基于雙欄模型亳清河區(qū)域休閑農(nóng)地存在價值評估

馮雨豪，王 瑾，畢如田，呂春娟，韓 煜，郭瑞寧

（山西農(nóng)業(yè)大學(xué)資源環(huán)境學(xué)院，山西 晉中 030801）

隨著中國城市化進(jìn)程的加快，中心城市得到不同程度的快速發(fā)展，然而農(nóng)村現(xiàn)存的“鄉(xiāng)村病”并沒有因此得到改善[1]。面對這一問題，“十九大”提出了鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，以推進(jìn)城鄉(xiāng)融合與鄉(xiāng)村轉(zhuǎn)型發(fā)展。亳清河區(qū)域“休閑農(nóng)業(yè)”產(chǎn)業(yè)與生態(tài)融合發(fā)展正符合這一要求。休閑農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)項目用地包含了農(nóng)用地及部分建設(shè)用地，該用地不僅存在著提高經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的價值，同時也具有改善城鄉(xiāng)生態(tài)環(huán)境、滿足人們農(nóng)耕的需求和吸引大批游客的非使用價值[2]。然而傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)學(xué)對農(nóng)地價值評估僅僅考慮了在經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出上的價值，卻忽略了其可以提供景觀空間、旅游休閑、生物多樣性等非使用價值。因此本文針對休閑農(nóng)地非使用價值中的存在價值（即人們對某一環(huán)境資源存在而愿意支付的數(shù)額[3]）進(jìn)行研究，以更精確地表達(dá)和體現(xiàn)農(nóng)地的總價值。目前測算非使用價值最廣泛的方法為條件價值評估法。

條件價值評估法（Contingent Value Method, CVM）最早由CIRIACY-WANTRUP[4]、DAVIS[5]提出并實踐，成為環(huán)境價值評估中應(yīng)用最廣泛的方法之一。CVM適用于缺乏實際市場和替代市場交換商品的價值評估，通常用于沒有固定價值的物品[6]，其核心是通過支付意愿（Willingness To Pay, WTP）來測算民眾對于

環(huán)境事務(wù)的貢獻(xiàn)意愿，如對休閑娛樂及美學(xué)價值評估[7]、生物多樣性價值評估[8]、生態(tài)恢復(fù)及保護(hù)價值評估[9-10]、生態(tài)服務(wù)價值評估[11-12]等。然而對休閑農(nóng)地資源非使用價值研究較少[3，13-14]。在CVM的研究中，WTP的引導(dǎo)方式也由簡單的投標(biāo)博弈式[4，15]發(fā)展為開放式、支付卡式的連續(xù)型評估形式以及封閉式的離散型評估形式[16-17]。1984年，HANEMANNE等[18-19]挖掘出二分式眾多優(yōu)勢，從而使這種方法被美國NOAA推薦為CVM研究中的優(yōu)先問題格式[20]，成為具有代表性的問卷格式。然而在二分式數(shù)據(jù)處理中，學(xué)者經(jīng)常遇到受訪者給出零支付值的情況。AMIGUES[21]認(rèn)為零值出現(xiàn)的主要原因為家庭收入較少，然而MICHELL等[22]認(rèn)為除了收入限制的原因，其他如環(huán)保意識的淡薄、對政府不夠信任等因素也會引起零值的產(chǎn)生，若不能有效處理這些零值則會導(dǎo)致評估結(jié)果的偏差。如1985年TOBIN[23]提出TOBIN模型,就將所有零值歸因于自身經(jīng)濟(jì)條件而拒絕支付，忽略了其他原因所產(chǎn)生的可能，從而造成估計的偏低。鑒于此，CRAGG[24]提出了雙欄模型（Double-Hurdle Model），通過將受訪者的經(jīng)濟(jì)行為分為“參與決策”與“支付決策”兩部分來區(qū)分零值出現(xiàn)原因，只將真實零代入數(shù)據(jù)處理，從而達(dá)到更加精確的目的。隨著雙欄模型被大量應(yīng)用[25-28]，其科學(xué)性最終被相關(guān)領(lǐng)域?qū)W者所認(rèn)可。

