基于選擇聯(lián)合分析法的不同群體環(huán)境變動偏好分析

魏同洋 ，靳樂山

(1.中國信息通信研究院 產(chǎn)業(yè)與規(guī)劃研究所，北京 100037；2.中國農(nóng)業(yè)大學(xué) 人文與發(fā)展學(xué)院，北京 100193)

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基于選擇聯(lián)合分析法的不同群體環(huán)境變動偏好分析

魏同洋1，靳樂山2

(1.中國信息通信研究院 產(chǎn)業(yè)與規(guī)劃研究所，北京 100037；2.中國農(nóng)業(yè)大學(xué) 人文與發(fā)展學(xué)院，北京 100193)

目前，中國環(huán)境價值評估領(lǐng)域中基于選擇聯(lián)合分析法的案例未見報道。運用基于選擇聯(lián)合分析法分析城市居民對水環(huán)境變化的支付意愿，選取1 040個樣本戶，實地調(diào)查江西省九江市柘林湖下游城市居民對柘林湖水環(huán)境變化的支付意愿，結(jié)果表明：基于選擇聯(lián)合分析法能夠更精確地揭示邊際支付意愿的變動，Clogit模型分析結(jié)果顯示居民對水質(zhì)改善的偏好高于對供水穩(wěn)定性改善的偏好；整體樣本組不含交叉項模型支付意愿估計結(jié)果為17.57元/月/戶，含交叉項模型估計結(jié)果為17.54元/月/戶，是否加入收入與環(huán)境屬性交叉項對支付意愿估值影響不大。不考慮抗議性群體的分析表明，直接估計樣本量的支付意愿會造成估值結(jié)果低估；非本地戶籍家庭較本地戶籍家庭對公共物品“搭便車”的心理更加明顯；非環(huán)保組的支付意愿要高于環(huán)保組的支付意愿；低收入組的邊際支付意愿要高于樣本整體組，與預(yù)期結(jié)果不一致，建議進(jìn)一步深入研究。

環(huán)境偏好分析；基于選擇聯(lián)合分析法；邊際支付意愿；Clogit模型

支付意愿的評估技術(shù)是支付意愿研究中重要的研究課題。在中國支付意愿調(diào)查法被廣泛應(yīng)用于環(huán)境物品和服務(wù)的價值評估領(lǐng)域，然而陳述偏好法中的聯(lián)合分析法也可以誘導(dǎo)受訪者對環(huán)境偏好的選擇，但是這種方法在中國環(huán)境價值評估領(lǐng)域并沒有得到廣泛的應(yīng)用。與支付意愿調(diào)查法相比，聯(lián)合分析法有一定優(yōu)勢，表現(xiàn)在支付意愿調(diào)查法需要精確地描述環(huán)境物品和服務(wù)的變化，一旦受訪者理解錯誤則導(dǎo)致選擇中出現(xiàn)的問題是無法剔除的。聯(lián)合分析的選項有不同物品屬性的具體信息，受訪者根據(jù)選擇集的不同屬性選擇其偏好的選項，根據(jù)受訪者的選擇而分析受訪者在不同選擇集屬性之間的權(quán)衡。當(dāng)選擇集中有成本或者價格這一因素時，即可評估經(jīng)濟價值。

