么相姝，金如委，侯光輝

(1.天津城建大學(xué)地質(zhì)與測繪學(xué)院，天津 300384；2.天津師范大學(xué)教師教育學(xué)院，天津 300387)

基于雙邊界二分式CVM的天津七里海濕地農(nóng)戶生態(tài)補(bǔ)償意愿研究

么相姝1，金如委2①，侯光輝1

(1.天津城建大學(xué)地質(zhì)與測繪學(xué)院，天津 300384；2.天津師范大學(xué)教師教育學(xué)院，天津 300387)

濕地生態(tài)系統(tǒng)損失的經(jīng)濟(jì)學(xué)評估及生態(tài)補(bǔ)償意愿研究一直備受國內(nèi)外學(xué)者的關(guān)注。運(yùn)用雙邊界二分式條件價值評估法(contingent valuation method，CVM)引導(dǎo)技術(shù)，計算七里海濕地周邊農(nóng)戶對生態(tài)補(bǔ)償措施的受償意愿，定量估算七里海濕地的生態(tài)損失，采用logistic模型識別受償意愿的主要影響因素。結(jié)果表明：濕地周邊農(nóng)戶的年平均受償意愿為23 896.65元·hm-2，造成的年總生態(tài)損失為12 922.11萬元；家庭收入、是否有非農(nóng)收入或養(yǎng)老保險以及對濕地現(xiàn)狀的認(rèn)知水平是影響受償意愿的主要因素，地方依戀是影響農(nóng)戶抗拒失地的主要原因。

濕地；雙邊界二分式CVM；生態(tài)補(bǔ)償；受償意愿

當(dāng)前,我國濕地資源面積萎縮嚴(yán)重,生態(tài)功能退化,生物多樣性水平不斷下降。天津的七里海濕地面臨同樣的問題,自20世紀(jì)60年代以來,由于生產(chǎn)生活需要,人為將七里海濕地分割開墾為農(nóng)田,造成其面積不斷縮小,生境嚴(yán)重破碎。王祖?zhèn)サ萚1]積極探索恢復(fù)七里海濕地生態(tài)環(huán)境的技術(shù)方法,其中,退田還葦、退田還水是恢復(fù)濕地面積與生態(tài)系統(tǒng)的主要技術(shù)之一。但是,濕地修復(fù)必然涉及微觀經(jīng)濟(jì)主體——農(nóng)民的權(quán)益,如何在充分尊重農(nóng)民主觀訴求的基礎(chǔ)上,還原七里海濕地面積及整個生態(tài)系統(tǒng)的完整性值得探討。筆者采用雙邊界二分式條件價值評估法(contingent valuation method,CVM)引導(dǎo)技術(shù),調(diào)查天津七里海濕地周邊農(nóng)戶的生態(tài)補(bǔ)償意愿,探究農(nóng)戶對生態(tài)補(bǔ)償措施的最小受償意愿(willingness to accept,WTA,IWTA),定量估算七里海濕地因開墾為農(nóng)田所造成的生態(tài)損失,識別影響農(nóng)戶WTA的主要因素。筆者研究可為該地區(qū)生態(tài)補(bǔ)償量化標(biāo)準(zhǔn)的確定提供一定參考,為有針對性地提高農(nóng)戶生態(tài)補(bǔ)償積極性、規(guī)范生態(tài)補(bǔ)償政策的制定及促進(jìn)補(bǔ)償措施的推行提供依據(jù)。

