性。双栏模型可表示为：
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）通过构建Probit模型来讨论农户耕地面源污染治理生态补偿的参与意愿Wi，当被调查者愿意参与生态补偿时，Wi=1；否则Wi=0。方程（2）使用截断正态模型（The Truncated Normal Model）来解释农户对耕地面源污染治理受偿额度Yi，该方程的前提为Wi≠0，具体约束如方程（3）所示。两个方程可以分别表示为自变量Zi和Xi的线性函数，本文中Zi和Xi均表示被调查者的资本禀赋
变量；α、β、σ为待估参数；μi、εi为随机误差项，二者均服从独立的正态分布。根据参与意愿方程和受偿额度方程相互独立的假说，双栏模型的概率密度函数为：
F（W，Y*|α，β，μ，ε）=[1-Φ（αZ）]1（W=0）[Φ（αZ）ΦβX-μσ]1（W=1）（4）
3实证分析
3.1多重共线性检验
在进行双栏模型的实证分析之前，考虑到经济资本、文化资本和社会资本之间可能存在一定的内部相关性，本文对各变量进行了多重共线性诊断，结果显示变量之间不存在显著共线性。由于篇幅限制，仅展示“家庭收入”作为被解释变量的诊断结果，具体见表2。根据相关诊断标准，若同时满足Vif >10和Mean vif>1两个限制条件则表
3.2双栏模型结果分析
双栏模型的实证分析结果如表3所示。结果显示，模
型的P值在5%的显著性水平上通过了检验，表明自变量对因变量具有显著影响，说明模型整体拟合效果显著。
3.2.1补偿参与意愿的影响因素分析
参与方程显示了农户耕地面源污染治理补偿参与意愿的影响因素，具体结果如下所示：
（1）经济资本的影响。耕地面积在5%的统计水平上通过了显著性检验，且系数为正，表明耕地面积越大，农户越愿意参与耕地面源污染治理生态补偿。证明经济资本越丰富，农户参与耕地面源污染治理的概率越高，假设1得到验证。
（2）文化资本的影响。受教育程度和参加农业培训的次数通过了显著性检验且系数均为正，表明农户的文化资本对其生态补偿参与意愿具有显著正向影响，假设2得到验证。一般来说，受教育程度高的农户具有较强的环保意识，对与自身福利水平息息相关的耕地面源污染治理怀有更高的热情；参加农业培训能够提高农户耕地面源污染
治理补偿参与意愿，这是因为当地政府环保政策导向，政府主导的农业培训多围绕测土配方施肥、精准施肥和秸秆还田等技术展开，这些技术的优势在于能够提高农户对过量施肥和农业面源污染危害的认知。
（3）社会资本的影响。亲戚朋友信任程度、邻里信任程度、村干部信任程度和借钱人数均对农户的参与意愿具有显著的正向影响，说明信任程度和关系网络的增加均有利于提高农户的补偿参与意愿，假设3得到验证。长期以来，以“熟人信任”和“圈子主义”为核心的邻里关系，不仅能增进彼此的认同感，还能降低达成一致行动的交易成本，增强农户对于未来合作的期望，并且在此基础上能够形成一种风险共担、互利互惠的合作机制，因而信任程度越高的农户越愿意参与生态补偿。借钱人数是一种村域“强联结”，代表了优质关系网络的数量，一方面借钱人数多的农户往往能够更好地利用各种社会资源；另一方面可借钱人数越多，农户应对不确定事件和风险的能力越高，因此，借钱人数对农户生态补偿参与意愿具有显著正向影响。
3.2.2受偿额度影响因素分析
规模方程显示的是农户耕地面源污染治理受偿额度的影响因素，具体结果如下所示：
（1）经济资本的影响。家庭收入、耕地面积和农用机械数量均通过了显著性检验且系数为正，说明经济资本越丰富，农户耕地面源污染治理受偿额度越高，假设4得到验证。根据理论部分，经济资本对受偿额度的影响方向取决于农户对生态效益和经济效益的个体偏好，而经济资本对农户受偿额度具有正向影响，表明当前农户的消费决策中，对经济效益的偏好超过了对良好生态环境的偏好。
（2）文化资本的影响。参加农业培训的次数在1%的统计水平上通过了显著性检验且系数为正，表明农户参加农业培训的次数越多，耕地面源污染治理受偿额度越高，说明文化资本对农户受偿额度具有显著正向影响，该结论与假设5相悖。原因可能是参加农业培训的农户具有更高的农业生产能力和生产效率，其参与耕地面源污染治理损失的经济效益更大；此外，农户文化资本越丰富，对国家环境保护的决心和力度也就越了解，因此可能因“本位主义”思想而提高对生态补偿额度的期望。
