環(huán)境教育對農(nóng)戶濕地生態(tài)補(bǔ)償接受意愿的影響效應(yīng)分析
——來自鄱陽湖區(qū)的證據(jù)

朱紅根 黃賢金

(1.南京大學(xué) 政府管理學(xué)院，江蘇 南京 210023； 2.南京財(cái)經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，江蘇 南京 210023；3. 南京大學(xué) 地理與海洋科學(xué)學(xué)院，江蘇 南京 210023)

一、引言及文獻(xiàn)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(jì)社會發(fā)展和人類活動的加強(qiáng)，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(hù)和恢復(fù)鄱陽湖濕地開展了許多保護(hù)工作，其中環(huán)境教育是重要措施之一。因此，科學(xué)評價環(huán)境教育在濕地保護(hù)中的實(shí)施效果至關(guān)重要，對于如何進(jìn)一步優(yōu)化環(huán)境教育，發(fā)揮濕地保護(hù)的最大效果具有重要現(xiàn)實(shí)意義。

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

關(guān)于環(huán)境教育對環(huán)境保護(hù)態(tài)度的影響，大部分學(xué)者認(rèn)為環(huán)境教育的目的在于提高人們的環(huán)境意識和認(rèn)知水平，從而間接影響人們的環(huán)境行為(Campbell et al.,1992)。Vol(1993)認(rèn)為環(huán)境信息內(nèi)容決定了影響農(nóng)戶環(huán)境態(tài)度的路徑。Lichtenberg et al.(1999)發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶對來自新聞媒體上的信息越重視，環(huán)保意識越強(qiáng)。Scholderer et al.(2003)分析了不同信息來源對消費(fèi)者轉(zhuǎn)基因產(chǎn)品態(tài)度的影響。鄭志浩(2015)的研究結(jié)果顯示，環(huán)境改善會顯著降低大部分消費(fèi)者的支付意愿。與上述結(jié)論相反的是，Scholderer et al.(2003)發(fā)現(xiàn)信息來源在改變?nèi)藗儗ι锛夹g(shù)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(fèi)者對轉(zhuǎn)基因食品的支付數(shù)額。Napier et al.(1986)的研究認(rèn)為，制度和非制度信息與環(huán)境意識之間呈弱的正相關(guān)。Ribaudo(1998)的研究表明，美國環(huán)境教育在提高農(nóng)戶對新技術(shù)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(hù)教育項(xiàng)目對人們的意識、認(rèn)知態(tài)度有顯著正影響。

關(guān)于環(huán)境信息對環(huán)境保護(hù)行為的影響，許多學(xué)者進(jìn)行了大量探討(Rahm et al.,1984;Norris et al.,1987;Gould et al.,1989;Fernandez-Cornejo,1996)， 但關(guān)于環(huán)境信息影響效應(yīng)的結(jié)論并未達(dá)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(chǎn)品信息標(biāo)簽在促進(jìn)保護(hù)和安全措施采用方面效果并不明顯。Curry(1997)發(fā)現(xiàn)，英國農(nóng)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(shí)際環(huán)境行為。Petzrelka et al.(1996)研究結(jié)果表明，接受各種信息來源的農(nóng)戶和沒有接受的農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)化學(xué)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(nóng)業(yè)化學(xué)物品信息對農(nóng)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(yīng)，對本文研究有很好的啟示意義。本文的創(chuàng)新點(diǎn)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(nóng)戶環(huán)境行為的影響，而關(guān)于環(huán)境教育對農(nóng)戶濕地保護(hù)行為，特別是濕地生態(tài)補(bǔ)償接受意愿影響的研究非常缺乏，因此本論文聚焦于農(nóng)戶濕地生態(tài)補(bǔ)償接受意愿的研究，是為了更好地反映和預(yù)測農(nóng)戶濕地生態(tài)補(bǔ)償接受行為，進(jìn)而為相關(guān)政府部門制定濕地管理規(guī)定和保護(hù)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(dá)國家為例，而本研究以我國濕地保護(hù)為案例，擴(kuò)大了環(huán)境信息對環(huán)境保護(hù)行為影響的研究對象范圍；第三，研究方法上，本研究首先構(gòu)建了理論框架，探討了環(huán)境教育對農(nóng)戶濕地生態(tài)補(bǔ)償接受意愿的影響機(jī)理，然后通過構(gòu)建計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，同時在模型分析過程中，考慮了模型內(nèi)生性問題。

