耕地重金屬污染治理生態(tài)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)條件估值法研究
——以廣西大環(huán)江流域?yàn)槔?/h1>
2016-08-08 09:48:27張學(xué)洪蔣敏敏陳同斌李海翔
嚴(yán) 俊，張學(xué)洪，蔣敏敏，丁 洋，陳同斌，李海翔,①
(1.桂林理工大學(xué)環(huán)境科學(xué)與工程學(xué)院，廣西 桂林 541006；2.中國(guó)科學(xué)院地理科學(xué)與資源研究所環(huán)境修復(fù)研究中心，北京 100101)
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耕地重金屬污染治理生態(tài)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)條件估值法研究
——以廣西大環(huán)江流域?yàn)槔?/p>
嚴(yán)俊1，張學(xué)洪1，蔣敏敏1，丁洋1，陳同斌2，李海翔1,2①
(1.桂林理工大學(xué)環(huán)境科學(xué)與工程學(xué)院，廣西 桂林 541006；2.中國(guó)科學(xué)院地理科學(xué)與資源研究所環(huán)境修復(fù)研究中心，北京100101)
摘要：運(yùn)用條件估值法，于2015年8月對(duì)廣西環(huán)江縣大環(huán)江流域重金屬污染地區(qū)農(nóng)戶受償意愿進(jìn)行調(diào)查研究。結(jié)果表明，研究區(qū)農(nóng)戶對(duì)當(dāng)?shù)馗刂亟饘傥廴局卫眄?xiàng)目的參與意愿與投標(biāo)額度(設(shè)計(jì)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn))、家庭耕地面積和耕地受污染程度呈正相關(guān)關(guān)系；農(nóng)戶平均受償意愿下限為12 630.75元·hm-2·a-1，該測(cè)算值可為當(dāng)?shù)馗刂亟饘傥廴局卫砩鷳B(tài)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)的確定提供理論依據(jù)。認(rèn)為廣西環(huán)江縣大環(huán)江流域耕地重金屬污染治理及其配套生態(tài)補(bǔ)償項(xiàng)目應(yīng)首先選擇耕地面積較大且污染較明顯地區(qū)作為項(xiàng)目選址。建議在今后的生態(tài)補(bǔ)償研究中注意補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)與客觀條件之間的聯(lián)系，并制定出一套具有普適性的生態(tài)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)研究方法。
關(guān)鍵詞：耕地；重金屬污染；生態(tài)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)；條件估值法；大環(huán)江流域
截至2013年我國(guó)的重金屬污染耕地面積約占耕地總面積的16.67%[1],2014年全國(guó)土壤污染狀況調(diào)查公報(bào)顯示我國(guó)耕地土壤點(diǎn)位超標(biāo)率為19.4%,其中重金屬成為耕地主要污染物之一[2]。由于我國(guó)重金屬污染歷史成因復(fù)雜,污染事故追責(zé)困難[3],且現(xiàn)階段農(nóng)村土壤修復(fù)產(chǎn)業(yè)市場(chǎng)缺乏資金保障[4],因此以各級(jí)人民政府為主體的生態(tài)補(bǔ)償制度發(fā)揮了重要作用。對(duì)于各類生態(tài)補(bǔ)償研究,補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)的設(shè)定關(guān)系到生態(tài)補(bǔ)償制度的可行性、項(xiàng)目效果及可持續(xù)性,因而成為核心問題而受到研究者重視[5-6]。常用于確定生態(tài)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)的研究手段包括生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)功能價(jià)值法、市場(chǎng)法、機(jī)會(huì)成本法和意愿調(diào)查法等[7]。其中,意愿調(diào)查法一般指陳述偏好法(stated preference method),是環(huán)境經(jīng)濟(jì)學(xué)中條件估值法(contingent valuation method,CVM)在生態(tài)補(bǔ)償研究中的一種具體研究手段。該方法主要基于問卷調(diào)查形式,向受訪者提供充分信息以構(gòu)建虛擬市場(chǎng)或模擬某項(xiàng)生態(tài)保護(hù)規(guī)定,并直接詢問受訪者能夠接受的最小補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)投標(biāo)額度,從而獲得當(dāng)?shù)鼐用衿骄軆斠庠赶孪?并由此為確定生態(tài)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)提供參考依據(jù)[8]。GüRLüK[9]指出,在我國(guó)由計(jì)劃經(jīng)濟(jì)向市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的過渡階段,條件估值法的實(shí)踐具有重要的指導(dǎo)意義,并且在受償意愿研究中具有良好的應(yīng)用前景。廣西大環(huán)江流域耕地重金屬污染治理生態(tài)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)研究將為當(dāng)?shù)氐耐寥佬迯?fù)項(xiàng)目配套生態(tài)補(bǔ)償機(jī)制提供設(shè)計(jì)依據(jù),推動(dòng)當(dāng)?shù)赝寥牢廴局卫磉M(jìn)展,并對(duì)今后我國(guó)農(nóng)村土壤重金屬污染治理生態(tài)補(bǔ)償研究具有相當(dāng)?shù)膮⒖純r(jià)值以及重要的理論和實(shí)踐意義。
1廣西大環(huán)江流域重金屬污染農(nóng)田生態(tài)補(bǔ)償調(diào)查
1.1研究區(qū)域污染狀況概述
廣西環(huán)江毛南族自治縣位于廣西西北部中山、低山和丘陵地區(qū)(24°44′～25°33′ N,107°51′～108°43′ E),大環(huán)江是縱穿該縣的主要河流之一,上游地區(qū)礦產(chǎn)資源豐富,曾有大量采礦單位。2001年6月,環(huán)江縣遭遇特大暴雨,造成山洪暴發(fā),大環(huán)江流域上游選礦企業(yè)尾礦庫被洪水沖垮,重金屬尾礦隨洪水將大環(huán)江流域中下游兩岸大面積田地淹沒,造成了不同程度的重金屬污染。隨后幾年當(dāng)?shù)厝嗣裾e極采取以投撒石灰及重金屬鈍化劑為主的恢復(fù)措施,并改種耐性品種農(nóng)作物,取得一定治理成效。然而,唐成等[10]于2013年對(duì)大環(huán)江流域進(jìn)行調(diào)查研究發(fā)現(xiàn),當(dāng)?shù)匮睾觾砂掇r(nóng)田重金屬污染狀況總體上仍處于重度污染。
1.2問卷調(diào)查設(shè)計(jì)
采用條件估值法,以隨機(jī)抽樣形式在大環(huán)江流域重金屬污染區(qū)對(duì)當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶進(jìn)行調(diào)查。條件估值法在實(shí)踐應(yīng)用中備受爭(zhēng)議的原因之一在于其可能產(chǎn)生的假設(shè)誤差,即真實(shí)付費(fèi)與虛擬付費(fèi)之間的差值[11],而假設(shè)誤差主要是由于調(diào)查問卷設(shè)計(jì)真實(shí)性不足而產(chǎn)生的[12]。BULTE等[13]指出,在估值前與受訪者進(jìn)行“空談”(cheap talk)以提高受訪者對(duì)調(diào)查的重視,能在一定程度上消除假設(shè)誤差。由此,按照一般的CVM流程,問卷調(diào)查設(shè)計(jì)包括問卷背景信息、核心估值問題和受訪者相關(guān)信息3個(gè)部分。