一、文獻(xiàn)回顧

(一)聯(lián)合分析法回顧

聯(lián)合分析法在環(huán)境經(jīng)濟領(lǐng)域的應(yīng)用較少但呈增長趨勢，是計算邊際支付意愿的有效方法，在誘導(dǎo)被訪者偏好和環(huán)境問題上效果較好[1]。聯(lián)合分析的理論最早可以追溯至19世紀(jì)20年代的Green和Srinivasan，基礎(chǔ)概念源于消費者理論，由Lancaster發(fā)展，并假定效益可以從物品的特征屬性中體現(xiàn)[2]，其主要的含義為物品的整體效用可被分解為物品屬性或其帶來收益的不同部分，在效用函數(shù)中體現(xiàn)為用物品的特點作為效用方程的參數(shù)[3]57。聯(lián)合分析方法快速地演變于20世紀(jì)50年代末，60年代被廣泛用于市場營銷和交通，也有一些成功用于環(huán)境領(lǐng)域的案例[4]。Beggs等人較早地將聯(lián)合分析運用到環(huán)境案例研究中[5]；McFadden為離散選擇模型從原理到應(yīng)用做出了巨大貢獻(xiàn)[6]；Louviere等人在此研究的基礎(chǔ)上提出了選擇型聯(lián)合分析法[7]。被調(diào)查者對不同的產(chǎn)品選擇集做出選擇，選擇自己想購買的產(chǎn)品，其場景更符合實際。之后，基于選擇的聯(lián)合分析法(Choice-BasedConjointAnalysis，CBC)開始了應(yīng)用，TizianoTempesta將選擇聯(lián)合分析運用到景觀感知對葡萄酒的質(zhì)量分析中[8]。

聯(lián)合分析法于90年代中期引入中國，國內(nèi)學(xué)者運用較多的是排序和評分兩大類。符國群等人運用排序聯(lián)合分析法討論了品牌、價格和原產(chǎn)地在消費者購買決策中的影響[9]；徐哲等人從消費者產(chǎn)品屬性偏好角度對消費者進(jìn)行了研究[10]；郭琪等人運用排序聯(lián)合分析法對山東濟南市居民進(jìn)行了家庭節(jié)能措施偏好的分析[11]。

(二)支付意愿差異性分析回顧

對于支付意愿差異性的研究，大多數(shù)學(xué)者僅從整體上分析了支付意愿的影響因素，如魏同洋等人對北京水源地保護(hù)支付意愿影響因素的調(diào)查[12]；姜宏瑤等人對鄱陽湖周邊農(nóng)戶進(jìn)行受償意愿及影響因素的調(diào)查等[13]，研究中的影響因素大多數(shù)為被訪者的個人特征變量性別、年齡、收入、教育程度等，也有較少的研究中加入了環(huán)保態(tài)度環(huán)境意識變量、家庭因素等變量。國內(nèi)研究中較少有文獻(xiàn)分析不同限定群體條件下(如地區(qū)、性別、收入、教育、環(huán)保態(tài)度等)影響因素的差異性。如何通過農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)廢棄物資源化生態(tài)補償支付意愿的調(diào)查，即在不同性別、不同農(nóng)業(yè)收入所占比、不同環(huán)境知識、不同心理感知等限定條件下，農(nóng)戶的支付意愿及影響因素是有異質(zhì)性的[14]。Alves等人運用基于選擇的聯(lián)合分析法評估了老年人對當(dāng)?shù)毓珗@環(huán)境屬性的偏好[15]。

綜上，國外對基于選擇的聯(lián)合分析方法應(yīng)用較多，且主要用于對非市場物品環(huán)境價值的評估，如城市地形、風(fēng)景區(qū)、綠色旅游等外在價值的評估。國內(nèi)對不同限定條件下群體間的支付意愿及偏好的差異性研究較少，且對基于選擇的聯(lián)合分析方法運用的較少，運用的領(lǐng)域限于醫(yī)院管理、市場營銷領(lǐng)域、有機食品和非轉(zhuǎn)基因食品的消費領(lǐng)域，目前國內(nèi)還未出現(xiàn)將其用于環(huán)境物品價值評估領(lǐng)域的研究。

本文基于九江市備用水源地柘林湖的案例研究，試圖彌補國內(nèi)當(dāng)前研究的空缺。利用柘林湖下游城市居民的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，運用基于選擇的聯(lián)合分析法(CBC)來分析不同群體間的偏好和支付意愿的差異性，將會對后續(xù)基于選擇的聯(lián)合分析法在非市場物品的價值評估中提供借鑒和參考。

二、理論分析模型

基于選擇的聯(lián)合分析法分析模型與二分式的CVM和分類的TCM相同，都是基于隨機效用模型RUM(Randomutilitymodel)隨機效用理論在效用最大化的框架下來描述離散選擇。

