朱紅根 黃賢金

(1.南京大學 政府管理學院，江蘇 南京 210023； 2.南京財經(jīng)大學 經(jīng)濟學院，江蘇 南京 210023；3. 南京大學 地理與海洋科學學院，江蘇 南京 210023)

一、引言及文獻回顧

鄱陽湖濕地是國際重要濕地，也是我國重要的生態(tài)資源，但隨著經(jīng)濟社會發(fā)展和人類活動的加強，鄱陽湖區(qū)濕地資源近年來不斷遭到破壞。為此，各級政府對保護和恢復鄱陽湖濕地開展了許多保護工作，其中環(huán)境教育是重要措施之一。因此，科學評價環(huán)境教育在濕地保護中的實施效果至關重要，對于如何進一步優(yōu)化環(huán)境教育，發(fā)揮濕地保護的最大效果具有重要現(xiàn)實意義。

事實上，近年來許多學者探討了環(huán)境教育對環(huán)境保護行為的影響，發(fā)現(xiàn)信息傳播渠道和農戶對傳播渠道態(tài)度是影響環(huán)境教育作用效應重要因素，而農戶環(huán)境信息選擇種類及信息接受能力又會受農戶環(huán)境價值觀念的影響(Stern et al.,2010)，這樣就會導致環(huán)境教育對農戶保護態(tài)度的作用機理復雜化。

關于環(huán)境教育對環(huán)境保護態(tài)度的影響，大部分學者認為環(huán)境教育的目的在于提高人們的環(huán)境意識和認知水平，從而間接影響人們的環(huán)境行為(Campbell et al.,1992)。Vol(1993)認為環(huán)境信息內容決定了影響農戶環(huán)境態(tài)度的路徑。Lichtenberg et al.(1999)發(fā)現(xiàn)農戶對來自新聞媒體上的信息越重視，環(huán)保意識越強。Scholderer et al.(2003)分析了不同信息來源對消費者轉基因產品態(tài)度的影響。鄭志浩(2015)的研究結果顯示，環(huán)境改善會顯著降低大部分消費者的支付意愿。與上述結論相反的是，Scholderer et al.(2003)發(fā)現(xiàn)信息來源在改變人們對生物技術食品態(tài)度上沒有任何影響。Lusk et al.(2004)發(fā)現(xiàn)環(huán)境信息能顯著降低消費者對轉基因食品的支付數(shù)額。Napier et al.(1986)的研究認為，制度和非制度信息與環(huán)境意識之間呈弱的正相關。Ribaudo(1998)的研究表明，美國環(huán)境教育在提高農戶對新技術采用意識方面沒有顯著作用，但Curtis et al.(1995)的研究發(fā)現(xiàn)，澳大利亞的土地保護教育項目對人們的意識、認知態(tài)度有顯著正影響。

關于環(huán)境信息對環(huán)境保護行為的影響，許多學者進行了大量探討(Rahm et al.,1984;Norris et al.,1987;Gould et al.,1989;Fernandez-Cornejo,1996)， 但關于環(huán)境信息影響效應的結論并未達成共識(Caruso，2000) 。例如，Rhodes et al.(2002)的研究表明信息獲取對河邊居民接受管理策略行為的影響顯著，但Waichman et al.(2007) 研究發(fā)現(xiàn)產品信息標簽在促進保護和安全措施采用方面效果并不明顯。Curry(1997)發(fā)現(xiàn)，英國農戶閱讀了包含土壤、水和空氣污染等信息的小冊子后，只有5%的人改變了他們的實際環(huán)境行為。Petzrelka et al.(1996)研究結果表明，接受各種信息來源的農戶和沒有接受的農戶在農業(yè)化學物品的使用上無顯著差異。Macintyre(1987)、Vol(1995)也發(fā)現(xiàn)經(jīng)銷商提供的農業(yè)化學物品信息對農戶采用更加環(huán)保的害蟲控制措施的影響不顯著。