(1)在CVM假設(shè)市場(chǎng)中,受訪者需要獲取的問卷相關(guān)背景信息應(yīng)包括商品定義、市場(chǎng)范圍、支付及管理機(jī)制等[14]。因此,問卷首先介紹當(dāng)?shù)刂亟饘傥廴粳F(xiàn)狀及土壤污染治理示范工程開展情況,說明參與土壤污染治理項(xiàng)目的規(guī)定及補(bǔ)償條件(如:在當(dāng)?shù)赝寥佬迯?fù)示范工程中,已開展的項(xiàng)目期限約為4 a;主要采取種植超富集植物或與當(dāng)?shù)剞r(nóng)作物間種的方式;農(nóng)戶需要投工投勞參與項(xiàng)目日常維護(hù)和管理)。
(2)估值手段采用單界二項(xiàng)選擇法(single-bounded dichotomous choice approach),首先確定一系列足以反映受訪者平均受償意愿下限的投標(biāo)區(qū)間,從中隨機(jī)選取1個(gè)投標(biāo)額度向受訪者提問,受訪者只需要在給定的補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)下回答是否愿意參與項(xiàng)目,觀察者就能從中獲取其受償意愿信息[8]。單界二項(xiàng)選擇法具體設(shè)計(jì)形式為:當(dāng)?shù)丨h(huán)保部門決定為參與者提供多少元·hm-2·a-1的補(bǔ)償,屆時(shí)補(bǔ)償金將定期直接交付給參與者。參與者必須遵照項(xiàng)目規(guī)定,在4 a項(xiàng)目期限內(nèi),積極配合參與治理項(xiàng)目。
TAO等[15]指出,部分受訪者在拒絕參與項(xiàng)目時(shí)表現(xiàn)出“抗議性”態(tài)度,“抗議性”態(tài)度指受訪者本身對(duì)調(diào)查虛擬的市場(chǎng)或提供的項(xiàng)目規(guī)定持懷疑或抵觸態(tài)度,而并非出于對(duì)設(shè)計(jì)投標(biāo)額度的不滿而拒絕參與項(xiàng)目,則該樣本應(yīng)視為無效樣本加以舍棄。因此在調(diào)查估值環(huán)節(jié),調(diào)查者將對(duì)回答拒絕參與項(xiàng)目的受訪者追問其拒絕原因,若為設(shè)計(jì)投標(biāo)額度問題則保留問卷,“抗議性”問卷則廢除。
(3)詢問受訪者基本社會(huì)經(jīng)濟(jì)信息和可能影響受償意愿的潛在因素,包括年齡、性別、文化水平、勞動(dòng)人口、家庭耕地面積、是否丟荒、耕地受污染程度和投標(biāo)額度。需要注意的是,當(dāng)?shù)厥芪廴咎锏鼗窘?jīng)過重金屬鈍化處理,農(nóng)戶短時(shí)間內(nèi)難以感知污染程度高低,前期研究中的重金屬污染程度分布情況并不能直接影響農(nóng)戶受償意愿,因此污染程度在此通過向受訪者詢問并對(duì)比污染前后農(nóng)作物產(chǎn)量情況表達(dá),農(nóng)作物產(chǎn)量恢復(fù)至污染前75%～100%則定義為污染程度1,恢復(fù)至50%～<75%則定義為污染程度2,<50%則定義為污染程度3。潛在影響因素的分析變量定義見表1。
1.3預(yù)調(diào)查
為保證調(diào)查問卷內(nèi)容的可理解性和設(shè)計(jì)投標(biāo)額度區(qū)間的合理性,在主體調(diào)查之前首先進(jìn)行預(yù)調(diào)查[13]。預(yù)調(diào)查投標(biāo)額度區(qū)間由2010年《河池統(tǒng)計(jì)年鑒》估算確定,根據(jù)2009年環(huán)江地區(qū)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù),估算出當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)機(jī)會(huì)成本為6 159.75元·hm-2·a-1,由此預(yù)調(diào)查投標(biāo)額度區(qū)間上限設(shè)置為1 500、3 000、4 500、6 000、7 500、9 000和10 500元·hm-2·a-1。預(yù)調(diào)查共發(fā)放問卷100份,回收有效問卷87份。以自然對(duì)數(shù)lnP形式表示的投標(biāo)額度(P)為自變量,參與意愿百分比(W)為因變量,利用PASW Statistics 18軟件進(jìn)行線性回歸,回歸結(jié)果見表2。
表1潛在影響因素的分析變量定義
Table 1Definition of variables in analysis of potential affecting factors
變量描述說明定義及配值年齡連續(xù)變量性別無序分類變量,“男”=1,“女”=0文化水平有序分類變量,“無”=0,“小學(xué)”=1,“初中”=2,“高中”=3,“大學(xué)及以上”=4勞動(dòng)人口家庭從事農(nóng)業(yè)勞動(dòng)的人數(shù)連續(xù)變量家庭耕地面積家庭擁有水田與旱地面積總和連續(xù)變量是否丟荒是否有因重金屬污染而荒廢的田地?zé)o序分類變量,“是”=1,“否”=0耕地受污染程度有序分類變量投標(biāo)額度設(shè)計(jì)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)離散變量,以自然對(duì)數(shù)形式計(jì)算
表2預(yù)調(diào)查受訪者參與意愿百分比回歸結(jié)果
Table 2Regression of willingness of the interviewees in the pre-survey
變量系數(shù)顯著性水平P值常數(shù)項(xiàng)-0.5960.083投標(biāo)額度0.1990.001
回歸結(jié)果表明,投標(biāo)額度對(duì)參與意愿具有顯著影響,自變量與因變量之間存在正相關(guān)關(guān)系。根據(jù)回歸結(jié)果,預(yù)測(cè)農(nóng)戶參與項(xiàng)目的可能性為W=-0.596+0.199×lnP。根據(jù)該線性關(guān)系式,在預(yù)調(diào)查投標(biāo)額度區(qū)間內(nèi),農(nóng)戶參與項(xiàng)目的可能性范圍為32.04%～70.77%。為更好地反映投標(biāo)額度與參與意愿之間的相關(guān)性,在主體調(diào)查中適當(dāng)提高投標(biāo)額度區(qū)間上限,并減少投標(biāo)額度設(shè)置數(shù)量。設(shè)置3 000、6 000、9 000、12 000和15 000元·hm-2·a-15個(gè)投標(biāo)額度區(qū)間上限。主體調(diào)查于2015年8月進(jìn)行,預(yù)調(diào)查樣本與主體調(diào)查樣本之間相互獨(dú)立,不作合并討論。
1.4調(diào)查結(jié)果
調(diào)查共發(fā)放問卷250份,回收問卷247份,排除7份無效問卷,最終獲得有效樣本240份,有效率達(dá)96%。受訪者基本情況分布見表3。各投標(biāo)額度區(qū)間樣本受訪者表示愿意參與項(xiàng)目的頻率見表4,可以看出,隨著投標(biāo)額度的增大,回答愿意參與項(xiàng)目的樣本數(shù)逐步增多,這一現(xiàn)象印證了理論預(yù)期效果,與經(jīng)濟(jì)學(xué)規(guī)律相符。
2結(jié)果與分析
2.1分析方法
設(shè)農(nóng)戶受償意愿影響因素包括年齡(Fage)、性別(Fsex)、文化水平(Fedu)、勞動(dòng)人口(Fwrf)、家庭耕地面積(Fsize)、是否丟荒(Fabd)、耕地受污染程度(Fdgr)和投標(biāo)額度(Fbid)。將這8個(gè)因素作為自變量建立多元線性回歸方程:
lnW=α+β1Fage+β2Fsex+β3Fedu+β4Fwrf+β5Fsize+β6Fabd+β7Fdgr+β8Fbid。
HANEMANN[16]在1984年對(duì)二項(xiàng)選擇法數(shù)據(jù)進(jìn)行詳細(xì)分析,確定了一套較為固定的陳述偏好數(shù)據(jù)分析方法。設(shè)農(nóng)戶的效用水平(U)為
U(j,y,s)=v(j,y,s)+εj。
(1)
式(1)中,v為可觀測(cè)變量;ε為不可觀測(cè)變量;j=0表示樣本愿意停止耕作行為并參與項(xiàng)目,j=1表示樣本繼續(xù)耕作并拒絕參與項(xiàng)目;y為在不同決策條件下樣本的收入水平;s為樣本受償意愿的一系列潛在影響因素(包括年齡、性別等)。
表3受訪者基本情況