二、理論分析框架

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

(1)

農(nóng)戶愿意接受最低補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)(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(nóng)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(shè)計(jì)

(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(nóng)戶采用分層抽樣和隨機(jī)抽樣相結(jié)合的方式進(jìn)行調(diào)查，調(diào)查范圍涉及鄱陽湖區(qū)的11個縣，共1200戶農(nóng)戶，最后回收有效問卷1009份，問卷有效率為84.1%。調(diào)查問卷的主體內(nèi)容包括五部分：第一部分包括農(nóng)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(chǎn)收益與成本；第三部分主要詢問農(nóng)戶濕地保護(hù)態(tài)度，以及了解視頻播放前后農(nóng)戶濕地生態(tài)補(bǔ)償接受意愿水平及其變化情況；第四部分包括農(nóng)戶退耕還濕生計(jì)替代的選擇、退耕還濕后就業(yè)變化和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)變化；第五部分包括農(nóng)戶對村干部在退耕還濕政策實(shí)施過程的行為認(rèn)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(nóng)戶占11.8%，60歲及以上的農(nóng)戶占12.9%；男性農(nóng)戶占75.2%；已婚農(nóng)戶達(dá)到了92.3%；小學(xué)和初中文化農(nóng)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(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)的農(nóng)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(yàn)比較農(nóng)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(nóng)戶WTA的影響效應(yīng)；接下來構(gòu)建計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型進(jìn)一步考察影響農(nóng)戶濕地生態(tài)補(bǔ)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(jì)結(jié)果見表2。

表2 變量說明及描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

四、結(jié)果及分析

(一)環(huán)境教育對農(nóng)戶WTA影響的非條件檢驗(yàn)

本部分主要比較農(nóng)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(shè)為：觀看環(huán)境教育視頻前后農(nóng)戶WTA水平相同，即不存在顯著差異性。T檢驗(yàn)可以直接比較農(nóng)戶WTA水平前后是否存在顯著差異。非條件檢驗(yàn)的結(jié)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(yàn)，表明環(huán)境教育對農(nóng)戶WTA水平有顯著影響，即觀看環(huán)境教育視頻前農(nóng)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(nóng)戶WTA均值差異都通過了顯著性檢驗(yàn)，表明環(huán)境教育對各縣(市)農(nóng)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(nóng)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(nóng)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(yàn)結(jié)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(nóng)戶WTA影響的經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型分析

雖然T值檢驗(yàn)為分析環(huán)境教育對農(nóng)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(nóng)戶WTA的影響。因此，本部分試圖通過構(gòu)建實(shí)證模型，考慮農(nóng)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(nóng)戶WTA的影響效應(yīng)。

我們首先比較農(nóng)戶觀看環(huán)境教育視頻前后的WTA的差異，然后分析農(nóng)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(nóng)戶觀看環(huán)境教育視頻后，其對濕地生態(tài)補(bǔ)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(nóng)戶的WTA水平都下降了，占樣本總數(shù)的69.9%；有299個農(nóng)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(nóng)戶樣本的WTA水平反而增加了，點(diǎn)樣本總數(shù)的0.8%。由此可知，環(huán)境教育能有效降低農(nóng)戶濕地生態(tài)補(bǔ)償?shù)腤TA水平，在一定程度上說明環(huán)境教育對農(nóng)戶濕地保護(hù)行為有顯著影響，能提高農(nóng)戶參與濕地保護(hù)的積極性。

表4 農(nóng)戶濕地生態(tài)補(bǔ)償?shù)腤TA變化情況

接下來我們進(jìn)一步通過構(gòu)建計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型來分析農(nóng)戶觀看環(huán)境教育視頻后，影響農(nóng)戶WTA變化的主要因素。把因變量(農(nóng)戶WTA變化)分為二類，觀看環(huán)境教育視頻后，如果農(nóng)戶的WTA比觀看視頻前減少，取值為1；如果農(nóng)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(nóng)戶年齡、性別、婚姻狀況、文化程度、家庭總?cè)藬?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(nóng)戶對濕地功能的認(rèn)知程度、濕地保護(hù)態(tài)度以及觀看視頻前農(nóng)戶濕地生態(tài)補(bǔ)償接受意愿水平納入回歸模型中進(jìn)行分析。

