水源區(qū)農(nóng)戶受償意愿及影響因素研究*
——基于甌江流域中上游732個農(nóng)戶調(diào)查

李國志

（麗水學院商學院，浙江麗水323000）

水源區(qū)農(nóng)戶受償意愿及影響因素研究*
——基于甌江流域中上游732個農(nóng)戶調(diào)查

李國志

（麗水學院商學院，浙江麗水323000）

隨經(jīng)濟快速發(fā)展，環(huán)境問題日益突出，水資源短缺和水質(zhì)惡化問題成為制約人類生產(chǎn)生活的重要因素，水源保護刻不容緩。水源保護具有顯著正外部性，但水源區(qū)農(nóng)戶利益由此受損，需給予一定補償?；诋T江流域中上游732個農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，利用Cox比例風險模型，實證研究水源區(qū)農(nóng)戶受償意愿及影響因素。結(jié)果表明，97.68%農(nóng)戶愿意接受生態(tài)補償，參與水源保護積極性較高。家庭成員身份、農(nóng)戶水源保護認知、農(nóng)戶政策滿意度等因素對受償意愿影響為負；水源保護成本、污染查處力度等因素影響為正；水源保護宣傳力度影響不顯著。政府應通過各種途徑提高農(nóng)戶水源保護認知水平，同時增強自身公信力，積極探索政府間橫向生態(tài)補償機制。

水源區(qū)農(nóng)戶；受償意愿；影響因素；Cox比例風險模型

一、引言

隨社會經(jīng)濟快速發(fā)展，水資源短缺及水源區(qū)水質(zhì)惡化問題成為制約人類健康與社會經(jīng)濟發(fā)展的瓶頸之一，水源區(qū)生態(tài)環(huán)境建設(shè)和水源保護刻不容緩。近年，政府出臺政策法規(guī)保護水源區(qū)生態(tài)環(huán)境，取得良好效果，但水源區(qū)農(nóng)戶失去一些發(fā)展機會，犧牲部分經(jīng)濟利益，理應獲得一定補償。為提高補償效果、科學制定補償標準、提高農(nóng)戶參與生態(tài)環(huán)境建設(shè)積極性，必須了解水源區(qū)農(nóng)戶受償意愿。

市場經(jīng)濟條件下，生態(tài)補償機制是全球生態(tài)保護領(lǐng)域最有效管理方式。目前，國內(nèi)外文獻研究居民參與生態(tài)建設(shè)受償意愿，主要包括農(nóng)田、森林、流域等領(lǐng)域。如Kosoy等（2007）、Moreno-Sanchez等（2012）、Beharry（2013）、周晨等（2015）分析流域周邊農(nóng)戶受償意愿；Kelley等（2013）、李海燕等（2016）、余亮亮等（2015）分析農(nóng)戶農(nóng)田生態(tài)建設(shè)受償意愿；Lindhjema等（2012）、李榮耀等（2013）、黃麗君等（2011）分析農(nóng)戶林地管理受償意愿；馮琳等（2013）和朱紅根等（2015）分別研究農(nóng)戶退耕還林和退耕還濕受償意愿。此外，相關(guān)研究還涉及秸稈還田（尹昌斌等，2016）、減畜政策（韋惠蘭等，2017）、耕地損失（文高輝等，2016）、礦區(qū)生態(tài)（李國平等，2011）、節(jié)水農(nóng)業(yè)（劉軍弟等，2012）等。本文基于甌江流域中上游農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)，利用Cox比例風險模型實證研究水源區(qū)農(nóng)戶受償意愿，以期為政府制定政策提供理論依據(jù)。

二、水源保護生態(tài)補償必要性：消費者剩余視角

水源保護對水源區(qū)農(nóng)戶生產(chǎn)和收入水平產(chǎn)生直接影響，本文借鑒Hicks等價變化（EV）和補償變化（CV）方法研究消費者剩余與水源保護間關(guān)系。假設(shè)農(nóng)戶涉水生產(chǎn)主要分為兩種方式，即污染型和環(huán)保型生產(chǎn)。污染型生產(chǎn)可增加農(nóng)戶收益，但存在污染水源與安全隱患；環(huán)保型生產(chǎn)可改善水源區(qū)生態(tài)環(huán)境，但影響農(nóng)戶收入。