Table 3Basic information of the interviewees
變量分布比例/%變量分布比例/%年齡/歲文化水平 20～292.5 無4.6 30～3915.8 小學(xué)29.2 40～4933.4 初中51.7 50～5933.3 高中14.5 ≥6015.0 大學(xué)及以上0性別家庭耕地面積/hm2 男性62.1 ≤0.3322.9 女性37.9 >0.33～0.6748.4勞動(dòng)人口/人 >0.67～1.0019.5 02.1 >1.009.2 17.1是否丟荒 256.3 有50.4 312.1 無49.6 416.7耕地受污染程度 ≥55.7 112.0 247.8 340.2
表4各投標(biāo)額度區(qū)間受訪者愿意參與的樣本頻率
Table 4Sample frequency of willingness to participate in each bidding section
投標(biāo)額度區(qū)間上限/(元·hm-2·a-1)樣本數(shù)樣本頻率/%30005042.0060005072.0090004774.47120004778.72150004689.13
基于效用最大化假設(shè),設(shè)給定補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)為A,則當(dāng)給定補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)使得效用水平提高時(shí),調(diào)查樣本很可能選擇參與項(xiàng)目,此時(shí)有:
v(0,y+A,s)+ε0≥v(1+y,s)+ε1。
設(shè)農(nóng)戶參與/不參與項(xiàng)目決策引起的效用差(ΔU)為
ΔU=U0-U1。
利用可觀測(cè)變量表示，則該效用差為
ΔU=α+βA。
(2)
式(2)中,α為常數(shù)項(xiàng);β為給定補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)對(duì)參與意愿的影響系數(shù)。當(dāng)涉及多個(gè)變量時(shí),式(2)寫為
ΔU=α+β1X1+β2X2+…+βnXn。
同時(shí),設(shè)參數(shù)
η=ε0-ε1。
由此推斷當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶參與項(xiàng)目的可能性(P0)為
P0=P[v(0,y+A,s)+ε0≥v(1,y,s)+ε1]
=Fη(ΔU)。
(3)
式(3)中,P為概率值；Fη(ΔU)為ΔU關(guān)于η的概率分布函數(shù)。根據(jù)logit模型有:
對(duì)該模型積分,積分上限為投標(biāo)區(qū)間上限,可得到平均受償意愿下限(Wmean)的測(cè)算值:
(4)
2.2回歸結(jié)果
表5顯示,顯著影響受訪者受償意愿的因素包括投標(biāo)額度(P<0.01)、家庭耕地面積(P<0.05)和耕地受污染程度(P<0.01)。其中,投標(biāo)額度越高,受訪者參與意愿越強(qiáng)烈,符合經(jīng)濟(jì)學(xué)邏輯;家庭耕地面積越大,受訪者參與意愿越強(qiáng)烈,這可能是因?yàn)榧彝ジ孛娣e越大的農(nóng)戶對(duì)耕地使用方式的支配自由度越高,出讓部分受污染耕地配合開展修復(fù)項(xiàng)目對(duì)其農(nóng)業(yè)收入影響較小,因而越有可能參與項(xiàng)目;耕地受污染程度嚴(yán)重的受訪者表現(xiàn)出更為積極的參與意愿,這可能是由于污染嚴(yán)重地區(qū)耕作收益降低,參與項(xiàng)目更有益于農(nóng)戶恢復(fù)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)收入。
表5受償意愿多元線性回歸結(jié)果
Table 5Multiple liner regression of willingness
變量系數(shù)顯著性水平P值均值1)常數(shù)項(xiàng)-13.9580 1.00投標(biāo)額度1.6400 6.24年齡0.0180.293 47.60性別0.5620.108 0.62文化水平0.0970.680 1.76勞動(dòng)人口0.2960.070 2.55家庭耕地面積0.0670.036 10.00是否丟荒0.1510.677 0.50耕地受污染程度0.8640.002 2.28
決定系數(shù)R2為0.205。1)均值用于代入式(4)測(cè)算農(nóng)戶平均受償意愿下限值,其中常數(shù)項(xiàng)均值設(shè)為1.00,其他各項(xiàng)變量均值按照表1中對(duì)應(yīng)配值進(jìn)行計(jì)算。
2.3平均補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)下限
將影響因素系數(shù)代入式(4),計(jì)算得到大環(huán)江流域重金屬污染耕地生態(tài)補(bǔ)償?shù)霓r(nóng)戶平均受償意愿下限為12 630.75元·hm-2·a-1,該值可用于表示為激勵(lì)農(nóng)戶參與當(dāng)?shù)赝寥佬迯?fù)項(xiàng)目1 hm2用地每年所需提供的生態(tài)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)下限測(cè)算值。由于樣本容量及CVM目前難以克服的各類偏差,對(duì)廣西環(huán)江縣大環(huán)江流域重金屬污染治理生態(tài)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)的測(cè)算仍具有一定的不準(zhǔn)確性。但是鑒于國(guó)內(nèi)對(duì)生態(tài)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)的研究尚處于起步階段,CVM則是目前研究生態(tài)保護(hù)項(xiàng)目?jī)r(jià)值的少有可行手段之一,筆者研究結(jié)果依然對(duì)當(dāng)?shù)馗刂亟饘傥廴局卫砩鷳B(tài)補(bǔ)償項(xiàng)目具有一定的參考意義,因此建議當(dāng)?shù)馗刂亟饘傥廴局卫砩鷳B(tài)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)不應(yīng)低于12 630.75元·hm-2·a-1。該測(cè)算值高于由2010年《河池統(tǒng)計(jì)年鑒》計(jì)算得出的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)機(jī)會(huì)成本6 159.75元·hm-2·a-1,一方面可能是由于調(diào)查設(shè)定的項(xiàng)目要求農(nóng)戶投工投勞并且出讓土地,所需成本較高,另一方面也可能是由于統(tǒng)計(jì)年鑒時(shí)間較早而引起的貨幣時(shí)間價(jià)值所致。
蔡銀鶯等[17]對(duì)武漢市城鄉(xiāng)人群農(nóng)田生態(tài)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)測(cè)算結(jié)果為3 354.75～8 367.00元·hm-2·a-1,低于筆者研究中生態(tài)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)測(cè)算值,對(duì)此可能的解釋為生態(tài)補(bǔ)償功能和范圍存在區(qū)別,武漢市城鄉(xiāng)人群農(nóng)田生態(tài)補(bǔ)償屬于規(guī)劃管制基礎(chǔ)之上的城鄉(xiāng)居民間橫向補(bǔ)償,而筆者所研究的耕地重金屬污染治理生態(tài)補(bǔ)償則為建立于土壤修復(fù)項(xiàng)目基礎(chǔ)之上的由各級(jí)人民政府作為主體的縱向補(bǔ)償。此外,空間差異也是造成生態(tài)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)差異的主要影響因素之一。而筆者的生態(tài)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)測(cè)算值與汪霞等[18]對(duì)于干旱綠洲區(qū)農(nóng)田土壤生態(tài)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)測(cè)算值11 196.75～12 940.95元·hm-2·a-1較為相近,則可能是由于兩者都是關(guān)于農(nóng)村土壤重金屬污染的生態(tài)補(bǔ)償研究,且研究區(qū)域間農(nóng)業(yè)收入較接近。
