高 琴，敖長林 ，陳紅光，佟 銳

(1.山東工商學院中加學院，煙臺 264005;2.東北農(nóng)業(yè)大學管理科學與工程系，哈爾濱 150030)

支付意愿的影響因素分析一直是各國研究者們實證研究中的重要內(nèi)容。近年來，菲什拜因理論逐漸被應用于環(huán)境估價以及支付意愿的估算中，認為消費者對環(huán)境物品的支付意愿很大程度取決于他們對環(huán)境的認知和態(tài)度［1］，菲什拜因理論又稱理性行為理論(TRA)，由美國學者菲什拜因(Fishbein)和阿耶茲(Ajzen)于1975年提出。1991年，Steven等建議在研究中把非貨幣偏好的影響添到支付意愿(WTP)的引導問題中去。1998年，Johansson－Stenman表示:“如果經(jīng)濟學家不考慮個人的行為動機，而想要很好的評價出公共物品的社會價值是不可能的”。2000年，Kotchen和Reiling將其應用于經(jīng)濟估值技術(shù)中，探索環(huán)境態(tài)度、頻危物種的非使用價值等和CV調(diào)查中的響應回答的潛在動機之間的關(guān)系［2］;2006年，Hyytia和 Kola評價芬蘭多功能農(nóng)業(yè)價值時發(fā)現(xiàn)公民對多功能農(nóng)業(yè)的態(tài)度和消費支付意愿之間存在一定的聯(lián)系［3］。這些研究闡明了個人認知與個人行為傾向間存在因果相關(guān)性。隨著條件價值法(CVM)的不斷發(fā)展，也出現(xiàn)很多學者認為距離屬性也是影響支付意愿的重要因素之一［4］。1985年，Sutherland和Walsh在估計Flathead Lake水質(zhì)的非使用價值時，發(fā)現(xiàn)距離與非使用價值之間呈負相關(guān)［5］;1995年，Hanink在研究中也發(fā)現(xiàn)個人WTP和受訪者與作為評價對象的環(huán)境資源的距離具有遞減關(guān)系，即越接近保護對象的受訪者越傾向于愿意支付［6］，而在1996 年，Loomis利用二分式CVM，探討距離對WTP的影響，在一定程度上再次驗證了WTP隨距離增加而遞減的關(guān)系［7］。雖然國際上有關(guān)認知、動機等社會心理學因素以及距離與WTP關(guān)系的研究已經(jīng)很多，卻很少有對環(huán)境態(tài)度、距離以及支付意愿的關(guān)系進行綜合研究和解釋，更缺少基于經(jīng)濟數(shù)理模型的認知態(tài)度對WTP空間影響機理的研究［8－11］。

本文在已有研究基礎(chǔ)上［12］，將空間和個人認知相結(jié)合，研究假設(shè)個人對于物品的認知在空間上并不是均衡分布的，不同空間內(nèi)的受訪者的真實支付意愿也不是均衡的，以三江平原濕地生態(tài)系統(tǒng)為應用對象，采用雙邊界二分式CVM，通過問卷調(diào)查，探討居民對三江平原濕地生態(tài)環(huán)境保護的支付意愿水平及影響因素，試圖建立基于居民生態(tài)認知的非使用價值支付意愿空間分異模型，提高CVM在環(huán)境價值評估應用中的可靠性和有效性，為政府相關(guān)政策的制定和決策提供參考依據(jù)。

1 雙邊界二分式CVM模型與分析

條件價值法(CVM)是非市場價值評估中最為重要、應用最為廣泛的一種方法，常用于評估環(huán)境等具有無形效益的公共物品的經(jīng)濟價值。其最常用的方法是在假想的市場情況下，以調(diào)查問卷的方式直接詢問人們?yōu)槭褂没虮Ｗo某種給定的環(huán)境物品或服務而愿意支付的最大貨幣數(shù)量(WTP)或為失去某種給定的環(huán)境物品或服務而愿意接受補償?shù)淖畲筘泿艛?shù)量(WTA)，并以此來估計環(huán)境公共物品的經(jīng)濟價值。CVM 理論最初由 Ciriacy［13］提出，1963 年 Davis首次將其應用于森林生態(tài)價值的評價［14］。此后被廣泛應用于公共物品及相關(guān)政策的評價［15－19］。

