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 李國平

（西安交通大學(xué)經(jīng)濟與金融學(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，運用支付卡式（PC）條件價值法（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影響農(nóng)戶真實受償意愿，陜南水源區(qū)農(nóng)戶報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)性對受償意愿的影響顯著；農(nóng)戶會根據(jù)自身遷移傾向報告受償意愿，計劃遷出農(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，對生態(tài)保護政策持樂觀預(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 條件價值法 邊際效應(yīng)

一、引 言

在中國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型背景下，生態(tài)文明建設(shè)成為中國特色社會主義建設(shè)的重要內(nèi)容。生態(tài)環(huán)境保護事關(guān)人民群眾切身利益，事關(guān)全面建成小康社會，事關(guān)實現(xiàn)中華民族偉大復(fù)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(wù)（產(chǎn)品）。從生態(tài)服務(wù)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(wù)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(zhì)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(zhì)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(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，在我國這些土地的所有權(quán)主體一般是國家或集體，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)保護態(tài)度將對生態(tài)服務(wù)供給產(chǎn)生重要影響?？上У氖?，在我國生態(tài)環(huán)境保護政策中，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。這種封閉式的保護模式只考慮生態(tài)環(huán)境保護的目標(biāo)實現(xiàn)，而忽略了生態(tài)保護區(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，國外學(xué)者對生態(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)境保護項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(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(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）分析了比利時瓦盧（Walloon）大區(qū)農(nóng)戶參與歐盟農(nóng)業(yè)環(huán)境計劃（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)支柱性較強地區(qū)的受償意愿為372歐元/（戶·年），進一步研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)場潛在生產(chǎn)率和家畜密度對農(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(nóng)戶保護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），遠高于運用農(nóng)產(chǎn)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(nóng)業(yè)政策”（Common Agricultural Policy）中農(nóng)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(nóng)戶受償意愿會額外增加6.32歐元/公頃，農(nóng)戶的參與決策受到現(xiàn)行政策特征、個人和家庭特征等影響。

國內(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，利用條件價值法和參數(shù)估計方法，估計出遼河流域的農(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)比例均對農(nóng)戶保護態(tài)度具有顯著影響。農(nóng)戶的受教育水平并不與保護態(tài)度正相關(guān)，并且，國家政策的落實程度會影響農(nóng)戶保護態(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)的遠近、家庭農(nóng)業(yè)收入占比、對生態(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)境意識和生態(tài)補償意識，農(nóng)戶參與生態(tài)保護和生態(tài)服務(wù)供給的意愿和行為是一個復(fù)雜的動態(tài)過程，是由農(nóng)戶自身、家庭和社會等內(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）在將條件價值法（Contingent valuation method，CVM）可能產(chǎn)生的偏誤降至最低的情況下，運用支付卡引導(dǎo)技術(shù)評估了農(nóng)戶提供生態(tài)服務(wù)的受償意愿，為我國相關(guān)決策部門合理評估生態(tài)建設(shè)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(jīng)驗證據(jù)；（3）結(jié)合農(nóng)戶自身異質(zhì)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(nóng)戶受償意愿的影響因素及其邊際效應(yīng)，并進一步探討了可能存在的內(nèi)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(diào)查中受償意愿高報的策略性行為，并為影響因素邊際效應(yīng)分析提供了一個通用的技術(shù)處理手段。

南水北調(diào)中線工程是緩解我國北方水資源嚴(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、生態(tài)服務(wù)（水質(zhì)和水量）供給與區(qū)域經(jīng)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(nóng)戶提供生態(tài)服務(wù)受償意愿的理論機理進行分析，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)，最后對可能的內(nèi)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(wù)提供方受償意愿理論分析

