王建華　陶君穎　陳璐

摘要：生態(tài)補(bǔ)償是激勵養(yǎng)殖戶畜禽廢棄物資源化處理，實(shí)現(xiàn)畜禽養(yǎng)殖經(jīng)濟(jì)與生態(tài)雙收效益的有力政策途徑。為深入了解養(yǎng)殖戶畜禽廢棄物資源化處理的補(bǔ)償意愿及其意愿受償水平，本研究基于山東省6市30縣（區(qū)）的實(shí)地調(diào)研數(shù)據(jù)，利用整合性技術(shù)接受與使用（UTAUT）模型為理論分析框架，結(jié)合條件價值評估法（CVM）與Heckman兩階段選擇模型進(jìn)行了系統(tǒng)研究，結(jié)果表明：①72.4%的養(yǎng)殖戶愿意接受政府補(bǔ)償進(jìn)行畜禽廢棄物的資源化處理，其意愿補(bǔ)償水平為98.02元/月·戶;②婚姻狀況、家庭年收入、養(yǎng)殖類型、養(yǎng)殖規(guī)模、經(jīng)濟(jì)績效期望、社會績效期望、知識儲備、公共關(guān)系、技術(shù)便利性是影響?zhàn)B殖戶補(bǔ)償意愿的關(guān)鍵因素;③性別、年齡、家庭年收入、社會績效期望、主觀規(guī)范與公共關(guān)系顯著影響?zhàn)B殖戶的意愿補(bǔ)償水平。基于此，為促進(jìn)畜禽廢棄物的資源化處理，保障養(yǎng)殖業(yè)健康發(fā)展，本研究提出以下政策建議：①加大對畜禽廢棄物資源化處理的知識普及與技術(shù)宣傳;②重視對畜禽廢棄物資源化處理補(bǔ)償政策的優(yōu)化完善與推廣落實(shí);③強(qiáng)化對養(yǎng)殖戶畜禽廢棄物處理的政府管制與社會監(jiān)督。

關(guān)鍵詞 畜禽廢棄物;資源化處理;補(bǔ)償意愿;Heckman模型

中圖分類號 X713文獻(xiàn)標(biāo)識碼 A文章編號 1002-2104（2019）09-0144-12DOI：10.12062/cpre.20190309

改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，人民生活水平提高，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷調(diào)整，畜禽養(yǎng)殖業(yè)隨之得到高速發(fā)展，不僅保證了不斷增長的畜產(chǎn)品需求，在帶動農(nóng)村發(fā)展、農(nóng)戶增收等方面也成效顯著[1]。然而，巨大成就的背后卻是日益嚴(yán)重的畜禽糞污問題。特別是隨著近年來農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的大變革，過去傳統(tǒng)的種養(yǎng)結(jié)合鏈條被打破，農(nóng)牧用地關(guān)系日益脫節(jié)，畜禽糞便無處排放，畜禽糞污成為農(nóng)業(yè)面源污染的主要來源與重要成因[2]。據(jù)農(nóng)業(yè)部統(tǒng)計，當(dāng)前我國每年畜禽糞污產(chǎn)生量約38億t，但綜合利用率不足 60%，畜禽廢棄物的資源價值遠(yuǎn)未被有效挖掘利用。養(yǎng)殖戶是畜禽廢棄物最直接的處置者，也是畜禽養(yǎng)殖產(chǎn)業(yè)中最基本、最龐大的微觀主體，提升養(yǎng)殖戶畜禽廢棄物處理的資源化水平，是當(dāng)下解決畜禽糞污問題、實(shí)現(xiàn)畜禽養(yǎng)殖經(jīng)濟(jì)與生態(tài)雙收效益最直接有效的途徑[3]。當(dāng)前，政府高度重視畜禽糞污問題，先后出臺了一系列有關(guān)畜禽廢棄物污染防治與有效利用的規(guī)章條例和法律法規(guī)。然而，由于廢棄物的處理具有非排他性的公共物品屬性，養(yǎng)殖戶往往不愿意支付額外的處理成本，采用科學(xué)、環(huán)保的方式處理廢棄物的意愿不強(qiáng)[4]。不少學(xué)者研究指出，生態(tài)補(bǔ)償可以在一定程度上彌補(bǔ)養(yǎng)殖戶廢棄物資源化處理的環(huán)境效益支出，是鼓勵養(yǎng)殖戶自覺進(jìn)行廢棄物資源化處理的關(guān)鍵政策手段與經(jīng)濟(jì)激勵途徑，且相比行政管制與懲罰類政策能更好地避開政策技術(shù)與操作層面的問題，執(zhí)行過程中更具實(shí)效性[5-6]。由于目前我國生態(tài)補(bǔ)償總體上還處于起步和探索階段，現(xiàn)階段由于政府補(bǔ)償方式不合理、補(bǔ)貼額度較低、現(xiàn)有補(bǔ)償不到位等問題，政府生態(tài)補(bǔ)償政策的效用發(fā)揮受到了極大限制[7]。為此，本文基于山東省6市30縣（區(qū)）的實(shí)地調(diào)研數(shù)據(jù)，對養(yǎng)殖戶畜禽廢棄物資源化處理的補(bǔ)償意愿及其意愿受償水平進(jìn)行了系統(tǒng)分析與實(shí)證研究，以期為政府補(bǔ)償政策的優(yōu)化改善提供一定參考建議，提升畜禽養(yǎng)殖戶廢棄物處理的資源化水平。

1 文獻(xiàn)回顧與述評

圍繞農(nóng)戶參與環(huán)境保護(hù)行為的生態(tài)補(bǔ)償意愿，國內(nèi)外學(xué)者進(jìn)行了積極研究。Langpap[8]的研究表明政府補(bǔ)貼會有效刺激農(nóng)戶的環(huán)境保護(hù)行為。王志剛等[9]認(rèn)為政府保費(fèi)補(bǔ)貼越高，農(nóng)戶參與作物保險的意愿越強(qiáng)烈。張郁等[10]的研究證明政府生態(tài)補(bǔ)償對養(yǎng)豬戶資源稟賦-環(huán)境行為關(guān)系具有顯著的正向調(diào)節(jié)效應(yīng)。Nyongesa等[11]具體分析了農(nóng)戶保護(hù)內(nèi)瓦沙大湖行為的生態(tài)補(bǔ)償接受意愿及其影響因素。熊凱等[12]以農(nóng)戶對鄱陽湖濕地的生態(tài)補(bǔ)償意愿為例，研究發(fā)現(xiàn)家庭主要收入來源、家庭居住位置、是否重視濕地環(huán)境改善與其生態(tài)補(bǔ)償意愿呈現(xiàn)顯著相關(guān)性。熊凱等[13]基于Logistic模型的研究進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)受教育年數(shù)與家庭人口數(shù)對農(nóng)戶濕地保護(hù)受償意愿也具有顯著影響作用。Van等[14]與Moran等[15]認(rèn)為經(jīng)濟(jì)因素對人們參與生態(tài)補(bǔ)償政策的選擇具有重要影響。何可等[16]利用Tobit模型對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)廢棄物資源化的受償額度及其影響因素進(jìn)行了實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)性別、人均年收入、耕地面積、信息獲取容易程度對農(nóng)戶受償意愿影響顯著。何可等[17]研究還顯示農(nóng)業(yè)收入占比、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)規(guī)模、廢棄物資源化價值感知、環(huán)境知識了解程度是影響農(nóng)戶在生態(tài)補(bǔ)償下進(jìn)行環(huán)保支付的關(guān)鍵因素。施翠仙等[18]基于條件價值評估法（CVM）進(jìn)行洱海上游農(nóng)業(yè)的生態(tài)補(bǔ)償研究，結(jié)果表明生態(tài)補(bǔ)償認(rèn)知度、是否參與過生態(tài)補(bǔ)償對農(nóng)戶生態(tài)補(bǔ)償?shù)慕邮芤庠讣把a(bǔ)償方式的選擇偏好均具有顯著影響作用。