封閉式二分式選擇問卷是由 Bishop［20］引進CVM研究中的，在Hanemann建立了二分式選擇與支付意愿之間的函數(shù)關(guān)系之后得到廣泛應用［21］。雙邊界二分式先給受訪者提供一個初始投標值，如果受訪者同意支付第一個投標值，就提供另一個較高投標值，否則就提供另一個較低的投標值。如此受訪者的回答會有以下4種可能:“同意－同意”，“同意－不同意”，“不同意－同意”，“不同意－不同意”，根據(jù)隨機效用最大化原理(RUM)，Hanemann［22］認為受訪者對投標值的離散響應(Discrete Response)可以看成是受訪者個人的效用最大化過程。由此，受訪者可能產(chǎn)生的4種不同回答的概率可以用以下函數(shù)表示:

式中，G(·;θ)是參數(shù)為θ的分布函數(shù)，其中，πyy，πyn，πyn，πnn分別表示第 i個受訪者回答結(jié)果為“同意－同意”，“同意－不同意”，“不同意－同意”，“不同意－不同意”的概率;BIDi為提供給第i個受訪者的初始投標值;為提供給第i個受訪者的較高投標值;為提供給第i個受訪者的較低投標值。假設(shè)為虛擬變量，分別表示受訪者回答的結(jié)果，如果受訪者回答的結(jié)果為“同意－同意”，則令=1，否則=0;的定義類似。由此得到樣本對數(shù)似然方程

根據(jù)調(diào)查所得數(shù)據(jù)和上述公式，采用對數(shù)似然估計可得到回歸方程的參數(shù)估計值，從而可計算出相應的支付意愿。當G為logistic分布時，可得平均WTP計算公式如下:

2 實證分析

2.1 研究區(qū)域概況

三江平原由松花江、黑龍江、烏蘇里江三江匯流沖積而成，三江平原濕地屬低沖積平原沼澤濕地，堪稱北方沼澤濕地的典型代表，也是全球少見的淡沼澤濕地之一。行政區(qū)域包括雙鴨山市、鶴崗市、佳木斯市、雞西市和七臺河市等所屬的21個縣(市)以及哈爾濱市所屬的依蘭縣，境內(nèi)包括52個國有農(nóng)場和8個森工局?？偯娣e約10.89萬km2，總?cè)丝?62.5萬人，人口密度約為79人/km2。三江平原濕地不僅為人類的生產(chǎn)、生活提供多種資源，而且在抵御洪水、改善環(huán)境、降解污染、保護物種和維護生態(tài)平衡等方面起到了不可替代的作用。

已有研究表明，居民對保護生態(tài)環(huán)境的支付意愿存在距離衰減性［23－26］，為進一步研究支付意愿的空間異質(zhì)性，借鑒雅克松空間區(qū)域劃分標準，將樣本分布區(qū)域分為核心區(qū)、輻射區(qū)及外圍區(qū)等3個區(qū)域，即三江平原行政區(qū)域劃為核心區(qū)，黑龍江省其余區(qū)域劃為輻射區(qū)，黑龍江省省外周邊地區(qū)劃為外圍區(qū)。核心區(qū)居民是直接受濕地環(huán)境影響者和直接感受者，輻射區(qū)居民受影響程度低于核心區(qū)居民，而外圍區(qū)的居民生活幾乎不會受濕地影響。本文選取居民對三江平原的認知作為度量其支付意愿空間分異的重要指標。

2.2 問卷設(shè)計與統(tǒng)計描述

2.2.1 問卷設(shè)計

本研究在正式調(diào)查前事先進行了預調(diào)查，根據(jù)預調(diào)查的分析結(jié)果，獲得了支付意愿的合理投標值區(qū)間信息，并將正式調(diào)查所用的二分式調(diào)查問卷按照不同的投標區(qū)間設(shè)置了7個方案(表1)。

2.2.2 調(diào)查內(nèi)容設(shè)計

調(diào)查問卷根據(jù)問題的類型不同分為3個部分，具體包括:第一部分為居民對三江平原環(huán)境認知調(diào)查，包括三江平原環(huán)境保護的重要性及對生活有無影響等;第二部分為支付意愿調(diào)查，首先調(diào)查受訪者進入市場的意愿，如果同意，通過二分式引導其為保護三江平原濕地景觀愿意支付的價格，如果拒絕，則追問其拒絕的原因;第三部分為受訪者基本社會屬性調(diào)查，包括性別、年齡，職業(yè)、受教育程度和年收入等。