圖1中，橫軸Y1表示農(nóng)戶用于污染型生產(chǎn)的要素投入量，縱軸Y2表示用于環(huán)保型生產(chǎn)的要素投入量；P0和P1為農(nóng)戶生產(chǎn)可能性曲線；U0和U1為農(nóng)戶效用曲線；h0(P0,U0)和h1(P1,U1)為Hicks補償需求曲線；Y1(P,M)為預算曲線。假定農(nóng)戶初始福利水平為U0曲線上B點，由于政府要求農(nóng)戶保護水源，降低污染型生產(chǎn)要素投入，農(nóng)戶經(jīng)營收入下降，農(nóng)戶福利降至U1上D點。由于農(nóng)戶污染型生產(chǎn)要素投入量從ON降至OM，水源區(qū)生態(tài)環(huán)境得到改善，其他社會成員福利水平將提高。若使農(nóng)戶福利水平達到B點，必須給予農(nóng)戶一定貨幣補償（EV）。因此，EV可度量農(nóng)戶響應政府號召保護水源且保持自身效用不變時所需最低補償標準，即農(nóng)戶受償意愿（WTA）。

EV是U1到U0的貨幣等效變化量，根據(jù)Hicks補償需求曲線原理，h0(P0,U0)曲線與縱軸圍成圖形面積SP1A′B′P0可表示福利變化EV，即農(nóng)戶受償意愿（WTA）。農(nóng)戶由于保護水源減少的收入可由預算曲線Y1(P,M)與縱軸圍成圖形面積SP1D′B′P0表示。同理，可推導出其他社會成員對水源區(qū)生態(tài)環(huán)境改善的支付意愿。假定其他社會成員最初福利水平為U1上D點，農(nóng)戶減少污染性生產(chǎn)后，水源區(qū)生態(tài)環(huán)境得到改善，福利水平提高至U0上B點。因此，可用CV度量其他社會成員為提高福利水平愿意支付最高價格，即其他社會成員保護水源支付意愿（WTP），可用h1(P1,U1)曲線與縱軸圍成面積SP1D′C′P0表示。

圖1 生態(tài)補償?shù)难a償變化、等價變化與Hicks需求曲線

由圖1可知，SP1D′C′P0＜SP1D′B′P0＜SP1A′B′P0，即其他社會成員支付意愿無法彌補農(nóng)戶保護水源減少的收入，無法滿足農(nóng)戶受償意愿。政府需通過貨幣補償方式激勵農(nóng)戶，補償標準至少應達農(nóng)戶平均受償意愿。

三、研究區(qū)域及樣本特征

（一）研究區(qū)域概況

甌江位于浙江省南部，為浙江省第二大江，發(fā)源于龍泉市與慶元縣交界的百山祖（屬武夷山系洞宮山脈）西北麓鍋帽尖，貫穿浙南山區(qū)，流經(jīng)麗水、溫州等市，干流全長388公里，流域面積18 028平方公里，從溫州市流入東海。甌江干流分為三段：自源頭至麗水市大港頭稱龍泉溪，屬上游河段；大港頭至青田縣石溪稱大溪，屬中游河段；石溪以下始稱甌江。本文以甌江中上游（即麗水境內(nèi)）區(qū)域為研究區(qū)域，主要包括慶元縣、龍泉市、云和縣、蓮都區(qū)、青田縣5縣（市、區(qū)）。近年，麗水市出臺《甌江流域麗水段主要水系水污染防治實施方案》《麗水市清潔水源行動實施方案》《麗水市甌江流域水污染防治規(guī)劃》和《麗水市飲用水源保護行動計劃》等系列帶有生態(tài)補償性質(zhì)的政策文件，采取財政補助、財政獎勵、財政貼息、以獎代補等形式補償水源區(qū)和庫區(qū)鄉(xiāng)鎮(zhèn)。同時落實《浙江省跨行政區(qū)域河流交接斷面水質(zhì)保護管理考核辦法》，建立嚴格流域環(huán)境責任制度。近年全市跨行政區(qū)域河流交接斷面水質(zhì)達標率均為100%，地表水環(huán)境功能區(qū)水質(zhì)達標率均在95%以上，全市縣以上集中式飲用水源地水質(zhì)達標率均為100%。