在農(nóng)戶意愿補(bǔ)償額度水平的相關(guān)研究中，陳艷萍等[19]將黃河上游企業(yè)作為補(bǔ)償客體，研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)所處地區(qū)經(jīng)濟(jì)狀況、規(guī)模、對周邊環(huán)境的評價同時影響著企業(yè)生態(tài)補(bǔ)償?shù)膮⑴c意愿與意愿受償水平。蔡銀鶯等[20]以武漢市的實(shí)地調(diào)研數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，基于CVM測算農(nóng)戶對農(nóng)田生態(tài)環(huán)境補(bǔ)償?shù)囊庠讣熬唧w額度，研究發(fā)現(xiàn)年齡與農(nóng)業(yè)種植經(jīng)驗(yàn)顯著影響著農(nóng)戶具體的意愿受償額度水平。余亮亮等[21]通過構(gòu)建Tobit模型研究農(nóng)戶對農(nóng)田生態(tài)補(bǔ)償?shù)氖軆斠庠?，發(fā)現(xiàn)受教育程度、距離城鎮(zhèn)遠(yuǎn)近、改善農(nóng)田生態(tài)環(huán)境期望指數(shù)顯著影響著農(nóng)戶減少化肥施用的受償額度。韋惠蘭等[22]基于CVM視角研究農(nóng)戶對沙化土地封禁補(bǔ)償?shù)囊庠割~度，結(jié)果表明農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)特征、生態(tài)保護(hù)意識與封禁補(bǔ)償意愿額度具有顯著相關(guān)性。

綜合相關(guān)學(xué)者的研究成果，現(xiàn)有對農(nóng)戶生態(tài)補(bǔ)償意愿的研究主要集中流域、湖泊、濕地、農(nóng)田等生態(tài)系統(tǒng)的補(bǔ)償研究領(lǐng)域，針對畜禽養(yǎng)殖戶廢棄物處理生態(tài)補(bǔ)償意愿的實(shí)證研究較少。在有關(guān)農(nóng)戶補(bǔ)償意愿的影響因素研究中，學(xué)者們多聚焦于人口統(tǒng)計學(xué)特征、農(nóng)業(yè)特征、認(rèn)知評價與外部因素四個方面，成果豐碩，但研究的變量選取比較零散，未能形成統(tǒng)一的理論分析框架。且現(xiàn)有研究多是基于Logit、Probit、Tobit 等模型或條件價值評估法（CVM） 來分析農(nóng)戶參與環(huán)境保護(hù)行為的補(bǔ)償意愿，這類方法往往會產(chǎn)生樣本選擇性偏差，影響研究結(jié)論的準(zhǔn)確性。此外，現(xiàn)階段研究多集中在農(nóng)戶補(bǔ)償意愿的二元分析下，鮮有在補(bǔ)償意愿研究基礎(chǔ)上，針對農(nóng)戶具體意愿受償水平展開進(jìn)一步分析，特別是在畜禽養(yǎng)殖領(lǐng)域。鑒于此，本文以山東省6市30縣（區(qū)）的實(shí)地調(diào)研數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，采納整合型技術(shù)接受與使用（UTAUT）模型為理論分析框架，利用條件價值評估法（CVM）收集養(yǎng)殖戶畜禽廢棄物資源化處理的補(bǔ)償意愿及意愿受償水平信息，通過Heckman兩階段選擇模型消除可能出現(xiàn)的選擇性偏誤，具體分析養(yǎng)殖戶補(bǔ)償意愿與意愿受償水平的影響因素及作用機(jī)理，以期拓展畜禽養(yǎng)殖生態(tài)補(bǔ)償?shù)难芯烤S度與深度，為建立或完善更長效的生態(tài)補(bǔ)償機(jī)制提供一定參考建議。

2 理論基礎(chǔ)與研究假說

2.1 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，UTAUT）由 Venkatesh[23]于 2003 年提出，主要是基于 Davis 提出的技術(shù)接受模型（TAM）發(fā)展而來，它是包括理性行為理論（TRM）、計劃行為理論（TPB）、技術(shù)接受模型（TAM）、復(fù)合的TAM與TPB模型（C-TAM-TPB）、PC利用模型（MPCU）、動機(jī)模型（MM）以及創(chuàng)新擴(kuò)散理論（IDT）與社會認(rèn)知理論（SCT）的相關(guān)結(jié)論的整合。UTAUT模型把這8個模型中的論點(diǎn)整合為4個核心變量，即績效期望、努力期望、社會影響和便利條件，同時加入個體特征作為調(diào)節(jié)變量，這4個核心變量共同解釋了個體的行為意愿及具體的行為選擇。該模型由于對個體實(shí)際行為的解釋能力高達(dá)70%而受到普遍認(rèn)可和廣泛應(yīng)用。盡管從現(xiàn)有研究來看，該理論的應(yīng)用大多局限于電子商務(wù)或信息技術(shù)領(lǐng)域[24-25]，但在某種程度上，畜禽廢棄物的資源化處理既是一種資源利用方式，又是一種資源利用技術(shù)，且目前已有少數(shù)學(xué)者開始將技術(shù)接受類模型運(yùn)用于農(nóng)戶環(huán)境行為領(lǐng)域的研究[26]，基于這一認(rèn)識，本研究以UTAUT 模型為理論分析框架研究養(yǎng)殖戶的畜禽廢棄物資源化處理補(bǔ)償意愿，具有一定的可行性與前瞻性。在農(nóng)戶環(huán)境行為領(lǐng)域具體運(yùn)用UTAUT模型的先行實(shí)踐中，高楊等[27]分析了農(nóng)戶有機(jī)農(nóng)業(yè)采納時機(jī)的主要影響因素，實(shí)證結(jié)果表明，績效期望、努力期望、便利條件均對農(nóng)戶有機(jī)農(nóng)業(yè)的采納時機(jī)影響顯著。王曉莉等[28]以UTAUT理論為基礎(chǔ)考察影響小農(nóng)戶生豬糞污治理技術(shù)使用態(tài)度的主要影響因素，結(jié)果表明績效期望、努力期望、社會影響、便利條件和養(yǎng)殖戶特征均顯著影響?zhàn)B殖戶糞污治理技術(shù)的使用態(tài)度。基于UTAUT模型堅實(shí)的理論基礎(chǔ)、早期與模型預(yù)期一致的研究支持，以及近年來相關(guān)學(xué)者的實(shí)證結(jié)論支撐，本研究采用UTAUT模型作為本文的研究起點(diǎn)與理論基礎(chǔ)，進(jìn)行養(yǎng)殖戶畜禽廢棄物資源化處理補(bǔ)償意愿的影響因素研究。

