周 晨 李國平

?

農戶生態(tài)服務供給的受償意愿及影響因素研究——基于陜南水源區(qū)406農戶的調查*

周 晨 李國平

（西安交通大學經濟與金融學院 陜西西安 710061）

本文基于農戶生態(tài)服務供給的受償意愿（WTA）福利變化分析，運用支付卡式（PC）條件價值法（CVM）考察了南水北調中線工程陜南水源區(qū)農戶的受償意愿，并采取右端截取（Right censored）模型分析了受償意愿的影響因素及邊際效應。結果表明：生態(tài)服務供給引致的人類福利變化會影響農戶真實受償意愿，陜南水源區(qū)農戶報告的受償意愿均值為911元/（戶·年）。農戶年齡、家庭人數(shù)和家庭支出等方面的異質性對受償意愿的影響顯著；農戶會根據(jù)自身遷移傾向報告受償意愿，計劃遷出農村的農戶受償意愿比不愿遷出的農戶高51.71%；農戶生態(tài)服務服務供給的決策背景也是重要影響因素，對生態(tài)保護政策持樂觀預期的農戶受償意愿比那些持悲觀預期的高53.63%，而退耕戶受償意愿比非退耕戶低43.51%。

生態(tài)服務 受償意愿 條件價值法 邊際效應

一、引 言

在中國經濟轉型背景下，生態(tài)文明建設成為中國特色社會主義建設的重要內容。生態(tài)環(huán)境保護事關人民群眾切身利益，事關全面建成小康社會，事關實現(xiàn)中華民族偉大復興中國夢。近年來，雖然中國生態(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、資源合理利用和生物多樣性維護方面做了很多工作，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到生態(tài)系統(tǒng)所提供的服務（產品）。從生態(tài)服務提供的總體情況看，中國不僅以占全球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)服務來支持13億人的需求。2014年中國環(huán)境公報的統(tǒng)計顯示，全國423條主要河流、62座重點湖泊I-Ⅲ類水質斷面占63.1%；Ⅳ類占20.9%；Ⅴ類和劣Ⅴ類占16%。在62座重點湖泊中，38個湖泊水質為Ⅰ-Ⅲ類，15個為Ⅳ類，9個為Ⅴ類或劣Ⅴ類①。從生態(tài)服務提供的微觀主體看，由于生態(tài)服務主要依附于森林、耕地、流域等土地類型而存在，在我國這些土地的所有權主體一般是國家或集體，但土地使用權一般都以農戶為主。因此，農戶是生態(tài)保護和生態(tài)服務提供的重要利益相關方，農戶生態(tài)環(huán)境認知情況和生態(tài)保護態(tài)度將對生態(tài)服務供給產生重要影響。可惜的是，在我國生態(tài)環(huán)境保護政策中，農戶往往被認為是生態(tài)環(huán)境的威脅者，缺乏對農村社區(qū)權利及農戶利益保障的內容。這種封閉式的保護模式只考慮生態(tài)環(huán)境保護的目標實現(xiàn)，而忽略了生態(tài)保護區(qū)和周邊農村社區(qū)相互嵌套、相互牽制、相互影響的關系，造成生態(tài)環(huán)境保護與農村社區(qū)發(fā)展、農戶利益之間的矛盾沖突（王昌海，2014）。