3結(jié)論與建議
采用CVM法對(duì)廣西環(huán)江縣大環(huán)江流域受重金屬污染地區(qū)耕地重金屬污染治理生態(tài)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行研究。根據(jù)多元線性回歸模型分析結(jié)果,當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶受償意愿主要受投標(biāo)額度、家庭耕地面積和耕地受污染程度等方面的影響;投標(biāo)額度越高,家庭耕地面積越大,耕地受污染程度越嚴(yán)重,農(nóng)戶參與意愿就越高。明確農(nóng)戶受償意愿影響因素對(duì)于當(dāng)?shù)赝寥佬迯?fù)項(xiàng)目的空間定位和對(duì)象選擇具有重要指導(dǎo)意義。由于受重金屬污染影響,許多耕地面積較少的村落已經(jīng)不能留住青壯年勞動(dòng)力,不利于項(xiàng)目開展;而部分村莊經(jīng)過簡(jiǎn)單的投撒石灰和重金屬鈍化劑處理已經(jīng)能夠在一定程度上恢復(fù)農(nóng)業(yè)生產(chǎn),農(nóng)戶參與土壤修復(fù)項(xiàng)目的積極性較低。因此,建議首先選擇耕地面積較大且存在較明顯污染的地區(qū)作為土壤修復(fù)項(xiàng)目選址,從而提高當(dāng)?shù)馗刂亟饘傥廴局卫砗蜕鷳B(tài)補(bǔ)償項(xiàng)目的執(zhí)行效率。
根據(jù)多元線性回歸及二項(xiàng)選擇法數(shù)據(jù)分析結(jié)果,測(cè)算得出廣西環(huán)江縣大環(huán)江流域重金屬污染耕地生態(tài)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)下限值為12 630.75元·hm-2·a-1。由于缺乏研究區(qū)受重金屬污染區(qū)域農(nóng)戶戶數(shù)和受污染耕地面積數(shù)據(jù),區(qū)域補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)總額度有待后續(xù)研究確定。此外,對(duì)比國(guó)內(nèi)相關(guān)生態(tài)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)研究,發(fā)現(xiàn)各研究結(jié)果間呈現(xiàn)較大差異性,生態(tài)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)變化無明顯規(guī)律可循。這在一定程度上說明國(guó)內(nèi)生態(tài)補(bǔ)償研究相互獨(dú)立,只注重地區(qū)特點(diǎn),卻忽略補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)與客觀條件的聯(lián)系。因此,今后的生態(tài)補(bǔ)償研究應(yīng)該注重生態(tài)補(bǔ)償?shù)墓δ?、范圍等方面在?shí)踐應(yīng)用中的具體表現(xiàn),加強(qiáng)生態(tài)補(bǔ)償機(jī)制研究與客觀條件的聯(lián)系,并在此基礎(chǔ)上尋找一套具有普適性的生態(tài)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)確定方法。
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(責(zé)任編輯： 李祥敏)
收稿日期：2015-11-02
基金項(xiàng)目：廣西自然科學(xué)基金重大項(xiàng)目(2013GXNSFEA053002);“八桂學(xué)者”建設(shè)工程專項(xiàng);廣西研究生教育創(chuàng)新計(jì)劃(YCSZ2015161)
通信作者①E-mail: lihaixiang0627@163.com
中圖分類號(hào)：X196
文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A
文章編號(hào)：1673-4831(2016)04-0577-05
DOI：10.11934/j.issn.1673-4831.2016.04.010
作者簡(jiǎn)介：嚴(yán)俊(1991—),男,廣西南寧人,碩士生,研究方向?yàn)橥寥佬迯?fù)。E-mail: yanjun0428@foxmail.com
Study on Eco-Compensation Standard for Remediation of Heavy Metal Polluted Farmland With CVM: A Case Study of the Dahuanjiang River Valley, Guangxi.
YAN Jun1, ZHANG Xue-hong1, JIANG Min-min1, DING Yang1, CHEN Tong-bin2, LI Hai-xiang1,2
(1.College of Environmental Science and Engineering, Guilin University of Technology, Guilin 541006, China;2.Center for Environmental Remediation, Institute of Geographic Sciences and Natural Resources Research, Chinese Academy of Sciences, Beijing 100101, China)
Abstract:A field survey of willingness of farm households to get compensation of heavy metal pollution of farmlands was conducted using the contingent valuation method (CVM) in August 2015 in the Dahuanjiang River Valley in Huanjiang County, Guangxi. Results show that willingness of a farmer house hold to participate in the local soil remediation project is positively related to designed compensation standard, area of the farmland cultivated by the farmer household, and pollution degree of the farmland. On average, farmer households would accept compensation no less than 12 630.75 CNY·hm-2·a-1, which can serve as a theoretical basis for designing of standards for ecological compensation for remediation of heavy metal polluted farm lands in the valley. It is held that the remediation of heavy metal polluted farmlands and matching eco-compensation projects should begin with regions quite large in area of markedly polluted farmland. It is, therefore, suggested that in future studies on eco-compensation, attention should be paid to the relationship between compensation standards and objective condition and formulation of a universal set of methods for studies on eco-compensation standards.