2.2 研究假說

本研究基于 UTAUT 模型，引入績效期望、努力期望、社會影響、便利條件和養(yǎng)殖戶個體特征與養(yǎng)殖特征作為影響?zhàn)B殖戶畜禽廢棄物資源化處理補(bǔ)償意愿的主要因素，并提出以下研究假說。

H1：績效期望對養(yǎng)殖戶畜禽廢棄物資源化處理補(bǔ)償意愿具有顯著影響。

績效期望是指養(yǎng)殖戶感知到的畜禽廢棄物資源化處理所帶來的福利增進(jìn)程度，如改善生態(tài)環(huán)境、保障人體健康、促進(jìn)農(nóng)戶增收、推動農(nóng)村發(fā)展等。不少學(xué)者的研究指出，個體行為意愿與其價值感知大小呈現(xiàn)顯著相關(guān)性[29-30]。由于畜禽廢棄物的資源化處理具有良好的生態(tài)效益、經(jīng)濟(jì)效益和社會效益[31]，據(jù)此，本研究將績效期望劃分為生態(tài)績效期望、經(jīng)濟(jì)績效期望和社會績效期望三個變量，預(yù)計這三個變量對養(yǎng)殖戶的畜禽廢棄物資源化處理補(bǔ)償意愿具有顯著影響。

H2：努力期望對養(yǎng)殖戶的畜禽廢棄物資源化處理補(bǔ)償意愿具有顯著影響。

努力期望是指養(yǎng)殖戶對畜禽廢棄物資源化處理的難易程度感知，主要體現(xiàn)在資源稟賦限制和預(yù)期困難等方面。許多研究已經(jīng)證實(shí)，努力期望對個體行為意愿具有重要影響，是否愿意接受補(bǔ)償進(jìn)行畜禽廢棄物的資源化處理很大程度上也受到養(yǎng)殖戶自身?xiàng)l件的限制[32-33]。為了減少前人研究中“努力期望”與“便利條件”變量選取的相關(guān)性較高對研究結(jié)論的影響，本研究中“努力期望”變量的選取側(cè)重于從養(yǎng)殖戶的內(nèi)在資源條件入手，研究經(jīng)濟(jì)支出、勞動付出與知識儲備對養(yǎng)殖戶畜禽廢棄物資源化處理補(bǔ)償意愿的影響。

H3：社會影響對養(yǎng)殖戶的畜禽廢棄物資源化處理補(bǔ)償意愿具有顯著影響。

社會影響是指社會和周圍群體的態(tài)度與看法對養(yǎng)殖戶畜禽廢棄物資源化處理的影響。如果個體具有社交層面的期望與需求，那么社會群體對其思想觀念、行為意愿的影響是難以避免的[34]。Dean等[35]和Sparks[36]等的研究也證明，他人的期望與評價是個體行為意愿的重要影響因素。Venkatesh[23]認(rèn)為，社會影響主要表現(xiàn)在主觀規(guī)范、社會因素及公眾形象三個方面，是個體行為選擇的重要決定性因素。本研究主要依據(jù) Venkatesh[23]的研究結(jié)果，將社會影響劃分為主觀規(guī)范、社會因素、公共關(guān)系三種類型展開細(xì)化研究。

H4：便利條件對養(yǎng)殖戶的畜禽廢棄物資源化處理補(bǔ)償意愿具有顯著影響。

便利條件是指現(xiàn)有資源條件對養(yǎng)殖戶畜禽廢棄物資源化處理的支持程度，比如政府政策促進(jìn)、企業(yè)監(jiān)督或技術(shù)推廣等。吳麗麗等[37]研究發(fā)現(xiàn)便利條件對農(nóng)戶的技術(shù)采納意愿具有直接影響。李后建[38]的研究表明便利條件不僅直接影響農(nóng)戶對循環(huán)農(nóng)業(yè)的技術(shù)采納意愿，還通過促進(jìn)農(nóng)戶的感知有用性和易用性對采納意愿產(chǎn)生間接作用。為了減少前人研究中“便利條件”與“努力期望”變量選取的相關(guān)性較高對研究結(jié)論的影響，本研究中“便利條件”變量的選取側(cè)重于從養(yǎng)殖戶的外部資源條件入手，具體研究物流便利性、技術(shù)便利性與環(huán)境便利性對養(yǎng)殖戶畜禽廢棄物資源化處理補(bǔ)償意愿的影響。

H5：養(yǎng)殖戶個體特征對其畜禽廢棄物資源化處理補(bǔ)償意愿具有顯著影響。

本研究中個體特征根據(jù)相關(guān)學(xué)者的研究成果選取了養(yǎng)殖戶的性別、年齡、婚姻狀況、受教育程度與家庭年收入作為研究對象[39-42]。李海燕等[39]研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶的性別與年齡對其生態(tài)補(bǔ)償?shù)氖軆斠庠妇哂酗@著影響。朱紅根等[40]研究證明已婚人士相比未婚人士更可能降低生態(tài)補(bǔ)償?shù)慕邮芤庠杆?。皮泓漪等[41]研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶受教育程度顯著影響其退耕還林的受償意愿。張旋等[42]的研究證明家庭收入是影響農(nóng)戶生態(tài)補(bǔ)償意愿的顯著性因素。