綜上，本文基于雙欄模型采用雙邊界兩分式CVM，估算本地居民為確保休閑農(nóng)地各項服務(wù)功能能夠長時間存在的貢獻(xiàn)意愿，得到休閑農(nóng)地的存在價值。為政府針對性地提高居民對休閑農(nóng)地保護(hù)的積極性、促進(jìn)休閑農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展制定合理政策提供科學(xué)依據(jù)。

1 研究區(qū)概況和研究方法

1.1 研究區(qū)概況

亳清河區(qū)域位于山西省南部、運城市東北隅的垣曲縣境內(nèi)。亳清河是連接新縣城和小浪底水庫的主要河流，全長48 km，年平均徑流量0.145億m3，可利用水資源1.842×107m3；研究區(qū)內(nèi)存在最大的水庫——小浪底水庫，庫容1.265×1010m3。隨著小浪底水庫建設(shè)以及山西古城國家濕地公園的推進(jìn)，縣城至水庫地區(qū)成為城鄉(xiāng)融合發(fā)展的主要區(qū)域。亳清河區(qū)域是一個包含林地、草地、濕地、水庫等生態(tài)系統(tǒng)為主的綜合性生態(tài)區(qū)，該地區(qū)面積563.81 km2，其中濕地 27.88 km2、草地 92.18 km2、林地215.39 km2、水庫32.26 km2，占研究區(qū)總面積的65.22%。河流、濕地、林地和草地等生態(tài)系統(tǒng)以及生物多樣性是形成其自然資源稟賦的基礎(chǔ)，也成為當(dāng)?shù)匕l(fā)展休閑農(nóng)業(yè)不可缺少的重要條件。

依托亳清河區(qū)域自然資源特色，該地區(qū)農(nóng)業(yè)和旅游業(yè)發(fā)展已初具規(guī)模，形成了集景觀生態(tài)、休閑旅游、文化展示、產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)等功能為一體的休閑農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展區(qū)。自2016年該地區(qū)啟動休閑農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展項目以來，目前已建成旅游景點26個、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)及產(chǎn)業(yè)園區(qū)35個、農(nóng)家樂等休閑旅游村莊7個。農(nóng)民人均年收入由起初的3500元/年上升為4500元/年；同時該地區(qū)旅游人數(shù)也在逐年增長，為當(dāng)?shù)貛盹@著收益。由此可見休閑農(nóng)業(yè)的發(fā)展帶來的經(jīng)濟(jì)效益是巨大的，但除了市場價格體現(xiàn)的土地效益之外，還有帶給消費者無法衡量的非市場價值。

1.2 研究方法

1.2.1 雙欄模型

雙欄模型將消費行為分為兩個過程：第一“欄”，是否參與消費，稱作參與決策；第二“欄”，在參與的基礎(chǔ)上，以何價格進(jìn)行支付的支付決策。CRAGG認(rèn)為這兩個過程沒有先后之分且彼此獨立，只有兩“欄”同時成立的情況下，消費行為才能形成，公式如下：

式（1）表示第一“欄”參與決策：Di表示參與決策潛在變量，解釋為受訪者是否愿意參與調(diào)查，通過受訪者態(tài)度分辨是否有抗議性參與，從而使Di取值為0（抗議性）或1（非抗議性）；Zi表示受訪者的社會、經(jīng)濟(jì)變量；α為待估參數(shù)；μi為隨機(jī)誤差項，且服從獨立正態(tài)分布。

式（2）表示第二“欄”支付決策：表示支付決策因變量，解釋為受訪者支付值得大小，是解釋變量Xi的線性函數(shù)；Xi表示受訪者的社會、經(jīng)濟(jì)變量；β、σ為待估參數(shù)；εi為隨機(jī)誤差項，且服從獨立正態(tài)分布。

