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        農(nóng)戶生態(tài)服務(wù)供給的受償意愿及影響因素研究——基于陜南水源區(qū)406農(nóng)戶的調(diào)查*

        2015-10-13 04:30:44李國(guó)平
        經(jīng)濟(jì)科學(xué) 2015年5期
        關(guān)鍵詞:水源意愿環(huán)境保護(hù)

        周 晨 李國(guó)平

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        農(nóng)戶生態(tài)服務(wù)供給的受償意愿及影響因素研究——基于陜南水源區(qū)406農(nóng)戶的調(diào)查*

        周 晨 李國(guó)平

        (西安交通大學(xué)經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院 陜西西安 710061)

        本文基于農(nóng)戶生態(tài)服務(wù)供給的受償意愿(WTA)福利變化分析,運(yùn)用支付卡式(PC)條件價(jià)值法(CVM)考察了南水北調(diào)中線工程陜南水源區(qū)農(nóng)戶的受償意愿,并采取右端截?。≧ight censored)模型分析了受償意愿的影響因素及邊際效應(yīng)。結(jié)果表明:生態(tài)服務(wù)供給引致的人類福利變化會(huì)影響農(nóng)戶真實(shí)受償意愿,陜南水源區(qū)農(nóng)戶報(bào)告的受償意愿均值為911元/(戶·年)。農(nóng)戶年齡、家庭人數(shù)和家庭支出等方面的異質(zhì)性對(duì)受償意愿的影響顯著;農(nóng)戶會(huì)根據(jù)自身遷移傾向報(bào)告受償意愿,計(jì)劃遷出農(nóng)村的農(nóng)戶受償意愿比不愿遷出的農(nóng)戶高51.71%;農(nóng)戶生態(tài)服務(wù)服務(wù)供給的決策背景也是重要影響因素,對(duì)生態(tài)保護(hù)政策持樂觀預(yù)期的農(nóng)戶受償意愿比那些持悲觀預(yù)期的高53.63%,而退耕戶受償意愿比非退耕戶低43.51%。

        生態(tài)服務(wù) 受償意愿 條件價(jià)值法 邊際效應(yīng)

        一、引 言

        在中國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型背景下,生態(tài)文明建設(shè)成為中國(guó)特色社會(huì)主義建設(shè)的重要內(nèi)容。生態(tài)環(huán)境保護(hù)事關(guān)人民群眾切身利益,事關(guān)全面建成小康社會(huì),事關(guān)實(shí)現(xiàn)中華民族偉大復(fù)興中國(guó)夢(mèng)。近年來,雖然中國(guó)生態(tài)環(huán)境方面的法律法規(guī)日益完善,政府在生態(tài)管理包括環(huán)境保護(hù)、資源合理利用和生物多樣性維護(hù)方面做了很多工作,但很多地區(qū)仍沒有走出“邊治理、邊破壞”的粗放發(fā)展模式,人們普遍尚未充分意識(shí)到生態(tài)系統(tǒng)所提供的服務(wù)(產(chǎn)品)。從生態(tài)服務(wù)提供的總體情況看,中國(guó)不僅以占全球7%的耕地養(yǎng)活了世界22%的人口,而且靠全球4%的森林、14%的草地和10%的濕地所提供多種生態(tài)服務(wù)來支持13億人的需求。2014年中國(guó)環(huán)境公報(bào)的統(tǒng)計(jì)顯示,全國(guó)423條主要河流、62座重點(diǎn)湖泊I-Ⅲ類水質(zhì)斷面占63.1%;Ⅳ類占20.9%;Ⅴ類和劣Ⅴ類占16%。在62座重點(diǎn)湖泊中,38個(gè)湖泊水質(zhì)為Ⅰ-Ⅲ類,15個(gè)為Ⅳ類,9個(gè)為Ⅴ類或劣Ⅴ類①。從生態(tài)服務(wù)提供的微觀主體看,由于生態(tài)服務(wù)主要依附于森林、耕地、流域等土地類型而存在,在我國(guó)這些土地的所有權(quán)主體一般是國(guó)家或集體,但土地使用權(quán)一般都以農(nóng)戶為主。因此,農(nóng)戶是生態(tài)保護(hù)和生態(tài)服務(wù)提供的重要利益相關(guān)方,農(nóng)戶生態(tài)環(huán)境認(rèn)知情況和生態(tài)保護(hù)態(tài)度將對(duì)生態(tài)服務(wù)供給產(chǎn)生重要影響。可惜的是,在我國(guó)生態(tài)環(huán)境保護(hù)政策中,農(nóng)戶往往被認(rèn)為是生態(tài)環(huán)境的威脅者,缺乏對(duì)農(nóng)村社區(qū)權(quán)利及農(nóng)戶利益保障的內(nèi)容。這種封閉式的保護(hù)模式只考慮生態(tài)環(huán)境保護(hù)的目標(biāo)實(shí)現(xiàn),而忽略了生態(tài)保護(hù)區(qū)和周邊農(nóng)村社區(qū)相互嵌套、相互牽制、相互影響的關(guān)系,造成生態(tài)環(huán)境保護(hù)與農(nóng)村社區(qū)發(fā)展、農(nóng)戶利益之間的矛盾沖突(王昌海,2014)。

