资本禀赋对农户绿色生产投资意愿的影响

张童朝++颜廷武++何可

摘要

作为一种典型的绿色生产方式，秸秆还田兼具环境污染治理与资源循环利用之效，但现实中农户响应并不积极。个体的意愿选择通常会面临着个人及家庭资本禀赋的约束，为探究农户在秸秆还田问题上是否也面临着相同的境况，本文基于相关理论分析，提出了资本禀赋水平和结构会对农户秸秆还田投资意愿产生作用的假说，利用实地调研数据，运用熵值法和CVM方法对农户的资本禀赋水平和结构、秸秆还田投资意愿与水平进行了评价分析，以Probit和Tobit模型实证检验了资本禀赋及其结构对农户秸秆还田投资意愿的影响效应。结果表明：①农户的资本禀赋水平存在较大差异，各类资本禀赋按照水平排序为：社会资本（97.99）>自然资本（95.42）>物质资本（94.88）>经济资本（94.23）>人力资本（90.01），结构方面以社会资本占优型农户居多，占比40.49%，人力资本占优型的农户个数为0。②仅有35.26%的农户愿意投资秸秆还田，但投资意愿水平分布较为均衡，平均投资意愿约为5.62—1594元/666.7 m2·季。③自然资本（地形）、物质资本（家电数量）、人力资本（性别比例）、经济资本（收入稳定性和融资能力）和社会资本（制度信任）等水平的提升以及资本禀赋结构的优化均被证明可显著增强农户秸秆还田的投资意愿，可见农户秸秆还田投资意愿不高或因资本禀赋约束所致。由此提出了加强农户资本禀赋积累，优化农户资本禀赋结构的政策建议，以促进秸秆还田等绿色生产方式的推广应用。

关键词农户；资本禀赋；投资意愿；秸秆还田；绿色生产

中图分类号X2；X71文献标识码A文章编号1002-2104（2017）08-0078-12DOI：10.12062/cpre.20170422

生态环境恶化业已成为威胁人类生存与发展的全球性危机[1]。处于经济高速发展和快速工业化时期的中国，同样面临着这一问题。进入21世纪，长期依靠资源消耗和环境破坏为代价的粗放型经济增长方式所积攒的问题已显露无遗[2]。作为高度依赖资源条件并直接影响自然环境的产业，近年来投入品过度使用以及废弃物的不当处置使得农业面源污染问题日益严重，给经济社会发展、居民生活健康造成了巨大损害[3-4]。如何实现农业资源的循环利用和农业生产的绿色发展变得尤为重要和迫切。

作为一种可利用资源，秸秆潜在价值巨大且储量丰富，但却因得不到合理处置而成为一大污染源[5-7]。若将秸秆还田进行肥料化利用，则既可减少污染[8]，又利于化肥减施[9]，且增加土壤肥力的同时促进作物增产[10]，“两减两增”有利于实现秸秆问题以“疏”代“堵”治理方式的转变，兼具环境污染治理与资源循环利用之效，无疑是一种典型而有效的绿色生产模式，但现实中的农户却行动迟缓[11-12]。为此，诸多学者对农户秸秆处置及其背后的影响因素、经济学原理等问题展开了探讨研究[13-15]。有学者另辟蹊径，将农户环保方面的支付意愿视为一种投资，并从资本禀赋的视角分析了农户秸秆利用和环保投资的驱动因素[16-18]。事实上，行为人的意愿选择通常会面临着一定的资本禀赋约束，因此，个体进行选择时，自身的资本禀赋状况则成了不得不考虑的因素，从这个意义上说，行为主体可能会因自身资本禀赋不能满足相应行为发生的需要而選择放弃，从而表现出较低的意愿水平，相关学者在资本禀赋对于个体的生育意愿[19]、技术采纳[20]、社会参与[21]、就业[22]以及农地经营[23]等方面的影响研究也证实了这一点。