（二）調(diào)研方法

本文利用條件價值法（Contingent Valuation Method，CVM）詢問水源區(qū)農(nóng)戶受償意愿。實際調(diào)研時，利用多界二分選擇法獲取具體受償意愿數(shù)值。即確定一個初始補償水平，詢問農(nóng)戶是否愿意接受。農(nóng)戶不愿意接受，則調(diào)高補償金額繼續(xù)詢問，愿意接受則結(jié)束詢問；若農(nóng)戶仍不接受，則進一步調(diào)高補償金額繼續(xù)詢問，以此類推。反之，農(nóng)戶愿意接受初始補償水平，則調(diào)低補償金額繼續(xù)詢問，不愿意接受則結(jié)束詢問；若農(nóng)戶仍接受，則進一步調(diào)低補償金額繼續(xù)詢問，不愿意接受則結(jié)束詢問，以此類推。如此追蹤詢問多次，可得出農(nóng)戶較真實受償意愿值（區(qū)間）。受償意愿為零時，需向農(nóng)戶了解具體原因。具體步驟見圖2。

圖2 受償意愿詢問步驟

可見，通過多界二分選擇法獲取農(nóng)戶受償意愿，僅能觀察農(nóng)戶是否愿意接受補償決策，所得數(shù)據(jù)為一個半開半閉區(qū)間數(shù)據(jù)，如（WTA1,WTAu1]、（WTAu1,WTAu2]、（WTAd1,WTA1]、（WTAd2,WTAd1]等，無法直接得出農(nóng)戶受償意愿確定值。

（三）數(shù)據(jù)來源及樣本特征

由于CVM并未開展實際市場觀察，僅從受訪者回答中得出受償意愿，可能存在一定偏差。因此，需通過精心設(shè)計問卷、選取較大數(shù)量樣本、隨機調(diào)查等降低偏差影響。為減少偏差，2016年10月1日正式調(diào)查前，預調(diào)查麗水市蓮都區(qū)60個農(nóng)戶，通過充分模擬真實市場，修正問卷不恰當提問方式，得到初始投標值預計范圍。

調(diào)查問卷內(nèi)容包括兩部分：一是受訪農(nóng)戶個人及其家庭社會經(jīng)濟特征、農(nóng)戶對水源保護認知、政府政策及農(nóng)戶滿意度等。二是水源區(qū)農(nóng)戶受償意愿，僅一個問題：假如政府將您家居住地納入水源保護范圍，您認為每年應補貼多少元較合理？具體調(diào)查時，由經(jīng)過培訓的麗水學院部分大二、大三學生到樣本村隨機入戶面對面調(diào)查，歷時近一個月。入戶調(diào)查地區(qū)包括62個行政村，涉及小溪、松陰溪、好溪等25條支流，共回收問卷788份，剔除無效問卷，有效樣本數(shù)732份，問卷有效回收率為92.89%。樣本基本特征見表1。

表1 受訪者基本特征

在調(diào)查有效樣本中，男性389人，占總樣本53.1%，略多于女性；受訪者中年齡最小21歲，最大72歲，主要集中于31～60歲，占總樣本58.6%；初中文化程度最多，占36.1%，其次分別為高中（含中專）和小學及以下，大專及以上文化程度者僅占9.4%；17.6%農(nóng)戶家庭成員中有干部或黨員；42.1%農(nóng)戶家庭中農(nóng)業(yè)勞動力人數(shù)為3～4人，34.0%農(nóng)戶為5人及以上；家庭人均純收入集中于10 001～15 000元和15 001～20 000元，各占總樣本的34.7%和27.5%，5 000元以下和20 000元以上各占總樣本6.3%和9.5%。

四、模型構(gòu)建及變量選擇

（一）模型構(gòu)建

由于農(nóng)戶受償意愿可能在問卷設(shè)計最高值以上，屬于刪失數(shù)據(jù)，而Cox比例風險模型具有獨特優(yōu)勢。因此，本文利用Cox比例風險模型分析水源區(qū)農(nóng)戶受償意愿及影響因素。其一般形式為：

式（1）中，h0(b)表示所有影響因素均為0時基線風險函數(shù)；Xi表示第i個影響因素，βi為相應回歸系數(shù)，表示Xi每變化一單位引起相對風險度變化倍數(shù)的自然對數(shù)值；h(b,X)表示在b補償水平上暴露于影響因素向量X1,X2,…,Xm下的風險函數(shù)，即農(nóng)戶受償意愿水平為B的概率是不愿接受b補償水平，而愿意接受(b,b+Δb]補償區(qū)間的條件概率極限。h(b,X)的一般形式可表示為：