1 理論基礎(chǔ)與文獻(xiàn)回顧

濕地是自然界最富生物多樣性的生態(tài)系統(tǒng),具有巨大的環(huán)境功能和效益。生態(tài)補(bǔ)償是以經(jīng)濟(jì)手段為主要方式,調(diào)節(jié)利益相關(guān)者及其關(guān)系的制度安排,可以為生態(tài)環(huán)境保護(hù)提供強(qiáng)有力的政策保障和資金支持。對于生態(tài)補(bǔ)償意愿,國內(nèi)外學(xué)者均做了有益探索。KELLERT[2]認(rèn)為生態(tài)補(bǔ)償是對遭受破壞的生態(tài)系統(tǒng)進(jìn)行修復(fù)或進(jìn)行異地重建以彌補(bǔ)生態(tài)損失的做法。COOPER等[3]、HAMDAR[4]、PLANTINGA等[5]分別采用數(shù)學(xué)模型分析了美國農(nóng)民退耕意愿和相應(yīng)補(bǔ)助要求之間的關(guān)系。KULA[6]利用生態(tài)學(xué)與經(jīng)濟(jì)學(xué)的交叉方法,通過設(shè)計生態(tài)經(jīng)濟(jì)模擬程序?qū)ι锒鄻有员Ｗo(hù)的生態(tài)補(bǔ)償機(jī)制進(jìn)行研究。MORAN等[7]對蘇格蘭地區(qū)居民生態(tài)補(bǔ)償?shù)闹Ц兑庠高M(jìn)行問卷調(diào)查,采取層次分析法(AHP)和實(shí)驗(yàn)選擇(CE)法進(jìn)行統(tǒng)計分析。JOHST等[8]建立了生態(tài)經(jīng)濟(jì)模型程序,以實(shí)現(xiàn)分功能、分物種的生態(tài)補(bǔ)償預(yù)算的時空安排。BIéNABE等[9]通過多項(xiàng)式logistic回歸模型,調(diào)查分析哥斯達(dá)黎加居民和游客對增加環(huán)境服務(wù)水平的生態(tài)影響補(bǔ)償。ALIX-GARCIA等[10]比較分析了平均式付費(fèi)和風(fēng)險式付費(fèi)2種補(bǔ)償方案的效率。WUNDER[11]強(qiáng)調(diào)了生態(tài)補(bǔ)償效率的動態(tài)基準(zhǔn)線評估法則。我國學(xué)者對自然環(huán)境生態(tài)補(bǔ)償?shù)难芯渴加?0世紀(jì)80年代,主要集中于補(bǔ)償理論、補(bǔ)償機(jī)制等宏觀問題研究層面,在補(bǔ)償量化方法方面的研究較少。周曉峰等[12]以邊際農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入和環(huán)境保護(hù)成本的平衡點(diǎn)為準(zhǔn)核算了退耕還林補(bǔ)償金。熊鷹等[13]則對濕地生態(tài)補(bǔ)償進(jìn)行研究,通過對農(nóng)戶的調(diào)查,根據(jù)農(nóng)戶實(shí)際情況,以生態(tài)功能服務(wù)價值為上限,以農(nóng)戶損失的機(jī)會成本為下限來確定具體標(biāo)準(zhǔn)。楊光梅等[14]采用意愿調(diào)查法對錫林郭勒草原地區(qū)牧民對禁牧政策的WTA進(jìn)行初步估算。馮曉森等[15]從成本和效益角度對生態(tài)補(bǔ)償額度進(jìn)行計算,并建立相應(yīng)指標(biāo)體系。顧崗等[16]采用影子工程法,以水源地生態(tài)功能區(qū)建設(shè)所帶來的外部正面效益的最低估計值來確定補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)。劉玉龍等[17]則對流域生態(tài)補(bǔ)償進(jìn)行研究,并構(gòu)建補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)計算模型。鮑鋒等[18]主要針對森林補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行研究,提出以森林資源的生態(tài)區(qū)位商和主導(dǎo)生態(tài)價值來計算森林生態(tài)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)。鐘瑜等[19]則運(yùn)用機(jī)會成本法確定退田還湖農(nóng)民的收益損失,并以此作為補(bǔ)償下限,同時以直接市場價格法評估生物多樣性的存在價值,以此作為補(bǔ)償?shù)幕A(chǔ)。

綜上,對于生態(tài)補(bǔ)償方面的研究成果大多集中于森林、草原、耕地及流域方面,對于地球3大生態(tài)系統(tǒng)之一的濕地,此方面研究甚少,從實(shí)證角度研究濕地生態(tài)補(bǔ)償?shù)某晒麆t更少。在研究方法上,生態(tài)補(bǔ)償量化研究多采用生態(tài)足跡法。此方法主要側(cè)重生態(tài)承載力的計算,容易忽視經(jīng)濟(jì)、社會和環(huán)境等方面因素的考慮,且計算過程中缺乏統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn)。也有學(xué)者采用CVM估算資源或環(huán)境物品的價值,但是,大多數(shù)研究者采用CVM中的開放式或支付卡方法引導(dǎo)人們的支付意愿或WTA,這些方法被證實(shí)很難引導(dǎo)出受訪者真實(shí)的意愿。筆者基于實(shí)地調(diào)研資料,調(diào)查區(qū)域農(nóng)戶對濕地生態(tài)價值的認(rèn)知水平,運(yùn)用雙邊界二分式CVM定量分析研究區(qū)農(nóng)戶最小WTA,并采用logistic模型深入探討影響農(nóng)戶生態(tài)補(bǔ)償意愿的主要因素。