那么，现实中是否由于资本禀赋的约束抑制了农户秸秆还田的投资意愿呢？上述问题的回答对于寻求推进秸秆还田工作的突破口，实现农业生产的绿色化转型至关重要。相关学者在类似问题上已做出开拓性的探索，并取得丰硕成果，但仍有值得拓展的空间：一是相关文献在分析资本禀赋作用前较少进行农户层面系统的资本禀赋评价。事实上，在讨论农户资本禀赋如何影响其意愿选择之前对农户资本禀赋现状进行审视与考察，对于发现实际问题并寻求解决途径很有必要；二是农户之间资本禀赋的差异不仅表现在水平上，结构上的不同亦值得关注，但现有研究仅就各类资本禀赋单个或共同的影响效应进行探讨，而鲜有将资本禀赋结构及其作用纳入分析框架之中的讨论。鉴于此，本文拟借助实地调研数据并综合利用熵值法、CVM法和Probit、Tobit等计量模型，尝试解决两个问题：一是综合评估与解析现阶段农户的资本禀赋水平和结构，估算其秸秆还田投资意愿水平；二是实证分析与检验资本禀赋水平与结构对于农户秸秆还田投资意愿的作用机理。以期通过秸秆还田问题更为全面地透视与考察资本禀赋对农户绿色生产投资意愿的作用，从而深化拓展相关研究，并为现实问题的解决提供有益参考。

1理论基础与假说

1.1理论分析与假说

本文将农户的秸秆还田视为一种生产性投资，即农户通过在秸秆还田问题上投入资本禀赋要素以期在未来获取秸秆还田的增产增收回报以及由此带来的具有正外部性的环境产品。为此，农户必须进行相应的资本禀赋投入，如此一来，在一定的资本禀赋水平下，农户意愿必然是考量自身资本禀赋状况后的权衡结果。本文首先进行前提假定以便提出相应的假说并展开研究。

假定一农户选择是否愿意投资秸秆还田前会对自身资本禀赋状况进行综合考量。秸秆还田作为一项人类活动作用于农田系统的耕作方式，其进行有赖于一定的自然条件和人力物力投入。具体来说，农业生产对自然条件的高度依赖性决定了较好的自然资本禀赋条件，如良好的地形、适宜的土壤等是必需前提；综合Theodore W. Schultz[24]和Putnam[25]等人力资本和社会资本相关理论来看，良好的人力资本禀赋，如劳动力充足、农业生产技术熟练等和充足的物质资本禀赋，如农机齐全等以及雄厚的经济资本禀赋，如较高的家庭收入等是秸秆还田得以实施并正确进行的保障；丰富的社会资本禀赋，如良好的人际关系和社会参与等无疑可以降低还田实践中的交易成本。若上述资本禀赋条件得以满足并且较为丰富，农户自然愿意投资秸秆还田且具有更高的投资意愿水平。

由此，提出假说1：农户资本禀赋水平的提升将增强其秸秆还田的投资意愿。

假定二农户所拥有的各类资本禀赋之间存在替代性。提出这一假定主要基于两方面的考虑：①若各类资本禀赋间不存在替代性，则农户的投资意愿将会由水平最低的那类资本禀赋决定，此时只需探讨最低水平的资本禀赋即可，这显然不符合实际，各类资本禀赋替代性的存在保证农户的投资意愿取决于综合资本禀赋水平，由此，资本禀赋的综合评价也具有了探讨意义；②由于各类资本之间存在替代性，在实际中，农户将会以自身较强的资本禀赋来弥补较弱资本禀赋所带来的不足，而不同农户各类资本禀赋之间的差异以及差异强度是不一致的，不同类别资本禀赋间的替代率也不一致，由此，农户资本禀赋结构的差异必将演化为综合资本禀赋效应的不同，进而对其投资意愿发生作用。

由此，提出假说2：农户资本禀赋结构将显著影响其秸秆还田的投资意愿。

1.2概念界定与变量选取

在西方经济学理论中，资本是生产中可投入的生产资料，大致包括物质、人力、资源和技术知识等，Elinor Ostrom[26]认为资本指代被生产出来或自然存在的生产要素储备，大致可以分为物质资本、人力资本、社会资本和自然资本等。禀赋原指人所具有的智力、体魄、能力等，经济学意义的禀赋则见于Heckscher和Ohlin[27]的要素禀赋理论，用于指代劳动力、技术、土地、技术管理等。在此，本文并不区分资本与禀赋的差异，并综合以上论述将农户资本禀赋定义为农户个人及家庭先天具备或后天已获取的可用于生产生活的各类资源和能力储备的集合，后文统一称之为资本，将其主要划分为自然资本、物质资本、人力资本、经济资本和社会资本五类。