計量經(jīng)濟模型估計的基礎(chǔ)為包括環(huán)境服務(wù)在內(nèi)的不同選擇水平的效用方程，受訪者i面臨的最大效用方程為：

Ui=U(xi,qi,ci)

(1)

預(yù)算約束線為：

pixi+wi=Ii

(2)

其中xi=(xi1…xil…xin)代表環(huán)境物品的數(shù)量屬性變量向量，qi=(qi1…qil…qin)代表環(huán)境物品質(zhì)量的屬性變量向量，ci=(ci1…cil…cin)代表被訪者個人特征屬性變量向量，Ii為收入，pi為環(huán)境物品的價格變量向量，wi為外源性補充的收入變量。

RUM提供估計方程的經(jīng)驗方程為：

Vi=V(pi,qi,ci,Ii-wi)

(3)

RUM的間接效用方程分為可以系統(tǒng)預(yù)測和隨機兩部分，即當(dāng)被訪者選著第j個選擇集時其面臨的間接效用方程為：

(i=1,2,…,m；j=1,2,…,c)

(4)

(5)

如果被訪者選擇i而不是k，則Vij-Vik≥0，而被訪者選擇i選擇集的概率為：

(6)

(7)

(8)

對于受訪者面臨的不同選擇，個人的特征變量cij和收入變量Iij是固定不變的，而選擇中的環(huán)境物品的屬性變量qij和價格變量pij是變化的。

(9)

(10)

由于對于不同的選擇cij、Iij是固定不變的，因此式(10)可以簡化為：

(11)

式(8)可以描述為：

(12)

可以將收入變量Ii與環(huán)境物品質(zhì)量的變化相乘放入分析中，來分析收入對選擇的影響，此時估計的方程為：

(13)

當(dāng)環(huán)境物品的質(zhì)量發(fā)生變化時效用的改變可表述為：

(14)

(15)

通過式(13)式(15)可以得出環(huán)境物品的質(zhì)量變化時，受訪者的邊際支付意愿：

(16)

三、 研究設(shè)計

(一)問卷設(shè)計

在調(diào)查問卷中設(shè)置恰當(dāng)?shù)倪x項來描述環(huán)境物品，但不能設(shè)置過多的選項或者呈現(xiàn)過多的關(guān)于選項的信息。當(dāng)提供的信息過多時，尤其是當(dāng)問卷中涉及許多屬性水平時，被訪者容易忽視不重要的特征變量，對調(diào)查進(jìn)行主觀的簡化。

問卷設(shè)計之前，通過與當(dāng)?shù)鼐用窈驼男〗M討論了解九江用水和柘林湖水源的實際情況，并結(jié)合先前的調(diào)查經(jīng)驗和預(yù)調(diào)查來確定問卷中聯(lián)合分析的變量和水平，最終確定3個變量。在沒有改善的情況下，柘林湖供水的現(xiàn)狀是水質(zhì)為Ⅱ類水，供水不穩(wěn)定；如果對水源進(jìn)行保護(hù)后供水水質(zhì)可能會提高到Ⅰ類水，供水穩(wěn)定。變量不同的屬性水平見表1。支付的成本是在預(yù)調(diào)查的基礎(chǔ)上確定的，為10元、20元。

表1　柘林湖水資源保護(hù)屬性及其水平范圍確定表

表2　正交試驗中供水屬性及屬性水平取值表

采用正交實驗設(shè)計來設(shè)計問卷。正交實驗設(shè)計能夠減少評價數(shù)量，采用部分因子正交設(shè)計調(diào)查問卷中所需要的選項，將一些不切合實際的備選項刪除掉，僅保留正交項。根據(jù)表2，運用因子設(shè)計法2因素2水平和單因素3水平不同狀態(tài)組合成選擇集，共產(chǎn)生22×3=12種選擇集。由SPSS軟件的OrthogonalDesign板塊得出正交表為8種(見表3)，1號選擇集為目前水資源的現(xiàn)狀，即水質(zhì)為Ⅱ類水，水量供水不穩(wěn)定，支付金額為0元；2、4、6、7選擇集不符合經(jīng)濟學(xué)的基本理論，結(jié)合實際研究情況，剔除其中不符合經(jīng)濟學(xué)基本理論的4種選擇集，確定最終的4個選擇集，進(jìn)入問卷設(shè)計進(jìn)行調(diào)查。