綜上所述，現(xiàn)有研究成果基于不同視角和不同層面探討了環(huán)境信息對人們環(huán)境意識和行為的影響效應，對本文研究有很好的啟示意義。本文的創(chuàng)新點在于：第一，研究視角上，現(xiàn)有研究成果大部分分析環(huán)境信息或教育對農戶環(huán)境行為的影響，而關于環(huán)境教育對農戶濕地保護行為，特別是濕地生態(tài)補償接受意愿影響的研究非常缺乏，因此本論文聚焦于農戶濕地生態(tài)補償接受意愿的研究，是為了更好地反映和預測農戶濕地生態(tài)補償接受行為，進而為相關政府部門制定濕地管理規(guī)定和保護政策提供參考依據(jù)；第二，研究范圍上，現(xiàn)有研究絕大部分是以歐美發(fā)達國家為例，而本研究以我國濕地保護為案例，擴大了環(huán)境信息對環(huán)境保護行為影響的研究對象范圍；第三，研究方法上，本研究首先構建了理論框架，探討了環(huán)境教育對農戶濕地生態(tài)補償接受意愿的影響機理，然后通過構建計量經(jīng)濟模型進行實證檢驗，同時在模型分析過程中，考慮了模型內生性問題。

二、理論分析框架

EU=p(I)UG(W)+(1-p(I))UB(W)

(1)

農戶愿意接受最低補償標準(WTA)參加退耕還濕可以定義為：

UG(W)=p(I)UG(W+WTA)+(1-p(I))UB(W+WTA)

(2)

因此，WTA就是農戶參與退耕還濕時的總收入(W+WTA)與不參加退耕還濕時總收入W之差。

(3)

(4)

(5)

三、研究設計

(一)數(shù)據(jù)來源

2013年11月至2014年1月，本課題組對鄱陽湖區(qū)農戶采用分層抽樣和隨機抽樣相結合的方式進行調查，調查范圍涉及鄱陽湖區(qū)的11個縣，共1200戶農戶，最后回收有效問卷1009份，問卷有效率為84.1%。調查問卷的主體內容包括五部分：第一部分包括農戶性別、年齡、文化程度、婚姻狀況等個體特征和人口數(shù)、老人數(shù)等家庭特征；第二部分主要包括收入來源、耕地面積、生產收益與成本；第三部分主要詢問農戶濕地保護態(tài)度，以及了解視頻播放前后農戶濕地生態(tài)補償接受意愿水平及其變化情況；第四部分包括農戶退耕還濕生計替代的選擇、退耕還濕后就業(yè)變化和農業(yè)生產變化；第五部分包括農戶對村干部在退耕還濕政策實施過程的行為認識水平。

(二)樣本描述

由表1可知，在所有有效樣本中，30歲及以下的農戶占11.8%，60歲及以上的農戶占12.9%；男性農戶占75.2%；已婚農戶達到了92.3%；小學和初中文化農戶的比例分別為27.0%和24.9%，大專及以上只占9.1%；參加了農業(yè)技術培訓的農戶比例為18.9%。

表1 樣本基本特征描述

(三)研究思路

我們首先用T檢驗比較農戶觀看環(huán)境教育視頻前后的WTA均值差異的顯著性，從而得出環(huán)境教育對農戶WTA的影響效應；接下來構建計量經(jīng)濟模型進一步考察影響農戶濕地生態(tài)補償接受意愿水平的因素及各因素的作用大小。變量說明及描述性統(tǒng)計結果見表2。