（1）自然资本。农业是高度依赖自然条件的产业，土地是农业生产不可或缺的重要投入要素[28]，我国千百年来的农耕文化传统更是赋予了其对农户而言的特殊意义，整体地形地貌、土地数量的多寡、质量的高低显然会影响着农户的思想观念和行为。一般而言，地形条件越好，土地规模越大，分布越集中，则农业生产条件越好，耕作成本也越低，越有利于增强农户对于秸秆还田等绿色农业生产方式的投资意愿。本文采用农户所在村地形、农地规模、块均面积和土地质量来综合考察农户的自然资本。

（2）物质资本。物质资本主要包括生产生活所需的各类物资设备等，本文从农户的生产生活角度出发，设定农户家庭所拥有的农用机械和家用电器数量以衡量农户的物质资本水平。毋庸置疑，农用机械将极大促进农户生产效率的提高，是农户在农业生产方面所需的重要物质资本；而家用电器则在一定程度上代表了农户生活水平，生活水平较高，则更加追求生活质量和环境改善，自然更愿意投资秸秆还田等绿色生产方式。此外，所谓安居方能乐业，本文引入住房条件变量，以全面考察农户的物质资本储备。

（3）人力资本。参考Theodore W. Schultz[24]的人力资本理论，本文以农户家庭劳动力数量表征人力资本数量，以农户文化程度和健康情况表征人力资本质量。劳动力数量越多，健康情况越好，越有可能完成农业生产任务后转而着手农作物秸秆的处理；而文化程度高的农户更容易认识到秸秆的资源价值与处置不当的危害，从而更加重视秸秆处置与农业绿色生产，也就更具秸秆还田的投资意愿。此外，考虑到性别会引起较为明显的人力资本差异[29]，本文在人力資本中纳入家庭性别结构变量。

（4）经济资本。Maslow[30]认为重视环境问题隶属人的安全需求，高于追求温饱等生理需求，由此，农户只有在收入达到一定水平，才会逐步重视起环境污染问题。此外，秸秆还田投资作为一项支出活动，经济状况较好的农户无疑会面临着更小的经济压力，其意愿也就更强。农户的经济资本主要表现为收入情况，本文采用农户家庭年收入予以考量，同时引入收入稳定性和融资能力两个指标以全面度量农户的经济资源获取与掌握能力。

（5）社会资本。基于相关研究[25]，本文的社会资本设定社会参与、信任与互惠规范三方面指标，社会参与是社会资本建立和提升的条件，本文以农户与其他村民聊天交流的频率的予以衡量，信任是人们交往过程中形成的对交往对象可靠度的概念化期望，可分为人际信任与制度信任[31]，本文分别以农户对朋友邻居和环保法规的信任程度予以测度；互惠规范指两个行动者相互依赖的关系，或者指一种行为状态，这一规范既可限制掠夺性的利己行为，又可激励人们从事公共事务[32]，本文以农户对邻居帮助的频率测度互惠规范指标。

具体变量设定如表1。

2数据与研究方法

2.1数据来源和样本特征

本文所用数据来自课题组于2016年8月份在山东和湖北两省开展的农户调查，调研内容主要围绕农民的作物秸秆利用情况展开。选取两地主要基于如下考虑：山东省位于黄河下游，以小麦玉米为主，兼有花生棉花等，而处于长江中下游的湖北省则主产稻米，同时棉花和油菜亦具有相当规模，两省作为北方旱作区和南方水田区的粮食主产区，将其作为研究对象可以较全面地考察作物秸秆的利用问题，具备一定代表性。具体地点为山东的平度、莱西、安丘三个县级市和湖北省武汉市新洲区，共计9乡镇（街道）

您平时对于朋友邻居的帮助：1=从来没有；2=比较少；3=一般；4=比较多；5=经常

29村（社区）。为保证问卷质量，所有调研人员在前期均接受了包括问卷内容和调研技巧方面的相关培训。调研按照随机抽样原则、采取入户进行面对面访谈的形式展开，共收回问卷550份，剔除关键信息漏答等无效问卷，有效问卷536份，问卷有效率9745%。

样本特征方面，受访农户以男性为主，占比为6772%；年龄方面主要集中在51—65岁，其比例为4757%，41—50岁的农户占比2444%，65岁以上的占比高达1679%；农户的受教育水平多为初中，占比4664%，小学水平占比2257%，不识字（或识字很少）的农户高达1026%；有6698%的受访农户没有兼业，兼业农户中以偶尔兼业或长期兼业者居多；家庭规模方面，受访农户多为3—5人的中小型家庭，占比达6194%；整体而言，样本农户的各方面特征与当前我国农村实际状况较为一致。