（3）社會资本的影响。亲戚朋友信任程度和借钱人数均在1%的统计水平上通过了显著性检验，区别在于前者系数显著为负，后者系数显著为正。亲戚朋友信任程度的系数为负数，说明农户的信任程度越高，受偿额度越低；借钱人数的系数显著为正数，说明农户的关系网络越丰富，受偿额度越高，这两项结论中前者与假设6相符，后者与假设6相悖，说明假设6没有通过检验，社会资本对农户受偿额度的影响不显著。信任程度对受偿额度具有负向影响的解释是，在农村家庭经营的条件下，亲戚朋友之间的密切交往，使得彼此之间信息较为对称，降低了达成合作的搜寻成本；加之感情认同与相互责任具有一种“信任担保”机制，能够有效避免集体行动的机会主义行为，提高农户对集体行动的信心。因此，亲戚朋友的信任程度对农户受偿额度具有负向影响。关系网络具有正向影响的原因是，可借钱人数多的农户往往因具有较强的个人能力和优质的人脉而成为村里的精英，这些村域精英利用各种资源的能力比较强，因而促使其转变现有农业生产模式的机会成本更大，相应的经济激励要高一些，所以可借到钱的人数越多，农户对生态补偿的期望越高。
（4）控制变量的影响。是否属于贫困县变量在5%的显著性水平上通过了显著性检验并且系数为正，表明所在村庄属于贫困县变量对农户受偿额度具有显著正向影响。原因可能是因为贫困县的经济发展水平比较落后，农业收入在农户家庭收入结构中占有重要地位。参与耕地面源污染治理对贫困县农户的生计影响较大，因而农户对补偿额度的期望更高。
4结论与政策建议
在已有研究的基础上，将农户耕地面源污染治理受偿意愿划分为补偿参与意愿和受偿额度两个决策阶段，本文基于布迪厄的实践理论建立资本禀赋与受偿意愿的理论分析模型和研究假说，利用秦巴生态功能区农户微调研数据，采用DoubleHurdle模型实证分析了资本禀赋对农户两阶段受偿意愿的影响。研究结果显示：①样本农户中，表示愿意参与耕地面源污染生态补偿的农户占86.69%，且户均受偿额度是6 444.37元/hm2·a，农户受偿额度中500元出现的频次最高，占23.21%。这一结果表明当前农户的参与意愿和受偿额度均处于较高水平，这是当前中国农户环境保护意识增强的表现，也是城乡“二元”格局中农户收入低和社会保障不足的结果。②经济资本对农户参与意愿和受偿额度均有正向影响，前者表明当前农户已经具有了一定的环境保护意识，后者表明在农户的价值取向中，经济偏好强于对良好生态环境的偏好。③文化资本对农户的参与意愿和受偿额度同样具有正向影响，前者表明文化积累对农户环境保护意愿具有正向作用，后者表明文化资本越丰富，农户参与耕地面源污染治理的机会成本越高。④社会资本对农户的参与意愿具有正向影响，表明信任程度和关系网络能够促进农户间环境治理集体合作的达成；而对受偿额度的影响无法确定，表现在信任程度对农户的受偿额度有负向影响，而关系网络具有正向影响。
根据以上讨论，本文提出以下政策建议：
第一，将农户参与纳入耕地面源污染治理补偿政策的制定环节。农户是耕地面源污染治理的执行者，并且对补偿政策具有较强的响应意愿，因此制定耕地面源污染治理生态补偿政策时应充分考虑农户的利益诉求，以激励农户主动采取减施化肥农药的环境友好型生产技术作为政策设计的目标。
第二，高度重视资本禀赋对耕地面源污染治理受偿意愿的影响，加强农户资本禀赋的积累。首先，从文化资本着手丰富农户文化积累，加强耕地面源污染治理的环保效益宣传和环保责任教育，引导农户树立环保意识和生态价值观；并针对农户开展环境友好型生产技术培训，提高其响应耕地面源污染治理参与能力。其次，从经济资本和社会资本着手增强农户的环保能力建设：①大力发展农村经济，提高农民收入水平，并通过合作医疗和养老保险等措施加强农户的社会保障，降低农户生计风险；②积极扶持组建各类农村合作社和经济组织，形成村庄内部规范，增强农民间的信任，促进耕地面源污染治理集体行动的达成。
（编辑：王爱萍）
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