表2 變量說明及描述性統(tǒng)計結果

四、結果及分析

(一)環(huán)境教育對農戶WTA影響的非條件檢驗

本部分主要比較農戶在觀看環(huán)境教育視頻前后的WTA水平是否存在顯著差異。原假設為：觀看環(huán)境教育視頻前后農戶WTA水平相同，即不存在顯著差異性。T檢驗可以直接比較農戶WTA水平前后是否存在顯著差異。非條件檢驗的結果見表3。由表3可知，總體樣本的均值差異通過了1%水平的顯著性檢驗，表明環(huán)境教育對農戶WTA水平有顯著影響，即觀看環(huán)境教育視頻前農戶的WTA均值為1178.494元，而觀看環(huán)境教育視頻后其均值為1076.472元，顯著降低了102.022元。分區(qū)域來看，11個縣市區(qū)的農戶WTA均值差異都通過了顯著性檢驗，表明環(huán)境教育對各縣(市)農戶的WTA水平都有顯著影響。其中，WTA降低幅度大于平均水平的有廬山、永修、湖口、星子和都昌，這些縣(市)的農戶WTA水平比觀看環(huán)境教育視頻前分別降低了200元、181.48元、154.05元、130.00元和130.00元；其它地區(qū)的農戶WTA降低的幅度都低于102.02元的平均水平，其中降低幅度最小的是南昌，只降低了58.33元。

表3 觀看環(huán)境教育視頻前后WTA均值比較的T檢驗結果

注：WTApre表示觀看環(huán)境教育視頻前WTA水平，WTApost表示觀看環(huán)境教育視頻后WTA水平；***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平下顯著。

(二)環(huán)境教育對農戶WTA影響的經(jīng)濟計量模型分析

雖然T值檢驗為分析環(huán)境教育對農戶WTA影響提供了最有效最直接的分析方法，但是，它沒有考慮其它因素對農戶WTA的影響。因此，本部分試圖通過構建實證模型，考慮農戶個體特征、家庭特征等可能的影響因素，綜合考察環(huán)境教育對農戶WTA的影響效應。

我們首先比較農戶觀看環(huán)境教育視頻前后的WTA的差異，然后分析農戶個體特征、家庭特征等因素對WTA差異的影響。WTA的差異主要反映農戶觀看環(huán)境教育視頻后，其對濕地生態(tài)補償接受意愿水平的變化。如表4所示，觀看環(huán)境教育視頻后，大部分農戶的WTA水平都下降了，占樣本總數(shù)的69.9%；有299個農戶樣本的WTA水平?jīng)]有變化，占樣本總數(shù)的29.6%；只有8個農戶樣本的WTA水平反而增加了，點樣本總數(shù)的0.8%。由此可知，環(huán)境教育能有效降低農戶濕地生態(tài)補償?shù)腤TA水平，在一定程度上說明環(huán)境教育對農戶濕地保護行為有顯著影響，能提高農戶參與濕地保護的積極性。

表4 農戶濕地生態(tài)補償?shù)腤TA變化情況

接下來我們進一步通過構建計量經(jīng)濟模型來分析農戶觀看環(huán)境教育視頻后，影響農戶WTA變化的主要因素。把因變量(農戶WTA變化)分為二類，觀看環(huán)境教育視頻后，如果農戶的WTA比觀看視頻前減少，取值為1；如果農戶的WTA水平比觀看視頻前增加或沒有變化時，取值為0。自變量主要包括農戶年齡、性別、婚姻狀況、文化程度、家庭總人數(shù)、收入水平、耕地面積。另外，基于前面理論框架的討論，我們把農戶對濕地功能的認知程度、濕地保護態(tài)度以及觀看視頻前農戶濕地生態(tài)補償接受意愿水平納入回歸模型中進行分析。

二元Probit模型的估計結果及邊際效應見表5。為了檢驗模型結果的穩(wěn)健性，我們同時列出了Probit模型和Logit模型結果。由于農戶對濕地功能認知程度存在潛在的內生性問題，我們在模型中對此變量進行了外生性檢驗，IV-Probit 模型實證結果表明農戶對濕地功能認知程度存在內生性，因此，我們用“家族中是否有村干部、退伍軍人、公務員或經(jīng)商者”、“參加村級各類活動次數(shù)”以及“春節(jié)期間來往的親戚數(shù)”作為工具變量進行回歸，結果發(fā)現(xiàn)，與Probit模型和Logit模型結果相比，濕地功能認知在IV-Probit模型中顯著性增強了。因此，接下來我們主要以IV-Probit模型結果進行分析。