H6：養(yǎng)殖戶養(yǎng)殖特征對其畜禽廢棄物資源化處理補(bǔ)償意愿具有顯著影響。

本研究中養(yǎng)殖特征根據(jù)相關(guān)學(xué)者的研究成果選取了養(yǎng)殖勞動人口、養(yǎng)殖收入比例、養(yǎng)殖戶類型、養(yǎng)殖規(guī)模與養(yǎng)殖數(shù)量作為研究對象[43-47]。翁鴻濤等[43]研究指出家庭勞動力人口與主要收入來源是影響農(nóng)戶生態(tài)補(bǔ)償意愿的顯著性因素。黎潔等[44]發(fā)現(xiàn)農(nóng)民的非農(nóng)收入比例越高，其對于生態(tài)補(bǔ)償?shù)慕邮芤庠敢苍礁摺Ｎ那宓萚45]認(rèn)為是否兼業(yè)影響著農(nóng)戶在生態(tài)補(bǔ)償下的環(huán)保支出意愿。韋惠蘭等[46]的研究發(fā)現(xiàn)養(yǎng)殖規(guī)模對農(nóng)戶的受償意愿額度具有顯著影響作用。劉雪林等[47]的研究還指出養(yǎng)殖具體數(shù)量也是影響?zhàn)B殖戶生態(tài)受償意愿的重要因素。

3 方法選擇、模型構(gòu)建與變量說明

3.1 條件價值評估法（CVM）

條件價值評估法（Contingent Valuation Method，CVM）是一種典型的陳述偏好的價值評估方法，主要基于假想的市場環(huán)境，直接詢問和調(diào)查人們的支付意愿（WTP）或受償意愿（WTA）[48]。作為一個相對靈活的意愿評估工具，CVM能夠測算生態(tài)環(huán)境或公共物品的利用價值與非利用價值，與傳統(tǒng)測算方法相比更具獨(dú)特的優(yōu)越性，在國內(nèi)外生態(tài)與環(huán)境經(jīng)濟(jì)學(xué)中得到廣泛應(yīng)用[49-50]。本研究利用CVM兩項(xiàng)選擇調(diào)查法，首先詢問受訪養(yǎng)殖戶畜禽廢棄物資源化處理的補(bǔ)償意愿，對于愿意接受補(bǔ)償進(jìn)行廢棄物資源化處理的受訪養(yǎng)殖戶，再進(jìn)一步基于問卷調(diào)查支付卡法詢問其意愿補(bǔ)償額度水平。同時，本研究通過強(qiáng)化調(diào)研人員培訓(xùn)、進(jìn)行問卷預(yù)調(diào)查和有效性評價以及采納合理的數(shù)據(jù)分析方法以盡可能減少或糾正CVM偏差。養(yǎng)殖戶意愿補(bǔ)償（WTA）期望值的計算公式如下：

E（WTA）=∑mi=1aipi（1）

其中，ai表示受訪養(yǎng)殖戶的意愿補(bǔ)償水平，pi表示不同補(bǔ)償水平ai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

在CVM中難以避免會存在受訪養(yǎng)殖戶的選擇偏差和自選擇問題，且由于所收集到的意愿補(bǔ)償水平信息并非來自總體樣本的隨機(jī)選擇，而是其中明確表示有補(bǔ)償意愿的調(diào)查群體，所以直接利用最小二乘法（OLS）方法可能會導(dǎo)致有偏的系數(shù)估計。Heckman[51]較早地注意到了社會科學(xué)研究中的選擇性偏誤問題，并提出了Heckman備擇模型（Heckman selection model）進(jìn)行糾正。目前，該方法被廣泛應(yīng)用于社會科學(xué)研究領(lǐng)域[52]。因此，本研究采納Heckman兩階段選擇模型分析畜禽養(yǎng)殖戶廢棄物資源化處理的補(bǔ)償意愿，在第一個階段利用Probit模型分析影響?zhàn)B殖戶是否愿意接受補(bǔ)償進(jìn)行畜禽廢棄物資源化處理的因素;在第二個階段，納入第一階段計算出的逆米爾斯比率λ（Inverse Mills Ratio，IMR）作為修正變量，再通過OLS模型分析養(yǎng)殖戶意愿補(bǔ)償水平的影響因素。

假設(shè)回歸模型為：

Yi=xiα+εi（2）

其中，Yi表示養(yǎng)殖戶畜禽廢棄物資源化處理的補(bǔ)償意愿，xi為解釋變量的行向量，α為待估參數(shù)列向量，εi為隨機(jī)誤差項(xiàng)。Yi的可觀測性取決于二值選擇變量Zi（取值為1或0），即：

Yi=可觀測，若Zi=1不可觀測，若Zi=0（3）

而決定二值變量Zi的方程為：

Zi=1，若Z*i>0

0，若Z*i≤0

，Z*i=W1iβ+ui

（4）

其中，Zi*是Zi的潛變量，W1i為解釋變量行向量，β為待估參數(shù)列向量，ui為隨機(jī)誤差項(xiàng)。由于研究只關(guān)心潛在變量的符號，方差的大小不影響研究分析，假設(shè)ui服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布，則Zi為Probit模型，Zi=1的概率為：

Prob（zi=1）=Prob（zi*>0） =F（W1iβ）=Φ（W1iβ）

=∫W1iβ-∞（t）dt（5）

其中，Prob（zi=1）表示養(yǎng)殖戶愿意接受補(bǔ)償進(jìn)行畜禽廢棄物資源化處理的概率，Φ（·）和（·）分別為標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的累積分布函數(shù)和概率密度函數(shù)。

考慮到在OLS估計時可能存在選擇性偏誤，需要從第一階段方程（Probit）估計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，λ具體的計算公式為：

λ=Φ（W1iβσ0）（W1iβσ0）（6）

由此得到經(jīng)過修正的估計方程為：

yi=q+W2iβ0+λi σ+μi（7）

其中，yi為第二階段回歸方程的被解釋變量，即畜禽養(yǎng)殖戶廢棄物資源化處理的意愿補(bǔ)償水平，q為常數(shù)項(xiàng)，W2i為相應(yīng)的解釋變量行向量，β0為待估參數(shù)列向量，λi為IMR修正變量，σ為λi的待估參數(shù)，μi為隨機(jī)誤差項(xiàng)。如果σ非零且顯著，則證明確實(shí)存在選擇性偏誤，Heckman兩階段模型選擇有效。同時，為了避免第一階段選擇方程與第二階段結(jié)果方程解釋變量相同可能帶來的多重共線性問題，導(dǎo)致回歸系數(shù)難以辨識，方程（4）中至少需要包括一個滿足排他性要求的解釋變量，影響第一階段的選擇行為，而對第二階段的被解釋變量yi沒有直接影響，即W2iW1i[53]。