2 研究區(qū)概況

七里海濕地位于天津?qū)幒訁^(qū)境內(nèi),距天津市區(qū)30 km,距北京110 km。該區(qū)域分布在俵口、七里海、淮淀、潘莊和造甲城5個鄉(xiāng)鎮(zhèn)的24個村,總面積為190 km2。核心區(qū)和緩沖區(qū)面積為95 km2,其中,核心區(qū)為56.5 km2,潮白新河從北至南穿流而過,將七里海分為東海和西海。東海為水庫和葦?shù)?面積為16.26 km2;西海為葦海,面積為32.27 km2;潮白新河及河灘地面積為9 km2。七里海濕地屬于典型的瀉湖濕地生態(tài)系統(tǒng),是自全新世晚期以來的海退過程在天津平原殘留下來的眾多潟湖之一,后演化為淡水沼澤。潮白河是主要補(bǔ)給水源,在枯水期,低洼潮濕的沼澤以地下水補(bǔ)給為主。

七里海濕地本為一體,村與村之間一般以土堆或河渠為界。在20世紀(jì)60年代后期,七里海面積不斷縮小,支離破碎。20世紀(jì)70年代中期,為了糧食生產(chǎn)需要,還進(jìn)一步蠶食開墾了周邊30多km2沼澤,使其變成農(nóng)田。隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展,大量工農(nóng)業(yè)廢水排入濕地,進(jìn)一步威脅濕地生物的生存和發(fā)展。因此,七里海濕地現(xiàn)存的主要問題包括:(1)濕地面積不斷縮小,生態(tài)環(huán)境日趨惡化;(2)植物群落嚴(yán)重衰退,野生動物資源及種類大幅減少,生物多樣性降低;(3)水資源日趨枯竭,地下水過度開發(fā),以致地面沉降;(4)濕地環(huán)境污染加劇。對于七里海濕地面積的恢復(fù),可以采用退田還海、退田還水技術(shù),同時,有選擇地取消七里海的分割圍埝,保留部分圍埝用于后期管理和保護(hù)性開發(fā)。

3 研究方法

3.1 數(shù)據(jù)來源

于2016年3—4月,對七里海濕地核心保護(hù)區(qū)周邊的24個村農(nóng)戶進(jìn)行濕地生態(tài)補(bǔ)償意愿調(diào)查。為了考察多種因素對農(nóng)戶認(rèn)知、態(tài)度和動機(jī)的影響,調(diào)研小組采用面對面訪談形式進(jìn)行問卷填寫,以保證問卷質(zhì)量。此次調(diào)查問卷內(nèi)容分為3個部分:(1)農(nóng)戶對七里海濕地生態(tài)價值認(rèn)知的問題;(2)提出增加七里海濕地面積的具體方案(退田還葦、退田還水等),針對此方案每位受訪者會被問及2～3個WTA組合問題;(3)受訪者社會經(jīng)濟(jì)特征調(diào)查。

開展正式調(diào)查之前,課題組首先到寧河區(qū)七里海鎮(zhèn)進(jìn)行相應(yīng)的預(yù)調(diào)查,以確定合理的投標(biāo)值。采用分層隨機(jī)抽樣和簡單抽樣相結(jié)合的方法,樣本區(qū)域覆蓋了濕地周邊俵口、七里海、淮淀、潘莊和造甲城5個鄉(xiāng)鎮(zhèn)的24個村。調(diào)查方式采用面對面訪談?wù){(diào)查,發(fā)放問卷450份,全部回收,刪除語義模糊失真、前后矛盾等無效問卷,得到有效問卷422份,有效率為93.8%。