表3　實驗正交表

注：水質(zhì)中1代表類水、2代表類水；水量中1代表供水穩(wěn)定、2代表供水不穩(wěn)定；支付成本中1代表支付金額為0元、2代表支付金額為10元、3代表支付金額為20元。

因此，基于選擇的Conjoint問卷最終保留了4個產(chǎn)品選擇集分別是：組合1：Ⅰ類水質(zhì)供水穩(wěn)定；組合2：Ⅱ類水質(zhì)供水穩(wěn)定；組合3：Ⅰ類水質(zhì)供水不穩(wěn)定；組合4：維持Ⅱ類現(xiàn)狀供水不穩(wěn)定，由受訪者進(jìn)行選擇。問卷通過預(yù)調(diào)查，最終確定不同產(chǎn)品選擇集的價格，組合1為20元，組合2和組合3為10元，組合4為20元。

(二)調(diào)查基本情況

研究中的案例地為修水流域上游的柘林水庫，目前為九江市的備用水源。政府計劃建設(shè)柘林湖水資源綜合利用項目，項目建成后向九江市、德安縣、星子縣、九江縣供應(yīng)原水。項目旨在幫助保護(hù)水源、提高九江用水的安全性與穩(wěn)定性。

研究組于2013年7月在柘林水庫下游受益居民地區(qū)進(jìn)行實地調(diào)查；調(diào)查由預(yù)調(diào)查和正式調(diào)查組成，共發(fā)放問卷1 100份，回收有效問卷1 040份，有效率為94.5%；問卷總的發(fā)放量與各地區(qū)發(fā)放量采用分層抽樣的原理，綜合參考按比例分配原則，其中九江市潯陽區(qū)465份、廬山區(qū)247份、開發(fā)區(qū)87份、九江縣133份、星子縣52份、德安縣56份。

四、實證分析

(一)基本的統(tǒng)計信息

被訪者的性別比例分布均勻，男、女分別占整體樣本的比例為51%、49%；受訪者的年齡分布在16歲至80歲之間，45歲及以下占整體樣本的64.7%，46～64歲、65歲以上分別占27.2%、8.1%；家庭月收入在500元到500 000元不等，但大部分受訪者的家庭月收入在1萬元以內(nèi)，占88.6%,約不到1/5的家庭收入大于1萬元。

(二)邊際支付意愿的分析

基于全部樣本水環(huán)境改善支付意愿的影響因素分析結(jié)果表明，影響支付意愿的主要因素有收入、性別、年齡、職業(yè)穩(wěn)定性、是否具有環(huán)保意識。問卷中設(shè)置了教育程度、家里是否有老人和小孩、是否在家中做決策、戶籍、家庭人員中是否患有慢性病等變量，但是并沒有通過支付意愿影響因素的檢驗。為了探討這些變量限定下支付意愿的差異性，本文從以下幾個角度和限定條件進(jìn)行分析：

1.分組依據(jù)與說明。

(1)環(huán)保意識。為了考察被訪者的環(huán)保意識，問卷中設(shè)置了“從環(huán)保的角度考慮，您對一次性筷子的態(tài)度”問題。選項為“1.應(yīng)該禁止一次性筷子；2.限制使用；3.無所謂，維持現(xiàn)狀”。如果按問卷設(shè)計中的三組劃分，單獨將每一組作為一類群體來劃分，第一組“禁止使用一次性筷子”分析變量不顯著，故將群體分為兩大組，將選擇1和2選項的樣本定義為具有環(huán)保意識的一組，將選擇3選項的定義為不具有環(huán)保意識的一組。