假設(shè)W′2i為第二階段的顯著性變量，β′0為相應(yīng)的顯著性變量系數(shù)，由此可得養(yǎng)殖戶意愿支付水平期望值（WTA′）為：

E（WTA′）=q+W′2iβ′0+λiσ（8）

3.3 變量說明

本研究以UTAUT模型為理論分析框架，具體測算績效期望、努力期望、社會影響、便利條件以及養(yǎng)殖戶個體特征與養(yǎng)殖特征各變量對養(yǎng)殖戶畜禽廢棄物資源化處理補(bǔ)償意愿的影響，通過梳理前人研究成果，結(jié)合本研究實(shí)際需要，設(shè)置了一系列細(xì)分變量來進(jìn)行具體的細(xì)化研究，如表1所示。其中物流便利性的測量指標(biāo)在實(shí)際問卷調(diào)查中，由養(yǎng)殖戶根據(jù)自身畜禽廢棄物處理行為進(jìn)行相應(yīng)的問題選擇，如養(yǎng)殖戶主要通過直接還田的方式處理廢棄物，則回答養(yǎng)殖地點(diǎn)距離公路的遠(yuǎn)近程度;如養(yǎng)殖戶主要通過鮮裝出售的方式處理廢棄物，則回答養(yǎng)殖地點(diǎn)距離公路的遠(yuǎn)近程度等。此外，由于家禽與家畜的養(yǎng)殖數(shù)量不具有直觀的可比性，本研究根據(jù)山東省政府出臺的養(yǎng)殖規(guī)模認(rèn)定標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行不同種類畜禽養(yǎng)殖規(guī)模程度的劃分，在養(yǎng)殖特征中，設(shè)立養(yǎng)殖規(guī)模與養(yǎng)殖數(shù)量兩種指標(biāo)進(jìn)行對比分析。

考慮到本研究中選取的績效期望、努力期望、社會影響、便利條件以及養(yǎng)殖戶個體特征、養(yǎng)殖特征各細(xì)分變量之間可能存在多重共線性，因此在模型估計之前，本研究使用容忍度統(tǒng)計指標(biāo)（tolerance）對解釋變量之間的多重共線性問題進(jìn)行了檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，所有解釋變量的容差遠(yuǎn)<0.1，VIF方差膨脹因子遠(yuǎn)小于10。因此，模型不存在變量的多重共線性問題。

4 數(shù)據(jù)來源與特征描述

4.1 數(shù)據(jù)來源

為客觀描述養(yǎng)殖戶畜禽廢棄物的資源化處理現(xiàn)狀與補(bǔ)償意愿，本研究小組于2018年7—9月組織專項(xiàng)人員進(jìn)行了實(shí)地調(diào)查。本次調(diào)查采用分層設(shè)計、隨機(jī)抽樣與面對面訪談相結(jié)合的形式，有針對性地選取了山東省內(nèi)畜禽廢棄物處理利用任務(wù)較為繁重的6市30縣（區(qū)）。山東省是我國的畜禽養(yǎng)殖大省，畜牧產(chǎn)業(yè)規(guī)模多年位居全國第一，雖然中小養(yǎng)殖戶仍然占據(jù)絕大多數(shù)，但畜禽養(yǎng)殖的規(guī)?；潭仍诓粩嗵嵘衔覈蠖鄶?shù)地區(qū)的整體養(yǎng)殖狀況，其面臨的廢棄物處理和資源化的壓力也是我國畜禽養(yǎng)殖

業(yè)共同的難題。因此，本次調(diào)研選擇山東省為第一階段的抽樣地區(qū)。在山東省內(nèi)，根據(jù)各城市畜禽糞污排放總量、污染物排放量與單位耕地面積負(fù)荷選取了濟(jì)南、濰坊、泰安、臨沂、德州和菏澤這6個城市為第二階段的抽樣地區(qū)。在各抽樣城市中，又根據(jù)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的差異分別選取了經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平很高、較高、一般、較低、很低的五個縣（區(qū)）作為第三階段的抽樣地區(qū)，其中包括濟(jì)南市的歷下區(qū)、歷城區(qū)、槐蔭區(qū)、濟(jì)陽縣、商河縣，濰坊市的壽光市、青州市、昌邑市、安丘市、臨朐縣，泰安市的新泰市、肥城市、岱岳區(qū)、寧陽縣、東平縣，臨沂市的蘭山區(qū)、羅莊區(qū)、郯城縣、沂南縣、蒙陰縣，德州市的齊河縣、臨邑縣、樂陵市、夏津縣、慶云縣，以及菏澤市的鄆城縣、巨野縣、成武縣、鄄城縣、定陶縣。整個調(diào)查過程共隨機(jī)發(fā)放問卷540份，回收問卷529份，剔除無效問卷76份，最終得到有效問卷453份，問卷有效回收率為83.89%。

4.2 樣本概況

受訪養(yǎng)殖戶基本特征如表2所示。在性別分布上，以男性養(yǎng)殖戶為主，占比62.3%，符合男性是畜禽養(yǎng)殖主要勞動力的社會現(xiàn)實(shí)。在年齡層面，養(yǎng)殖戶平均年齡46.29歲，40歲以上的養(yǎng)殖戶比例達(dá)到了73.7%，整體年齡偏大。在受教育程度上，養(yǎng)殖戶文化層次普遍較低，68.7%的養(yǎng)殖戶受教育程度在初中及以下水平，本科及以上學(xué)歷的僅占4.7%。在家庭特征上，養(yǎng)殖戶平均家庭年收入8.03萬元，10萬元以上的占比30.4%，其中60%的養(yǎng)殖戶養(yǎng)殖收入在家庭年收入中的比重低于60%，這可能與調(diào)查樣本中兼職養(yǎng)殖戶比例較高有關(guān)，全職養(yǎng)殖戶占比僅為25.2%。在養(yǎng)殖類型上，家畜養(yǎng)殖戶占比超過50%，高于家禽養(yǎng)殖戶。在單個畜禽養(yǎng)殖品種上，養(yǎng)雞戶數(shù)量最多，占比23.8%;其次是生豬養(yǎng)殖戶，比例為23.6%;養(yǎng)殖肉牛與奶牛的養(yǎng)殖戶占比最小，分別為5.3%和4.4%。在養(yǎng)殖規(guī)模上，以散戶和專業(yè)戶為主，分別占比52.5%與33.6%，養(yǎng)殖規(guī)?；潭容^低，中規(guī)模以上的養(yǎng)殖場僅占1.5%。在具體養(yǎng)殖數(shù)量上，養(yǎng)殖區(qū)間水平由小到大整體呈階梯狀分布，53.4%的養(yǎng)殖戶養(yǎng)殖數(shù)量在500只/頭以下，養(yǎng)殖規(guī)模在5 000只/頭以上的不足10%。