假設(shè)農(nóng)戶不愿接受b補償水平，但愿意接受(b,b+1]補償區(qū)間的風險概率為hb，由生存函數(shù)與風險函數(shù)關(guān)系可知：

假設(shè)農(nóng)戶受償意愿在(b,b+1]區(qū)間外的概率為1-hb，則第i個農(nóng)戶在第j個區(qū)間內(nèi)相對風險度似然函數(shù)為：

以fi表示農(nóng)戶受償意愿所在區(qū)間特點，若該區(qū)間完整，如(30,40]，則記fi=1；若不完整，如(100,+∞)，則記fi=0，表示刪截樣本。總樣本相對風險度似然函數(shù)可表示為：

利用迭代法估計式（6），可得各影響因素回歸系數(shù)β。

（二）變量選擇

受償意愿是農(nóng)戶在家庭收入、要素投入、個人認知等眾多約束條件下對效用（福利）水平變化的反映。作為理性人，農(nóng)戶行為目標是效用最大化，因此預期成本收益是其行為決策重要依據(jù)。根據(jù)現(xiàn)有文獻研究結(jié)論及調(diào)研過程中農(nóng)戶反饋，農(nóng)戶個人及家庭特征、農(nóng)戶對水源保護認知、政府政策及農(nóng)戶滿意度等因素會從不同方向影響農(nóng)戶預期成本收益，進而影響農(nóng)戶受償意愿。據(jù)此，本文設(shè)定模型因變量是水源區(qū)農(nóng)戶受償意愿值。自變量主要包括三類：一是受訪者個人及家庭特征因素，包括性別（X1）、年齡（X2）、文化程度（X3）、家庭成員身份（X4）、家庭人均純收入（X5）、家庭農(nóng)業(yè)勞動力人數(shù)（X6）、家庭水域面積（X7）；二是農(nóng)戶認知因素，包括水源污染危害性認知（X8）、水源保護重要性認知（X9）、水源保護增加成本認知（X10）、水源保護成本承擔認知（X11）；三是政策及農(nóng)戶滿意度因素，包括水源保護宣傳力度（X12）、水源污染查處力度（X13）、農(nóng)戶對政策滿意度（X14）、農(nóng)戶對當?shù)厣鷳B(tài)環(huán)境滿意度（X15）。各變量含義及描述性統(tǒng)計結(jié)果見表2。

表2 自變量含義及描述性統(tǒng)計

五、結(jié)果與分析

（一）農(nóng)戶認知及受償意愿調(diào)查結(jié)果

農(nóng)戶認知方面，調(diào)查結(jié)果見表3。關(guān)于水源污染導致的問題，259個農(nóng)戶選擇“危害居民身體健康”，176個農(nóng)戶選擇“影響居住環(huán)境”；341個農(nóng)戶認為水源污染危害性嚴重；353個農(nóng)戶認為水源保護重要；377個農(nóng)戶表示水源保護增加成本較高，僅76個農(nóng)戶認為較低；多數(shù)農(nóng)戶（478個）認為水源保護增加成本應由政府和農(nóng)戶共同承擔，188個農(nóng)戶認為應由政府承擔；274個農(nóng)戶認為政府對水源保護宣傳力度不夠；231個農(nóng)戶認為政府對水源污染查處力度較小。

表3 農(nóng)戶對水源保護認知情況

采用雙向式詢價法調(diào)查農(nóng)戶受償意愿。根據(jù)專家意見及預調(diào)研結(jié)果，將起始補償標準設(shè)置為1 000元/年，若農(nóng)戶愿意接受補償，按200元/年依次降低補償標準，至農(nóng)戶不愿意為止；反之，若農(nóng)戶不接受初始標準1 000元/年，則按200元/年依次提高補償標準，至農(nóng)戶愿意為止。最高值設(shè)為2 000元/年，若農(nóng)戶在2 000元/年時仍不接受，則結(jié)束詢問。農(nóng)戶受償意愿水平總體分布見表4。