表1 雙邊界二分式CVM調(diào)查方案Table 1 The payment schemes of double-bounded CVM

2.2.3 雙邊界二分式引導技術(shù)核心問題設(shè)計

對于普通受訪者而言，“三江平原生態(tài)系統(tǒng)”是個很難清晰界定的“環(huán)境公共物品”，從而導致受訪者在受訪過程中盲目回答，因此在邀請受訪者進入“市場”前，調(diào)查員必須針對問卷研究問題的背景和目的作相關(guān)介紹，告知受訪者三江平原濕地具有無形的效益，如環(huán)境品質(zhì)改善，維護生物多樣性等生態(tài)、社會功能。按照正常決策過程，為了判斷受訪者是否愿意進入“市場”，首先詢問受訪者，是否愿意從每年的收入中拿出一定資金來維持三江平原濕地生態(tài)環(huán)境的保護，如果受訪者回答“不愿意”，則追問其不愿意支付的原因。如果受訪者回答“愿意”，說明該受訪者愿意進行支付，可以繼續(xù)進行雙邊界二分式問卷調(diào)查，二分式核心問題如圖1所示。

圖1 雙邊界二分式核心問題Fig.1 The essential question of double-bounded dichotomous choice CVM

2.3 調(diào)查過程和樣本分析

2.3.1 樣本的描述性統(tǒng)計

2011年6月，項目組在三江平原地區(qū)進行了為期1周的實地調(diào)研，調(diào)查共發(fā)放問卷1000份，回收961份，除去漏選錯選以及胡亂答題的問卷，最終得到909份有效問卷，占總問卷數(shù)的91%，其中同意支付591份，抗議支付318份，分別對核心區(qū)，輻射區(qū)和外圍區(qū)統(tǒng)計受訪者在各投標值的反應狀況，得到“同意－同意”、“同意－不同意”，“不同意－同意”，“不同意－不同意”4種反應的頻率，統(tǒng)計結(jié)果如表 2所示。

表2 雙邊界二分式支付意愿分布Table 2 The WTP distribution of double-bounded dichotomous choice CVM

2.3.2 受訪居民支付意愿的空間差異

調(diào)查結(jié)果表明，地處三江平原腹地的核心區(qū)受訪者愿意支付的比例為71.93%，不愿意支付的比例為28.07%;輻射區(qū)受訪者愿意支付的比例為61.90%，不愿意支付的比例為38.10%;外圍區(qū)受訪者愿意支付的比例為51.14%，不愿意支付的比例為48.86%。由此可以看出，核心區(qū)受訪者的正支付率最高，其次是輻射區(qū)，最小的是外圍區(qū)。其中，選擇不愿意支付的原因如圖2所示，影響核心區(qū)和輻射區(qū)受訪者抗議支付的主要原因為應由政府承擔”和“沒有能力支付”，因為“距離太遠”而拒絕支付的分別只有8.89%和10.40%，而影響外圍區(qū)抗議支付的受訪者選擇“距離太遠”因素的人數(shù)遠遠高于核心區(qū)和輻射區(qū)，這一結(jié)果表明，受訪者在不同的空間區(qū)域，對三江平原濕地的保護認知符合分異特征，從而影響其是否愿意支付的意愿。

圖2 受訪者抗議支付原因Fig.2 Reasons of protest against the payment

2.3.3 受訪居民對三江平原生態(tài)系統(tǒng)認知的空間差異

參考Dunlap和Liere［27］于1978年提出的“新環(huán)境范式量表(New Environmental Paradigm Scale，簡稱NEP量表)”，根據(jù)實際需要對量表的問題進行修正，通過設(shè)置居民對三江平原的生態(tài)認知和對濕地的印象認知兩大類共12個項目，測度居民對三江平原生態(tài)環(huán)境認知的差異，采用Likert五點計分法，滿分為60分，最終計算出每個空間區(qū)域受訪者的NEP指數(shù)及其均值，并以此衡量該區(qū)域居民對三江平原生態(tài)保護的總體“生態(tài)認知”程度，測試結(jié)果如表3所示。結(jié)果表明，在對三江平原生態(tài)環(huán)境生態(tài)認知測試中，居民對于多數(shù)測試項目的感知強度呈現(xiàn)出由核心區(qū)→輻射區(qū)→外圍區(qū)依次遞減的特征，符合距離衰減規(guī)律。而居民對于保護三江平原生態(tài)環(huán)境是否重要的項目，呈現(xiàn)出由外圍區(qū)→核心區(qū)→輻射區(qū)分異規(guī)律。這說明外圍區(qū)的居民對于生態(tài)環(huán)境保護問題有著更高程度的認知。核心區(qū)，輻射區(qū)，外圍區(qū)居民的NEP平均指數(shù)分別為3.885、3.65和3.55，呈現(xiàn)總體衰減趨勢。假設(shè)居民對三江平原濕地的認知水平是支付意愿的影響因素，將居民認知作為獨立變量納入三江平原生態(tài)環(huán)境保護支付意愿計算模型。