4.3 養(yǎng)殖戶畜禽廢棄物資源化處理的意愿調(diào)查與現(xiàn)狀描述

本研究圍繞“養(yǎng)殖戶是否愿意進(jìn)行畜禽廢棄物的資源化處理（WILL1）”、“是否愿意投入資金進(jìn)行畜禽廢棄物的資源化處理（WILL2）”以及“是否愿意接受政府補(bǔ)償進(jìn)行畜禽廢棄物的資源化處理（WILL3）”分別進(jìn)行了調(diào)查研究，統(tǒng)計分析結(jié)果如表3所示。

調(diào)查發(fā)現(xiàn)，78.4%的養(yǎng)殖戶均有進(jìn)行畜禽廢棄物資源化處理的主觀意愿，其中家畜養(yǎng)殖戶、專業(yè)養(yǎng)殖戶、小規(guī)模和中規(guī)模養(yǎng)殖戶中有處理意愿的群體占比超過了80%，表明現(xiàn)階段養(yǎng)殖戶對畜禽廢棄物處理的關(guān)注度有所提升，環(huán)境意識顯著增強(qiáng)，能夠認(rèn)識到廢棄物資源化利用的好處并愿意為之付出一定努力。但是，當(dāng)畜禽廢棄物的資源化

處理需要讓養(yǎng)殖戶投入額外資金支持時，其資源化處理的意愿顯著降低，僅有38.6%的養(yǎng)殖戶表示愿意增加成本費(fèi)用換取一定的環(huán)境經(jīng)濟(jì)效益，而在養(yǎng)殖散戶中愿意投入資金處理廢棄物的比例最低，僅有30.7%。進(jìn)一步詢問原因，本文發(fā)現(xiàn)“政府無補(bǔ)貼或補(bǔ)貼額度太低”和“家庭經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)重”是養(yǎng)殖戶不愿意投入資金進(jìn)行廢棄物處理的主要原因，占比分別為48.9%和60.1%。納入政府的生態(tài)補(bǔ)償作為前提后，養(yǎng)殖戶畜禽廢棄物的資源化處理意愿顯著提升，占比為72.4%，但仍低于僅有主觀處理意愿的養(yǎng)殖群體比例。其中，“養(yǎng)殖規(guī)模較小”是其不愿意接受政

府補(bǔ)償進(jìn)行廢棄物資源化處理的主要原因，比例高達(dá)73.6%，這可能與受訪群體養(yǎng)殖規(guī)模較小或多為養(yǎng)殖散戶有關(guān);其次是“政府補(bǔ)貼額度太低”“現(xiàn)有補(bǔ)償不到位”和“補(bǔ)償方式不合理”，占比分別為36.0%、30.4%與27.2%。由此可見，大多數(shù)養(yǎng)殖戶均有進(jìn)行畜禽廢棄物資源化處理的主觀意愿，但不愿意為此增加額外的家庭經(jīng)濟(jì)開支和財政壓力，37.1%的養(yǎng)殖戶認(rèn)為處理成本高是阻礙其進(jìn)行畜禽廢棄物資源化處理的主要原因。而政府補(bǔ)償可以很好地彌補(bǔ)養(yǎng)殖戶資源化處理的經(jīng)濟(jì)支出，提升養(yǎng)殖戶畜禽廢棄物的資源化處理意愿，但現(xiàn)有政策在補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)、補(bǔ)償方式和具體落實(shí)上有所欠缺，一定程度上限制了政策的有效性。

5 基于Heckman兩階段選擇模型的實(shí)證分析

本研究依托Heckman兩階段選擇模型，利用STATA12.0對453名受訪養(yǎng)殖戶進(jìn)行回歸分析的結(jié)果如表4所示。模型Wald卡方值為113.57，Prob > chi2=

0.000，達(dá)到了1%的顯著性水平，整體效果良好;逆米爾斯比率λ值為1.330，在 5% 的統(tǒng)計水平上顯著，說明樣本確實(shí)存在選擇性偏差，選擇Heckman兩階段模型合理。

計量分析結(jié)果顯示，績效期望變量中，經(jīng)濟(jì)績效期望（MPE）與社會績效期望（SPE）對養(yǎng)殖戶畜禽廢棄物資源化處理的補(bǔ)償意愿具有顯著正向影響，在5%的水平上通過了統(tǒng)計檢驗(yàn)，表明養(yǎng)殖戶對廢棄物資源化處理的經(jīng)濟(jì)價值與社會價值感知越高，越能夠提升其接受政府補(bǔ)償進(jìn)行廢棄物資源化處理的積極性。其中，社會績效期望（SPE）對養(yǎng)殖戶的生態(tài)補(bǔ)償意愿水平還具有顯著負(fù)向影響，說明養(yǎng)殖戶越能認(rèn)識到廢棄物資源化處理給農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展帶來的好處，越愿意主動投入到廢棄物資源化處理的實(shí)際行動中，而社會績效期望相對較低的養(yǎng)殖戶則需要更多的外部經(jīng)濟(jì)激勵。

努力期望變量中，知識儲備（KEE）在1%的統(tǒng)計水平上對養(yǎng)殖戶的補(bǔ)償意愿具有顯著正向影響。養(yǎng)殖戶對畜禽廢棄物資源化處理的知識儲備越豐富，實(shí)際操作中的困難預(yù)期會大大降低，特別是在有政府資金支持與生態(tài)補(bǔ)償?shù)恼攮h(huán)境下，會極大提升其進(jìn)行廢棄物資源化處理的可能性。

社會影響變量中，公共關(guān)系（PRI）對養(yǎng)殖戶的補(bǔ)償意愿具有顯著正向影響，而對養(yǎng)殖戶的意愿補(bǔ)償水平具有顯著負(fù)向影響。當(dāng)養(yǎng)殖戶因畜禽糞污排放問題影響到與周圍鄰居或其他社會群體的關(guān)系時，其更愿意為減少公共沖突做出一定努力，此時接受政府生態(tài)補(bǔ)償更能提高其進(jìn)行廢棄物資源化處理的積極性，而受公共關(guān)系影響較大的養(yǎng)殖戶其期望獲得的政府補(bǔ)償額度相對更低。主觀規(guī)范（SNI）也在1%的水平上顯著影響?zhàn)B殖戶的意愿補(bǔ)償額度水平。受政府態(tài)度影響較大的養(yǎng)殖戶，往往希望獲得更高的補(bǔ)貼比例。

便利條件變量中，技術(shù)便利性（TFC）在5%的水平上對養(yǎng)殖戶的廢棄物資源化處理補(bǔ)償意愿具有顯著正向影響。政府開展的技術(shù)培訓(xùn)次數(shù)越多、內(nèi)容越實(shí)用，養(yǎng)殖戶廢棄物資源化處理的技術(shù)掌握得越嫻熟，越愿意在生態(tài)補(bǔ)償下進(jìn)行廢棄物的資源化處理。