2.2研究方法

本文拟采用熵值法进行赋权以综合评价农户资本水平，进而通过Probit和Tobit模型实证分析农户资本对其秸秆还田投资意愿的影响，具体的方法介绍如下。

2.2.1熵值法

借鉴相关研究[33]，本文采用熵值法对农户各类资本指标予以赋权，进而通过加权平均的方法求出农户的综合资本水平。熵值法是一种根据各指标所含信息有序程度来确定权重的方法。信息熵描述了样本数据变化的相对速率，系数越接近于1，距目标就越近；系数越接近于0，距目标就越远。信息熵越小，指标权重就越大。其具体步骤如下：

（1）构建基础矩阵Y=（yij），yij代表第i个农户第j个指标的观测值，i=1，2，…，m，j=1，2，…，n。

（2）利用上述矩阵生成新的矩阵Z=（zij），该矩阵中的元素与上述矩阵元素的对应关系如下：

zij=yij∑mi=1yij（1）

（3）求出第j个指标的信息熵Ej，与信息效用评价值Dj，公式如下：

Ej=-K∑mi=1zijln（zij），Dj=1-Ej（2）

（4）基于步骤（3），计算指标权重wj和综合评价值vi，公式如下：

wj=Dj/∑nj=1Dj，vi=∑nj=1wjyij（3）

2.2.2模型选择

本文所关注的农户秸秆还田投资意愿包含两个方面的内容，首先为是否愿意进行投资，而后是所愿意投资的水平。鉴于此，为得到较为稳健的回归结果，参考类似问题的相关研究[34]，本文选取Probit和Tobit模型考察资本状况对农户是否投资秸秆还田和其投资意愿水平的影响。

（1）Probit模型。设定Y为因变量，则Y=0表示农户无投资意愿，Y=1表示农户具有投资意愿，Y的Probit模型可由潜变量Y*模型推导得来，公式如下：

Y*i=Xiβ+εi（i=1，2，…，N）（4）

此时，农户秸秆还田投资意愿的Probit模型可以表示为：

p=prob（Y=1|X=x）=prob（Y*i>0|x）

=prob{（εi>xiβ）|x}=（xiβ）（5）

式中，X为影响农户投资意愿的各自变量的实际观测值，εi为随机扰动项，服从正态分布，为标准正态累计分布函数。

（2）Tobit模型。对于农户所愿意投资的具体水平，可用下限为0的Tobit模型进行考察。定义Tobit模型的潜变量模型如下：

y*=Xβ+μ（6）

式中，y*为模型中的潜变量；μX～Normal（0，σ2）；Xβ=β0+β1x1+…+βixj。

y=y*，若y*>0

0，若y*≤0（7）

y*为潜变量，y为y*的观察变量，xi为解释变量，βj为回归系数。

3研究结果与讨论

3.1资本综合评价

3.1.1水平分析

为消除各指标的量纲和单位差异且便于比较，本文对农户的资本评价结果进行对數Logistic模式标准化，并将标准化后的结果分别乘以100处理，因此，该评价结果重在比较相对值，而不关注绝对值的大小。具体如表2所示。

由表2可知，整体来看，农户的资本水平差异较大，综合资本均值为94.51，而最低值为81.45，最高值为99.12，相差近20个单位。就各类资本比较而言，农户各类资本

按照均值排序为：社会资本（97.99）>自然资本（95.42）>物质资本（94.88）>经济资本（94.23）>人力资本（90.01），最高与最低值之间相距约8个单位。极差方面，社会资本的极差最小，为14.13，自然资本最大，为26.11。

为进一步刻画不同农户之间的资本差异，本文以资本水平均值为标准，将低于均值的农户划定为弱资本型，其余划为强资本型。就综合资本而言，强资本型农户占比58.58%，弱资本型农户占比41.42%，说明多数农户的综合资本值高于整体平均水平。从各类资本比较来看，农户之间的物质资本水平分异最为明显，弱物质资本型农户占比32.46%，强物质资本型农户占比67.54%；人力资本方面的分布则较为平均，两类农户占比较为均衡，结合前文分析，可以认为农户在人力资本方面均处于较低水平。