新古典福利經(jīng)濟學(xué)認(rèn)為生態(tài)服務(wù)（產(chǎn)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(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價格。為了找到生態(tài)服務(wù)的貨幣價格，環(huán)境經(jīng)濟學(xué)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(wù)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(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）的平均價格，()是生態(tài)服務(wù)的市場價值，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，屬于非市場價值，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)實施生態(tài)環(huán)境保護計劃之前，農(nóng)戶在時期1（即實施前）的間接效用函數(shù)為：

現(xiàn)假設(shè)政府準(zhǔn)備在水源區(qū)實施生態(tài)環(huán)境保護計劃，并假定各類生態(tài)服務(wù)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(nóng)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(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)非市場化生態(tài)服務(wù)質(zhì)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(nóng)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(wù)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(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)戶真實受償意愿有如下幾種情況（見表1）。

表1 農(nóng)戶真實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)量水平會直接影響農(nóng)戶真實受償意愿，農(nóng)戶效用水平特征向量也是農(nóng)戶真實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)濟社會特征、當(dāng)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(nóng)戶受償意愿影響因素包括農(nóng)戶經(jīng)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(wù)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(zhì)性特征，會直接或間接對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)戶對自己提供生態(tài)服務(wù)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(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，在中國農(nóng)村勞動力轉(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影響生態(tài)服務(wù)的經(jīng)濟價值，因此，對農(nóng)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(nóng)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(xùn)等方式降低了農(nóng)戶參與生態(tài)環(huán)境保護的機會成本，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)實背景，會影響農(nóng)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(nóng)戶家庭經(jīng)濟社會特征，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)戶在村莊的生活時間長度，務(wù)農(nóng)收入占總收入的比例，對遷移的態(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)濟理論，提出以下假說：

假說Ⅰ：農(nóng)戶個人特征和家庭經(jīng)濟社會方面的異質(zhì)性特征會對農(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)戶遷移傾向會對受償意愿產(chǎn)生影響。

假說Ⅱa：農(nóng)戶務(wù)農(nóng)收入占比高，說明他們在當(dāng)?shù)鼐幼r間長，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動更多，生態(tài)環(huán)境的改善會提高農(nóng)戶的福利水平。也即，當(dāng)時，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改善當(dāng)?shù)厣鷳B(tài)服務(wù)，即當(dāng)時，退耕農(nóng)戶由于非市場化生態(tài)服務(wù)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(nóng)戶受償意愿產(chǎn)生重要影響。

三、實證設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源

運用條件價值法應(yīng)充分了解可能產(chǎn)生的偏誤問題，以獲得受訪者的真實受償意愿。首先，為避免問卷設(shè)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(yīng)用準(zhǔn)則（Venkatachalam，2004），并結(jié)合水源區(qū)實際情況將問卷設(shè)計為以下形式：（1）水源區(qū)環(huán)境問題和農(nóng)戶環(huán)境意識。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良好的投標(biāo)環(huán)境（徐大偉等，2008），不會產(chǎn)生起始點偏誤，也不會出現(xiàn)極端異常值；（4）受訪者家庭經(jīng)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(jīng)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(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)萬壽村對農(nóng)戶焦點團體進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)，以面對面訪談的形式進行入戶調(diào)查。

本文正式調(diào)研時間是2014年4月-5月份，由西安交通大學(xué)“完善流域生態(tài)補償機制”課題組在陜西理工學(xué)院和商洛學(xué)院招募大學(xué)生并進行培訓(xùn)和篩選，這有效避免了CVM調(diào)研實施過程可能產(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(nóng)戶報告的受償意愿。水源區(qū)農(nóng)戶參與流域生態(tài)環(huán)境保護可能會喪失一些經(jīng)濟發(fā)展權(quán)，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(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)供給的非市場價值損失，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)戶需要獲得一個正的補償激勵以提供生態(tài)服務(wù)。在406個有效樣本中，農(nóng)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(jīng)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?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)-城人口流動的推力，農(nóng)戶當(dāng)?shù)厣顣r長用以衡量繼續(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)補償政策預(yù)期和環(huán)境保護政策了解程度。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(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(shè)定