個體特征變量中，婚姻狀況（MRI）與家庭年收入（ICM）分別在10%和1%的水平上對養(yǎng)殖戶的補(bǔ)償意愿具有顯著正向影響。這可能是由于相比未婚養(yǎng)殖戶，已婚養(yǎng)殖戶才是從事畜禽養(yǎng)殖的主體，養(yǎng)殖經(jīng)驗(yàn)與閱歷更豐富，眼光更長遠(yuǎn)，更愿意接受政府補(bǔ)償進(jìn)行廢棄物的資源化處理。而家庭年收入越高的養(yǎng)殖戶，環(huán)境保護(hù)意識越強(qiáng)[54]，接受政府補(bǔ)償進(jìn)行廢棄物資源化處理的意愿也越高。此外，性別（SEX）、年齡（AGE）與家庭年收入（ICM）還顯著影響?zhàn)B殖戶的意愿補(bǔ)償水平。男性、年齡較小的養(yǎng)殖戶由于體能優(yōu)勢是進(jìn)行畜禽廢棄物資源化處理的主要勞動力，其付出期望更高，因而希望獲得更高的補(bǔ)償水平。而家庭年收入越高的養(yǎng)殖戶，由于養(yǎng)殖規(guī)模大（廢棄物處理基數(shù)大、難度高）或兼業(yè)化程度高（付出期望高），因而其意愿補(bǔ)償水平也更高。

家庭特征變量中，養(yǎng)殖戶的補(bǔ)償意愿受到養(yǎng)殖類型（LFT）的負(fù)向影響與養(yǎng)殖規(guī)模（LFM）的正向影響。對于家庭收入主要來源于非養(yǎng)殖業(yè)的兼業(yè)養(yǎng)殖戶，其對畜禽養(yǎng)殖的依賴度與關(guān)注度較低，對廢棄物資源化處理的相關(guān)知識與技術(shù)也不熟悉，即使在政府提供生態(tài)補(bǔ)償?shù)恼邨l件下進(jìn)行廢棄物資源化處理的意愿也較低。而養(yǎng)殖規(guī)模較大的養(yǎng)殖戶，畜禽養(yǎng)殖在家庭經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)中往往占有較大比重，更重視畜禽養(yǎng)殖的長遠(yuǎn)效益，因而更愿意接受補(bǔ)償進(jìn)行廢棄物的資源化處理。

6 養(yǎng)殖戶畜禽廢棄物資源化處理受償意愿估計

6.1 養(yǎng)殖戶意愿受償水平的非參數(shù)估計

在問卷調(diào)查中，我們對愿意接受補(bǔ)償進(jìn)行畜禽廢棄物資源化處理的養(yǎng)殖戶的月補(bǔ)貼金額設(shè)置為9個區(qū)間水平，分別為20元以下、21～50元、51～70元、71～100元、101～120元、121～150元、151～170元、171～200元、200元以上，采用文清等[45]的做法，用各區(qū)間中值代表該區(qū)間養(yǎng)殖戶的意愿受償額度，200元以上意愿補(bǔ)償數(shù)額用200元代替，調(diào)查結(jié)果顯示如表5所示，其中“（X）”表示W(wǎng)TA值在有受償意愿的養(yǎng)殖戶群體中的分布比例。

由方程（1）可得，總樣本中養(yǎng)殖戶畜禽廢棄物資源化處理的意愿受償水平期望值為91.17元/月·戶，而在有受償意愿的養(yǎng)殖戶群體中，意愿受償水平的期望值為125.91元/月·戶，由此可估算養(yǎng)殖戶意愿補(bǔ)償水平的期望值為91.17元/月·戶～125.91元/月·戶。

6.2 養(yǎng)殖戶意愿受償水平的參數(shù)估計

由表4回歸結(jié)果可知，樣本確實(shí)存在選擇性偏誤，我們結(jié)合方程（8）期望值計算方法，可知在剔除樣本選擇偏誤后，養(yǎng)殖戶畜禽廢棄物資源化處理的補(bǔ)償意愿期望值調(diào)整為98.02元/月·戶，詳見表6。

相比非參數(shù)估計結(jié)果，Heckman期望值估計方法計算出的養(yǎng)殖戶補(bǔ)償意愿水平有所降低，由125.91元/月·戶降低到了98.02元/月·戶，即1 176.24元/年·戶，但仍遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于何可等[16]與全世文等[55]計算出的農(nóng)戶意愿補(bǔ)償金額水平（281.59元/年·戶～352.44元/年·戶，634.87元/年·戶和477.16元/年·戶）?？赡茉蛟谟?，一方面，隨著社會經(jīng)濟(jì)的發(fā)展與養(yǎng)殖戶環(huán)境認(rèn)知態(tài)度的改善，愿意進(jìn)行畜禽廢棄物資源化處理的養(yǎng)殖戶比例有了大幅度的提升，

越來越多的養(yǎng)殖戶開始重視畜禽廢棄物的處理問題并投入到資源化處理的實(shí)際行動中，提升了總體的補(bǔ)償意愿水平;另一方面，由于養(yǎng)殖規(guī)模的逐漸擴(kuò)大與廢棄物處理技術(shù)的日益普及，相比傳統(tǒng)的還田處理等簡易資源化處理方式，養(yǎng)殖戶通過生產(chǎn)有機(jī)肥或沼氣發(fā)酵等方式處理畜禽廢棄物的概率有所提升，處理成本的增加極大提升了養(yǎng)殖戶的意愿補(bǔ)償水平;此外，何可等[16]與全世文等[55]在進(jìn)行農(nóng)戶意愿補(bǔ)償水平的測算中，并未進(jìn)行樣本選擇偏誤的處理，加大了與本研究的測量結(jié)果出入。

7 主要結(jié)論與建議

7.1 主要結(jié)論

本研究以養(yǎng)殖戶畜禽廢棄物資源化處理的補(bǔ)償意愿為分析視角，深入山東省6市30縣（區(qū)）展開實(shí)地調(diào)研，基于UTAUT模型理論分析框架、Heckman兩階段模型的實(shí)證分析結(jié)果表明：

（1）養(yǎng)殖戶畜禽廢棄物資源化處理的補(bǔ)償意愿受到婚姻狀況、家庭年收入、養(yǎng)殖規(guī)模、經(jīng)濟(jì)績效期望、社會績效期望、知識儲備、公共關(guān)系、技術(shù)便利性的正向影響以及養(yǎng)殖類型的負(fù)向影響。在養(yǎng)殖戶基本特征上，已婚、家庭年收入越高、養(yǎng)殖規(guī)模越大的全職養(yǎng)殖戶，愿意接受政府補(bǔ)償進(jìn)行畜禽廢棄物資源化處理的可能性越大。此外，對畜禽廢棄物資源化處理的感知經(jīng)濟(jì)價值與社會價值越高、具備廢棄物處理的相關(guān)知識與技術(shù)、受到廢棄物處理公共關(guān)系困擾的養(yǎng)殖戶，其更愿意在生態(tài)補(bǔ)償下投入廢棄物資源化處理的實(shí)際行動。