近年來，國外學者對生態(tài)服務提供方受償意愿（Willing to accept，WTA）的研究主要集中在生態(tài)環(huán)境保護項目背景下土地所有者（農戶）提供生態(tài)服務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”大自然保護計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入森林（獲得清新空氣等生態(tài)服務）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化生態(tài)服務的受償意愿為180克朗/（km2·年），農戶擁有的森林面積、產權完整程度與受償意愿負相關，與森林產品生產率正相關。杜普拉齊等（Duprazet al，2003）分析了比利時瓦盧（Walloon）大區(qū)農戶參與歐盟農業(yè)環(huán)境計劃（Agri-environmental measures）的意愿和環(huán)境服務供給行為，發(fā)現(xiàn)農業(yè)支柱性較弱地區(qū)的農戶受償意愿為198歐元/（戶·年），而農業(yè)支柱性較強地區(qū)的受償意愿為372歐元/（戶·年），進一步研究發(fā)現(xiàn)農場潛在生產率和家畜密度對農戶提供環(huán)境服務有顯著的負向影響，表明在農業(yè)發(fā)達地區(qū)更難執(zhí)行環(huán)境保護計劃。布什（Bush，2009）研究了烏干達保護區(qū)農戶保護生物多樣性的受償意愿，發(fā)現(xiàn)農戶的受償意愿均值為354美元/（戶·年），遠高于運用農產品市場價格衡量的收入損失。舒爾茲等（Schulz et al，2014）研究了德國“共同農業(yè)政策”（Common Agricultural Policy）中農戶生態(tài)保護的受償意愿，發(fā)現(xiàn)生態(tài)保護區(qū)面積每提高1%，農戶受償意愿會額外增加6.32歐元/公頃，農戶的參與決策受到現(xiàn)行政策特征、個人和家庭特征等影響。

國內也有不少學者研究了農戶生態(tài)服務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，利用條件價值法和參數(shù)估計方法，估計出遼河流域的農戶受償意愿為350.51元/人·年，并建議完善基于公眾參與的生態(tài)環(huán)境保護制度。王昌海（2014）研究發(fā)現(xiàn)農戶年齡、受教育水平、家庭人口數(shù)以及外出務工人數(shù)比例均對農戶保護態(tài)度具有顯著影響。農戶的受教育水平并不與保護態(tài)度正相關，并且，國家政策的落實程度會影響農戶保護態(tài)度。余亮亮和蔡銀鶯（2015）研究發(fā)現(xiàn)農戶受教育水平、距離城鎮(zhèn)的遠近、家庭農業(yè)收入占比、對生態(tài)環(huán)境的認知和改善生態(tài)環(huán)境期望指數(shù)對受償意愿有顯著正向影響，而年齡和家庭年收入有顯著負向影響。蘇芳等（2011）認為流域上游農戶作為生態(tài)服務提供方，具備較好的環(huán)境意識和生態(tài)補償意識，農戶參與生態(tài)保護和生態(tài)服務供給的意愿和行為是一個復雜的動態(tài)過程，是由農戶自身、家庭和社會等內外部影響因素共同作用的結果。但是，影響農戶受償意愿的理論機理如何，重要影響因素有哪些及其邊際效應又是怎樣，至今仍缺少較為明確的研究成果。

本文可能的貢獻包括：（1）理論上探討了生態(tài)服務供給引致的微觀主體福利（效用）變化，發(fā)現(xiàn)了生態(tài)服務供給影響農戶受償意愿的機理，為受償意愿影響因素研究奠定了理論基礎。（2）在將條件價值法（Contingent valuation method，CVM）可能產生的偏誤降至最低的情況下，運用支付卡引導技術評估了農戶提供生態(tài)服務的受償意愿，為我國相關決策部門合理評估生態(tài)建設和環(huán)境保護項目、改善生態(tài)環(huán)境政策效果提供了初步經驗證據(jù)；（3）結合農戶自身異質性特征和我國生態(tài)環(huán)境保護政策背景，通過引入右端截取模型（Right censored model）估計方法，較為合理地評估了農戶受償意愿的影響因素及其邊際效應，并進一步探討了可能存在的內生性問題，檢驗了模型穩(wěn)健性。我們的這一處理方式有效避免了問卷調查中受償意愿高報的策略性行為，并為影響因素邊際效應分析提供了一個通用的技術處理手段。

南水北調中線工程是緩解我國北方水資源嚴重短缺局面的戰(zhàn)略性基礎設施，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、生態(tài)服務（水質和水量）供給與區(qū)域經濟社會發(fā)展之間的矛盾日益增加。在這一背景下，本文首先對農戶提供生態(tài)服務受償意愿的理論機理進行分析，然后基于南水北調中線工程陜南水源區(qū)問卷調查獲得的微觀數(shù)據(jù)，評估水源區(qū)農戶提供生態(tài)服務的受償意愿，并考察農戶受償意愿的影響因素及其邊際效應，最后對可能的內生性影響因素和模型穩(wěn)健性進行檢驗。