二元Probit模型的估計(jì)結(jié)果及邊際效應(yīng)見表5。為了檢驗(yàn)?zāi)Ｐ徒Y(jié)果的穩(wěn)健性，我們同時列出了Probit模型和Logit模型結(jié)果。由于農(nóng)戶對濕地功能認(rèn)知程度存在潛在的內(nèi)生性問題，我們在模型中對此變量進(jìn)行了外生性檢驗(yàn)，IV-Probit 模型實(shí)證結(jié)果表明農(nóng)戶對濕地功能認(rèn)知程度存在內(nèi)生性，因此，我們用“家族中是否有村干部、退伍軍人、公務(wù)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(jìn)行回歸，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，與Probit模型和Logit模型結(jié)果相比，濕地功能認(rèn)知在IV-Probit模型中顯著性增強(qiáng)了。因此，接下來我們主要以IV-Probit模型結(jié)果進(jìn)行分析。

表5 模型的估計(jì)結(jié)果及邊際效應(yīng)

注：括號內(nèi)的數(shù)值為穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)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(yàn)。

濕地功能認(rèn)知程度是影響農(nóng)戶WTA減少的關(guān)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(yàn)，表明濕地功能認(rèn)知程度高的農(nóng)戶比認(rèn)知程度低的農(nóng)戶受環(huán)境教育的影響更大，這一結(jié)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(rèn)知程度高的農(nóng)戶，其WTA減少的可能性更大。并且認(rèn)知程度每提高一個單位，其WTA減少的概率要提高40.4%。可能原因在于，濕地功能認(rèn)知程度越高的農(nóng)戶，愿意分配給新的環(huán)境信息的權(quán)重越大，導(dǎo)致其觀看環(huán)境教育視頻后，WTA減少的概率比濕地功能認(rèn)知程度低的農(nóng)戶更大。

濕地保護(hù)態(tài)度對農(nóng)戶WTA減少有重要影響，此變量系數(shù)在模型中為負(fù)數(shù)并且通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)，表明觀看了環(huán)境教育視頻后，濕地保護(hù)態(tài)度越強(qiáng)的農(nóng)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(hù)態(tài)度每提高一個單位，農(nóng)戶WTA減少的可能性下降10.9%?？赡茉蛟谟冢瑵竦乇Ｗo(hù)態(tài)度強(qiáng)的農(nóng)戶，在潛意識中已形成了固定的濕地環(huán)境信息，導(dǎo)致分配給新的環(huán)境信息的權(quán)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(hù)態(tài)度弱的農(nóng)戶。這一結(jié)論給我們的政策啟示為：政府在進(jìn)行環(huán)境教育宣傳時，要進(jìn)一步細(xì)分宣傳對象，重點(diǎn)把濕地保護(hù)態(tài)度弱的農(nóng)戶和地區(qū)作為宣傳的目標(biāo)群體，這樣才能更好地發(fā)揮環(huán)境教育的作用。

WTApre對農(nóng)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(yàn)，表明先前濕地生態(tài)補(bǔ)償接受水平越高的農(nóng)戶，在觀看了環(huán)境教育視頻后，其濕地生態(tài)補(bǔ)償接受意愿水平減少的可能性越大，這可能是因?yàn)橄惹皾竦厣鷳B(tài)接受水平越高，農(nóng)戶降低WTA的空間和余地越大，這一結(jié)論與Lusk et al.(2004)的研究結(jié)論基本一致。

婚姻狀況對農(nóng)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(yàn)，表明已婚農(nóng)戶觀看環(huán)境教育視頻后，其WTA降低的可能性比未婚農(nóng)戶更大，并且已婚農(nóng)戶觀看視頻后其WTA降低的可能性要比未婚農(nóng)戶高13.9%。