        近年來,國(guó)外學(xué)者對(duì)生態(tài)服務(wù)提供方受償意愿(Willing to accept,WTA)的研究主要集中在生態(tài)環(huán)境保護(hù)項(xiàng)目背景下土地所有者(農(nóng)戶)提供生態(tài)服務(wù)的參與意愿和行為偏好,維德爾等(Vedel et al,2015)通過研究歐盟“Nature 2000”大自然保護(hù)計(jì)劃中丹麥森林私人所有者的參與偏好和行為,發(fā)現(xiàn)他們提供生態(tài)服務(wù)的受償意愿與政策現(xiàn)狀有一定聯(lián)系,那些之前從未允許公眾進(jìn)入森林(獲得清新空氣等生態(tài)服務(wù))的私人所有者受償意愿為14-28歐元/(公頃·年),而那些之前允許公眾進(jìn)入森林的私人所有者受償意愿則幾乎為零。林德杰姆(Lindhjem)和米塔尼(Mitani,2012)研究發(fā)現(xiàn)挪威森林所有者自愿提供非市場(chǎng)化生態(tài)服務(wù)的受償意愿為180克朗/(km2·年),農(nóng)戶擁有的森林面積、產(chǎn)權(quán)完整程度與受償意愿負(fù)相關(guān),與森林產(chǎn)品生產(chǎn)率正相關(guān)。杜普拉齊等(Duprazet al,2003)分析了比利時(shí)瓦盧(Walloon)大區(qū)農(nóng)戶參與歐盟農(nóng)業(yè)環(huán)境計(jì)劃(Agri-environmental measures)的意愿和環(huán)境服務(wù)供給行為,發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)支柱性較弱地區(qū)的農(nóng)戶受償意愿為198歐元/(戶·年),而農(nóng)業(yè)支柱性較強(qiáng)地區(qū)的受償意愿為372歐元/(戶·年),進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)場(chǎng)潛在生產(chǎn)率和家畜密度對(duì)農(nóng)戶提供環(huán)境服務(wù)有顯著的負(fù)向影響,表明在農(nóng)業(yè)發(fā)達(dá)地區(qū)更難執(zhí)行環(huán)境保護(hù)計(jì)劃。布什(Bush,2009)研究了烏干達(dá)保護(hù)區(qū)農(nóng)戶保護(hù)生物多樣性的受償意愿,發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶的受償意愿均值為354美元/(戶·年),遠(yuǎn)高于運(yùn)用農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)價(jià)格衡量的收入損失。舒爾茲等(Schulz et al,2014)研究了德國(guó)“共同農(nóng)業(yè)政策”(Common Agricultural Policy)中農(nóng)戶生態(tài)保護(hù)的受償意愿,發(fā)現(xiàn)生態(tài)保護(hù)區(qū)面積每提高1%,農(nóng)戶受償意愿會(huì)額外增加6.32歐元/公頃,農(nóng)戶的參與決策受到現(xiàn)行政策特征、個(gè)人和家庭特征等影響。

        國(guó)內(nèi)也有不少學(xué)者研究了農(nóng)戶生態(tài)服務(wù)供給的受償意愿和影響因素,但由于所選案例的不同,得出的結(jié)論差異往往較大。徐大偉等(2013)在考慮受訪者基本特征的情況下,利用條件價(jià)值法和參數(shù)估計(jì)方法,估計(jì)出遼河流域的農(nóng)戶受償意愿為350.51元/人·年,并建議完善基于公眾參與的生態(tài)環(huán)境保護(hù)制度。王昌海(2014)研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶年齡、受教育水平、家庭人口數(shù)以及外出務(wù)工人數(shù)比例均對(duì)農(nóng)戶保護(hù)態(tài)度具有顯著影響。農(nóng)戶的受教育水平并不與保護(hù)態(tài)度正相關(guān),并且,國(guó)家政策的落實(shí)程度會(huì)影響農(nóng)戶保護(hù)態(tài)度。余亮亮和蔡銀鶯(2015)研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶受教育水平、距離城鎮(zhèn)的遠(yuǎn)近、家庭農(nóng)業(yè)收入占比、對(duì)生態(tài)環(huán)境的認(rèn)知和改善生態(tài)環(huán)境期望指數(shù)對(duì)受償意愿有顯著正向影響,而年齡和家庭年收入有顯著負(fù)向影響。蘇芳等(2011)認(rèn)為流域上游農(nóng)戶作為生態(tài)服務(wù)提供方,具備較好的環(huán)境意識(shí)和生態(tài)補(bǔ)償意識(shí),農(nóng)戶參與生態(tài)保護(hù)和生態(tài)服務(wù)供給的意愿和行為是一個(gè)復(fù)雜的動(dòng)態(tài)過程,是由農(nóng)戶自身、家庭和社會(huì)等內(nèi)外部影響因素共同作用的結(jié)果。但是,影響農(nóng)戶受償意愿的理論機(jī)理如何,重要影響因素有哪些及其邊際效應(yīng)又是怎樣,至今仍缺少較為明確的研究成果。