3.1.2结构分析

接下来探讨农户的资本结构，本文按照各类资本相对水平将农户分为五类，例如自然资本占优型则表示该农户所拥有的资本中，自然资本水平最高，具体情况如表3所示。

根据表3可知，536个样本农户中，社会资本占优型农户最多，为217个，占比40.49%，其次是自然资本占优型农户，有179个，占到总数的33.40%，物质资本占优型和经济资本占优型两者相当，分别占比13.81%和12.31%，人力资本占优型的农户个数为0，再一次印证了农户整体的人力资本水平居于较低水平。此外，按照本文的资本结构分类方法，未发现有复合资本型农户。

3.2投资意愿估计

本文采用条件价值评估法（CVM）估算农户对于秸秆还田的投资意愿水平，该方法主要利用问卷调查方式直接考察受访者在假设性市场里的经济行为，通过得到消费者

支付意愿（WTP）进行计量。反映在问卷中为两个核心问题，首先询问农户“是否愿意出钱雇人进行秸秆还田？”若“不愿意”，问答结束；若“愿意”，则进一步询问“您愿意出多少元/亩·季？”可选项有“A：1—10元；B：11—20元；C：21—30元；D：31—40元；E：41—50元；F：51—60元；G：61—70元；H：71—80元；I：81—90元；J：91—100元；K：其他（填出具体值）”。

3.2.1水平分布

为使统计结果更为直观，根据统计学的合理性，本文选取投资水平区间的中间值来替代各区间农户的投资意愿水平，其中，填写“其他”区间的农户极少（只有2个农户），故将其归并至91—100元区间。样本农户的秸秆还田投资意愿水平分布如表4所示。

由表4可知，536个有效样本中，有347人对秸秆还田无投资意愿，占比64.74%，具有投资意愿的仅为189人，占比35.26%，可见多数农户拒绝投资于秸秆还田。具有投资意愿的农户中，各个投资水平均有分布，除71—80元和81—90元两个区间的农户不足2.00%以外，其它区间均有相当比例的农户分布。其中，51—60元区间的农户比例最高，为5.22%，其次是21—30元、41—50元和91—100元区间，均占比4.29%。据此可知，尽管愿意投资秸秆还田的农户不多，但其投资意愿水平却较高。必须指出的是，根据实地调研了解，51—60元是现实中单纯的农作物收割服务的价位，而91—100元恰恰是目前包含还田在内的收割服务价格，因此，在某种程度上，现实的价格或给农户形成了一定的参照效应，而干扰了农户真实投资意愿的形成与表达。

3.2.2限度估算

农户对秸秆还田的平均投资意愿水平上限估计公式为：

E（WTP）上限=∑n[]i=1PiAi

其中，i（i=1，2，…n）代表第i个投资意愿水平，Ai代表农户选择第i个投资意愿水平值，Pi代表农户选择第i个投资意愿水平的概率，用选择第i个投资意愿水平的农户数量占样本总数的比例表示。

相应的农户对秸秆还田的平均投资意愿水平下限估计公式为：

E（WTP）下限=E（WTP）上限×具有投资意愿的农户数量占样本总数的比重

根据公式，结合表4数据可得，单个样本农户秸秆还田的投资意愿水平的上限是15.94元/666.7 m2·季，相应的下限为15.94×35.26%=5.62元/666.7 m2·季。

对比近年来关于耕地或农业废弃物利用等相关问题的估算结果（见表5），可认为本文的估计结果具有一定参考意义。

3.3农户资本与投资意愿交叉分析

为探究资本与农户秸秆还田投资意愿的关系，按照前文基于资本水平和结构视角的分类，本文分别统计了其秸秆还田投资意愿情况，结果见表6。根据表6，就资本水平角度而言，强资本型农户中，具有投资意愿的比例为4108%，投资意愿水平均值为18.55元/666.7 m2·季，而这两个数字在弱资本型农户中仅为27.03%和12.25元/666.7 m2·季。

从资本结构方面看，不同资本结构的农户群体在秸秆还田投资意愿方面有着明显的差异。其中，自然资本占优型农户中愿意投资秸秆还田的比例最高，为44.69%，其具有最高的投资意愿水平均值，达19.22元/666.7 m2·季；其次是社会资本占优型农户，两个数字分别为33.64%和1647元/666.7 m2·季；物质资本和经济资本占优型农户的情况相差较小，经济资本占优型农户中愿意投资的比例和水平均值略高。