式（3）中：Yi為受訪者實際支付的金額，即當(dāng)受訪者積極參與調(diào)查時，Yi=Y*i；相反Yi為0。

通過以上分析，受訪者提供的支付意愿可以分為兩類，即“真實值”“抗議性值”。真實值指受訪者積極參與到調(diào)查問卷中而給出的支付意愿，其中包含真實0值（Di= 1）；抗議性值指受訪者持負(fù)面態(tài)度而未能表達(dá)自己的真實支付意愿（Di= 0），抗議性受訪者的支付意愿可能是正值、0值及負(fù)值，本文最終將所有抗議性值均以0值表示。

綜上所述，雙邊界兩分式調(diào)查問卷最終產(chǎn)生的結(jié)果可以分為6類（表1）：“同意—同意（YY）”“同意—不同意（YN）”“不同意—同意（NY）”“不同意—不同意（NN）”“真實0”“抗議性0”。

表1 WTP值分類結(jié)果Tab.1 Classi fi cation of WTP value

離散型條件價值評估以最大似然法進(jìn)行參數(shù)估計，其公式如下：

1.2.2 生存模型

本文借助生存模型[30]，其函數(shù)S（T）為以T為投標(biāo)值時，受訪者所持更高支付意愿的概率?？紤]經(jīng)濟(jì)理論指出的個人WTP受到受訪者社會經(jīng)濟(jì)背景的限制[7，31]，因此Tmax取本次調(diào)查的最大投標(biāo)值，并進(jìn)行右截斷，使得平均WTP值更加準(zhǔn)確，公式如下所示：

1.2.3 問卷設(shè)計及發(fā)放

問卷內(nèi)容包含三個部分：

第一部分為亳清河區(qū)域休閑農(nóng)業(yè)規(guī)劃了解程度及農(nóng)地存在重要性評價。這些問題能夠反映受訪者對研究區(qū)內(nèi)基于農(nóng)地開發(fā)—保護(hù)項目的認(rèn)知和態(tài)度；第二部分是對受訪者進(jìn)行支付意愿調(diào)查，若不愿支付需填寫拒絕支付原因；第三部分是對受訪者社會經(jīng)濟(jì)背景調(diào)查。

為確定WTP的初始投標(biāo)值，我們首先進(jìn)行了預(yù)調(diào)查，共發(fā)放56份開放式問卷，請居民自行填寫愿意支付的金額。根據(jù)調(diào)查結(jié)果，選取累積頻率為0.2、0.4、0.6、0.8對應(yīng)的近似整數(shù)為起始投標(biāo)值，即20、50、100、300元/年，因此在正式訪問調(diào)查中形成了4種不同的問卷（A、B、C、D）（表2）。

（1）若第一次回答“同意”，則第二次投標(biāo)值加倍為“TU元”，若在此時受訪者依舊選擇“同意”則需自行填寫出愿意支付的最大值，其最終支付意愿區(qū)間為［TU，+∞）；若受訪者在第二次中回答“不同意”則需受訪者填入［T，TU）內(nèi)的支付意愿。

（2）若第一次回答為“不同意”，則第二次投標(biāo)值減半為“TL元”，若此時受訪者回答“同意”則需受訪者自行填入支付意愿，區(qū)間為［TL，T）；若受訪者第二次回答“不同意”則需自行填入支付意愿的最小值，其最終支付意愿區(qū)間為［0，TL）。

（3）若在上述情況中，受訪者均拒絕，則需填入拒絕的原因，以區(qū)分抗議性0與非抗議性0。

本文選擇了性別、年齡、受教育程度、居住地點距亳清河距離、休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展項目了解程度、休閑農(nóng)地存在重要性評價、休閑區(qū)休閑頻度、家庭年收入8個社會經(jīng)濟(jì)因素為模型的解釋變量，以探究對參與決策和支付決策不同影響（表3）。

對研究區(qū)內(nèi)6個鄉(xiāng)鎮(zhèn)的居民進(jìn)行了簡單隨機(jī)抽樣[32]調(diào)查。依據(jù)Scheaffer抽樣公式確定了樣本數(shù)量。