3 模型構(gòu)建及參數(shù)估計

3.1 模型變量的選擇與定義

雙邊界二分式模型引導下，受訪者的響應除了受初始值和個人認知的影響，其社會經(jīng)濟屬性也會影響其支付意愿，社會經(jīng)濟屬性的統(tǒng)一說明和定義如表4所示。

表3 生態(tài)認知測試量表Talble 3 Ecological cognitive test scale

表4 變量定義與說明Table 4 The definition of variables

3.2 平均支付意愿估計

根據(jù)調(diào)查數(shù)據(jù)，使用Eviews軟件中的對數(shù)似然估計，可估計居民受訪者支付意愿的logit模型系數(shù)。

(1)雙邊界二分式下核心區(qū)受訪者平均支付意愿的logit模型回歸系數(shù)估計結(jié)果如表5所示，可得回歸模型為:

表5 雙邊界二分式下核心區(qū)受訪者WTP的logit模型估計Table 5 Regression estimation of nugget region interviewee WTP under double-bounded CVM

續(xù)表

雙邊界二分式下核心區(qū)受訪者平均支付意愿為:

(2)雙邊界二分式下輻射區(qū)受訪者平均支付意愿的logit模型回歸系數(shù)估計結(jié)果如表6所示，可得回歸模型為:

輻射區(qū)受訪者平均支付意愿為:

(3)雙邊界二分式下外圍區(qū)受訪者平均支付意愿的logit模型回歸系數(shù)估計結(jié)果如表7所示，可得回歸模型為:

外圍區(qū)受訪者平均支付意愿為:

表6 雙邊界二分式下輻射區(qū)受訪者WTP的logit模型估計Table 6 Regression estimation of transition region interviewee WTP under double-bounded CVM

表7 雙邊界二分式下外圍區(qū)區(qū)受訪者WTP的logit模型估計Table 7 Regression estimation of periphery region interviewee WTP under double-bounded CVM

根據(jù)模型估計數(shù)據(jù)，得到以下結(jié)果:

(1)考慮抗議支付人數(shù)的影響，雙邊界二分式引導技術(shù)下，核心區(qū)，輻射區(qū)和外圍區(qū)居民支付意愿分別為 142.23 元 人－1a－1、105.01 元 人－1a－1及 77.62元 人－1a－1。結(jié)果顯示，居民對三江平原濕地生態(tài)環(huán)境保護的支付意愿存在空間差異，從核心區(qū)、輻射區(qū)到外圍區(qū)呈現(xiàn)階梯式遞減趨勢，符合距離衰減性原理。

(2)回歸結(jié)果表明，核心區(qū)、輻射區(qū)和外圍區(qū)的認知變量與WTP呈正相關(guān)，說明居民認知程度越高，越傾向愿意支付。核心區(qū)和輻射區(qū)居民的認知變量與支付意愿在1%顯著水平下顯著相關(guān)，外圍區(qū)居民的認知變量與支付意愿在5%的顯著水平下顯著，顯著水平整體呈現(xiàn)遞減趨勢。當距離超過一定范圍，認知對WTP的影響效果減弱，這一結(jié)果驗證了本文的研究假設(shè)，符合理論預期。

4 結(jié)論與討論

(1)本文選取三江平原濕地為研究對象，采用DC－CVM估算受訪者對三江平原生態(tài)環(huán)境保護的支付意愿，嘗試將新生態(tài)范式(NEP)引入模型構(gòu)建中，根據(jù)受訪者地理空間位置的不同，將樣本分布區(qū)域分成核心區(qū)、輻射區(qū)和外圍區(qū)3個空間區(qū)域，將受訪者NEP指數(shù)作為影響支付意愿的重要影響因素，將其作為獨立變量納入WTP計算模型，結(jié)果表明受訪者對三江平原濕地生態(tài)保護認知程度與其是否愿意支付以及支付多少存在相關(guān)性，符合理論預期。