综上所述，可认为资本水平及其结构差异确实会影响农户的秸秆还田投资意愿，或者说农户投资秸秆还田意愿不高或因资本约束（水平差异巨大、结构不尽合理等）所致。

3.4模型回归结果

在回归模型的变量设定上，除了前文所设定的各类资本变量外，本文按照农户是否属于某类资本占优型设定了虚拟变量，以考察资本结构对于农户秸秆还田投资意愿的影响。本文有五种资本结构類型，为避免“虚拟变量陷阱”的发生，只需设定4个虚拟变量即可，但必须注意到，前文中人力资本占优型农户的个数为0，故只需设定3个虚拟变量。本文抽取了自然资本、经济资本和社会资本占优型3种类型设定虚拟变量。因变量方面，Probit模型按照农户是否愿意投资秸秆还田赋值，0表示拒绝投资，1表示愿意投资；Tobit模型中，同样以0表示拒绝投资，并分别用1，2，3……10来代表问卷中10个层次的投资意愿水平。

3.4.1模型检验结果

在所设定变量通过了多重共线性检验后，利用Stata 14.0软件，

采取如下策略进行模型回归：先将各类资本变量纳入模型分别进行Probit和Tobit回归，得到模型（1）和（2）；再将表征资本结构类型的虚拟变量纳入模型分别得到模型（3）和（4），结果如表7所示。

由表7可知，无论是Probit模型还是Tobit模型，在引

入了资本结构虚拟变量后，其Pseudo R2均在不同程度上得到提升，据此可认为资本禀赋结构同样对农户的秸秆还田投资意愿和水平具有重要作用。接下来本文将对模型（3）和（4）结果展开具体分析。

（1）自然资本。本村地形变量在模型（3）和（4）中分别通过了5%和10%水平上的显著性检验，表明当地地形为平原的农户更愿意投资秸秆还田并具有更高水平的投资意愿。农业的自然属性决定了生产劳动对于自然条件的高度依赖性，相对于平原来说，山地丘陵地区的耕地分布细碎，且高低不平，从可操作性方面看，普通生产劳动尚且难于进行，目前以机械化为主的秸秆还田作业则难度更大；而就成本角度而言，对于山地丘陵地区的耕地条件，无论是还田服务的需求方还是供给方，均会因成本过高迎难退却。农地规模、块均面积和农地质量未通过显著性检验，可能的原因是样本农户整体的农地规模和块均面积偏小，分布过于集中，而土地质量方面，根据实地调研观察来看，受限于技术水平，当前的秸秆还田均为全量还田，很难做到根据土地质量差异化作业，故而还田问题上，土地质量或并未被农户纳入考虑之列。

（2）物质资本。农机数量和家电数量均通过了模型（3）和（4）的显著性检验，表明家庭农用机械和家用电器拥有量会对农户的秸秆还田投资意愿具有显著影响。值得指出的是，农机数量的系数为负，表明其对农户秸秆还田投资意愿起到了抑制作用，可能的解释是，农机数量较多的农户已在农业生产上投入了较高成本，而边际报酬递减规律的存在使得这些农户在面临是否雇人进行秸秆还田的选择时，自然不愿意投资或只愿意进行较低水平的投资。此外，普通农户以往的农用机械对秸秆还田服务具有一定的替代作用，因此更加弱化了其投资意愿。家电数量对农户秸秆还田投资意愿具有正向的促进作用，一方面农户家电数量在一定程度上代表了农户的生活水平，较高的生活水平有助于增强农户秸秆还田投资意愿；另一方面，伴随电视机、电脑、手机等信息终端普遍进入农户家中，因而家电数量也在一定程度上体现了农户的信息化水平，较高的信息化水准促进了其投资意愿的提高。

（3）人力资本。家庭的性别结构在模型（3）和（4）中均通过了10%水平上的显著性检验，表明在一个家庭中，男性比例越高，越有利于提高农户的秸秆还田投资意愿。在广大农村地区，依然保有一定程度的“男主外，女主内”的分工传统，由此使得男性相对于女性接触信息更广，视野更为开阔，也更有主见，从而更愿意改变以往的生产方式，尝试秸秆还田等较新的环保模式；加之农业生产的特性和男女身体条件差异决定了在一个家庭中，男性比例越高，对农业生产活动优势越明显，无疑将强化家庭的整体人力资本积累。