表2 CVM問卷分類及調(diào)查結(jié)果Tab.2 Classi fi cation of CVM questionnaire and survey results

式（13）中：N*為抽樣樣本數(shù)；N為研究區(qū)總?cè)丝跀?shù)；δ為抽樣誤差，取值0.06。最終得到樣本數(shù)量為400份。

為了減少在調(diào)查過程中產(chǎn)生的偏差，采用了如下方法：（1）對調(diào)查員進(jìn)行培訓(xùn)，充分了解問卷各部分內(nèi)容，特別是對問卷核心問題的理解；（2）采用面對面、一對一式訪問，使受訪者能夠充分且全面的回答問卷內(nèi)容。

2 研究結(jié)果

2.1 問卷發(fā)放情況描述性統(tǒng)計

本次共發(fā)放400份調(diào)查問卷，有效問卷數(shù)量為378份，有效率高達(dá)94.50%。其中正支付問卷為277份，正支付率73.28%；0支付問卷共101份，按0支付原因得真實0支付31份，抗議性0支付70份。抗議性0支付的原因：（1）“我不相信?？顚Ｓ谩闭?1.43%；（2）“休閑農(nóng)地開發(fā)—保護(hù)由政府全權(quán)負(fù)責(zé)”占30.00%；（3）“休閑農(nóng)地價值沒那么高”占15.71%；（4）“休閑農(nóng)地存在價值的提升與我家無關(guān)”占7.14%；（5）其他原因占5.72%。

通過表3的描述性統(tǒng)計，可以預(yù)期每個解釋變量對支付率的影響方向：

（1）性別。支付率在不同性別間大致相同，所以預(yù)期性別不會對支付率產(chǎn)生影響。

（2）年齡。30～50歲，支付率呈上升狀態(tài)；50歲后，支付率明顯下降。這可能因為從30歲開始，隨年齡的增長，家庭收入趨于穩(wěn)定，因此可以拿出一部分收入支援本地發(fā)展。超過50歲，一些居民因年齡較大，年收入變少，從而支付率降低。

（3）受教育程度。隨著文化水平的上升，居民對本地區(qū)休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展的認(rèn)識越透徹，越能感受到產(chǎn)業(yè)發(fā)展對農(nóng)地保護(hù)及價值提高所帶來的效益，因此支付率升高。

（4）距亳清河居住距離。由支付率可得居住距亳清河越近，人們捐款意愿越強(qiáng)烈，這是因為距離越近，居民越能體會到休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展對農(nóng)地存在價值的提升及環(huán)境改造所帶來的好處。但在2～10 km支付率出現(xiàn)波動，這可能是因為休閑農(nóng)業(yè)布局不均導(dǎo)致的。

（5）休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展項目了解程度。由表3可知，居民對項目或多或少都有了解，因此居民趨向于捐款來支持項目發(fā)展。

表3 WTP變量賦值及描述性統(tǒng)計Tab.3 Variation de fi nition and summary statistics

（6）休閑農(nóng)地存在重要性評價。居民普遍認(rèn)為休閑農(nóng)地的存在必然會為當(dāng)?shù)貛斫?jīng)濟(jì)—生態(tài)效益。因此隨著重要性評價的上升，支付率上升。

（7）休閑區(qū)游玩頻度。居民到休閑區(qū)游玩的次數(shù)越多，越能切身體會到休閑農(nóng)地所帶來的價值，因此居民愿意為保護(hù)休閑農(nóng)地持續(xù)存在而捐款。