Key words:farmland; heavy metal pollution; eco-compensation standard; contingent valuation method; Dahuanjiang River Valley
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嚴(yán) 俊，張學(xué)洪，蔣敏敏，丁 洋，陳同斌，李海翔,①
(1.桂林理工大學(xué)環(huán)境科學(xué)與工程學(xué)院，廣西 桂林 541006；2.中國(guó)科學(xué)院地理科學(xué)與資源研究所環(huán)境修復(fù)研究中心，北京 100101)
?
耕地重金屬污染治理生態(tài)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)條件估值法研究
——以廣西大環(huán)江流域?yàn)槔?/p>
嚴(yán)俊1，張學(xué)洪1，蔣敏敏1，丁洋1，陳同斌2，李海翔1,2①
(1.桂林理工大學(xué)環(huán)境科學(xué)與工程學(xué)院，廣西 桂林 541006；2.中國(guó)科學(xué)院地理科學(xué)與資源研究所環(huán)境修復(fù)研究中心，北京100101)
摘要：運(yùn)用條件估值法，于2015年8月對(duì)廣西環(huán)江縣大環(huán)江流域重金屬污染地區(qū)農(nóng)戶受償意愿進(jìn)行調(diào)查研究。結(jié)果表明，研究區(qū)農(nóng)戶對(duì)當(dāng)?shù)馗刂亟饘傥廴局卫眄?xiàng)目的參與意愿與投標(biāo)額度(設(shè)計(jì)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn))、家庭耕地面積和耕地受污染程度呈正相關(guān)關(guān)系；農(nóng)戶平均受償意愿下限為12 630.75元·hm-2·a-1，該測(cè)算值可為當(dāng)?shù)馗刂亟饘傥廴局卫砩鷳B(tài)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)的確定提供理論依據(jù)。認(rèn)為廣西環(huán)江縣大環(huán)江流域耕地重金屬污染治理及其配套生態(tài)補(bǔ)償項(xiàng)目應(yīng)首先選擇耕地面積較大且污染較明顯地區(qū)作為項(xiàng)目選址。建議在今后的生態(tài)補(bǔ)償研究中注意補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)與客觀條件之間的聯(lián)系，并制定出一套具有普適性的生態(tài)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)研究方法。
關(guān)鍵詞：耕地；重金屬污染；生態(tài)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)；條件估值法；大環(huán)江流域
截至2013年我國(guó)的重金屬污染耕地面積約占耕地總面積的16.67%[1],2014年全國(guó)土壤污染狀況調(diào)查公報(bào)顯示我國(guó)耕地土壤點(diǎn)位超標(biāo)率為19.4%,其中重金屬成為耕地主要污染物之一[2]。由于我國(guó)重金屬污染歷史成因復(fù)雜,污染事故追責(zé)困難[3],且現(xiàn)階段農(nóng)村土壤修復(fù)產(chǎn)業(yè)市場(chǎng)缺乏資金保障[4],因此以各級(jí)人民政府為主體的生態(tài)補(bǔ)償制度發(fā)揮了重要作用。對(duì)于各類生態(tài)補(bǔ)償研究,補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)的設(shè)定關(guān)系到生態(tài)補(bǔ)償制度的可行性、項(xiàng)目效果及可持續(xù)性,因而成為核心問題而受到研究者重視[5-6]。常用于確定生態(tài)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)的研究手段包括生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)功能價(jià)值法、市場(chǎng)法、機(jī)會(huì)成本法和意愿調(diào)查法等[7]。其中,意愿調(diào)查法一般指陳述偏好法(stated preference method),是環(huán)境經(jīng)濟(jì)學(xué)中條件估值法(contingent valuation method,CVM)在生態(tài)補(bǔ)償研究中的一種具體研究手段。該方法主要基于問卷調(diào)查形式,向受訪者提供充分信息以構(gòu)建虛擬市場(chǎng)或模擬某項(xiàng)生態(tài)保護(hù)規(guī)定,并直接詢問受訪者能夠接受的最小補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)投標(biāo)額度,從而獲得當(dāng)?shù)鼐用衿骄軆斠庠赶孪?并由此為確定生態(tài)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)提供參考依據(jù)[8]。GüRLüK[9]指出,在我國(guó)由計(jì)劃經(jīng)濟(jì)向市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的過渡階段,條件估值法的實(shí)踐具有重要的指導(dǎo)意義,并且在受償意愿研究中具有良好的應(yīng)用前景。廣西大環(huán)江流域耕地重金屬污染治理生態(tài)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)研究將為當(dāng)?shù)氐耐寥佬迯?fù)項(xiàng)目配套生態(tài)補(bǔ)償機(jī)制提供設(shè)計(jì)依據(jù),推動(dòng)當(dāng)?shù)赝寥牢廴局卫磉M(jìn)展,并對(duì)今后我國(guó)農(nóng)村土壤重金屬污染治理生態(tài)補(bǔ)償研究具有相當(dāng)?shù)膮⒖純r(jià)值以及重要的理論和實(shí)踐意義。
1廣西大環(huán)江流域重金屬污染農(nóng)田生態(tài)補(bǔ)償調(diào)查
1.1研究區(qū)域污染狀況概述
廣西環(huán)江毛南族自治縣位于廣西西北部中山、低山和丘陵地區(qū)(24°44′～25°33′ N,107°51′～108°43′ E),大環(huán)江是縱穿該縣的主要河流之一,上游地區(qū)礦產(chǎn)資源豐富,曾有大量采礦單位。2001年6月,環(huán)江縣遭遇特大暴雨,造成山洪暴發(fā),大環(huán)江流域上游選礦企業(yè)尾礦庫被洪水沖垮,重金屬尾礦隨洪水將大環(huán)江流域中下游兩岸大面積田地淹沒,造成了不同程度的重金屬污染。隨后幾年當(dāng)?shù)厝嗣裾e極采取以投撒石灰及重金屬鈍化劑為主的恢復(fù)措施,并改種耐性品種農(nóng)作物,取得一定治理成效。然而,唐成等[10]于2013年對(duì)大環(huán)江流域進(jìn)行調(diào)查研究發(fā)現(xiàn),當(dāng)?shù)匮睾觾砂掇r(nóng)田重金屬污染狀況總體上仍處于重度污染。
1.2問卷調(diào)查設(shè)計(jì)
采用條件估值法,以隨機(jī)抽樣形式在大環(huán)江流域重金屬污染區(qū)對(duì)當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶進(jìn)行調(diào)查。條件估值法在實(shí)踐應(yīng)用中備受爭(zhēng)議的原因之一在于其可能產(chǎn)生的假設(shè)誤差,即真實(shí)付費(fèi)與虛擬付費(fèi)之間的差值[11],而假設(shè)誤差主要是由于調(diào)查問卷設(shè)計(jì)真實(shí)性不足而產(chǎn)生的[12]。BULTE等[13]指出,在估值前與受訪者進(jìn)行“空談”(cheap talk)以提高受訪者對(duì)調(diào)查的重視,能在一定程度上消除假設(shè)誤差。由此,按照一般的CVM流程,問卷調(diào)查設(shè)計(jì)包括問卷背景信息、核心估值問題和受訪者相關(guān)信息3個(gè)部分。
