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?？上У氖?，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）

令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?？梢姡鎸?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(kù)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%?？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(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%。可能的解釋是，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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（ZH）

* 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)。