(2)收入。依據(jù)《2013年九江市國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》顯示，2012年九江市城鎮(zhèn)居民年度人均可支配收入20 330元，則城鎮(zhèn)居民人均每月可支配收入為1 694元。本文將月收入小于等于2 000元定義為低收入；2 100～3 200元之間的為中等收入組；3 300～70 000元定義為高收入組。

(3)職業(yè)穩(wěn)定性。文中將職業(yè)分為兩大類，即穩(wěn)定組和非穩(wěn)定組：定義教師、醫(yī)生、公務(wù)員為穩(wěn)定工作組；個體經(jīng)營者、企業(yè)職員、工人、學(xué)生、退休、待業(yè)、其他為非穩(wěn)定組。

(4)年齡。年齡的劃分依據(jù)聯(lián)合國世界衛(wèi)生組織對年齡的劃分標(biāo)準(zhǔn)：44歲以下為青年，45～59為中年，60以上為老年。

(5)教育程度。根據(jù)問卷調(diào)查中的教育選擇，將教育程度分為三類：低教育組為初中及以下；中等教育組為高中或中專；高等教育組為大專、本科、碩士。

(6)是否有老人和小孩。對老人和孩子的定義為家庭成員中是否有65歲以上老人、18歲以下的孩子。

(7)慢性病。家庭成員中，是否患有慢性病。

(8)其他。性別、是否有本地戶籍、是否在家中做決策等，則根據(jù)問卷中被訪者的回答來分類。

2.變量的定義。分析設(shè)有三個環(huán)境物品的屬性變量：Δq表示供水水質(zhì)由Ⅱ類現(xiàn)狀提升為Ⅰ類水，ΔS表示供水水量由不穩(wěn)定提升為穩(wěn)定，Bid為不同屬性組合的定價。在個人特征變量中收入為影響支付意愿的重要因素，因此收入以交叉項的形式出現(xiàn)在分析中，I.Δq為收入與供水水質(zhì)屬性的交叉項，I.ΔS為收入與供水穩(wěn)定性的交叉項。

3.整體樣本分析。運用Stata軟件得出了不同組別下Clogit(條件Logit)模型估計結(jié)果，由于篇幅原因只列出未分類總樣本的估計結(jié)果(見表4)。由未分類整體的回歸Clogit模型可知，各變量都通過了顯著性的檢驗，且變量的符號跟預(yù)期的方向是一致的。收入越高對供水水質(zhì)的改善和穩(wěn)定性的提高的接受程度更高，模型中是否加入收入的交叉項對邊際支付意愿的影響不大。

表4　未分類總樣本條件Logit模型估計結(jié)果表

注：***、**、*分別表示Z檢驗的顯著性概率在1%、5%、10%的水平下顯著；無星號表示Z檢驗的顯著性概率不顯著；括號內(nèi)為系數(shù)的相應(yīng)Z值。

根據(jù)不同組別Clogit模型的估計結(jié)果以及公式(16)得出，不同分組限制條件下含交叉項和不含交叉項的對水質(zhì)變動、供水穩(wěn)定性變動等環(huán)境屬性的邊際支付意愿，見表5。

在Clogit模型分析中，非本地戶籍組、中等收入組、職業(yè)穩(wěn)定組、無老年人和孩子組、含交叉項組、青年含交叉項組回歸沒有通過顯著性檢驗，故沒有列出。

(1)從理論上來講，支付意愿應(yīng)該隨著收入的增加而增大。本文分析中由于回歸顯著性的原因是中、低、高三收入組間無法進(jìn)行比較，但從樣本整體與低收入組的比較來看，低收入組的邊際支付意愿高于樣本整體組，與預(yù)期有差異，這可能是因其他因素的影響要超過收入的影響，掩蓋了收入的正影響，也可能是由于支付意愿在收入間的波動性造成的。

(2)非環(huán)保組的支付意愿要高于環(huán)保組的支付意愿，分析結(jié)果與預(yù)期不一致，這可能與環(huán)保意識問題的設(shè)置有關(guān)，問題沒能清晰地區(qū)分被訪者的環(huán)保態(tài)度?！耙淮涡钥曜印备白詠硭辈煌淮涡钥曜铀w現(xiàn)的環(huán)境意識更多的是“利他環(huán)境意識”，而自來水是自己家喝的水，有私人物品的特性，包含更多的“利己環(huán)境意識”，這表現(xiàn)出了居民對“利己環(huán)境態(tài)度”和“利他環(huán)境態(tài)度”上的不同。