二、理論分析

（一）生態(tài)服務提供方受償意愿理論分析

新古典福利經濟學認為生態(tài)服務（產品）的改善能給消費者帶來效用變化，從而引起福利變化，但由于生態(tài)服務的公共物品性質，難以像私人物品那樣找到均衡的市場價格。為了找到生態(tài)服務的貨幣價格，環(huán)境經濟學家運用基于個人偏好和需求的間接效用函數(shù)模型，使生態(tài)服務具體化為效用函數(shù)的一個自變量，還考慮了個人所面臨的價格變化、個人收入及環(huán)境質量相關的福利變化度量（M?ler和Vincent，2003）。因此，我們假定水源區(qū)農戶提供生態(tài)服務的間接效用函數(shù)為：

其中，是各類生態(tài)服務（產品）的平均價格，()是生態(tài)服務的市場價值，比如農戶從流域生態(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)服務的質量水平，屬于非市場價值，比如流域生態(tài)系統(tǒng)氣候調節(jié)、廢物處理的生態(tài)服務價值，是影響農戶效用水平的特征向量。

我們考慮兩期，政府在水源區(qū)實施生態(tài)環(huán)境保護計劃之前，農戶在時期1（即實施前）的間接效用函數(shù)為：

現(xiàn)假設政府準備在水源區(qū)實施生態(tài)環(huán)境保護計劃，并假定各類生態(tài)服務的市場價格不變，即P不變。那么，在生態(tài)環(huán)境保護計劃實行后，農戶獲得的市場價值和非市場價值都會隨之變化。在時期2（即實施后），度量農戶福利變化的間接效應函數(shù)為：

（3）

那么，兩期中農戶福利的效用變化函數(shù)為：

（5）

令C=，則C表示水源區(qū)非市場化生態(tài)服務質量(0)變化為(1)時的人類福利損失，屬于非市場價值的福利變化。

（6）

農戶的生態(tài)環(huán)境保護行為會提高水源區(qū)的生態(tài)服務供給水平，并且，周邊地區(qū)（比如流域下游地區(qū)）也會獲得部分生態(tài)服務（比如清潔水源），這相當于轉移了部分生態(tài)服務。因此，總體環(huán)境質量水平()的變化方向是不確定的，農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，農戶真實受償意愿有如下幾種情況（見表1）。

表1 農戶真實受償意愿的變化分析

若要使農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)服務價格水平P在兩期中保持不變，可得到WTA投標函數(shù)的一般形式：

（8）

由公式（8）可見，生態(tài)服務的數(shù)量水平和質量水平會直接影響農戶真實受償意愿，農戶效用水平特征向量也是農戶真實受償意愿的重要影響因素。

（二）關于農戶提供生態(tài)服務受償意愿的假說

受償意愿是生態(tài)服務提供方在家庭經濟社會特征、當前制度背景和環(huán)境水平等約束條件下對福利（效用）水平變化的反映。首先，農戶受償意愿影響因素包括農戶經濟社會特征這樣的可觀測特征和勞動的機會成本等不可觀測特征（Jack etal，2009）。生態(tài)服務作為一種公共物品，供給方由于個體差異和偏好類型不同等異質性特征，會直接或間接對公共物品自愿供給水平產生顯著影響（周業(yè)安等，2013）；農戶對自己提供生態(tài)服務的土地機會成本了解很多，在執(zhí)行生態(tài)環(huán)境保護政策時會為了尋租而高報自己的機會成本，因信息不對稱而存在策略性行為?？梢?，真實受償意愿是農戶的隱藏信息，并受農戶自身偏好和生態(tài)服務供給成本的影響（Parks，1995）。其次，在中國農村勞動力轉移和農村土地利用變化的背景下，農戶遷移將對農村土地利用產生重要影響，土地作為生態(tài)服務的載體，其利用方式的改變會影響生態(tài)服務的經濟價值，因此，對農戶遷移傾向的生態(tài)環(huán)境影響進行考察是有必要的。再次，農戶決策制度背景和現(xiàn)實背景是影響受償意愿的重要變量。比如我國實行的退耕還林工程，以現(xiàn)金補貼、免費提供職業(yè)培訓等方式降低了農戶參與生態(tài)環(huán)境保護的機會成本，增加了農戶的收入預期，使得農戶更加愿意提供生態(tài)服務（萬海遠和李超，2009）。另外，農戶所在地的生態(tài)環(huán)境現(xiàn)狀反映了農戶受償意愿的決策現(xiàn)實背景，會影響農戶的真實受償意愿。