3.2 分析方法

采用雙邊界二分式CVM,二分式選擇問題格式所模擬的市場交易場景與真實(shí)市場中的消費(fèi)決策過程十分相似。受訪者針對某一假想商品的一個給定價格決定是否購買,調(diào)查問卷可以設(shè)計成1種“是”和“否”的問題格式[20-21]。受訪者只需在“是”與“否”之間做出選擇,可以有效地避免受訪者由于不熟悉公共物品而產(chǎn)生的偏差。HOEHN等[22]認(rèn)為二分式選擇問卷能提供人們講真話的激勵因素,受訪者對所提供的資源和服務(wù)的估價如果低于報價數(shù)量,受訪者就不會回答“是”。筆者采用雙邊界二分式模型調(diào)查受訪農(nóng)戶的最小WTA。對于初始標(biāo)的值,根據(jù)受訪者的回答,將再選擇1個較高標(biāo)的值或較低標(biāo)的值進(jìn)行二次提問,對應(yīng)“支持-支持”“支持-反對”“反對-支持”“反對-反對”4種回答的概率分布,建立極大似然估計的對數(shù)似然函數(shù)模型,通過雙邊界二分式WTA的數(shù)學(xué)期望公式得到最終結(jié)果。

首先,根據(jù)Probit模型或Logit模型推導(dǎo),設(shè)定一個潛函數(shù):

y=a+bx+cw+ε。

(1)

式(1)中,y為虛擬變量,表示回答結(jié)果,y=1(是)和y=0(否);x為社會經(jīng)濟(jì)變量;w為投標(biāo)值;ε為擾動項(xiàng);a、b、c為參數(shù)。

根據(jù)HANEMANN[23]推導(dǎo)，當(dāng)IWTA≥0時,從對數(shù)模型可以計算得到IWTA的數(shù)學(xué)期望值(IWTA,m),可表示為:

(2)

采用最大似然估計法建立投標(biāo)值與4種反應(yīng)概率的函數(shù)關(guān)系，可以計算出參數(shù)a、b、c,函數(shù)式為

(3)

式(3)中,Pyy、Pyn、Pny和Pnn為4種回答對應(yīng)的分布概率；lnL為投標(biāo)值的對數(shù)似然函數(shù)；yyi、yni、nyi和nni可表示第i個受訪者的回答情況，其取值因受訪者回答不同而異，若受訪者回答為“是-是”，則yyi=1，yni=nyi=nni=0，當(dāng)是其他回答時，取值情況依此類推。

4 研究結(jié)果

4.1 農(nóng)戶生態(tài)價值認(rèn)知分析

受訪農(nóng)戶的樣本基本特征描述見表1。

表1 樣本基本特征描述

Table 1 Basic statistical characteristics of the samples

變量 分類 樣本數(shù)比例/%性別男19546.21女22753.79年齡/歲<20399.2420～<305813.7530～<406114.4540～<5010825.5950～<609622.75≥606014.22受教育程度初中、小學(xué)及以下33679.62高中及?？?515.40本科及以上214.98家庭農(nóng)地面積/<0.221150.00hm20.2～0.815536.73>0.85613.27家庭人口數(shù)/人<28119.192～421851.66>412329.15家庭年收入/元≤5000358.29>5000～200009221.80>20000～4000012629.86>40000～8000011026.07>800005913.98是否有養(yǎng)老保險是20247.87否22052.13是否有非農(nóng)收入是23856.40否18443.60

根據(jù)DAILY[24]提出的生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)功能分類法,結(jié)合七里海濕地的地理位置及七里海濕地現(xiàn)狀,將七里海濕地生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)功能分為生產(chǎn)功能、生態(tài)功能和信息功能3大類。每類功能開發(fā)相應(yīng)觀測量表,以評估受訪者對七里海濕地生態(tài)價值的認(rèn)知情況,同時調(diào)查農(nóng)戶對濕地現(xiàn)狀的認(rèn)知水平和對問卷的理解程度。調(diào)查結(jié)果(表2)顯示,農(nóng)戶對濕地的生態(tài)價值認(rèn)知總體呈積極水平,其中,57.11%的農(nóng)戶認(rèn)為濕地具有生產(chǎn)功能,只有11.14%的農(nóng)戶對濕地的生物生產(chǎn)功能持消極態(tài)度。就生態(tài)功能而言,大多數(shù)農(nóng)戶對濕地水質(zhì)凈化及涵養(yǎng)水源功能表示認(rèn)同,分別占46.21%和51.18%,說明七里海水體對周邊農(nóng)戶的生產(chǎn)發(fā)展有明顯促進(jìn)作用;同時有高達(dá)68.01%的農(nóng)戶認(rèn)為濕地具有休閑娛樂功能,此與近幾年開發(fā)的七里海國家濕地公園帶動了七里海周邊旅游業(yè)有關(guān)。在調(diào)查現(xiàn)狀認(rèn)知過程中發(fā)現(xiàn),66.11%的受訪者均表示七里海生態(tài)系統(tǒng)退化嚴(yán)重,進(jìn)一步調(diào)查發(fā)現(xiàn)水資源減少、棲息鳥類減少和水體污染是影響農(nóng)戶認(rèn)知的主要因素。通過對生態(tài)功能與現(xiàn)狀的認(rèn)知,92.65%的受訪者愿意接受一定的經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償以響應(yīng)增加濕地面積的具體方案,7.35%的受訪者表示抗拒(表2)。