        本文可能的貢獻(xiàn)包括:(1)理論上探討了生態(tài)服務(wù)供給引致的微觀主體福利(效用)變化,發(fā)現(xiàn)了生態(tài)服務(wù)供給影響農(nóng)戶受償意愿的機(jī)理,為受償意愿影響因素研究奠定了理論基礎(chǔ)。(2)在將條件價(jià)值法(Contingent valuation method,CVM)可能產(chǎn)生的偏誤降至最低的情況下,運(yùn)用支付卡引導(dǎo)技術(shù)評(píng)估了農(nóng)戶提供生態(tài)服務(wù)的受償意愿,為我國(guó)相關(guān)決策部門合理評(píng)估生態(tài)建設(shè)和環(huán)境保護(hù)項(xiàng)目、改善生態(tài)環(huán)境政策效果提供了初步經(jīng)驗(yàn)證據(jù);(3)結(jié)合農(nóng)戶自身異質(zhì)性特征和我國(guó)生態(tài)環(huán)境保護(hù)政策背景,通過引入右端截取模型(Right censored model)估計(jì)方法,較為合理地評(píng)估了農(nóng)戶受償意愿的影響因素及其邊際效應(yīng),并進(jìn)一步探討了可能存在的內(nèi)生性問題,檢驗(yàn)了模型穩(wěn)健性。我們的這一處理方式有效避免了問卷調(diào)查中受償意愿高報(bào)的策略性行為,并為影響因素邊際效應(yīng)分析提供了一個(gè)通用的技術(shù)處理手段。

        南水北調(diào)中線工程是緩解我國(guó)北方水資源嚴(yán)重短缺局面的戰(zhàn)略性基礎(chǔ)設(shè)施,隨著2014年12月正式竣工和通水,水源區(qū)生態(tài)環(huán)境保護(hù)、生態(tài)服務(wù)(水質(zhì)和水量)供給與區(qū)域經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展之間的矛盾日益增加。在這一背景下,本文首先對(duì)農(nóng)戶提供生態(tài)服務(wù)受償意愿的理論機(jī)理進(jìn)行分析,然后基于南水北調(diào)中線工程陜南水源區(qū)問卷調(diào)查獲得的微觀數(shù)據(jù),評(píng)估水源區(qū)農(nóng)戶提供生態(tài)服務(wù)的受償意愿,并考察農(nóng)戶受償意愿的影響因素及其邊際效應(yīng),最后對(duì)可能的內(nèi)生性影響因素和模型穩(wěn)健性進(jìn)行檢驗(yàn)。

        二、理論分析

        (一)生態(tài)服務(wù)提供方受償意愿理論分析

        新古典福利經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為生態(tài)服務(wù)(產(chǎn)品)的改善能給消費(fèi)者帶來效用變化,從而引起福利變化,但由于生態(tài)服務(wù)的公共物品性質(zhì),難以像私人物品那樣找到均衡的市場(chǎng)價(jià)格。為了找到生態(tài)服務(wù)的貨幣價(jià)格,環(huán)境經(jīng)濟(jì)學(xué)家運(yùn)用基于個(gè)人偏好和需求的間接效用函數(shù)模型,使生態(tài)服務(wù)具體化為效用函數(shù)的一個(gè)自變量,還考慮了個(gè)人所面臨的價(jià)格變化、個(gè)人收入及環(huán)境質(zhì)量相關(guān)的福利變化度量(M?ler和Vincent,2003)。因此,我們假定水源區(qū)農(nóng)戶提供生態(tài)服務(wù)的間接效用函數(shù)為:

        其中,是各類生態(tài)服務(wù)(產(chǎn)品)的平均價(jià)格,()是生態(tài)服務(wù)的市場(chǎng)價(jià)值,比如農(nóng)戶從流域生態(tài)系統(tǒng)中提取食物和原材料而獲得的貨幣收益,()是生態(tài)服務(wù)的質(zhì)量水平,屬于非市場(chǎng)價(jià)值,比如流域生態(tài)系統(tǒng)氣候調(diào)節(jié)、廢物處理的生態(tài)服務(wù)價(jià)值,是影響農(nóng)戶效用水平的特征向量。

        我們考慮兩期,政府在水源區(qū)實(shí)施生態(tài)環(huán)境保護(hù)計(jì)劃之前,農(nóng)戶在時(shí)期1(即實(shí)施前)的間接效用函數(shù)為:

        現(xiàn)假設(shè)政府準(zhǔn)備在水源區(qū)實(shí)施生態(tài)環(huán)境保護(hù)計(jì)劃,并假定各類生態(tài)服務(wù)的市場(chǎng)價(jià)格不變,即P不變。那么,在生態(tài)環(huán)境保護(hù)計(jì)劃實(shí)行后,農(nóng)戶獲得的市場(chǎng)價(jià)值和非市場(chǎng)價(jià)值都會(huì)隨之變化。在時(shí)期2(即實(shí)施后),度量農(nóng)戶福利變化的間接效應(yīng)函數(shù)為:

        (3)

        那么,兩期中農(nóng)戶福利的效用變化函數(shù)為:

        (5)

        C=,則C表示水源區(qū)非市場(chǎng)化生態(tài)服務(wù)質(zhì)量(0)變化為(1)時(shí)的人類福利損失,屬于非市場(chǎng)價(jià)值的福利變化。

        (6)

        農(nóng)戶的生態(tài)環(huán)境保護(hù)行為會(huì)提高水源區(qū)的生態(tài)服務(wù)供給水平,并且,周邊地區(qū)(比如流域下游地區(qū))也會(huì)獲得部分生態(tài)服務(wù)(比如清潔水源),這相當(dāng)于轉(zhuǎn)移了部分生態(tài)服務(wù)。因此,總體環(huán)境質(zhì)量水平()的變化方向是不確定的,農(nóng)戶福利變化也是不確定的,即C的變化方向不確定。根據(jù)和C的變化情況,農(nóng)戶真實(shí)受償意愿有如下幾種情況(見表1)。