(2)通過分析核心區(qū)、輻射區(qū)和外圍區(qū)居民的回答響應，外圍區(qū)的居民抗議支付率最高，其次是輻射區(qū)，核心區(qū)抗議支付率最低，這一結(jié)果客觀反映了居民對三江平原生態(tài)保護的偏好和支付能力。

(3)通過分析居民社會經(jīng)濟屬性對支付意愿的影響，結(jié)果表明，居民收入情況對支付意愿有顯著影響，在核心區(qū)和輻射區(qū)內(nèi)，居民的受教育程度對支付意愿都有顯著影響，而外圍區(qū)居民受教育程度對支付意愿的影響不顯著。

(4)受訪者受教育程度、個人年平均收入等因素與支付意愿正相關(guān)，不同的距離范圍內(nèi)各屬性變量對支付意愿的影響效果及程度不同，年齡和職業(yè)等因素影響不顯著，這與既有文獻的研究結(jié)果相一致。

綜合結(jié)果表明，基于空間視角將居民的認知程度納入支付意愿計算模型，從空間上驗證了WTP距離衰減性及生態(tài)認知的異質(zhì)性，研究結(jié)論將提高CVM在環(huán)境價值評估應用中的有效性及可靠性，為建立基于空間視角的環(huán)境政策的費用負擔與利益分配模型奠定基礎(chǔ)，促進經(jīng)濟手段在生態(tài)環(huán)境管理中的應用，為環(huán)境價值評價及政府相關(guān)政策的制定奠定理論基礎(chǔ)和科學依據(jù)，促進社會、經(jīng)濟與環(huán)境的可持續(xù)發(fā)展。

致謝:感謝黑龍江省林業(yè)廳及洪河國家級自然保護區(qū)管理局、三江國家級自然保護區(qū)管理局、興凱湖國家級自然保護區(qū)管理局在實地調(diào)研中提供的支持與幫助。

［1］ Moon W，Griffith J W.Assessing holistic economic value for multifunctional agriculture in the US.Food Policy，2011，36(4):455－465.

［2］ Kotchen M J，Reiling S D.Environmental attitudes，motivations，and contingent valuation of nonuse values:a case study involving endangered species.Ecological Economics， 2000， 32(1):93－107.

［3］ Nina H， Jukka K. Finnish citizens'attitudes towards Multifunctional agriculture.International Food and Agribusiness Management Review，2006，9(3):9－22.

［4］ Concu G B.Investigating distance effects on environmental values:a choice modelling approach. The Australian Journal of Agricultural and Resource Economics，2007，51(2):175－194.

［5］ Sutherland R J，Walsh R G.Effect of distance on the preservation value of water quality.Land Economics，1985，61(3):281－291.

［6］ Hanink D M.The economic geography in environmental issues:a spatial－analytic approach.Progress in Human Geography，1995，19(3):372－387.

［7］ Loomis J B.How large is the extent of the market for public goods:evidence from a nationwide Contingent Valuation survey.Applied Economics，1996，28(7):779－782.

［8］ Xu Z X，Zhang J，Geoffrey W，Cao J，Zhang H L.Research on influence of residents'place attachment on positive attitude to tourism with a mediator of development expectation:A case of core tourism community in Jiuzhaigou.Acta Geographica Sinica，2009，64(6):736－744.

［9］ Abdullah S，Jeanty P W.Willingness to pay for renewable energy:Evidence from a contingent valuation survey in Kenya.Renewable and Sustainable Energy Reviews，2011，15(6):2974－2983.

［10］ Cheng S W，Zhang J，Hu J.Factors influencing local residents'attitude towards nature conservation in natural tourism destination:a comparative study on China's Jiuzhaigou National Park and UK's New Forest Nation Park.Acta Ecologica Sinica，2010，30(23):6487－6494.

［11］ Li Z L，Chen M Y，Wu Z L，Wang Q，Dong Y H.Perception and attitude of rural community to the construction of Asian elephant conservation corridors in Xishuangbanna.Chinese Journal of Applied Ecology，2009，20(6):1483－1487.

［12］ Feng L，Ao C L，Jiao Y.Influencing factors of the willingness to pay for Non－Use value evaluation of Sanjiang Wetland.Mathematics in Practice and Theory，2012，42(1):59－67.

［13］ Ciriracy－Wantrup S V.Capital returns from soil conservation practices.Journal of Farm Economics，1947，29(4):1181－1196.