表2 濕地生態(tài)價值認(rèn)知情況調(diào)查結(jié)果

Table 2 Cognition of wetland ecological value

分類觀測量表同意中立不同意樣本量比例/%樣本量比例/%樣本量比例/%生產(chǎn)功能濕地能夠提供食物生產(chǎn)的原料24157.1113431.754711.14生態(tài)功能濕地具有凈化水質(zhì)的凈化功能19546.2117140.525613.27濕地能夠有效調(diào)節(jié)局地氣候17641.7111527.2513131.04濕地能夠涵養(yǎng)水源21651.1817040.28368.54濕地可以維護(hù)生物多樣性18644.0817240.756415.17信息功能濕地具有休閑娛樂功能28768.014811.378720.62濕地可以作為科研宣教基地12930.5719245.5010123.93現(xiàn)狀認(rèn)知七里海濕地生態(tài)系統(tǒng)退化嚴(yán)重27966.117016.597317.30意愿愿意接受一定經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償以增加濕地面積39192.6500.00317.35

筆者分析了農(nóng)戶不愿意接受補(bǔ)償?shù)木唧w原因。少部分農(nóng)戶表示土地是他們世代生存的根本,將土地使用權(quán)出讓會讓他們“無事可做”,方案的經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償功能遠(yuǎn)小于其心理保障作用;因此,再多的經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償也不愿接受,體現(xiàn)出對土地的地方依戀情節(jié),屬于真實(shí)抗拒,該部分樣本量占總樣本量的5.22%。還有部分農(nóng)戶表示,附近部分村已有將土地出讓給第3方經(jīng)營并獲得較豐厚經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償,且第3方承諾提供就業(yè)機(jī)會,他們等待土地出讓給同類型機(jī)構(gòu)進(jìn)行經(jīng)營,由此可推斷,如果經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償充足且能提供長久穩(wěn)定的就業(yè)機(jī)會,這部分農(nóng)戶愿意出讓土地;因此,不屬于真實(shí)抗拒,該部分樣本量占總樣本量的2.13%。

4.2 農(nóng)戶WTA與原因分析

根據(jù)雙邊界二分式CVM的邏輯原理,在初始投標(biāo)值的基礎(chǔ)上依次進(jìn)行單位投標(biāo)值遞增(減),采用二分式引導(dǎo)技術(shù)對農(nóng)戶WTA問卷進(jìn)行統(tǒng)計整理,按年均補(bǔ)償意愿和征地補(bǔ)償意愿分別進(jìn)行統(tǒng)計,得到投標(biāo)值分布概率(表3～4)。

表3 年均補(bǔ)償投標(biāo)值樣本及回答形式分布

Table 3 Samples and distribution of response forms of bids for annual compensation

項(xiàng)目初始標(biāo)的/(元·hm-2)較高標(biāo)的/(元·hm-2)較低標(biāo)的/(元·hm-2)支持-支持比例/%支持-反對比例/%反對-支持比例/%反對-反對比例/%1 750 1500 1500.000.000.00100.002150060007500.000.000.00100.00360001050015000.000.0015.7384.274105001500060003.0710.0320.5566.35515000195001050015.4321.0119.6743.89619500240001500027.9214.7029.1428.24724000300001950027.2411.1828.1333.45830000375002400037.8422.7627.5811.82937500450003000030.0735.3221.9912.621045000525003750042.5212.5235.809.16

表4 征地補(bǔ)償投標(biāo)值樣本及回答形式分布

Table 4 Samples and distribution of response forms of bid for compensation for land acquisition