（4）经济资本。经济资本中收入稳定性变量在模型（3）和（4）中均通过了显著性检验，表明收入越稳定，农户越愿意进行秸秆还田投资并具有更高的投资意愿水平。现阶段我国农村社会保障体系尚不完善的情况下，农户多为风险厌恶者，收入的稳定性显然有助于降低其风险厌恶系数，并提高农户对于未来收入水平的预期，因而更易于做出尝试秸秆还田的决策并愿意进行更高水平的投资。融资能力变量通过了模型（4）的显著性检验，表明借贷能力的增强可有效促进农户秸秆还田投资水平的提高。

（5）社会资本。制度信任变量在模型（3）和（4）中均通过了5%水平上的显著性检验，表明制度信任可以有效促进农户增强秸秆还田的投资意愿和水平，而其他三个变量（社会参与、人际信任和互惠规范）并未表现出显著的影响效应。可能的解释是，在当前广大农村地区，一方面经济社会巨大变革中，农村传统熟人关系社会的支持和交往系统以及社区文化正逐步弱化[37]，一个重要的表现即以往的非市场性帮工行为正日益减少[38]，这无形当中弱化了人际互惠等方面的效应；另一方面，鉴于农村居民的环保意识整体偏低的现状，社区活动与交往对农户增强秸秆还田意愿的作用自然也就十分有限。在此情形下，国家政策和制度的作用则尤为明显，如何通过有效的政策设计强化农户环保意识，规范农户行为，激励农户采用秸秆还田等绿色生产方式甚为关键。

（6）资本结构。表征资本结构的三个虚拟变量中有两个通过了模型的显著性检验，表明不同资本结构对于农户的秸秆还田投资意愿具有显著影响效应。需要指出的是，“自然资本占优型”和“社会资本占优型”通过了显著性检验仅表明农户秸秆还田意愿的增强对两类资本依赖性更强，尽管“经济资本占优型”变量未表现出显著影响，但并不能因此否认经济资本在农户秸秆还田投资意愿选择中的作用。同时，未纳入模型的“物质资本占优型”和“人力资本占优型”亦是如此。

为进一步验证资本结构对农户秸秆还田投资意愿的影响，本文分别基于模型（3）和（4）的回归，对表征资本结构的变量进行了联合显著性检验，结果见表8。根据表8，模型同样拒绝了资本结构变量的系数为0的假设，可认为资本结构确实会对农户秸秆还田投资意愿发生作用。

3.4.2稳健性检验

无论将农户出钱购买秸秆还田服务看作是一种投资行为还是消费行为，作为一项费用支出活动，无疑会受到收入情况直接或间接的影响。为了检验上述模型回归结果的稳健性，本文在剔除了家庭年收入低于0.5万和高于10万元的样本后，再一次进行了Probit和Tobit模型的回归，分别得到模型（5）和（6），具体结果如表9所示。对比表9和表7可见，模型（3）和（5）、模型（4）和（6）的结果基本一致，各类资本及资本结构仍然对农户秸秆还田投资意愿具有显著影响，可认为模型（3）和（4）回归结果较为稳健，结论较为可靠。

4结论与政策启示

本文基于相關理论分析，提出了资本禀赋水平和结构会对农户秸秆还田投资意愿产生作用的假说，利用实地调研数据，运用熵值法和CVM方法对农户的资本禀赋水平和结构、秸秆还田投资意愿与水平进行了评价分析，最后以Probit和Tobit模型实证检验了家庭资本禀赋及其结构对农户秸秆还田投资意愿的影响效应。主要结论如下：

（1）农户的资本禀赋水平和结构存在较大差异。就均值而言，农户各类资本禀赋按照水平排序为：社会资本（97.99）>自然资本（95.42）>物质资本（94.88）>经济资本（94.23）>人力资本（90.01）；综合来看，强资本型农户占比58.58%，弱资本型农户占比41.42%。资本结构方面，社会资本占优型农户最多，占比40.49%；其次是自然资本占优型农户则占到总数的33.40%；物质资本占优型和经济资本占优型两者相当，占比分别为13.81%和12.31%，人力资本占优型的农户个数为0。

（2）只有少数农户愿意投资秸秆还田，但投资意愿水平分布较为均匀。536个有效样本中，有347人对雇人进行秸秆还田无支付意愿，占比64.74%，具有支付意愿的仅为189人，占比35.26%；具有支付意愿的农户中，各个支付水平均有分布，除71—80元和81—90元两个区间的农户不足2.00%以外，其它区间均有相当比例的农户分布；根据测算，单个样本农户秸秆还田的投资意愿水平的上限是1594元/666.7 m2·季，相应的下限为5.62元/666.7 m2·季。