（8）家庭年收入。收入越高的居民，越注重生活品質(zhì)，因此更愿意拿出一部分錢來使居住環(huán)境得以改善，因此支付率上升。

2.2 雙欄模型結(jié)果與分析

基于R統(tǒng)計軟件得出參與模型的參數(shù)估計結(jié)果，參與方程為：

由表4得出，對因變量有影響的解釋變量有休閑農(nóng)業(yè)項目了解程度（ACK）、休閑農(nóng)地存在重要性評價（IMP）、休閑區(qū)休閑頻度（TIME）以及家庭年收入（INC）。其中影響較大的因素為ACK、IMP、TIME，三個變量在1%水平統(tǒng)計顯著，且都與參與決策的潛變量成正相關(guān)，這表明受訪者了解程度越高、重要性評價越高以及對休閑區(qū)的游玩頻度越高，就越愿意參與到調(diào)查中，也就越不容易出現(xiàn)抗議性支付。

表4 參與模型參數(shù)估計結(jié)果Tab.4 Parameter estimation of participation model

居民對本地區(qū)休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展情況了解程度越低，越無法系統(tǒng)認(rèn)識休閑農(nóng)業(yè)建設(shè)給本地區(qū)經(jīng)濟(jì)—環(huán)境效益所帶來的優(yōu)勢，所以一部分人對這個項目并不看好，而抱有抗議性態(tài)度；休閑農(nóng)地存在重要性評價與項目了解程度相似，雖然大部分居民認(rèn)為保護(hù)農(nóng)地持續(xù)健康能帶來效益，但一部分居民并沒有處于核心區(qū)域內(nèi)，所以并不會切身感受到收益。同時，有些居民只會片面地考慮經(jīng)濟(jì)上帶來的好處，因此他們也持有抗議性態(tài)度；居民若是頻繁地對本地區(qū)進(jìn)行游覽休閑，就會切身體會到研究區(qū)內(nèi)因休閑農(nóng)業(yè)的建設(shè)和農(nóng)地保護(hù)所帶來的身體及心理的好處，反之游玩頻率較少的人并不能體會到研究區(qū)內(nèi)環(huán)境的變化，從而持有保守態(tài)度。

對于家庭年收入來說，其在5%水平統(tǒng)計顯著，因而對因變量影響較低。一些受訪者收入較低，同時若還抱有不信任政府等態(tài)度，就容易形成抗議性支付。其他解釋變量在參與方程中并不顯著，因此不進(jìn)行分析。

基于R統(tǒng)計得出支付模型的參數(shù)估計結(jié)果，如表5所示，其支付方程為：

表5 支付模型參數(shù)估計結(jié)果Tab.5 Parameter estimation of payment model

由表5得出，在支付方程中，影響因變量的解釋變量有休閑農(nóng)地存在重要性評價（IMP）、受訪者年齡（AGE）、受訪者受教育程度（EDU）、休閑區(qū)休閑頻度（TIME）以及家庭年收入（INC）。其中影響較大的變量為IMP、EDU、INC，這三個變量在1%水平統(tǒng)計顯著，且與支付金額正相關(guān)，即重要性評價、受教育程度和家庭年收入越高，支付數(shù)值越大。

居民若是對休閑農(nóng)地存在重要性評價越高，肯定是能理解休閑農(nóng)地為本地區(qū)帶來的經(jīng)濟(jì)—環(huán)境效益的提升，所以支付值越高；受訪者受教育水平越高，社會責(zé)任感與生態(tài)意識越強(qiáng)，更傾向于以更高的金額促進(jìn)休閑農(nóng)地價值的提升；家庭年收入越高的居民，越注重生活品質(zhì)，從而希望生態(tài)受到更好的保護(hù)，因此支付意愿隨收入上升而更加強(qiáng)烈。

在支付方程中休閑區(qū)游玩頻度在5%水平統(tǒng)計顯著，說明其對因變量沒有決定性影響。它與支付意愿負(fù)相關(guān)，這可能因為游玩頻度增加會使居民消費增加，從而不再愿意拿出更多的錢。相關(guān)文獻(xiàn)[33]稱社會經(jīng)濟(jì)變量在10%水平統(tǒng)計下顯著，就能夠說明其對因變量產(chǎn)生輕微影響，即受訪者年齡也與支付意愿具有負(fù)相關(guān)關(guān)系，也許因為年輕人素質(zhì)文化相對較高，相比于老年人更具有社會責(zé)任感。其次，老年人對經(jīng)濟(jì)問題的謹(jǐn)慎也是造成負(fù)相關(guān)關(guān)系的原因。其他因子在支付方程中并不顯著，因此不納入方程。