項(xiàng)目初始標(biāo)的/(萬元·hm-2)較高標(biāo)的/(萬元·hm-2)較低標(biāo)的/(萬元·hm-2)支持-支持比例/%支持-反對比例/%反對-支持比例/%反對-反對比例/%17.512.04.50.000.000.00100.00212.016.57.50.003.665.2091.14316.521.012.02.955.048.8583.16421.025.516.516.8313.5421.9047.73525.530.021.025.3713.5421.9039.19630.036.025.521.5510.7332.9234.80736.042.030.029.8218.7331.4320.02842.048.036.027.4216.4624.7731.35948.054.042.030.6011.7021.0336.671054.060.048.028.3133.7919.1518.751160.067.554.031.7731.7326.1210.381267.575.060.040.2921.1629.658.90

由此可以看出,農(nóng)戶對初始標(biāo)的第1回答為“否”的概率明顯大于為“是”的概率,這說明農(nóng)戶對經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償?shù)牡谝环磻?yīng)是比較保守的,或者希望得到更多的補(bǔ)償。調(diào)查中還發(fā)現(xiàn),農(nóng)地耕作年收入約為22 500 元·hm-2,也有部分村鎮(zhèn)已經(jīng)將土地使用權(quán)出讓給第3方經(jīng)營,經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償約為450 000 元·hm-2;因此,部分農(nóng)戶會與其他補(bǔ)償方式進(jìn)行比較,補(bǔ)償金額的心理預(yù)期也會根據(jù)土地收益進(jìn)行計算。

4.3 農(nóng)戶最小WTA的計算與驗(yàn)證

根據(jù)實(shí)地調(diào)研情況,并參考前人研究成果,采用logistic模型并引入以下11個社會經(jīng)濟(jì)屬性變量:性別、年齡、受教育程度、農(nóng)地面積、家庭年收入、家庭人口數(shù)、健康狀況、是否有非農(nóng)收入、是否有養(yǎng)老保險、對濕地生態(tài)功能的認(rèn)知水平、對七里?，F(xiàn)狀的認(rèn)知。

采用SPSS 17.0軟件,對調(diào)查結(jié)果進(jìn)行l(wèi)ogistic多元回歸分析和雙邊界二分式分析,結(jié)果見表5。

表5 雙邊界二分式模型參數(shù)估計結(jié)果

Table 5 Estimated parameters of the double bound dichotomous model

變量名稱解釋說明年均補(bǔ)償方式征地補(bǔ)償方式回歸系數(shù)t檢驗(yàn)回歸系數(shù)t檢驗(yàn)常數(shù)項(xiàng)1.2212-2.86450.65790.6715w投標(biāo)值-0.03330.72800.08782.8177X1性別(1=男,0=女)1.1036-0.3302*0.71642.9177*X2年齡(1=<20歲,2=20～<30歲,3=30～<40歲,4=40～<50歲,5=50～<60歲,6=≥60歲)-5.05922.49380.27082.5358X3受教育程度(1=初中、小學(xué)及以下,2=高中及?？?3=本科及以上)0.16110.4920*0.18761.9856X4家庭年收入(1=≤5000元,2=>5000～20000元,3=>20000～40000元,4=>40000～80000元,5=>80000元)-0.58051.1621**-0.05312.3473**X5家庭農(nóng)地面積(1=<0.2hm2,2=0.2～0.8hm2,3=>0.8hm2)1.21931.6640*0.36440.3261X6家庭人口數(shù)(1=<2人,2=2～4人,3=>4人)0.0201-2.56381.15211.9396*X7是否有非農(nóng)收入(1=是,0=否)-0.14572.9039**-0.04571.4553**X8是否有養(yǎng)老保險(1=是,0=否)-0.21941.0820**-0.19943.9575**X9身體健康狀況(1=好,0=不好)0.29880.29661.33761.6139X10生態(tài)認(rèn)知水平(1=消極,2=一般,3=積極)-0.0440-2.3057*0.08890.9811X11對七里海現(xiàn)狀的認(rèn)知(1=消極,2=一般,3=積極)1.60201.1322**0.62450.2732**

*和**分別表示處于α=0.05和α=0.01顯著水平。

參考PINDYCK等[25]關(guān)于計量經(jīng)濟(jì)模型的檢驗(yàn)方法,對模型進(jìn)行絕對似然比(LR)和Wald檢驗(yàn),LR值分別為50.2和66.7,Wald值分別為104.4和112.3,表明模型間變量的選擇是有效的。從模型整體回歸效果來看,模型通過了相關(guān)檢驗(yàn),表明雙邊界二分式模型在七里海濕地周邊農(nóng)戶補(bǔ)償意愿分析中是有效的。