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

假說Ⅰ：農戶個人特征和家庭經濟社會方面的異質性特征會對農戶生態(tài)服務供給的受償意愿產生潛在影響。

假說Ⅱ：農戶遷移傾向會對受償意愿產生影響。

假說Ⅱa：農戶務農收入占比高，說明他們在當?shù)鼐幼r間長，農業(yè)生產活動更多，生態(tài)環(huán)境的改善會提高農戶的福利水平。也即，當時，農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，農戶期望盡快獲得生態(tài)服務供給的補償資金，受償意愿更高。

假說Ⅲ：農戶提供生態(tài)服務的決策背景是影響受償意愿的重要因素。

假說Ⅲa：農戶受償意愿與退耕還林政策執(zhí)行效果相關。由于退耕還林政策會改善當?shù)厣鷳B(tài)服務，即當時，退耕農戶由于非市場化生態(tài)服務價值的增加使人類福利增加（或者人類福利損失下降），從而真實受償意愿更低。

假說Ⅲb：水源現(xiàn)狀背景也會對農戶受償意愿產生重要影響。

三、實證設計

（一）數(shù)據(jù)來源

運用條件價值法應充分了解可能產生的偏誤問題，以獲得受訪者的真實受償意愿。首先，為避免問卷設計偏誤，本文根據(jù)美國NOAA藍帶小組（Blue Ribbon Panel）提出的條件價值法應用準則（Venkatachalam，2004），并結合水源區(qū)實際情況將問卷設計為以下形式：（1）水源區(qū)環(huán)境問題和農戶環(huán)境意識。這一部分用來提供引導農戶受償意愿的背景信息；（2）水源區(qū)生態(tài)環(huán)境保護現(xiàn)狀，主要包括當前農戶土地利用情況、退耕還林情況以及污染治理現(xiàn)狀。這一部分實際上是在展現(xiàn)水源區(qū)生態(tài)服務的產品屬性。問卷前兩部分為受訪者提供了大量關于生態(tài)服務的信息，以避免可能產生的信息偏誤；（3）采用支付卡形式引導水源區(qū)農戶受償意愿，即每年以現(xiàn)金直接補貼的方式發(fā)放到家庭專有銀行賬戶。支付卡式引導技術為受訪者提供了一個良好的投標環(huán)境（徐大偉等，2008），不會產生起始點偏誤，也不會出現(xiàn)極端異常值；（4）受訪者家庭經濟社會特征及態(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)作為樣本調研區(qū)域。首先，調研組在陜南水源區(qū)鎮(zhèn)安縣回龍鎮(zhèn)萬壽村對農戶焦點團體進行座談以確定具體的假設情景，并通過預調研（Pre-test）修正假設情景并確定投標值，以避免可能產生的假設偏誤。然后，采用分層隨機抽樣的方法，在陜南三市漢江、丹江及其支流附近的農村地區(qū)，以面對面訪談的形式進行入戶調查。

本文正式調研時間是2014年4月-5月份，由西安交通大學“完善流域生態(tài)補償機制”課題組在陜西理工學院和商洛學院招募大學生并進行培訓和篩選，這有效避免了CVM調研實施過程可能產生的訪員偏誤。入戶調查地區(qū)包括40個行政村，涉及漢江、丹江近20條支流，共回收問卷471份，通過對收回的問卷進行審核并剔除信息不全和矛盾的樣本后，發(fā)現(xiàn)有10個樣本不愿意接受補償（），這可能是出現(xiàn)了受訪者抗議出價的情況，為避免受訪者的策略行為造成估計偏誤，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