（2）養(yǎng)殖戶畜禽廢棄物資源化處理的意愿補(bǔ)償水平受到性別、家庭年收入、主觀規(guī)范的正向影響以及年齡、社會績效期望與公共關(guān)系的負(fù)向影響。男性、年齡較小、家庭年收入較高的養(yǎng)殖戶往往希望獲得更高數(shù)額的政府補(bǔ)貼。而受政府態(tài)度影響較小、對廢棄物處理社會價值感知較高以及由于畜禽糞污排放問題影響到周邊關(guān)系的養(yǎng)殖戶，其意愿補(bǔ)償金額則處于相對較低的水平。

（3）在消除樣本選擇性偏誤后，養(yǎng)殖戶畜禽廢棄物資源化處理的補(bǔ)償意愿期望值調(diào)整為98.02元/月·戶。

7.2 政策建議

基于本文問卷調(diào)查與實(shí)證分析的相關(guān)結(jié)論，為促進(jìn)畜禽養(yǎng)殖的健康發(fā)展，提升養(yǎng)殖戶畜禽廢棄物的資源化處理水平，本研究提出以下政策建議：

（1）加大對畜禽廢棄物資源化處理的知識普及與技術(shù)宣傳。受訪養(yǎng)殖戶中，51.2%的養(yǎng)殖戶表示“完全不了解”或“不太了解”畜禽廢棄物無害化處理的技術(shù)方法，35.6%的養(yǎng)殖戶認(rèn)為“畜禽廢棄物處理問題對環(huán)境影響不大”而不愿意投入資金進(jìn)行廢棄物的資源化處理。當(dāng)?shù)卣蚧鶎咏M織應(yīng)該綜合利用多種媒介，利用社區(qū)或街道宣傳欄、微信公眾號、電視廣播、集會講座等形式宣傳畜禽糞污排放的環(huán)境影響與廢棄物資源化處理的生態(tài)經(jīng)濟(jì)效益，讓養(yǎng)殖戶切實(shí)認(rèn)識到畜禽廢棄物資源化處理的必要性、緊迫性與價值性。針對養(yǎng)殖戶廢棄物處理過程中可能遇到的技術(shù)問題，應(yīng)該有計劃地進(jìn)行一對一幫扶與集體培訓(xùn)。

（2）重視對畜禽廢棄物資源化處理補(bǔ)償政策的優(yōu)化完善與推廣落實(shí)。受訪養(yǎng)殖戶中，62.5%的養(yǎng)殖戶表示對政府生態(tài)補(bǔ)償政策“完全不了解”或“不太了解”。政府不僅要根據(jù)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)水平與養(yǎng)殖發(fā)展現(xiàn)狀制定合理的畜禽廢棄物補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)，還要結(jié)合民意適時調(diào)整補(bǔ)償金額與補(bǔ)償形式。77.5%的養(yǎng)殖戶最期望以“現(xiàn)金”形式接受政府的生態(tài)補(bǔ)償，其次是“財政補(bǔ)貼”。政府應(yīng)在綜合多種補(bǔ)償方式的前提下，著力提高現(xiàn)金補(bǔ)償比例，制定補(bǔ)償具體細(xì)則，確定補(bǔ)償發(fā)放時間，嚴(yán)格執(zhí)行落實(shí)到每一村每一戶，并以網(wǎng)上申訴、電話投訴或意見箱等形式接受群眾的意見反饋與實(shí)時監(jiān)督。

（3）強(qiáng)化對養(yǎng)殖戶畜禽廢棄物處理的政府管制與社會監(jiān)督。一方面，政府應(yīng)加強(qiáng)對養(yǎng)殖戶畜禽廢棄物排放的法律規(guī)制與政策監(jiān)管，對隨意處理廢棄物的養(yǎng)殖戶進(jìn)行一定懲罰約束。由于50.1%的養(yǎng)殖戶表示對現(xiàn)有污染防治法律法規(guī)“完全不了解”或“不太了解”，還應(yīng)借助街道廣播、普法講壇或入戶宣傳等形式提高相關(guān)法律法規(guī)的傳播率與普及水平。另一方面，應(yīng)鼓勵群眾成立自發(fā)性的環(huán)保組織，由當(dāng)?shù)仞B(yǎng)殖大戶或名望人士擔(dān)任組織負(fù)責(zé)人員，積極吸納地方養(yǎng)殖人員參與其中，倡導(dǎo)組織成員自發(fā)或統(tǒng)一進(jìn)行廢棄物資源化處理并對當(dāng)?shù)仄溆囵B(yǎng)殖戶的不規(guī)范生產(chǎn)行為進(jìn)行監(jiān)督，地方政府可給予環(huán)保組織成員一定的政策優(yōu)惠或財政補(bǔ)貼，如補(bǔ)貼綠肥種植、提高農(nóng)機(jī)購置補(bǔ)貼數(shù)額等。

（編輯：劉照勝）

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Farmers willingness to accept compensation for livestock andpoultry waste resource utilization and its influential factors

WANG Jian-hua1 TAO Jun-ying1 CHEN Lu2

（1.School of Business， Jiangnan University， Wuxi Jiangsu 214122， China;

2.School of Humanities and Law， Northeast Agricultural University， Harbin Heilongjiang 150030， China）

Abstract Ecological compensation is a powerful policy to encourage farmers to recycle livestock and poultry waste and achieve economic and ecological benefits. Based on field research data of 30 counties （districts） in 6 cities of Shandong Province， this paper systematically studies farmers willingness to accept compensation for livestock and poultry waste resource utilization and its influential factors by using UTAUT theoretical analysis framework， CVM and Heckman two-stage selection model. The results show that：①72.4% farmers are willing to accept a certain amount of compensation as incentive to participate in livestock wastes utilization， the expected value of which is 98.02 RMB per month per household. ②The key factors affecting farmers willingness to accept the compensation include marital status， family annual income， concurrent business， farming scale， economic performance expectation， social performance expectation， knowledge reserve， public relations and technical convenience. ③The impact factors of farmers willingness as to the amount of compensation include gender， age， family annual income， social performance expectations， subjective norms and public relations. Therefore， in order to promote recycling of livestock and poultry waste， this study proposes following policy recommendations： ①Promote knowledge education and technology popularization of livestock and poultry waste resource utilization. ②Perfect and implement subsidy policy for waste recycling. ③Strengthen government control and social supervision for non-standard disposal of waste.

Key words livestock waste; resources recovery; willingness to accept （WTA）; Heckman selection model