從顯著性檢驗(yàn)結(jié)果和回歸系數(shù)來看,無論是年均補(bǔ)償方式還是征地補(bǔ)償方式,家庭年收入、是否有非農(nóng)收入、是否有養(yǎng)老保險及對七里海現(xiàn)狀的認(rèn)知水平均顯著影響農(nóng)戶的WTA水平。家庭年收入、是否有非農(nóng)收入和是否有養(yǎng)老保險均與WTA呈顯著負(fù)相關(guān),即家庭年收入越高,有非農(nóng)收入或有養(yǎng)老保險的農(nóng)戶愿意接受的最小經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償越小;對七里海現(xiàn)狀的認(rèn)知與WTA呈顯著正相關(guān),即認(rèn)知水平越消極,其最小WTA越小。將表5中數(shù)據(jù)分別代入式(2)～(3),可計算出受訪農(nóng)戶對于出讓土地以恢復(fù)七里海濕地面積的平均最小WTA為23 198.55元·hm-2·a-1,按征地補(bǔ)償計算，WTA平均值則為499 171.35元·hm-2·a-1。

5 結(jié)論與討論

以天津七里海濕地周邊農(nóng)戶為研究案例,采用雙邊界二分式CVM模型分別計算濕地周邊農(nóng)戶年均補(bǔ)償意愿及征地補(bǔ)償意愿,采用logistic模型分析影響補(bǔ)償意愿的主要因素。

(1)以恢復(fù)七里海濕地面積為調(diào)查前提,濕地周邊農(nóng)戶平均最小WTA為23 198.55元·hm-2·a-1,真實(shí)抗拒受償農(nóng)戶按最高標(biāo)的52 500元·hm-2·a-1計算,則受訪農(nóng)戶平均WTA為23 896.65元·hm-2·a-1。七里海核心區(qū)面積從建國后的108 km2縮減至目前的56.5 km2,若按折現(xiàn)率5%計算,則可計算出七里海濕地因“開墾農(nóng)田、人為分割”造成的生態(tài)損失為12 922.11萬元·a-1。若按征地價格進(jìn)行統(tǒng)計，WTA平均值則為499 171.35元·hm-2·a-1,真實(shí)抗拒受償農(nóng)戶按最高標(biāo)的750 000元·hm-2·a-1計算,則平均最小WTA為 509 014.00元·hm-2·a-1,此數(shù)值高于2014年10月1日起施行的《寧河縣征地區(qū)片綜合地價表》中該片區(qū)420 000 元·hm-2·a-1的指導(dǎo)價格。究其原因,可能是由于調(diào)查時間滯后于地價表的發(fā)布時間,這一時間段地價上漲,且部分村鎮(zhèn)已經(jīng)出讓土地使用權(quán),受訪農(nóng)戶的心理價格會與之比較從而導(dǎo)致心理預(yù)期也會隨之增長。對七里海濕地周邊農(nóng)戶生態(tài)補(bǔ)償意愿的調(diào)查分析,可以為該地區(qū)生態(tài)補(bǔ)償量化標(biāo)準(zhǔn)的確定提供一定參考,但是,生態(tài)補(bǔ)償?shù)木唧w實(shí)施尚有待進(jìn)一步考證。這一問題的解決需要綜合、全面的機(jī)制,可嘗試建立以政府為主導(dǎo)、以市場補(bǔ)償和社會補(bǔ)償為輔助等多元化補(bǔ)償形式,如從旅游交易收入中提取補(bǔ)償費(fèi)用等。同時,提高地方政府、企業(yè)和當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶的自我扶植能力,管理部門應(yīng)充分考慮農(nóng)民的生存和發(fā)展權(quán)利,通過技術(shù)培訓(xùn)提高農(nóng)村剩余勞動力的就業(yè)能力,為農(nóng)民提供新的收入來源。

(2)七里海濕地周邊農(nóng)戶對濕地生態(tài)價值認(rèn)知情況總體呈積極水平。大部分農(nóng)戶愿意接受一定補(bǔ)償以實(shí)現(xiàn)“退田還葦、退田還水”的規(guī)劃方案,占樣本量的92.65%;少部分農(nóng)戶表現(xiàn)出抗拒態(tài)度,地方依戀是主要原因,這部分農(nóng)戶以老年人且無非農(nóng)收入者居多。因此,在實(shí)際操作過程中,應(yīng)尊重農(nóng)戶的主觀訴求,增強(qiáng)弱勢群體的利益表達(dá),讓利益相關(guān)者直接協(xié)商對話,在分歧中尋找共同點(diǎn),探討更有效的補(bǔ)償方式與社會保障機(jī)制,使其更有效地參與到濕地生態(tài)環(huán)境保護(hù)工作中來。