        表1 農(nóng)戶真實(shí)受償意愿的變化分析

        若要使農(nóng)戶在兩期的效用水平保持不變,根據(jù)公式(2)、公式(3)和公式(6),可以得到

        重寫公式(7),并假定各類生態(tài)服務(wù)價(jià)格水平P在兩期中保持不變,可得到WTA投標(biāo)函數(shù)的一般形式:

        (8)

        由公式(8)可見,生態(tài)服務(wù)的數(shù)量水平和質(zhì)量水平會(huì)直接影響農(nóng)戶真實(shí)受償意愿,農(nóng)戶效用水平特征向量也是農(nóng)戶真實(shí)受償意愿的重要影響因素。

        (二)關(guān)于農(nóng)戶提供生態(tài)服務(wù)受償意愿的假說

        受償意愿是生態(tài)服務(wù)提供方在家庭經(jīng)濟(jì)社會(huì)特征、當(dāng)前制度背景和環(huán)境水平等約束條件下對(duì)福利(效用)水平變化的反映。首先,農(nóng)戶受償意愿影響因素包括農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)社會(huì)特征這樣的可觀測(cè)特征和勞動(dòng)的機(jī)會(huì)成本等不可觀測(cè)特征(Jack etal,2009)。生態(tài)服務(wù)作為一種公共物品,供給方由于個(gè)體差異和偏好類型不同等異質(zhì)性特征,會(huì)直接或間接對(duì)公共物品自愿供給水平產(chǎn)生顯著影響(周業(yè)安等,2013);農(nóng)戶對(duì)自己提供生態(tài)服務(wù)的土地機(jī)會(huì)成本了解很多,在執(zhí)行生態(tài)環(huán)境保護(hù)政策時(shí)會(huì)為了尋租而高報(bào)自己的機(jī)會(huì)成本,因信息不對(duì)稱而存在策略性行為??梢?,真實(shí)受償意愿是農(nóng)戶的隱藏信息,并受農(nóng)戶自身偏好和生態(tài)服務(wù)供給成本的影響(Parks,1995)。其次,在中國(guó)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移和農(nóng)村土地利用變化的背景下,農(nóng)戶遷移將對(duì)農(nóng)村土地利用產(chǎn)生重要影響,土地作為生態(tài)服務(wù)的載體,其利用方式的改變會(huì)影響生態(tài)服務(wù)的經(jīng)濟(jì)價(jià)值,因此,對(duì)農(nóng)戶遷移傾向的生態(tài)環(huán)境影響進(jìn)行考察是有必要的。再次,農(nóng)戶決策制度背景和現(xiàn)實(shí)背景是影響受償意愿的重要變量。比如我國(guó)實(shí)行的退耕還林工程,以現(xiàn)金補(bǔ)貼、免費(fèi)提供職業(yè)培訓(xùn)等方式降低了農(nóng)戶參與生態(tài)環(huán)境保護(hù)的機(jī)會(huì)成本,增加了農(nóng)戶的收入預(yù)期,使得農(nóng)戶更加愿意提供生態(tài)服務(wù)(萬海遠(yuǎn)和李超,2009)。另外,農(nóng)戶所在地的生態(tài)環(huán)境現(xiàn)狀反映了農(nóng)戶受償意愿的決策現(xiàn)實(shí)背景,會(huì)影響農(nóng)戶的真實(shí)受償意愿。

        因此,至少有三類因素是十分重要的:一是水源區(qū)農(nóng)戶家庭經(jīng)濟(jì)社會(huì)特征,這是由生態(tài)服務(wù)提供方自身異質(zhì)性引起的,比如年齡、性別、受教育水平、家庭收入等方面的差別;二是農(nóng)戶的遷移傾向,比如農(nóng)戶在村莊的生活時(shí)間長(zhǎng)度,務(wù)農(nóng)收入占總收入的比例,對(duì)遷移的態(tài)度等;三是當(dāng)?shù)厣鷳B(tài)環(huán)境現(xiàn)狀和環(huán)境保護(hù)政策是農(nóng)戶受償意愿的重要決策背景。根據(jù)以上分析和基本的經(jīng)濟(jì)理論,提出以下假說:

        假說Ⅰ:農(nóng)戶個(gè)人特征和家庭經(jīng)濟(jì)社會(huì)方面的異質(zhì)性特征會(huì)對(duì)農(nóng)戶生態(tài)服務(wù)供給的受償意愿產(chǎn)生潛在影響。

        假說Ⅱ:農(nóng)戶遷移傾向會(huì)對(duì)受償意愿產(chǎn)生影響。

        假說Ⅱa:農(nóng)戶務(wù)農(nóng)收入占比高,說明他們?cè)诋?dāng)?shù)鼐幼r(shí)間長(zhǎng),農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)更多,生態(tài)環(huán)境的改善會(huì)提高農(nóng)戶的福利水平。也即,當(dāng)時(shí),農(nóng)戶的人類福利損失下降(或者人類福利收益上升),從而受償意愿更低。