(1)在CVM假設(shè)市場(chǎng)中,受訪者需要獲取的問卷相關(guān)背景信息應(yīng)包括商品定義、市場(chǎng)范圍、支付及管理機(jī)制等[14]。因此,問卷首先介紹當(dāng)?shù)刂亟饘傥廴粳F(xiàn)狀及土壤污染治理示范工程開展情況,說明參與土壤污染治理項(xiàng)目的規(guī)定及補(bǔ)償條件(如:在當(dāng)?shù)赝寥佬迯?fù)示范工程中,已開展的項(xiàng)目期限約為4 a;主要采取種植超富集植物或與當(dāng)?shù)剞r(nóng)作物間種的方式;農(nóng)戶需要投工投勞參與項(xiàng)目日常維護(hù)和管理)。
(2)估值手段采用單界二項(xiàng)選擇法(single-bounded dichotomous choice approach),首先確定一系列足以反映受訪者平均受償意愿下限的投標(biāo)區(qū)間,從中隨機(jī)選取1個(gè)投標(biāo)額度向受訪者提問,受訪者只需要在給定的補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)下回答是否愿意參與項(xiàng)目,觀察者就能從中獲取其受償意愿信息[8]。單界二項(xiàng)選擇法具體設(shè)計(jì)形式為:當(dāng)?shù)丨h(huán)保部門決定為參與者提供多少元·hm-2·a-1的補(bǔ)償,屆時(shí)補(bǔ)償金將定期直接交付給參與者。參與者必須遵照項(xiàng)目規(guī)定,在4 a項(xiàng)目期限內(nèi),積極配合參與治理項(xiàng)目。
TAO等[15]指出,部分受訪者在拒絕參與項(xiàng)目時(shí)表現(xiàn)出“抗議性”態(tài)度,“抗議性”態(tài)度指受訪者本身對(duì)調(diào)查虛擬的市場(chǎng)或提供的項(xiàng)目規(guī)定持懷疑或抵觸態(tài)度,而并非出于對(duì)設(shè)計(jì)投標(biāo)額度的不滿而拒絕參與項(xiàng)目,則該樣本應(yīng)視為無效樣本加以舍棄。因此在調(diào)查估值環(huán)節(jié),調(diào)查者將對(duì)回答拒絕參與項(xiàng)目的受訪者追問其拒絕原因,若為設(shè)計(jì)投標(biāo)額度問題則保留問卷,“抗議性”問卷則廢除。
(3)詢問受訪者基本社會(huì)經(jīng)濟(jì)信息和可能影響受償意愿的潛在因素,包括年齡、性別、文化水平、勞動(dòng)人口、家庭耕地面積、是否丟荒、耕地受污染程度和投標(biāo)額度。需要注意的是,當(dāng)?shù)厥芪廴咎锏鼗窘?jīng)過重金屬鈍化處理,農(nóng)戶短時(shí)間內(nèi)難以感知污染程度高低,前期研究中的重金屬污染程度分布情況并不能直接影響農(nóng)戶受償意愿,因此污染程度在此通過向受訪者詢問并對(duì)比污染前后農(nóng)作物產(chǎn)量情況表達(dá),農(nóng)作物產(chǎn)量恢復(fù)至污染前75%～100%則定義為污染程度1,恢復(fù)至50%～<75%則定義為污染程度2,<50%則定義為污染程度3。潛在影響因素的分析變量定義見表1。
1.3預(yù)調(diào)查
為保證調(diào)查問卷內(nèi)容的可理解性和設(shè)計(jì)投標(biāo)額度區(qū)間的合理性,在主體調(diào)查之前首先進(jìn)行預(yù)調(diào)查[13]。預(yù)調(diào)查投標(biāo)額度區(qū)間由2010年《河池統(tǒng)計(jì)年鑒》估算確定,根據(jù)2009年環(huán)江地區(qū)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù),估算出當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)機(jī)會(huì)成本為6 159.75元·hm-2·a-1,由此預(yù)調(diào)查投標(biāo)額度區(qū)間上限設(shè)置為1 500、3 000、4 500、6 000、7 500、9 000和10 500元·hm-2·a-1。預(yù)調(diào)查共發(fā)放問卷100份,回收有效問卷87份。以自然對(duì)數(shù)lnP形式表示的投標(biāo)額度(P)為自變量,參與意愿百分比(W)為因變量,利用PASW Statistics 18軟件進(jìn)行線性回歸,回歸結(jié)果見表2。
表1潛在影響因素的分析變量定義
Table 1Definition of variables in analysis of potential affecting factors
變量描述說明定義及配值年齡連續(xù)變量性別無序分類變量,“男”=1,“女”=0文化水平有序分類變量,“無”=0,“小學(xué)”=1,“初中”=2,“高中”=3,“大學(xué)及以上”=4勞動(dòng)人口家庭從事農(nóng)業(yè)勞動(dòng)的人數(shù)連續(xù)變量家庭耕地面積家庭擁有水田與旱地面積總和連續(xù)變量是否丟荒是否有因重金屬污染而荒廢的田地?zé)o序分類變量,“是”=1,“否”=0耕地受污染程度有序分類變量投標(biāo)額度設(shè)計(jì)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)離散變量,以自然對(duì)數(shù)形式計(jì)算
表2預(yù)調(diào)查受訪者參與意愿百分比回歸結(jié)果
Table 2Regression of willingness of the interviewees in the pre-survey
變量系數(shù)顯著性水平P值常數(shù)項(xiàng)-0.5960.083投標(biāo)額度0.1990.001
回歸結(jié)果表明,投標(biāo)額度對(duì)參與意愿具有顯著影響,自變量與因變量之間存在正相關(guān)關(guān)系。根據(jù)回歸結(jié)果,預(yù)測(cè)農(nóng)戶參與項(xiàng)目的可能性為W=-0.596+0.199×lnP。根據(jù)該線性關(guān)系式,在預(yù)調(diào)查投標(biāo)額度區(qū)間內(nèi),農(nóng)戶參與項(xiàng)目的可能性范圍為32.04%～70.77%。為更好地反映投標(biāo)額度與參與意愿之間的相關(guān)性,在主體調(diào)查中適當(dāng)提高投標(biāo)額度區(qū)間上限,并減少投標(biāo)額度設(shè)置數(shù)量。設(shè)置3 000、6 000、9 000、12 000和15 000元·hm-2·a-15個(gè)投標(biāo)額度區(qū)間上限。主體調(diào)查于2015年8月進(jìn)行,預(yù)調(diào)查樣本與主體調(diào)查樣本之間相互獨(dú)立,不作合并討論。
1.4調(diào)查結(jié)果
調(diào)查共發(fā)放問卷250份,回收問卷247份,排除7份無效問卷,最終獲得有效樣本240份,有效率達(dá)96%。受訪者基本情況分布見表3。各投標(biāo)額度區(qū)間樣本受訪者表示愿意參與項(xiàng)目的頻率見表4,可以看出,隨著投標(biāo)額度的增大,回答愿意參與項(xiàng)目的樣本數(shù)逐步增多,這一現(xiàn)象印證了理論預(yù)期效果,與經(jīng)濟(jì)學(xué)規(guī)律相符。
2結(jié)果與分析
2.1分析方法
設(shè)農(nóng)戶受償意愿影響因素包括年齡(Fage)、性別(Fsex)、文化水平(Fedu)、勞動(dòng)人口(Fwrf)、家庭耕地面積(Fsize)、是否丟荒(Fabd)、耕地受污染程度(Fdgr)和投標(biāo)額度(Fbid)。將這8個(gè)因素作為自變量建立多元線性回歸方程:
lnW=α+β1Fage+β2Fsex+β3Fedu+β4Fwrf+β5Fsize+β6Fabd+β7Fdgr+β8Fbid。
HANEMANN[16]在1984年對(duì)二項(xiàng)選擇法數(shù)據(jù)進(jìn)行詳細(xì)分析,確定了一套較為固定的陳述偏好數(shù)據(jù)分析方法。設(shè)農(nóng)戶的效用水平(U)為
U(j,y,s)=v(j,y,s)+εj。
(1)
式(1)中,v為可觀測(cè)變量;ε為不可觀測(cè)變量;j=0表示樣本愿意停止耕作行為并參與項(xiàng)目,j=1表示樣本繼續(xù)耕作并拒絕參與項(xiàng)目;y為在不同決策條件下樣本的收入水平;s為樣本受償意愿的一系列潛在影響因素(包括年齡、性別等)。
表3受訪者基本情況
Table 3Basic information of the interviewees