(3)在影響WTA的社會經(jīng)濟(jì)屬性分析中,受訪農(nóng)戶的家庭年收入、是否有非農(nóng)收入、是否有養(yǎng)老保險及對七里海濕地的認(rèn)知水平均顯著影響WTA,有非農(nóng)收入或有養(yǎng)老保險的農(nóng)戶,其WTA低;究其原因,有非農(nóng)收入或有養(yǎng)老保險的農(nóng)戶家庭每月有較穩(wěn)定的收入來源,心理保障作用強(qiáng)大,對經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償?shù)男睦眍A(yù)期較小。而家庭收入越高,說明受訪農(nóng)戶有其他副業(yè)作為經(jīng)濟(jì)保障,更愿意接受經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償,這一結(jié)果與王昌海等[26]的研究結(jié)果相吻合。對七里?，F(xiàn)狀的認(rèn)知與WTA呈顯著正相關(guān),即認(rèn)知水平越消極,其最小WTA越小;可能是因?yàn)槭茉L農(nóng)戶大多經(jīng)歷過七里海濕地因人為干預(yù)而導(dǎo)致的一系列生態(tài)問題。從“占海墾田”到潮白新河開挖,從東海水庫建設(shè)再到分割治理,致使2002年春季水庫完全干涸,寧河區(qū)政府先后投入400余萬元從上游購水引入七里海。經(jīng)歷過七里海濕地生態(tài)環(huán)境變遷的農(nóng)戶,對目前現(xiàn)狀的認(rèn)知水平更強(qiáng),或者更希望“還原”濕地以往的生態(tài)面貌,從而可接受的經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償額度越小。綜上,生態(tài)補(bǔ)償?shù)捻樌菩性谟谑杖胨降脑黾优c人的素質(zhì)的提高。基于此,要不斷加大生態(tài)環(huán)境宣傳教育力度,提高民眾生態(tài)環(huán)保意識和公眾參與水平。同時,為失地農(nóng)戶提供長久穩(wěn)定的就業(yè)機(jī)會和完善的社會保障制度,提高農(nóng)戶的家庭收入,從而減輕農(nóng)戶對土地的依賴,進(jìn)而推動生態(tài)補(bǔ)償建設(shè)的順利進(jìn)行。

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(責(zé)任編輯： 李祥敏)

Willingness of the Local Farmers to Accept Ecological Compensation in Qilihai Wetland.

YAOXiang-shu1,JINRu-wei2,HOUGuang-hui1

(1.School of Geology and Geomatics, Tianjin Chengjian University, Tianjin 300384, China; 2.School of Teacher Education, Tianjin Normal University, Tianjin 300387, China)

The topics of economic assessment of damages to wetland ecological systems and willingness of the farmers to accept ecological compensation have long been hot spots for researchers at home and abroad. In this study the double-bounded contingent valuation method was used to evaluate willingness of the farmers to accept ecological compensation and quantitatively estimate ecological losses of the Qilihai wetlands incurred by "reclamation of farmland, artificial division and over-exploitation", and the logistic model was to identify major factors affecting willingness of the local farmers to accept compensation. Results show that the annual mean compensation the local farmers are willing to accept is 23 896.65 yuan·hm-2·a-1, and the annual total ecological loss 129.221 1 million yuan·a-1; Household income, non-farming income, pension and knowledge about status of the wetlands are the main factors affecting willingness of the farmers, land attachment is the major cause of the local farmers resisting loss of land.

wetland; double-bounded contingent valuation method; ecological compensation; willingness to accept

2016-08-02

國家社會科學(xué)基金(15BSH026);教育部人文社會科學(xué)研究青年基金(14YJC630047)

X196;X24

A

1673-4831(2017)05-0396-07

10.11934/j.issn.1673-4831.2017.05.002

么相姝(1982—),女,天津市人,講師,碩士,主要研究方向?yàn)榄h(huán)境與資源價值評價以及行為地理。E-mail: yaoxiangshu126@126.com

① 通信作者E-mail: jinruwei@126.com