表4 農(nóng)戶受償意愿分布情況

由表4可知，農(nóng)戶受償意愿集中于800～1 600元/年，占總樣本約51.51%，農(nóng)戶受償意愿呈明顯正態(tài)分布特征。調(diào)查中，17個農(nóng)戶明確表示受償意愿為0，主要原因是其對政府缺乏信任，認為地方政府不作為和村委會存在腐敗現(xiàn)象，很難拿到足額補償金。

（二）模型回歸結(jié)果及分析

利用Stata12軟件，估計構(gòu)建Cox比例風險模型，結(jié)果見表5。模型似然比統(tǒng)計量為173.62，同時在1%顯著性水平通過檢驗，說明模型整體擬合程度較好。

表5 模型回歸結(jié)果

1.受訪者個人及家庭特征因素

性別（X1）和家庭農(nóng)業(yè)勞動力人數(shù)（X6）系數(shù)未通過檢驗，說明兩個因素對農(nóng)戶受償意愿無顯著影響。年齡（X2）對受償意愿影響為正，可能因為農(nóng)民年齡越大，越愿意選擇水域養(yǎng)殖等傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式，受水源保護沖擊較大，因此受償意愿更高。文化程度（X3）對受償意愿影響為負，可能因為文化程度高的農(nóng)民就業(yè)選擇和生計模式更多樣化，環(huán)境保護意識更強，受償意愿相對更低。家庭成員身份（X4）對受償意愿影響為負，原因是家庭成員中干部及黨員總體政治覺悟較高，其言行受社會廣泛關(guān)注，加之水源保護政治屬性，受償意愿更低。家庭人均純收入（X5）對受償意愿影響為負，可解釋為農(nóng)戶收入水平越高，對生態(tài)補償額度期待越低，收入水平低的農(nóng)戶更希望通過政策補償改善生活。家庭水域面積（X7）對受償意愿影響為正，可能原因是水域面積越大，農(nóng)戶從事漁業(yè)經(jīng)營收入越高，水源保護導致?lián)p失越大，受償意愿更高。

2.農(nóng)戶認知因素

水源污染危害性認知（X8）對受償意愿影響為負，主要因為水源污染對農(nóng)民健康、居住環(huán)境等造成損害，農(nóng)戶認為危害較嚴重，則會降低受償意愿。水源保護重要性認知（X9）對受償意愿影響為負，說明農(nóng)戶意識到水源保護對自身健康及生態(tài)環(huán)境重要性，受償意愿會下降。水源保護增加成本認知（X10）對受償意愿影響為正，由于水源保護限制農(nóng)戶農(nóng)業(yè)（漁業(yè)）生產(chǎn)，增加農(nóng)戶機會成本，農(nóng)戶認為增加成本較高，受償意愿會提高。水源保護成本承擔認知（X11）對受償意愿影響為負，農(nóng)戶認為水源保護成本應由自身承擔時，受償意愿下降；反之，農(nóng)戶認為應由政府承擔時，會希望政府提高補償標準以降低自身負擔。

3.政策及農(nóng)戶滿意度因素

水源保護宣傳力度（X12）對受償意愿影響為負但不顯著，原因包括兩方面，一是政府宣傳力度不夠，或流于形式，農(nóng)戶知情率不高；二是農(nóng)戶對政府宣傳缺乏科學認知，以及對政府及當?shù)卮甯刹咳狈π湃?。水源污染查處力度（X13）對受償意愿影響為正，可能由于政府查處力度較大，農(nóng)戶會產(chǎn)生反感，受償意愿提高。農(nóng)戶對政策滿意度（X14）對受償意愿影響為負，可能原因是農(nóng)戶對政府政策較滿意，對政府信任度及政策擁護度會提高，因此受償意愿下降。農(nóng)戶對當?shù)厣鷳B(tài)環(huán)境滿意度（X15）對受償意愿影響為負，可能由于收入水平和生活質(zhì)量提升，農(nóng)戶對生態(tài)環(huán)境日益關(guān)注。農(nóng)戶若對當?shù)厣鷳B(tài)環(huán)境滿意，會產(chǎn)生一種自豪感，并自覺維護生態(tài)環(huán)境，受償意愿下降。

六、政策啟示

水源保護事關(guān)居民生存與發(fā)展，需水源區(qū)農(nóng)戶廣泛參與。調(diào)查結(jié)果顯示，水源區(qū)農(nóng)戶參與水源保護積極性很高，并付出一定成本，因此需給予合理補償標準，激勵農(nóng)戶自覺保護水源。農(nóng)戶受償意愿影響因素較多，從政策制定角度看，以下方面值得關(guān)注。