        假說Ⅱb:在選擇遷移的情況下,農(nóng)戶期望盡快獲得生態(tài)服務(wù)供給的補(bǔ)償資金,受償意愿更高。

        假說Ⅲ:農(nóng)戶提供生態(tài)服務(wù)的決策背景是影響受償意愿的重要因素。

        假說Ⅲa:農(nóng)戶受償意愿與退耕還林政策執(zhí)行效果相關(guān)。由于退耕還林政策會(huì)改善當(dāng)?shù)厣鷳B(tài)服務(wù),即當(dāng)時(shí),退耕農(nóng)戶由于非市場(chǎng)化生態(tài)服務(wù)價(jià)值的增加使人類福利增加(或者人類福利損失下降),從而真實(shí)受償意愿更低。

        假說Ⅲb:水源現(xiàn)狀背景也會(huì)對(duì)農(nóng)戶受償意愿產(chǎn)生重要影響。

        三、實(shí)證設(shè)計(jì)

        (一)數(shù)據(jù)來源

        運(yùn)用條件價(jià)值法應(yīng)充分了解可能產(chǎn)生的偏誤問題,以獲得受訪者的真實(shí)受償意愿。首先,為避免問卷設(shè)計(jì)偏誤,本文根據(jù)美國(guó)NOAA藍(lán)帶小組(Blue Ribbon Panel)提出的條件價(jià)值法應(yīng)用準(zhǔn)則(Venkatachalam,2004),并結(jié)合水源區(qū)實(shí)際情況將問卷設(shè)計(jì)為以下形式:(1)水源區(qū)環(huán)境問題和農(nóng)戶環(huán)境意識(shí)。這一部分用來提供引導(dǎo)農(nóng)戶受償意愿的背景信息;(2)水源區(qū)生態(tài)環(huán)境保護(hù)現(xiàn)狀,主要包括當(dāng)前農(nóng)戶土地利用情況、退耕還林情況以及污染治理現(xiàn)狀。這一部分實(shí)際上是在展現(xiàn)水源區(qū)生態(tài)服務(wù)的產(chǎn)品屬性。問卷前兩部分為受訪者提供了大量關(guān)于生態(tài)服務(wù)的信息,以避免可能產(chǎn)生的信息偏誤;(3)采用支付卡形式引導(dǎo)水源區(qū)農(nóng)戶受償意愿,即每年以現(xiàn)金直接補(bǔ)貼的方式發(fā)放到家庭專有銀行賬戶。支付卡式引導(dǎo)技術(shù)為受訪者提供了一個(gè)良好的投標(biāo)環(huán)境(徐大偉等,2008),不會(huì)產(chǎn)生起始點(diǎn)偏誤,也不會(huì)出現(xiàn)極端異常值;(4)受訪者家庭經(jīng)濟(jì)社會(huì)特征及態(tài)度。

        由于陜南三市(漢中市、安康市、商洛市)是漢江、丹江的主要流經(jīng)地區(qū),丹江口水庫約70%的水源來自于該地區(qū),是南水北調(diào)中線工程重要的水源涵養(yǎng)區(qū),因此,本文選擇陜南水源區(qū)作為樣本調(diào)研區(qū)域。首先,調(diào)研組在陜南水源區(qū)鎮(zhèn)安縣回龍鎮(zhèn)萬壽村對(duì)農(nóng)戶焦點(diǎn)團(tuán)體進(jìn)行座談以確定具體的假設(shè)情景,并通過預(yù)調(diào)研(Pre-test)修正假設(shè)情景并確定投標(biāo)值,以避免可能產(chǎn)生的假設(shè)偏誤。然后,采用分層隨機(jī)抽樣的方法,在陜南三市漢江、丹江及其支流附近的農(nóng)村地區(qū),以面對(duì)面訪談的形式進(jìn)行入戶調(diào)查。

        本文正式調(diào)研時(shí)間是2014年4月-5月份,由西安交通大學(xué)“完善流域生態(tài)補(bǔ)償機(jī)制”課題組在陜西理工學(xué)院和商洛學(xué)院招募大學(xué)生并進(jìn)行培訓(xùn)和篩選,這有效避免了CVM調(diào)研實(shí)施過程可能產(chǎn)生的訪員偏誤。入戶調(diào)查地區(qū)包括40個(gè)行政村,涉及漢江、丹江近20條支流,共回收問卷471份,通過對(duì)收回的問卷進(jìn)行審核并剔除信息不全和矛盾的樣本后,發(fā)現(xiàn)有10個(gè)樣本不愿意接受補(bǔ)償(),這可能是出現(xiàn)了受訪者抗議出價(jià)的情況,為避免受訪者的策略行為造成估計(jì)偏誤,這些樣本將被剔除,最終我們得到406份有效問卷。

        (二)變量描述統(tǒng)計(jì)

        本文被解釋變量是受訪農(nóng)戶報(bào)告的受償意愿。水源區(qū)農(nóng)戶參與流域生態(tài)環(huán)境保護(hù)可能會(huì)喪失一些經(jīng)濟(jì)發(fā)展權(quán),引起市場(chǎng)價(jià)值損失,即;另外,水源區(qū)需要將部分流域生態(tài)服務(wù)(水量和水質(zhì))調(diào)出至受水區(qū),降低了水源區(qū)當(dāng)?shù)氐纳鷳B(tài)服務(wù)存量水平,引起生態(tài)服務(wù)供給的非市場(chǎng)價(jià)值損失,即。因此,水源區(qū)農(nóng)戶的,即作為生態(tài)服務(wù)提供方的農(nóng)戶需要獲得一個(gè)正的補(bǔ)償激勵(lì)以提供生態(tài)服務(wù)。在406個(gè)有效樣本中,農(nóng)戶報(bào)告的受償意愿主要集中在700-1000元/(戶·年),表2第一行顯示受償意愿均值為911元 /(戶·年)。