（3）资本禀赋对农户秸秆还田投资意愿影响显著，农户投资秸秆还田意愿较低或因资本禀赋约束所致。统计数据显示，无论是分类别来看还是综合而言，资本禀赋的增强均有助于提高农户秸秆还田投资意愿水平；模型的回归分析也发现，自然资本（地形）、物质资本（家电数量）、人力资本（性别比例）、经济资本（收入稳定性和融资能力）和社会资本（制度信任）及各类资本结构均被证明显著地影响了农户秸秆还田的投资意愿。结合本文对于农户资本评价和投资意愿估算结果来看，可认为资本水平不高和结构不尽合理在一定程度上抑制了农户投资秸秆还田等绿色生产方式的意愿。

鉴于上述研究结论，本文相应的政策启示如下：

（1）综合提升农户资本积累水平。要重视农户资本禀赋在推广秸秆还田等绿色生产方式中的重要作用，以往的政策更多地注重外力的作用，如补贴或处罚等，难以将其内化为农户转变生产方式、采纳绿色生产模式的内部驱动力。应从提升农户资本禀赋约束线的视角，兼顾各地不同的自然条件，通过土地流转等发展适度规模经营从而优化自然资本；大力发展农业生产社会化服务体系以弥补现阶段农机缺乏、弱者种田等物质资本和人力资本短板；同时，注意完善农业保险、农村社会保障和农村金融服务三大体系，强化农户经济资本；最后，在农村传统的社会关系和交往系统弱化的形势下，要特别重视农村环境治理的制度创设和政策引导，以增强政府的公信力和相关政策法规约束力。

（2）分类优化农户资本禀赋结构。上述举措在具体执行过程中必须坚持因地制宜。我国幅员辽阔，各地区之间从自然地理到风土人情，从生产方式到经济社会发展水平都千差万别，必须有效甄别各地区、各类别农户的资本禀赋结构差异，明确不同农户的优势条件并找到其劣势所在，制定差异化政策，以充分发挥各类资本之间的替代作用。例如耕地分散的地区则开展多种形式的土地流转与耕地整合，人力不足的则重在发展机械化生产服务，诸如此类，以扬其长而补其短，方可有效推进农业生产的绿色转型和农村环境的综合治理。

（编辑：王爱萍）

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Impact of capital endowment on peasants willingness to invest in green production：

Taking crop straw returning to the field as an example

ZHANG Tongchao1，2YAN Tingwu1，2HE Ke1，2ZHANG Junbiao1，2

（1.College of Economics & Management，Huazhong Agricultural University，Wuhan Hubei 430070，China；

2.Hubei Rural Development Research Center，Wuhan Hubei 430070，China）

AbstractAs a typical green production method， crop straw returning to the field can promote not only pollution controlling but also resource recycling. However， in reality， peasants have not given positive response. Individual decision is usually faced with constraint of capital endowments. In order to explore whether peasants are also facing the same situation in crop straw returning to the field， based on theoretical analysis， this paper puts forward the hypothesis that the level and structure of capital endowments will influence peasants willingness to invest in crop straw returning to field， and then according to the field survey data， it evaluates and discusses the level and structure of capital endowments and peasants willingness to invest in straw returning by the Entropy Method and CVM. Finally， Probit and Tobit models are employed to test the impact of capital endowment on peasants willingness to invest in straw returning. The result shows that： ①There are significant differences of capital endowment level among peasants， and they can be sorted from high to low as follows： social capital （97.99）> natural capital （95.42）> material capital （94.88）> economic capital （94.23）> human capital （90.01）. In terms of structure， the majority of peasants belong to the type of powerful social capital， accounted for 40.49%， while none of peasants pertains to the kind of powerful human capital. ②In the crop straw returning to the field， only 35.26% of peasants are willing to invest， but the distribution of investment level is relatively balanced， the average level of willingness to invest is around 5.62-15.94 yuan per mu for one crop. ③The increase of natural capital （terrain）， physical capital （home appliance number）， human capital （gender ratio）， economic capital （income stability and financing ability） and social capital （institutional trust） and the improvement of capital structure have been proved to play a positive role in promoting peasants willingness to invest in straw returning， and it is highly possible that peasants low willingness to invest in straw returning is due to the constraint of capital endowment. Thus some suggestions are put forward to improve capital accumulation and optimize of capital structure to promote the green agricultural production.

Key wordspeasants； capital endowment； willingness to invest； crop straw returning to field； green production