變量分布比例/%變量分布比例/%年齡/歲文化水平 20～292.5 無4.6 30～3915.8 小學(xué)29.2 40～4933.4 初中51.7 50～5933.3 高中14.5 ≥6015.0 大學(xué)及以上0性別家庭耕地面積/hm2 男性62.1 ≤0.3322.9 女性37.9 >0.33～0.6748.4勞動(dòng)人口/人 >0.67～1.0019.5 02.1 >1.009.2 17.1是否丟荒 256.3 有50.4 312.1 無49.6 416.7耕地受污染程度 ≥55.7 112.0 247.8 340.2
表4各投標(biāo)額度區(qū)間受訪者愿意參與的樣本頻率
Table 4Sample frequency of willingness to participate in each bidding section
投標(biāo)額度區(qū)間上限/(元·hm-2·a-1)樣本數(shù)樣本頻率/%30005042.0060005072.0090004774.47120004778.72150004689.13
基于效用最大化假設(shè),設(shè)給定補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)為A,則當(dāng)給定補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)使得效用水平提高時(shí),調(diào)查樣本很可能選擇參與項(xiàng)目,此時(shí)有:
v(0,y+A,s)+ε0≥v(1+y,s)+ε1。
設(shè)農(nóng)戶參與/不參與項(xiàng)目決策引起的效用差(ΔU)為
ΔU=U0-U1。
利用可觀測(cè)變量表示，則該效用差為
ΔU=α+βA。
(2)
式(2)中,α為常數(shù)項(xiàng);β為給定補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)對(duì)參與意愿的影響系數(shù)。當(dāng)涉及多個(gè)變量時(shí),式(2)寫為
ΔU=α+β1X1+β2X2+…+βnXn。
同時(shí),設(shè)參數(shù)
η=ε0-ε1。
由此推斷當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶參與項(xiàng)目的可能性(P0)為
P0=P[v(0,y+A,s)+ε0≥v(1,y,s)+ε1]
=Fη(ΔU)。
(3)
式(3)中,P為概率值；Fη(ΔU)為ΔU關(guān)于η的概率分布函數(shù)。根據(jù)logit模型有:
對(duì)該模型積分,積分上限為投標(biāo)區(qū)間上限,可得到平均受償意愿下限(Wmean)的測(cè)算值:
(4)
2.2回歸結(jié)果
表5顯示,顯著影響受訪者受償意愿的因素包括投標(biāo)額度(P<0.01)、家庭耕地面積(P<0.05)和耕地受污染程度(P<0.01)。其中,投標(biāo)額度越高,受訪者參與意愿越強(qiáng)烈,符合經(jīng)濟(jì)學(xué)邏輯;家庭耕地面積越大,受訪者參與意愿越強(qiáng)烈,這可能是因?yàn)榧彝ジ孛娣e越大的農(nóng)戶對(duì)耕地使用方式的支配自由度越高,出讓部分受污染耕地配合開展修復(fù)項(xiàng)目對(duì)其農(nóng)業(yè)收入影響較小,因而越有可能參與項(xiàng)目;耕地受污染程度嚴(yán)重的受訪者表現(xiàn)出更為積極的參與意愿,這可能是由于污染嚴(yán)重地區(qū)耕作收益降低,參與項(xiàng)目更有益于農(nóng)戶恢復(fù)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)收入。
表5受償意愿多元線性回歸結(jié)果
Table 5Multiple liner regression of willingness
變量系數(shù)顯著性水平P值均值1)常數(shù)項(xiàng)-13.9580 1.00投標(biāo)額度1.6400 6.24年齡0.0180.293 47.60性別0.5620.108 0.62文化水平0.0970.680 1.76勞動(dòng)人口0.2960.070 2.55家庭耕地面積0.0670.036 10.00是否丟荒0.1510.677 0.50耕地受污染程度0.8640.002 2.28
決定系數(shù)R2為0.205。1)均值用于代入式(4)測(cè)算農(nóng)戶平均受償意愿下限值,其中常數(shù)項(xiàng)均值設(shè)為1.00,其他各項(xiàng)變量均值按照表1中對(duì)應(yīng)配值進(jìn)行計(jì)算。
2.3平均補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)下限
將影響因素系數(shù)代入式(4),計(jì)算得到大環(huán)江流域重金屬污染耕地生態(tài)補(bǔ)償?shù)霓r(nóng)戶平均受償意愿下限為12 630.75元·hm-2·a-1,該值可用于表示為激勵(lì)農(nóng)戶參與當(dāng)?shù)赝寥佬迯?fù)項(xiàng)目1 hm2用地每年所需提供的生態(tài)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)下限測(cè)算值。由于樣本容量及CVM目前難以克服的各類偏差,對(duì)廣西環(huán)江縣大環(huán)江流域重金屬污染治理生態(tài)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)的測(cè)算仍具有一定的不準(zhǔn)確性。但是鑒于國(guó)內(nèi)對(duì)生態(tài)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)的研究尚處于起步階段,CVM則是目前研究生態(tài)保護(hù)項(xiàng)目?jī)r(jià)值的少有可行手段之一,筆者研究結(jié)果依然對(duì)當(dāng)?shù)馗刂亟饘傥廴局卫砩鷳B(tài)補(bǔ)償項(xiàng)目具有一定的參考意義,因此建議當(dāng)?shù)馗刂亟饘傥廴局卫砩鷳B(tài)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)不應(yīng)低于12 630.75元·hm-2·a-1。該測(cè)算值高于由2010年《河池統(tǒng)計(jì)年鑒》計(jì)算得出的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)機(jī)會(huì)成本6 159.75元·hm-2·a-1,一方面可能是由于調(diào)查設(shè)定的項(xiàng)目要求農(nóng)戶投工投勞并且出讓土地,所需成本較高,另一方面也可能是由于統(tǒng)計(jì)年鑒時(shí)間較早而引起的貨幣時(shí)間價(jià)值所致。
蔡銀鶯等[17]對(duì)武漢市城鄉(xiāng)人群農(nóng)田生態(tài)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)測(cè)算結(jié)果為3 354.75～8 367.00元·hm-2·a-1,低于筆者研究中生態(tài)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)測(cè)算值,對(duì)此可能的解釋為生態(tài)補(bǔ)償功能和范圍存在區(qū)別,武漢市城鄉(xiāng)人群農(nóng)田生態(tài)補(bǔ)償屬于規(guī)劃管制基礎(chǔ)之上的城鄉(xiāng)居民間橫向補(bǔ)償,而筆者所研究的耕地重金屬污染治理生態(tài)補(bǔ)償則為建立于土壤修復(fù)項(xiàng)目基礎(chǔ)之上的由各級(jí)人民政府作為主體的縱向補(bǔ)償。此外,空間差異也是造成生態(tài)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)差異的主要影響因素之一。而筆者的生態(tài)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)測(cè)算值與汪霞等[18]對(duì)于干旱綠洲區(qū)農(nóng)田土壤生態(tài)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)測(cè)算值11 196.75～12 940.95元·hm-2·a-1較為相近,則可能是由于兩者都是關(guān)于農(nóng)村土壤重金屬污染的生態(tài)補(bǔ)償研究,且研究區(qū)域間農(nóng)業(yè)收入較接近。
3結(jié)論與建議