文化程度是影響農(nóng)戶WTA變化的關(guān)鍵因素。文化程度系數(shù)在模型中為負(fù)數(shù)并且通過了5%水平的顯著性檢驗(yàn)，表明文化程度越高的農(nóng)戶，其WTA變化受環(huán)境教育的影響不如文化程度低的農(nóng)戶那樣強(qiáng)烈?？赡茉蛟谟冢幕潭雀叩霓r(nóng)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(nóng)戶強(qiáng)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(nóng)戶。這一結(jié)論給我們的啟示是，在進(jìn)行環(huán)境教育宣傳時，重點(diǎn)加強(qiáng)對文化程度低的農(nóng)戶和教育水平落后地區(qū)進(jìn)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?cè)藬?shù)是影響農(nóng)戶WTA減少的主要因素。家庭總?cè)藬?shù)系數(shù)在模型中為負(fù)數(shù)并且通過了5%水平的顯著性檢驗(yàn)，表明家庭總?cè)藬?shù)越多的農(nóng)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(nóng)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(jié)果的可能解釋是，家庭總?cè)藬?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(quán)重相對要小，導(dǎo)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(nóng)戶那樣大。

耕地面積對農(nóng)戶WTA減少有顯著影響。耕地面積系數(shù)在模型中為負(fù)數(shù)并且通過了5%水平的顯著性檢驗(yàn)，表明耕地面積越大的農(nóng)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(nóng)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(nóng)戶，其對農(nóng)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(jié)論告訴我們，政府在進(jìn)行環(huán)境教育宣傳，引導(dǎo)農(nóng)戶參與濕地保護(hù)的過程中，要注意合理安排農(nóng)戶的生計(jì)替代選擇，減少農(nóng)戶因參加濕地保護(hù)而帶來收入減少的風(fēng)險(xiǎn)。

年齡雖然在IV-Probit模型中沒有通過顯著性檢驗(yàn)，但其系數(shù)為負(fù)，在Probit和Logit模型中的系數(shù)顯著為負(fù)，在一定程度上說明年齡越大的農(nóng)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(nóng)戶，外出就業(yè)能力相對較弱，從而對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的依賴性更強(qiáng)，所以更不愿意減少WTA水平。

五、簡要結(jié)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(nóng)戶現(xiàn)場觀看環(huán)境教育視頻的實(shí)驗(yàn)方法，實(shí)證分析環(huán)境教育對農(nóng)戶濕地生態(tài)補(bǔ)償接受意愿(WTA)的影響效應(yīng)。結(jié)果表明，環(huán)境教育能有效降低農(nóng)戶濕地生態(tài)補(bǔ)償接受意愿。通過控制農(nóng)戶個體特征、家庭特征等變量，并運(yùn)用IV-Probit解決內(nèi)生性變量問題之后，研究結(jié)果表明：

(1)農(nóng)戶對環(huán)境教育的反應(yīng)受其對濕地功能認(rèn)知程度的影響。濕地功能認(rèn)知程度越高的農(nóng)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(rèn)知程度低的農(nóng)戶更大。這一結(jié)論給我們的啟示是：濕地功能認(rèn)知程度高的農(nóng)戶更愿意關(guān)注新的環(huán)境信息。因此，政府在進(jìn)行環(huán)境教育宣傳時，應(yīng)重點(diǎn)針對濕地功能認(rèn)知程度高的農(nóng)戶群體進(jìn)行。

(2)濕地保護(hù)態(tài)度越強(qiáng)的農(nóng)戶，受環(huán)境保護(hù)信息的影響越小。觀看了環(huán)境保護(hù)視頻后，濕地保護(hù)態(tài)度越強(qiáng)的農(nóng)戶，其WTA減少的可能性下降。這主要是因?yàn)闈竦乇Ｗo(hù)態(tài)度強(qiáng)的農(nóng)戶已形成了固定的濕地環(huán)境認(rèn)識，從而接受新的環(huán)境保護(hù)信息相對較少。這一結(jié)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(hù)態(tài)度弱的農(nóng)戶群體或地區(qū)中進(jìn)行才能發(fā)揮更好的效果。

(3)不同個體特征和家庭特征農(nóng)戶對環(huán)境教育的反應(yīng)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?cè)藬?shù)越多、耕地面積越大的農(nóng)戶，其濕地生態(tài)補(bǔ)償接受意愿減少的可能性越小，而已婚農(nóng)戶的WTA降低的可能性比未婚農(nóng)戶大。這一結(jié)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(nóng)戶的濕地生態(tài)補(bǔ)償接受意愿的影響存在差異性。因此，政府在進(jìn)行環(huán)境教育宣傳的過程中，要針對農(nóng)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(nèi)容，從而更好地提高環(huán)境教育宣傳的效應(yīng)，以提高農(nóng)戶參與濕地保護(hù)的積極性。