表5　不同群體邊際支付意愿估計結(jié)果表(元/月/戶)

注：A代表不含交叉項的模型；B代表含收入交叉項的模型，依據(jù)樣本戶的平均收入來計算收入交叉項中的邊際支付意愿。

(3)因非本地戶籍組的變量沒有通過顯著性檢驗，只列出本地戶籍組的回歸和邊際支付意愿的結(jié)果。盡管在支付意愿的影響因素分析中，戶籍因素并沒有通過顯著性檢驗，但通過本地戶籍組和非本地戶籍組的分組分析發(fā)現(xiàn)，本地戶籍組的邊際支付意愿要高于未分組整體的邊際支付意愿，這表明與非本地戶籍家庭相比本地戶籍的家庭更傾向于高支付。非本地戶籍家庭有更高的流動性，短暫在某地的停留，對公共物品“搭便車”的心理更加明顯。

(4)不穩(wěn)定職業(yè)群體組與樣本整體組的支付意愿估值結(jié)果相差不大，表明職業(yè)的穩(wěn)定性對支付意愿的估值影響不大。非決策組的支付意愿要高于決策組的支付意愿，這與預(yù)期相一致，愈是做決策，愈會慎重考慮每一筆錢的開支。慢性病組比非慢性病組的邊際支付意愿要高，家庭成員中患有慢性病的家庭更注重家庭飲食和飲用水的品質(zhì)，更傾向于健康的生活方式。

(5)在年齡的分組中，中年的支付意愿最高。從不含交叉項組水質(zhì)變動的支付來看，中年組的支付最高，高于老年組高于青年組；從含收入交叉項的分析看，中年組最高，高于青年組高于老年組；中年組承擔(dān)著更多的家庭與社會責(zé)任，且具有較強的經(jīng)濟實力，更加注重生活環(huán)境與質(zhì)量，這與有老人和小孩組的家庭支付意愿要略高于樣本整體組相呼應(yīng)，表明有老人和小孩的家庭支付意愿要稍高。

4.非抗議性樣本分析。根據(jù)受訪者對零支付的選擇以及拒絕支付的回答，篩選出CBC問卷中抗議性支付的群體111個樣本，刪除抗議性群體111份，占有效問卷的10.67%，對剩余的樣本量進(jìn)行分析。由估計結(jié)果得出非抗議性群體的邊際支付意愿以及總體支付意愿；不含交叉項與含交叉項模型估計結(jié)果相差不多，表明有無交叉項對估值結(jié)果沒有太大的影響；整體樣本的支付意愿估計結(jié)果不含交叉項為17.57元，含交叉項為17.54元；非抗議性群體的支付意愿高于未分類整體群體的支付意愿，這表明如果不考慮抗議性群體的零支付，直接估計樣本量的支付意愿會造成估值結(jié)果低估。

表6　非抗議性群體支付意愿估計結(jié)果表(元/月/戶)

五、討 論

第一，聯(lián)合分析法能夠更加清晰地分析不同屬性不同水平的支付意愿的差異性。居民對水環(huán)境變動屬性偏好不同，對水質(zhì)改善的偏好高于對供水穩(wěn)定性改善的偏好，且不同群體間的邊際支付意愿差異是不同的。在問卷設(shè)計中可以加入其他的屬性變量，以了解更多的屬性對支付意愿的影響。

第二，限制條件下估計的結(jié)果與預(yù)期或變量對支付意愿影響因素的符號不一致，這可能是因為每一樣本組都是不同屬性不同因素的集合體，其他變量對支付意愿的影響因素可能會掩蓋分組變量對支付意愿的影響。因此，直接估計支付意愿的影響因素可能是有偏的，需要與更細(xì)致的分組分析相結(jié)合。