［14］ Davis R K.Recreation planning as an economic problem.Natural Resources Journal，1963，3:239－249.

［15］ Xu Z M，Zhang Z Q，Cheng G D，Su Z Y，Lu A X，Lin Q，Zhang H T.Measuring the total economic value of restoring Ejina banners ecosystem service.Acta Geographica Sinica，2002，57(1):107－116.

［16］ Chen L，Ouyang Z Y，Wang X K，Miao H，Duan X N.Applications of contingent valuation method in evaluation of nonmarket values.Acta Ecologica Sinica，2006，26(2):610－619.

［17］ Zhang Z Q，Xu Z M，Cheng G D，Su Z Y.Contingent valuation of the economic benefits of restoring ecosystem services of Zhangye prefecture of Heihe River Basin.Acta Ecologica Sinica，2002，22(6):885－893.

［18］ Ao C L，Li Y J，F(xiàn)eng L，Jiao Y.Evaluating the non－use value of sanjiang wetland based on contigent valuation method.Acta Ecologica Sinica，2010，30(23):6470－6477.

［19］ Moon W，Rimal A，Balasubramanian.S K Willingness－to－Accept and Willingness－to－Pay forGM and Non－GM Food:UK Consumers.Annual Meeting of American Agricultural Economics，2004，(8):1－4.

［20］ Bishop R C，Heberlien T A.Measuring values of extramarket goods:Are indirectmeasuresbiased.American Journalof Agricultural Economics，1979，61(5):926－930.

［21］ Hanemann W M，Kanninen B J.The Statistical Analysis of Discrete－Response CV Data.Oxford:Oxford University Press，1999:302－441.

［22］ Hanemann W M.Welfare evaluations in contingent valuation experiments with discrete responses. American Journal of Agricultural Economics，1984，66(3):332－341.

［23］ Pate J，Loomis J.The effect of distance on willingness to pay values:a case study of wetlands and salmon in California.Ecological Economics，1997，20(3):199－207.

［24］ Hanley N，Schl?pfer F，Spurgeon J.Aggregating the benefits of environmental improvements:distance－decay functions for use and non－use values.Journal of Environmental Management，2003，68(3):297－304.

［25］ Bateman I J，Lovett A A，Brainard J S.Developing a methodology for benefit transfers using geographical information systems:modeling demand for woodland recreation.Regional Studies，1999，33(3):191－205.

［26］ Jiang Y，Swallow S K，McGonagle M P.Contest－sensitive benefit transfer using stated choice models:specification and convergent validity for policy analysis. Environmental and Resource Economics，2005，31(4):477－499.

［27］ Dunlap R E，Van Liere K D.The new environmental paradigm:A proposed measuring instrumentand preliminaryresults.The Journal of Environmental Education，1978，9:10－19.

參考文獻:

［8］ 許振曉，張捷，Geoffrey Wall，曹靖，張宏磊.居民地方感對區(qū)域旅游發(fā)展支持度影響—以九寨溝旅游核心社區(qū)為例.地理學報，2009，64(6):736－744.

［10］ 程紹文，張捷，胡靜.自然旅游地居民自然保護態(tài)度的影響因素——中國九寨溝和英國新森林國家公園的比較.生態(tài)學報，2010，30(23):6487－6494.

［11］ 李正玲，陳明勇，吳兆錄，王倩，董永華.西雙版納社區(qū)村民對亞洲象保護廊道建設(shè)的認知與態(tài)度.應用生態(tài)學報，2009，20(6):1483－1487.

［12］ 馮磊，敖長林，焦揚.三江平原濕地非使用價值支付意愿的影響因素.數(shù)學的實踐與認識，2012，42(1):59－67.

［15］ 徐中民，張志強，程國棟，蘇志勇，魯安新，林清，張海濤.額濟納旗生態(tài)系統(tǒng)恢復的總經(jīng)濟價值評估.地理學報，2002，57(1):107－116.

［16］ 陳琳，歐陽志云，王效科，苗鴻，段曉男.條件價值評估法在非市場價值評估中的應用.生態(tài)學報，2006，26(2):610－619.

［17］ 張志強，徐中民，程國棟，蘇志勇.黑河流域張掖地區(qū)生態(tài)系統(tǒng)服務恢復的條件價值評估.生態(tài)學報，2002，22(6):885－893.

［18］ 敖長林，李一軍，馮磊，焦揚.基于CVM的三江平原濕地非使用價值評價.生態(tài)學報，2010，30(23):6470－6477.