        本文解釋變量分為四類(表2):第一,描述受訪者個(gè)人和家庭經(jīng)濟(jì)社會(huì)特征的變量,主要包括受訪者年齡、性別、受教育水平、家庭總?cè)藬?shù)、家庭生活總支出等。第二,農(nóng)戶遷移傾向,其中,務(wù)農(nóng)收入占總收入的比例用以衡量農(nóng)戶生產(chǎn)方式偏好,是否打算離開農(nóng)村遷入城鎮(zhèn)用以衡量鄉(xiāng)-城人口流動(dòng)的推力,農(nóng)戶當(dāng)?shù)厣顣r(shí)長(zhǎng)用以衡量繼續(xù)在農(nóng)村生活的引力。第三,農(nóng)戶提供生態(tài)服務(wù)的政策背景,包括是否參加退耕還林工程、生態(tài)補(bǔ)償政策預(yù)期和環(huán)境保護(hù)政策了解程度。第四,關(guān)于農(nóng)戶所在地區(qū)水源現(xiàn)狀的變量,主要有農(nóng)戶居住點(diǎn)與附近水源的距離和本地保護(hù)水源對(duì)下游地區(qū)的影響等。

        表2 變量統(tǒng)計(jì)性描述

        續(xù)表2

        變量名變量說明最小值最大值均值標(biāo)準(zhǔn)差樣本量 policy政策了解度(1=非常了解,2=了解,3=一般,4=不了解,5=完全不了解)152.8700.730406 expect虛擬變量,生態(tài)補(bǔ)償政策是否將實(shí)施(1=是,0=否)010.4930.501406 km居住點(diǎn)到水源地的距離(千米)0.1203.7074.129406 protect本地水源保護(hù)對(duì)下游的重要性(1=非常重要,2=重要,3=一般,4=不重要,5=完全不重要141.9760.673406 join虛擬變量,受訪家庭是否參與退耕還林(1=是,0=否)010.5820.494406

        (三)模型設(shè)定

        本次調(diào)研結(jié)果顯示,有22.6%受訪農(nóng)戶報(bào)告的受償意愿高于支付卡上限值,即大于1200元/(戶·年)。受訪農(nóng)戶報(bào)告的受償意愿高于支付卡上限值符合條件價(jià)值法問卷調(diào)研過程中的經(jīng)驗(yàn)事實(shí),因?yàn)槭茉L者可能采取策略性行為,高報(bào)受償意愿。但是,若把高于支付卡上限值的樣本直接納入或剔除進(jìn)行分析,估計(jì)結(jié)果都可能會(huì)產(chǎn)生策略性偏誤(Strategic bias)。為避免這種偏誤以合理分析高于支付卡上限值的農(nóng)戶樣本,本文引入右端截取模型來處理受訪農(nóng)戶報(bào)告的受償意愿高于支付卡上限值的情況。用一個(gè)基本的潛變量來表示所觀測(cè)的響應(yīng),右端數(shù)據(jù)截取模型一般形式如下(Cameron和Trivedi,2005):

        (2)

        四、實(shí)證分析

        (二)初步回歸結(jié)果

        利用Stata12軟件估計(jì)農(nóng)戶受償意愿影響因素經(jīng)驗(yàn)?zāi)P停烙?jì)結(jié)果見表3。模型的LR統(tǒng)計(jì)量為72.78,并在1%顯著性水平下通過似然比檢驗(yàn),說明本文構(gòu)建的模型較為合理。然后,我們?cè)诟鱾€(gè)解釋變量均值處估計(jì)了各變量對(duì)受償意愿的邊際效應(yīng),結(jié)果顯示各變量的顯著性水平與模型系數(shù)β的顯著性基本保持一致。

        表3 農(nóng)戶受償意愿影響因素研究

        注:(1)系數(shù)列括號(hào)內(nèi)為t統(tǒng)計(jì)量,邊際效應(yīng)列括號(hào)內(nèi)為z統(tǒng)計(jì)量;(2)***、**、*分別表示估計(jì)值在0.01、0.05、0.10 水平上顯著。

        (三)假說檢驗(yàn)及邊際效應(yīng)分析

        1、假說I的檢驗(yàn)

        農(nóng)戶個(gè)人和家庭方面的異質(zhì)性特征是生態(tài)服務(wù)供給中受償意愿的重要影響因素。從農(nóng)戶的個(gè)人異質(zhì)性看,年齡對(duì)農(nóng)戶受償意愿有負(fù)向影響,并在10%顯著性水平下通過檢驗(yàn)。通過計(jì)算年齡均值處的邊際效應(yīng),發(fā)現(xiàn)年齡每增加一歲,受償意愿將降低2.1%。另外,受教育年限對(duì)受償意愿的影響為負(fù),但并未通過顯著性水平檢驗(yàn)。