本文被解釋變量是受訪農戶報告的受償意愿。水源區(qū)農戶參與流域生態(tài)環(huán)境保護可能會喪失一些經濟發(fā)展權，引起市場價值損失，即；另外，水源區(qū)需要將部分流域生態(tài)服務（水量和水質）調出至受水區(qū)，降低了水源區(qū)當?shù)氐纳鷳B(tài)服務存量水平，引起生態(tài)服務供給的非市場價值損失，即。因此，水源區(qū)農戶的，即作為生態(tài)服務提供方的農戶需要獲得一個正的補償激勵以提供生態(tài)服務。在406個有效樣本中，農戶報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，描述受訪者個人和家庭經濟社會特征的變量，主要包括受訪者年齡、性別、受教育水平、家庭總人數(shù)、家庭生活總支出等。第二，農戶遷移傾向，其中，務農收入占總收入的比例用以衡量農戶生產方式偏好，是否打算離開農村遷入城鎮(zhèn)用以衡量鄉(xiāng)-城人口流動的推力，農戶當?shù)厣顣r長用以衡量繼續(xù)在農村生活的引力。第三，農戶提供生態(tài)服務的政策背景，包括是否參加退耕還林工程、生態(tài)補償政策預期和環(huán)境保護政策了解程度。第四，關于農戶所在地區(qū)水源現(xiàn)狀的變量，主要有農戶居住點與附近水源的距離和本地保護水源對下游地區(qū)的影響等。

表2 變量統(tǒng)計性描述

續(xù)表2

變量名變量說明最小值最大值均值標準差樣本量 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)補償政策是否將實施（1=是，0=否）010.4930.501406 km居住點到水源地的距離（千米）0.1203.7074.129406 protect本地水源保護對下游的重要性（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）模型設定

本次調研結果顯示，有22.6%受訪農戶報告的受償意愿高于支付卡上限值，即大于1200元/（戶·年）。受訪農戶報告的受償意愿高于支付卡上限值符合條件價值法問卷調研過程中的經驗事實，因為受訪者可能采取策略性行為，高報受償意愿。但是，若把高于支付卡上限值的樣本直接納入或剔除進行分析，估計結果都可能會產生策略性偏誤（Strategic bias）。為避免這種偏誤以合理分析高于支付卡上限值的農戶樣本，本文引入右端截取模型來處理受訪農戶報告的受償意愿高于支付卡上限值的情況。用一個基本的潛變量來表示所觀測的響應，右端數(shù)據(jù)截取模型一般形式如下（Cameron和Trivedi，2005）：

（2）

四、實證分析

（二）初步回歸結果

利用Stata12軟件估計農戶受償意愿影響因素經驗模型，估計結果見表3。模型的LR統(tǒng)計量為72.78，并在1%顯著性水平下通過似然比檢驗，說明本文構建的模型較為合理。然后，我們在各個解釋變量均值處估計了各變量對受償意愿的邊際效應，結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 農戶受償意愿影響因素研究

注：（1）系數(shù)列括號內為t統(tǒng)計量，邊際效應列括號內為z統(tǒng)計量；（2）***、**、*分別表示估計值在0.01、0.05、0.10 水平上顯著。

（三）假說檢驗及邊際效應分析

1、假說I的檢驗

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

從農戶的家庭異質性看，家庭支出變量在1%顯著性水平下通過檢驗，通過計算家庭支出均值處的邊際效應，發(fā)現(xiàn)家庭支出的對數(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，其均值處的邊際效應同樣顯著，家庭人數(shù)每增加一人，受償意愿將增加23.22%?？赡艿慕忉屖请S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)服務并放棄部分經濟發(fā)展權對他們的福利影響也越大，即當生態(tài)服務供給增加導致時，家庭人數(shù)多的農戶對放棄直接農業(yè)生產活動引起的收入損失更敏感，從而顯著提高了農戶的受償意愿。