本次調(diào)研結(jié)果顯示，有22.6%受訪農(nóng)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(nóng)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(diào)研過程中的經(jīng)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(jié)果都可能會產(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(yīng)，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(jié)果

利用Stata12軟件估計農(nóng)戶受償意愿影響因素經(jīng)驗?zāi)Ｐ?，估計結(jié)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(gòu)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(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)列括號內(nèi)為t統(tǒng)計量，邊際效應(yīng)列括號內(nèi)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(yīng)分析

1、假說I的檢驗

農(nóng)戶個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)戶的個人異質(zhì)性看，年齡對農(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。通過計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，受教育年限對受償意愿的影響為負(fù)，但并未通過顯著性水平檢驗。

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，通過計算家庭支出均值處的邊際效應(yīng)，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(yīng)同樣顯著，家庭人數(shù)每增加一人，受償意愿將增加23.22%。可能的解釋是隨著家庭人數(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)濟發(fā)展權(quán)對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，家庭人數(shù)多的農(nóng)戶對放棄直接農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動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

農(nóng)戶的遷移傾向會對受償意愿產(chǎn)生重要影響。農(nóng)戶是否準(zhǔn)備遷出農(nóng)村進入城市對受償意愿有顯著影響，從邊際效應(yīng)看，計劃遷出農(nóng)戶的受償意愿比不遷出的農(nóng)戶高51.71%?？赡艿慕忉屖牵谶x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)補償政策即將執(zhí)行的預(yù)期下，他們希望獲得更多貨幣補償以彌補農(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)實行流域生態(tài)補償?shù)恼哳A(yù)期越來越強，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，其邊際效應(yīng)為-127.16。農(nóng)戶務(wù)農(nóng)收入占比越高，對農(nóng)村生產(chǎn)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(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)非市場生態(tài)服務(wù)質(zhì)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(nóng)戶受償意愿降低。

3、假說III的檢驗

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(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)戶對生態(tài)補償政策預(yù)期變量在1%顯著性水平下通過檢驗。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)補償政策會付諸實施，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，居住地每遠離水源地1公里，受償意愿提高6.65%。農(nóng)戶水源保護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水源對下游來說不重要，其受償意愿會降低。

農(nóng)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(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，可能是因為退耕戶對土地的依賴性較弱，提供生態(tài)服務(wù)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(zhì)量改善和水土流失控制等非市場化的環(huán)境經(jīng)濟價值（韓洪云和喻永紅，2012），在的情況下，農(nóng)戶由于非市場化生態(tài)服務(wù)質(zhì)量變化時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)價值，能提供食物生產(chǎn)等市場化生態(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(nèi)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(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期執(zhí)行的生態(tài)環(huán)境保護政策，會對南水北調(diào)工程產(chǎn)生正外部性，從而可能對農(nóng)戶受償意愿決策產(chǎn)生內(nèi)生影響。我們在剔除農(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(jié)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(jié)果表明，各計量模型的參數(shù)估計結(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)具有較強的解釋力（受篇幅限制，未報告這里的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果）。

五、結(jié)論與建議

本文在對生態(tài)服務(wù)提供方受償意愿進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)，運用支付卡式條件價值法考察了農(nóng)戶生態(tài)服務(wù)供給的受償意愿，并運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)補償標(biāo)準(zhǔn)以激勵水源區(qū)農(nóng)戶自發(fā)、自愿的保護水源提供了依據(jù)。第三，農(nóng)戶個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)和家庭支出對農(nóng)戶受償意愿的影響顯著；農(nóng)戶的遷移傾向會對受償意愿產(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(nóng)戶生態(tài)環(huán)境保護的參與程度和共同管理激勵；應(yīng)完善農(nóng)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(nóng)戶對土地和農(nóng)業(yè)收入的依賴性，為構(gòu)建完善的生態(tài)補償機制奠定制度基礎(chǔ)。

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（ZH）

* 本文為國家社會科學(xué)基金重大項目（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)。