表5 模型的估計結果及邊際效應

注：括號內的數(shù)值為穩(wěn)健性標準差；***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平下顯著；Wald test of exogeneity是指工具變量外生性瓦爾德檢驗。

濕地功能認知程度是影響農戶WTA減少的關鍵因素，此變量系數(shù)在模型中為正數(shù)且通過了1%水平的顯著性檢驗，表明濕地功能認知程度高的農戶比認知程度低的農戶受環(huán)境教育的影響更大，這一結果與前面的理論分析一致，即觀看了環(huán)境教育視頻后，濕地功能認知程度高的農戶，其WTA減少的可能性更大。并且認知程度每提高一個單位，其WTA減少的概率要提高40.4%?？赡茉蛟谟?，濕地功能認知程度越高的農戶，愿意分配給新的環(huán)境信息的權重越大，導致其觀看環(huán)境教育視頻后，WTA減少的概率比濕地功能認知程度低的農戶更大。

濕地保護態(tài)度對農戶WTA減少有重要影響，此變量系數(shù)在模型中為負數(shù)并且通過了1%水平的顯著性檢驗，表明觀看了環(huán)境教育視頻后，濕地保護態(tài)度越強的農戶，其WTA減少的可能性下降，與前面的理論分析一致。并且濕地保護態(tài)度每提高一個單位，農戶WTA減少的可能性下降10.9%。可能原因在于，濕地保護態(tài)度強的農戶，在潛意識中已形成了固定的濕地環(huán)境信息，導致分配給新的環(huán)境信息的權重較小，所以對新的環(huán)境教育信息接受程度不如濕地保護態(tài)度弱的農戶。這一結論給我們的政策啟示為：政府在進行環(huán)境教育宣傳時，要進一步細分宣傳對象，重點把濕地保護態(tài)度弱的農戶和地區(qū)作為宣傳的目標群體，這樣才能更好地發(fā)揮環(huán)境教育的作用。

WTApre對農戶WTA減少有顯著影響，此變量系數(shù)在模型中為正數(shù)并且通過了1%水平的顯著性檢驗，表明先前濕地生態(tài)補償接受水平越高的農戶，在觀看了環(huán)境教育視頻后，其濕地生態(tài)補償接受意愿水平減少的可能性越大，這可能是因為先前濕地生態(tài)接受水平越高，農戶降低WTA的空間和余地越大，這一結論與Lusk et al.(2004)的研究結論基本一致。

婚姻狀況對農戶WTA減少有重要影響?；橐鰻顩r系數(shù)在模型中為正數(shù)并且通過了1%水平的顯著性檢驗，表明已婚農戶觀看環(huán)境教育視頻后，其WTA降低的可能性比未婚農戶更大，并且已婚農戶觀看視頻后其WTA降低的可能性要比未婚農戶高13.9%。

文化程度是影響農戶WTA變化的關鍵因素。文化程度系數(shù)在模型中為負數(shù)并且通過了5%水平的顯著性檢驗，表明文化程度越高的農戶，其WTA變化受環(huán)境教育的影響不如文化程度低的農戶那樣強烈。可能原因在于，文化程度高的農戶，已掌握了一定的濕地環(huán)境知識，再次接受環(huán)境教育的意愿不如文化程度低的農戶強烈，所以觀看環(huán)境教育視頻后，其WTA減少的可能性要小于文化程度低的農戶。這一結論給我們的啟示是，在進行環(huán)境教育宣傳時，重點加強對文化程度低的農戶和教育水平落后地區(qū)進行環(huán)境教育，這樣才能發(fā)揮環(huán)境教育的最大效果。

家庭總人數(shù)是影響農戶WTA減少的主要因素。家庭總人數(shù)系數(shù)在模型中為負數(shù)并且通過了5%水平的顯著性檢驗，表明家庭總人數(shù)越多的農戶，觀看環(huán)境教育視頻后，其WTA減少的可能性比家庭人數(shù)少的農戶要小，并且人數(shù)每增加1人，WTA減少的概率降低2.2%。對這一結果的可能解釋是，家庭總人數(shù)越多，其信息傳遞渠道越多，所以分配給觀看環(huán)境教育視頻的環(huán)境信息的權重相對要小，導致觀看視頻后其WTA減少的可能性沒有家庭人口數(shù)少的農戶那樣大。