        從農(nóng)戶的家庭異質(zhì)性看,家庭支出變量在1%顯著性水平下通過檢驗(yàn),通過計(jì)算家庭支出均值處的邊際效應(yīng),發(fā)現(xiàn)家庭支出的對(duì)數(shù)值每提高1%,受償意愿降低52.52%。家庭人數(shù)變量在1%顯著性水平下通過檢驗(yàn),其均值處的邊際效應(yīng)同樣顯著,家庭人數(shù)每增加一人,受償意愿將增加23.22%。可能的解釋是隨著家庭人數(shù)的增加,有限耕地下的收入壓力越大大,提供生態(tài)服務(wù)并放棄部分經(jīng)濟(jì)發(fā)展權(quán)對(duì)他們的福利影響也越大,即當(dāng)生態(tài)服務(wù)供給增加導(dǎo)致時(shí),家庭人數(shù)多的農(nóng)戶對(duì)放棄直接農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)引起的收入損失更敏感,從而顯著提高了農(nóng)戶的受償意愿。

        2、假說II的檢驗(yàn)

        農(nóng)戶的遷移傾向會(huì)對(duì)受償意愿產(chǎn)生重要影響。農(nóng)戶是否準(zhǔn)備遷出農(nóng)村進(jìn)入城市對(duì)受償意愿有顯著影響,從邊際效應(yīng)看,計(jì)劃遷出農(nóng)戶的受償意愿比不遷出的農(nóng)戶高51.71%??赡艿慕忉屖?,在選擇遷移或外出務(wù)工的情況下,遷移農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)收入大幅下降,在生態(tài)補(bǔ)償政策即將執(zhí)行的預(yù)期下,他們希望獲得更多貨幣補(bǔ)償以彌補(bǔ)農(nóng)業(yè)收入方面的損失。隨著南水北調(diào)中線工程的通水,水源區(qū)實(shí)行流域生態(tài)補(bǔ)償?shù)恼哳A(yù)期越來越強(qiáng),引致農(nóng)戶生產(chǎn)方式和生活行為發(fā)生變化,從而改變了農(nóng)戶的福利水平,進(jìn)而影響農(nóng)戶的受償意愿。

        務(wù)農(nóng)收入占總收入比例是衡量農(nóng)戶遷移傾向的間接指標(biāo),這一變量在1%顯著性水平下通過檢驗(yàn),其邊際效應(yīng)為-127.16。農(nóng)戶務(wù)農(nóng)收入占比越高,對(duì)農(nóng)村生產(chǎn)生活環(huán)境的依賴性就越強(qiáng),在生態(tài)環(huán)境保護(hù)政策能改善當(dāng)?shù)厣鷳B(tài)環(huán)境和生態(tài)服務(wù)供給水平的背景下,即在的情況下,農(nóng)戶將由于水源區(qū)非市場(chǎng)生態(tài)服務(wù)質(zhì)量變化為時(shí)的人類福利損失下降(或者人類福利收益上升),引致農(nóng)戶受償意愿降低。

        3、假說III的檢驗(yàn)

        農(nóng)戶生態(tài)服務(wù)供給的決策背景是受償意愿的重要影響因素。農(nóng)戶對(duì)生態(tài)環(huán)境保護(hù)政策了解程度變量在10%水平下通過檢驗(yàn),且邊際效應(yīng)為正,說明農(nóng)戶越了解相關(guān)生態(tài)環(huán)境政策,受償意愿越高。農(nóng)戶對(duì)生態(tài)補(bǔ)償政策預(yù)期變量在1%顯著性水平下通過檢驗(yàn)。從邊際效應(yīng)看,如果農(nóng)戶認(rèn)為南水北調(diào)中線工程的生態(tài)補(bǔ)償政策會(huì)付諸實(shí)施,其受償意愿比那些持悲觀期望的農(nóng)戶高53.63%。農(nóng)戶居住地距離水源地的遠(yuǎn)近變量在1%的水平下顯著,從該變量均值處的邊際效應(yīng)看,居住地每遠(yuǎn)離水源地1公里,受償意愿提高6.65%。農(nóng)戶水源保護(hù)給下游造成影響的變量顯著為負(fù),說明若農(nóng)戶認(rèn)為當(dāng)?shù)乇Wo(hù)水源對(duì)下游來說不重要,其受償意愿會(huì)降低。

        農(nóng)戶退耕還林參與度在5%顯著性水平下通過檢驗(yàn)。從該變量的邊際效應(yīng)看,退耕戶的受償意愿比非退耕戶低43.51%。退耕戶的受償意愿顯著低于非退耕戶,可能是因?yàn)橥烁麘魧?duì)土地的依賴性較弱,提供生態(tài)服務(wù)的機(jī)會(huì)成本更低,從而具有較低的受償意愿。并且,退耕還林能給水源區(qū)帶來諸如清新空氣、景觀質(zhì)量改善和水土流失控制等非市場(chǎng)化的環(huán)境經(jīng)濟(jì)價(jià)值(韓洪云和喻永紅,2012),在的情況下,農(nóng)戶由于非市場(chǎng)化生態(tài)服務(wù)質(zhì)量變化時(shí)的人類福利損失下降(人類福利收益提升),從而導(dǎo)致受償意愿顯著下降。從非退耕戶的視角看,耕地本身具有生態(tài)服務(wù)價(jià)值,能提供食物生產(chǎn)等市場(chǎng)化生態(tài)服務(wù),從而導(dǎo)致非退耕戶的受償意愿更高。另外,非退耕戶因未曾享有過退耕還林收益,因此希望通過參加其他的生態(tài)環(huán)境保護(hù)計(jì)劃以獲得額外收益,從而具有相對(duì)較高的受償意愿。