2、假說II的檢驗

農戶的遷移傾向會對受償意愿產生重要影響。農戶是否準備遷出農村進入城市對受償意愿有顯著影響，從邊際效應看，計劃遷出農戶的受償意愿比不遷出的農戶高51.71%?？赡艿慕忉屖?，在選擇遷移或外出務工的情況下，遷移農戶的農業(yè)收入大幅下降，在生態(tài)補償政策即將執(zhí)行的預期下，他們希望獲得更多貨幣補償以彌補農業(yè)收入方面的損失。隨著南水北調中線工程的通水，水源區(qū)實行流域生態(tài)補償?shù)恼哳A期越來越強，引致農戶生產方式和生活行為發(fā)生變化，從而改變了農戶的福利水平，進而影響農戶的受償意愿。

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

3、假說III的檢驗

農戶生態(tài)服務供給的決策背景是受償意愿的重要影響因素。農戶對生態(tài)環(huán)境保護政策了解程度變量在10%水平下通過檢驗，且邊際效應為正，說明農戶越了解相關生態(tài)環(huán)境政策，受償意愿越高。農戶對生態(tài)補償政策預期變量在1%顯著性水平下通過檢驗。從邊際效應看，如果農戶認為南水北調中線工程的生態(tài)補償政策會付諸實施，其受償意愿比那些持悲觀期望的農戶高53.63%。農戶居住地距離水源地的遠近變量在1%的水平下顯著，從該變量均值處的邊際效應看，居住地每遠離水源地1公里，受償意愿提高6.65%。農戶水源保護給下游造成影響的變量顯著為負，說明若農戶認為當?shù)乇Ｗo水源對下游來說不重要，其受償意愿會降低。

農戶退耕還林參與度在5%顯著性水平下通過檢驗。從該變量的邊際效應看，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，可能是因為退耕戶對土地的依賴性較弱，提供生態(tài)服務的機會成本更低，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、景觀質量改善和水土流失控制等非市場化的環(huán)境經濟價值（韓洪云和喻永紅，2012），在的情況下，農戶由于非市場化生態(tài)服務質量變化時的人類福利損失下降（人類福利收益提升），從而導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)服務價值，能提供食物生產等市場化生態(tài)服務，從而導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)境保護計劃以獲得額外收益，從而具有相對較高的受償意愿。

（四）穩(wěn)健性檢驗

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

首先，家庭支出對受償意愿來說可能是一個具有較強內生性的變量，因此不太適合作為一個解釋變量來簡單考察它對另一個變量的影響程度，我們剔除了這一變量進行檢驗，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。為進一步排除家庭支出方面的內生性可能，在剔除與農戶家庭支出密切相關的務農收入占比變量后，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期執(zhí)行的生態(tài)環(huán)境保護政策，會對南水北調工程產生正外部性，從而可能對農戶受償意愿決策產生內生影響。我們在剔除農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，我們將樣本擴大為包含10個受償意愿為零的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手段。結果發(fā)現(xiàn)與模型（1）相比，模型（5）中上游保護水源對下游地區(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。我們的估計結果表明，各計量模型的參數(shù)估計結果與前文的分析基本一致，表明在弱化變量間內生性問題的情況下，本文的主要研究結論依然是成立的，本文的研究發(fā)現(xiàn)具有較強的解釋力（受篇幅限制，未報告這里的穩(wěn)健性檢驗結果）。

五、結論與建議

本文在對生態(tài)服務提供方受償意愿進行福利變化分析的基礎上，以南水北調中線工程陜南水源區(qū)農戶問卷調查的微觀數(shù)據(jù)為基礎，運用支付卡式條件價值法考察了農戶生態(tài)服務供給的受償意愿，并運用右端截取模型分析了農戶受償意愿的影響因素及邊際效應。研究發(fā)現(xiàn)：第一，農戶是生態(tài)環(huán)境保護的重要利益相關方，生態(tài)服務供給將引致農戶自身福利水平變化，從而影響農戶受償意愿。第二，農戶提供生態(tài)服務的受償意愿較為合理，農戶受償意愿均值為911元/（戶·年），這為確定合理的生態(tài)補償標準以激勵水源區(qū)農戶自發(fā)、自愿的保護水源提供了依據(jù)。第三，農戶個人和家庭特征方面的異質性、遷移傾向和生態(tài)服務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)和家庭支出對農戶受償意愿的影響顯著；農戶的遷移傾向會對受償意愿產生重要影響；退耕戶的受償意愿比非退耕戶的受償意愿低。因此，應加強政府對水源區(qū)生態(tài)環(huán)境保護的管理和資金投入，以此提高水源區(qū)農戶生態(tài)環(huán)境保護的參與程度和共同管理激勵；應完善農民遷移體制，推進鄉(xiāng)-城人口流動，進一步做好退耕還林工程，并降低農戶對土地和農業(yè)收入的依賴性，為構建完善的生態(tài)補償機制奠定制度基礎。