第三，問卷中設(shè)置了職業(yè)穩(wěn)定性、是否具有環(huán)保意識、家中是否有老人和小孩、是否在家中做決策、戶籍、家庭人員中是否患有慢性病等變量，細(xì)化不同因素對支付意愿的影響因素、不同群體間的支付意愿的分析。研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)保意識、戶籍、家中是否有老人和小孩、家庭中是否有慢性病患者是影響支付意愿的顯著因素，是后續(xù)研究中應(yīng)當(dāng)考慮的因素。收入變量對支付意愿的波動性的變化，還有待進(jìn)一步深入研究。

第四，基于選擇的聯(lián)合分析法對支付意愿的估計中，是否含有收入交叉項對結(jié)果沒有影響，是否考慮非抗議性群體會影響估值結(jié)果，如果不刪除抗議性群體會造成對結(jié)果的高估。因此，基于選擇的聯(lián)合分析法估值中也需明確是否包含抗議性群體。

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EstimateonDifferentGroups'PreferencesforWaterEnvironmentalChangesUsingChoice-basedConjointAnalysis

WEITong-yang1,JINLe-shan2

(1.IndustryandPlanningResearchInstitute,ChinaAcademyofInformationandCommunicationsTechnology,Beijing100037,China;2.CollegeofHumanitiesandDevelopmentStudies,ChinaAgriculturalUniversity,Beijing100193,China)

Choice-Basedconjointanalysiswasnotappliedintothefieldofenvironmentalvaluationinchina,atthiscontext,ZhelinLakeasacasestudyisusedinthispaper.Asampleof1040urbanhouseholdsinthedownstreamofZhelinLake,adrinkingwatersourceforJiujiangMunicipality,wereinterviewedfortheirwillingnesstopayforchangesinthewaterenvironmentoftheZhelinLake.Choice-basedConjointanalysiswasusedtoestimateurbanhouseholds'willingnesstopay(WTP)fortheenvironmentchange.ItindicatedthatChoice-basedconjointanalysiscouldbetterestimatethemarginalWTP.Clogitmodelresultsshowthatdownstreamhouseholdsweremoresensitivetothewaterqualityimprovementratherthanstabilityofwatersupply.TheWTPofwholesamplegroupmodelwithoutcross-termis17.57CNYperhouseholdpermonth, 17.54CNYperhouseholdpermonthestimatedbymodelwithcross-term.Inclusionofcross-termofincomeandchangesinenvironmentalattributesinthemodelanalysishaslittleimpactsonthevaluationofwillingnesstopay.WTPvariesacrossgroupsandcontributingfactorsincludeenvironmentalawarenessforone'sowninterests,altruistenvironmentalawareness,whetherornotfromafamilywithchronicpatients,income,gender,hukou,age,whetherornotfromafamilywitholdmembersorkids,stablejob,decisionmakinginafamily.TheWTPofnotenvironment-friendlygroupishigherthanthatofenvironment-friendlygroup.TheWTPoflow-incomegroupishigherthanthatofthewholesample.Thesedonotconformtoexpectationsandmorestudiesareneeded.

environmentalpreferencesanalysis；choice-basedconjointanalysis；marginalWTP；Clogitmodel

2015-11-27；修復(fù)日期：2016-05-10

國家社會科學(xué)基金項目《美麗鄉(xiāng)村建設(shè)中鄉(xiāng)村記憶旅游產(chǎn)品創(chuàng)新開發(fā)研究》(15BGL117)；亞洲開發(fā)銀行《江西柘林湖水資源綜合利用技術(shù)援助項目》(ADBTA-8201)

魏同洋，女，河北保定人，區(qū)域經(jīng)濟學(xué)博士，工程師，研究方向：環(huán)境價值評估，生態(tài)補償；

F062.2

A

1007-3116(2016)08-0085-07

(責(zé)任編輯：郭詩夢)

靳樂山，男，河南新鄭人，教授，博士生導(dǎo)師，研究方向：自然資源管理，生態(tài)補償。

【統(tǒng)計調(diào)查與分析】