        (四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

        本文采用逐步剔除解釋變量和替換被解釋變量的方法,并運(yùn)用右端截取和雙邊界Tobit(Two-limit Tobit)兩種估計(jì)手段,對(duì)本文建立的模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

        首先,家庭支出對(duì)受償意愿來說可能是一個(gè)具有較強(qiáng)內(nèi)生性的變量,因此不太適合作為一個(gè)解釋變量來簡(jiǎn)單考察它對(duì)另一個(gè)變量的影響程度,我們剔除了這一變量進(jìn)行檢驗(yàn),發(fā)現(xiàn)除年齡變量不再顯著外,模型(2)中的其他變量與模型(1)相比未發(fā)生顯著變化。為進(jìn)一步排除家庭支出方面的內(nèi)生性可能,在剔除與農(nóng)戶家庭支出密切相關(guān)的務(wù)農(nóng)收入占比變量后,模型(3)除年齡外的其他變量仍未發(fā)生顯著變化。另外,退耕還林工程是一種已長(zhǎng)期執(zhí)行的生態(tài)環(huán)境保護(hù)政策,會(huì)對(duì)南水北調(diào)工程產(chǎn)生正外部性,從而可能對(duì)農(nóng)戶受償意愿決策產(chǎn)生內(nèi)生影響。我們?cè)谔蕹r(nóng)戶退耕還林參與度后,模型(4)中的變量與模型(1)相比,僅年齡不再顯著,與模型(2)和模型(3)相比則不再發(fā)生顯著變化(見表3)。

        然后,我們將樣本擴(kuò)大為包含10個(gè)受償意愿為零的416樣本,即以≥0作為被解釋變量,但仍然使用右端截取模型作為估計(jì)手段。結(jié)果發(fā)現(xiàn)與模型(1)相比,模型(5)中上游保護(hù)水源對(duì)下游地區(qū)影響的變量不再顯著。為避免樣本沖擊可能帶來的估計(jì)偏誤,我們采用能處理受限因變量具有上下邊界的雙邊界Tobit(Two-limit Tobit)估計(jì)手段,發(fā)現(xiàn)與模型(5)相比,模型(6)中變量顯著性不再有明顯變化。我們的估計(jì)結(jié)果表明,各計(jì)量模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果與前文的分析基本一致,表明在弱化變量間內(nèi)生性問題的情況下,本文的主要研究結(jié)論依然是成立的,本文的研究發(fā)現(xiàn)具有較強(qiáng)的解釋力(受篇幅限制,未報(bào)告這里的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果)。

        五、結(jié)論與建議

        本文在對(duì)生態(tài)服務(wù)提供方受償意愿進(jìn)行福利變化分析的基礎(chǔ)上,以南水北調(diào)中線工程陜南水源區(qū)農(nóng)戶問卷調(diào)查的微觀數(shù)據(jù)為基礎(chǔ),運(yùn)用支付卡式條件價(jià)值法考察了農(nóng)戶生態(tài)服務(wù)供給的受償意愿,并運(yùn)用右端截取模型分析了農(nóng)戶受償意愿的影響因素及邊際效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn):第一,農(nóng)戶是生態(tài)環(huán)境保護(hù)的重要利益相關(guān)方,生態(tài)服務(wù)供給將引致農(nóng)戶自身福利水平變化,從而影響農(nóng)戶受償意愿。第二,農(nóng)戶提供生態(tài)服務(wù)的受償意愿較為合理,農(nóng)戶受償意愿均值為911元/(戶·年),這為確定合理的生態(tài)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)以激勵(lì)水源區(qū)農(nóng)戶自發(fā)、自愿的保護(hù)水源提供了依據(jù)。第三,農(nóng)戶個(gè)人和家庭特征方面的異質(zhì)性、遷移傾向和生態(tài)服務(wù)供給的決策背景是受償意愿的重要影響因素。年齡、家庭人數(shù)和家庭支出對(duì)農(nóng)戶受償意愿的影響顯著;農(nóng)戶的遷移傾向會(huì)對(duì)受償意愿產(chǎn)生重要影響;退耕戶的受償意愿比非退耕戶的受償意愿低。因此,應(yīng)加強(qiáng)政府對(duì)水源區(qū)生態(tài)環(huán)境保護(hù)的管理和資金投入,以此提高水源區(qū)農(nóng)戶生態(tài)環(huán)境保護(hù)的參與程度和共同管理激勵(lì);應(yīng)完善農(nóng)民遷移體制,推進(jìn)鄉(xiāng)-城人口流動(dòng),進(jìn)一步做好退耕還林工程,并降低農(nóng)戶對(duì)土地和農(nóng)業(yè)收入的依賴性,為構(gòu)建完善的生態(tài)補(bǔ)償機(jī)制奠定制度基礎(chǔ)。

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        18. Venkatachalam L., 2004,“The Contingent Valuation Method: A Review”[J], Environmental Impact Assessment Review, Vol.24(1), pp.89-124.

        (ZH)

        ①數(shù)據(jù)來源于中華人民共和國(guó)環(huán)境保護(hù)部發(fā)布的《2014年中國(guó)環(huán)境狀況公報(bào)》。

        * 本文為國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金重大項(xiàng)目(12&ZD072)階段性成果,作者感謝西安交通大學(xué)丁曉輝博士后、商洛學(xué)院彭曉邦副教授和陜西理工學(xué)院唐萍萍講師在問卷調(diào)查過程中給予的支持與幫助,文責(zé)自負(fù)。

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