采用CVM法對(duì)廣西環(huán)江縣大環(huán)江流域受重金屬污染地區(qū)耕地重金屬污染治理生態(tài)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行研究。根據(jù)多元線性回歸模型分析結(jié)果,當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶受償意愿主要受投標(biāo)額度、家庭耕地面積和耕地受污染程度等方面的影響;投標(biāo)額度越高,家庭耕地面積越大,耕地受污染程度越嚴(yán)重,農(nóng)戶參與意愿就越高。明確農(nóng)戶受償意愿影響因素對(duì)于當(dāng)?shù)赝寥佬迯?fù)項(xiàng)目的空間定位和對(duì)象選擇具有重要指導(dǎo)意義。由于受重金屬污染影響,許多耕地面積較少的村落已經(jīng)不能留住青壯年勞動(dòng)力,不利于項(xiàng)目開展;而部分村莊經(jīng)過簡(jiǎn)單的投撒石灰和重金屬鈍化劑處理已經(jīng)能夠在一定程度上恢復(fù)農(nóng)業(yè)生產(chǎn),農(nóng)戶參與土壤修復(fù)項(xiàng)目的積極性較低。因此,建議首先選擇耕地面積較大且存在較明顯污染的地區(qū)作為土壤修復(fù)項(xiàng)目選址,從而提高當(dāng)?shù)馗刂亟饘傥廴局卫砗蜕鷳B(tài)補(bǔ)償項(xiàng)目的執(zhí)行效率。
根據(jù)多元線性回歸及二項(xiàng)選擇法數(shù)據(jù)分析結(jié)果,測(cè)算得出廣西環(huán)江縣大環(huán)江流域重金屬污染耕地生態(tài)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)下限值為12 630.75元·hm-2·a-1。由于缺乏研究區(qū)受重金屬污染區(qū)域農(nóng)戶戶數(shù)和受污染耕地面積數(shù)據(jù),區(qū)域補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)總額度有待后續(xù)研究確定。此外,對(duì)比國(guó)內(nèi)相關(guān)生態(tài)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)研究,發(fā)現(xiàn)各研究結(jié)果間呈現(xiàn)較大差異性,生態(tài)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)變化無明顯規(guī)律可循。這在一定程度上說明國(guó)內(nèi)生態(tài)補(bǔ)償研究相互獨(dú)立,只注重地區(qū)特點(diǎn),卻忽略補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)與客觀條件的聯(lián)系。因此,今后的生態(tài)補(bǔ)償研究應(yīng)該注重生態(tài)補(bǔ)償?shù)墓δ?、范圍等方面在?shí)踐應(yīng)用中的具體表現(xiàn),加強(qiáng)生態(tài)補(bǔ)償機(jī)制研究與客觀條件的聯(lián)系,并在此基礎(chǔ)上尋找一套具有普適性的生態(tài)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)確定方法。
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(責(zé)任編輯： 李祥敏)
收稿日期：2015-11-02
基金項(xiàng)目：廣西自然科學(xué)基金重大項(xiàng)目(2013GXNSFEA053002);“八桂學(xué)者”建設(shè)工程專項(xiàng);廣西研究生教育創(chuàng)新計(jì)劃(YCSZ2015161)
通信作者①E-mail: lihaixiang0627@163.com
中圖分類號(hào)：X196
文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A
文章編號(hào)：1673-4831(2016)04-0577-05
DOI：10.11934/j.issn.1673-4831.2016.04.010
作者簡(jiǎn)介：嚴(yán)俊(1991—),男,廣西南寧人,碩士生,研究方向?yàn)橥寥佬迯?fù)。E-mail: yanjun0428@foxmail.com
Study on Eco-Compensation Standard for Remediation of Heavy Metal Polluted Farmland With CVM: A Case Study of the Dahuanjiang River Valley, Guangxi.
YAN Jun1, ZHANG Xue-hong1, JIANG Min-min1, DING Yang1, CHEN Tong-bin2, LI Hai-xiang1,2
(1.College of Environmental Science and Engineering, Guilin University of Technology, Guilin 541006, China;2.Center for Environmental Remediation, Institute of Geographic Sciences and Natural Resources Research, Chinese Academy of Sciences, Beijing 100101, China)
Abstract:A field survey of willingness of farm households to get compensation of heavy metal pollution of farmlands was conducted using the contingent valuation method (CVM) in August 2015 in the Dahuanjiang River Valley in Huanjiang County, Guangxi. Results show that willingness of a farmer house hold to participate in the local soil remediation project is positively related to designed compensation standard, area of the farmland cultivated by the farmer household, and pollution degree of the farmland. On average, farmer households would accept compensation no less than 12 630.75 CNY·hm-2·a-1, which can serve as a theoretical basis for designing of standards for ecological compensation for remediation of heavy metal polluted farm lands in the valley. It is held that the remediation of heavy metal polluted farmlands and matching eco-compensation projects should begin with regions quite large in area of markedly polluted farmland. It is, therefore, suggested that in future studies on eco-compensation, attention should be paid to the relationship between compensation standards and objective condition and formulation of a universal set of methods for studies on eco-compensation standards.
Key words:farmland; heavy metal pollution; eco-compensation standard; contingent valuation method; Dahuanjiang River Valley
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