耕地面積對農戶WTA減少有顯著影響。耕地面積系數(shù)在模型中為負數(shù)并且通過了5%水平的顯著性檢驗，表明耕地面積越大的農戶，觀看環(huán)境教育視頻后，其WTA減少的概率比耕地面積小的農戶更低，且耕地面積每增加1畝，WTA減少的概率降低0.6%。這主要是由于耕地面積越大的農戶，其對農業(yè)的依賴程度更高，從而越不愿意參與退耕還濕減少家庭收入，所以對新的環(huán)境教育信息的接受程度低，其WTA減少的可能性更小。這一結論告訴我們，政府在進行環(huán)境教育宣傳，引導農戶參與濕地保護的過程中，要注意合理安排農戶的生計替代選擇，減少農戶因參加濕地保護而帶來收入減少的風險。

年齡雖然在IV-Probit模型中沒有通過顯著性檢驗，但其系數(shù)為負，在Probit和Logit模型中的系數(shù)顯著為負，在一定程度上說明年齡越大的農戶，接受環(huán)境教育后，其WTA水平減少的可能性越`小，其主要原因在于，年齡大的農戶，外出就業(yè)能力相對較弱，從而對農業(yè)生產的依賴性更強，所以更不愿意減少WTA水平。

五、簡要結論與政策含義

本文以國際重要濕地鄱陽湖區(qū)為研究案例區(qū)，通過讓農戶現(xiàn)場觀看環(huán)境教育視頻的實驗方法，實證分析環(huán)境教育對農戶濕地生態(tài)補償接受意愿(WTA)的影響效應。結果表明，環(huán)境教育能有效降低農戶濕地生態(tài)補償接受意愿。通過控制農戶個體特征、家庭特征等變量，并運用IV-Probit解決內生性變量問題之后，研究結果表明：

(1)農戶對環(huán)境教育的反應受其對濕地功能認知程度的影響。濕地功能認知程度越高的農戶，在觀看了環(huán)境教育視頻后，其WTA減少的概率比濕地功能認知程度低的農戶更大。這一結論給我們的啟示是：濕地功能認知程度高的農戶更愿意關注新的環(huán)境信息。因此，政府在進行環(huán)境教育宣傳時，應重點針對濕地功能認知程度高的農戶群體進行。

(2)濕地保護態(tài)度越強的農戶，受環(huán)境保護信息的影響越小。觀看了環(huán)境保護視頻后，濕地保護態(tài)度越強的農戶，其WTA減少的可能性下降。這主要是因為濕地保護態(tài)度強的農戶已形成了固定的濕地環(huán)境認識，從而接受新的環(huán)境保護信息相對較少。這一結論給我們的政策啟示為：政府的環(huán)境教育宣傳只有集中在濕地保護態(tài)度弱的農戶群體或地區(qū)中進行才能發(fā)揮更好的效果。

(3)不同個體特征和家庭特征農戶對環(huán)境教育的反應程度存在差異。例如，在觀看環(huán)境教育視頻后，年齡越大、文化程度越高、家庭總人數(shù)越多、耕地面積越大的農戶，其濕地生態(tài)補償接受意愿減少的可能性越小，而已婚農戶的WTA降低的可能性比未婚農戶大。這一結論給我們的政策啟示是：環(huán)境教育對不同個體特征、家庭特征農戶的濕地生態(tài)補償接受意愿的影響存在差異性。因此，政府在進行環(huán)境教育宣傳的過程中，要針對農戶個體和家庭特征的差異性采取針對性的宣傳方式和宣傳內容，從而更好地提高環(huán)境教育宣傳的效應，以提高農戶參與濕地保護的積極性。