其一，加大宣傳力度，提升農(nóng)戶生態(tài)認知。研究發(fā)現(xiàn)，若農(nóng)戶對水源污染危害性、水源保護重要性等問題有正確認知，受償意愿會顯著下降。部分農(nóng)戶認為水源保護是政府責任，保護水源增加成本應由政府承擔。因此，應通過多種途徑加大對水源保護和生態(tài)環(huán)境重要性宣傳，如利用網(wǎng)絡(luò)、報紙、電視、雜志等新聞媒體影響力，開設(shè)水源保護和生態(tài)環(huán)境教育專題（專欄），幫助農(nóng)戶建立良好生態(tài)環(huán)境意識。

其二，拓寬籌資渠道，提高補償標準。調(diào)查發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶受償意愿集中于800～1 600元/年，遠高于現(xiàn)行生態(tài)補償標準，需進一步提高補償標準，提升水源區(qū)農(nóng)戶水源保護積極性。目前，生態(tài)補償資金主要來源于地方政府財政支出，導致財政壓力較大且補償標準偏低，應拓寬資金來源渠道，積極探索市場化補償機制，鼓勵公民、法人和其他組織通過捐贈、資助和志愿服務等形式參與水源保護。同時，積極探索政府間橫向生態(tài)補償機制。麗水市政府為保護甌江中上游水源，投入大量財政資金治理水污染，跨行政區(qū)域河流交接斷面水質(zhì)達標率均為100%，保障中下游區(qū)域用水質(zhì)量。根據(jù)“誰受益、誰付費”市場原則，中下游區(qū)域理應支付一定生態(tài)補償。

其三，強化監(jiān)督機制，增強政府公信力。調(diào)查中很多農(nóng)戶表示擔憂政府政策執(zhí)行力度，17個受訪農(nóng)戶拒絕接受生態(tài)補償，原因是對政府缺乏信任。應建立有效水源區(qū)生態(tài)補償資金運作監(jiān)督機制，保證生態(tài)補償資金安全、高效率使用，防止生態(tài)補償資金出現(xiàn)因“尋租”、腐敗或改變用途等原因?qū)е沦Y金運作低效率或無效率。建立包括環(huán)保、財稅、審計等部門在內(nèi)的生態(tài)補償資金監(jiān)督委員會，建立公眾監(jiān)督制度，吸收利益相關(guān)方參與，使資金監(jiān)督社會化、民主化。

其四，充分發(fā)揮特殊群體示范作用。研究發(fā)現(xiàn)，家庭成員中有干部和黨員，受償意愿會顯著下降。農(nóng)村干部和黨員本身思想素質(zhì)高，在群眾中享有較高威信，因此應利用農(nóng)村干部和黨員的影響力，發(fā)揮其示范作用。

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Study on Farmers WTA and Influencing Factors in Water Source Area——Based on Survey of 732 Households in Upper and Middle Watershed of Oujiang River

LI Guozhi
（Business School,Lishui University,Lishui 323000,Zhejiang,China）

With the rapid economic development,environmental problems had become increasingly prominent,and water shortage and deterioration of water quality had seriously hampered human production and life,and water source conservation was imperative.Water source conservation had significant positive externalities,but the interests of farmers in the water source area were damaged and should be compensated. Based on the survey data of 732 households in the upper and middle watershed of the Oujiang River,Cox proportional hazard model was used to study the compensation willingness and influencing factors of the farmers in the water source area.The results showed that 97.68%of the farmers were willing to accept ecological compensation,participated in protection of water source with more enthusiasm.Family members' status,farmers'water conservation awareness and farmers'policy satisfaction had negative effects on WTA, water source conservation costs and water source pollution penalties had positive effects on WTA,and water source conservation publicity had no significant effect.The government should promote the farmers' awareness of water source conservation through various channels,enhance their own credibility,and actively explore the intergovernmental horizontal ecological compensation mechanism.

farmers in water source area;willingness to accept;influencing factors;Cox proportional hazard model

F301

A

1674-9189（2017）04-0071-10

*項目來源：國家社會科學基金重點項目（15AJY004）。

李國志（1979-），男，博士，教授，研究方向:生態(tài)經(jīng)濟與區(qū)域經(jīng)濟。