1. 韓洪云、喻永紅：《退耕還林的環(huán)境價值及政策可持續(xù)性——以重慶萬州為例》[J]，《中國農村經濟》2012年第11期。

2. 蘇芳、尚海洋、聶華林：《農戶參與生態(tài)補償行為意愿影響因素分析》[J]，《中國人口·資源與環(huán)境》2011年第4期。

3. 萬海遠、李超：《農戶退耕還林政策的參與決策研究》[J]，《統(tǒng)計研究》2013年第10期。

4. 王昌海：《農戶生態(tài)保護度: 新發(fā)現(xiàn)與政策啟示》[J]，《管理世界》2014 年第 11 期。

5. 徐大偉、劉春燕，常亮：《流域生態(tài)補償意愿的WTP與WTA差異性研究：基于遼河中游地區(qū)居民的CVM調查》[J]，《自然資源學報》2013年第3期。

6. 徐大偉、劉民權、李亞偉：《黃河流域生態(tài)系統(tǒng)服務的條件價值評估研究——基于下游地區(qū)鄭州段的 WTP測算》[J]，《經濟科學》2008 年第 6期。

7. 余亮亮、蔡銀鶯：《生態(tài)功能區(qū)域農田生態(tài)補償?shù)霓r戶受償意愿分析——以湖北省麻城市為例》[J]，《經濟地理》2015年第1期。

8. 周業(yè)安、連洪泉、陳葉烽等：《社會角色、個體異質性和公共品自愿供給》[J]，《經濟研究》2013年第1期。

9. Bush G., Hanley N.and Rondeau D.,2009,“Measuring the Costs of Conservation: Willingness-to-accept Measures of the Impacts of Protected Areas in Africa”[J].Bioecon, Vol.26(5), pp.171-189.

10. Cameron C. and Trivedi K., 2005, “Microeconometrics: Methods and applications”[M], Cambridge University Press.

11. Dupraz P.,Vermersch D. and De Frahan B. H.,2003, “The Environmental Supply of Farm Households: A Flexible Willingness to Accept Model”[J], Environmental and Resource Economics, Vol.25(2), pp.171-189.

12. Jack B. K., Leimona B. and Ferraro P. J.,2009, “A Revealed Preference Approach to Estimating Supply Curves for Ecosystem Services: Use of Auctions to Set Payments for Soil Erosion Control in Indonesia”[J],Conservation Biology, Vol.23(2), pp.359-367.

13. Lindhjem H. andMitani Y.,2012, “Forest Owners’ Willingness to Accept Compensation for Voluntary Conservation: A Contingent Valuation Approach”[J],Journal of Forest Economics, Vol.18(4), pp.290-302.

14. M?ler K. G. and Vincent J. R., 2003,“Handbook of Environmental Economics: Valuing Environmental Changes”[M]. Amsterdam: Elsevier.

15. Parks P. J., 1995,“Explainingirrationall and Use: Risk Aversion and Marginal Agricultural Land”[J], Journal of Environmental Economics and Management, Vol.28(1),pp.34-47.

16. Schulz N.,Breustedt G. and Latacz-Lohmann U.,2014, “Assessing Farmers' Willingness to Accept “Greening”: Insights from a Discrete Choice Experiment in Germany”[J], Journal of Agricultural Economics,Vol.65(1), pp.26-48.

17. Vedel S. E., Jacobsen J. B. and Thorsen B. J.,2015,“Forest Owners' Willingness to Accept Contracts for Ecosystem Service Provision is Sensitive to Additionality”[J],Ecological Economics, Vol.113, pp.15-24.

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

（ZH）

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