2.3 休閑農(nóng)地存在價值計算

生存模型中帶入由表3統(tǒng)計所得的各影響因素均值；由本次發(fā)放問卷類型D所得Tmax取本次調(diào)查的最大投標(biāo)值300元，得出WTPmean為134.95元/（人·年），研究區(qū)人口總數(shù)為20萬人，故亳清河區(qū)域休閑農(nóng)地存在價值為2.70×107元/年。

3 結(jié)論與討論

3.1 結(jié)論

本文應(yīng)用雙邊界兩分式CVM，以雙欄模型解釋受訪者的經(jīng)濟(jì)行為，較精確地測算了亳清河區(qū)域休閑農(nóng)地的存在價值，主要結(jié)論如下：

（1）本文有效問卷數(shù)量為378份，其中正支付問卷為277份，正支付率73.28%。表明大部分本地居民對休閑農(nóng)地保護(hù)持支持態(tài)度。但其中不乏存在抗議者，從他們的問卷來看，并不是無法認(rèn)識到休閑農(nóng)地存在所帶來的好處，主要原因為一定程度上對政府的不信任，以及沒有對本地發(fā)展?jié)摿π纬烧_的認(rèn)識。政府應(yīng)針對這類問題采取相應(yīng)對策，以得到居民的支持，推動休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展及農(nóng)地保護(hù)項目的實施。

（2）將較為精確的雙邊界二分式引導(dǎo)方式引入到休閑農(nóng)地存在價值的估算中，調(diào)查了受訪者較為真實的支付意愿；通過構(gòu)建雙欄模型將受訪者的經(jīng)濟(jì)行為分為參與決策與支付決策兩階段，區(qū)分了抗議性0與非抗議性0，分析出8個屬性變量在兩階段中作用的差異，其中在參與模型中影響較大的因素為休閑農(nóng)業(yè)項目了解程度、休閑農(nóng)地存在重要性評價、休閑區(qū)休閑頻度，在支付模型中休閑農(nóng)地存在重要性評價、受訪者年齡、受訪者受教育程度。通過模型中的兩欄對相關(guān)因素的區(qū)分，使得本次存在價值估算結(jié)果更加精確。

（3）通過生存分析模型得出該地區(qū)居民平均支付意愿為134.95元/（人·年），根據(jù)研究區(qū)人口總數(shù)20萬人左右，得出亳清河區(qū)域休閑農(nóng)地存在價值為2.70×107元/年。

3.2 討論

雙欄模型的參與模型有效的區(qū)分抗議性0與非抗議性0，使受訪者持有抗議性態(tài)度的原因浮現(xiàn)出來，其中對政府的不信任[34-36]，比例高達(dá)71.43%。通過支付模型得出對支付意愿影響較大的因素為受教育程度、休閑農(nóng)地存在重要性評價及家庭年收入。大學(xué)及以上學(xué)歷的人群中，有支付意愿的比例超過了80%，說明教育程度對居民的環(huán)保認(rèn)識具有較大影響力；重要性評價越高，越對休閑農(nóng)地的作用也更加清晰，從而影響居民的支付意愿；另一方面家庭年收入高的受訪者支付意愿較強(qiáng)。相反，受訪者年齡、對亳清河休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展項目了解程度、居住距離等因素的相關(guān)性不顯著。本文以上研究結(jié)果與前人學(xué)者研究[37-38]基本一致。針對這一結(jié)果，政府應(yīng)加強(qiáng)休閑農(nóng)地開發(fā)與保護(hù)的宣傳及教育力度，提高居民的責(zé)任意識，使居民切身參與到項目計劃的實施中，從而增強(qiáng)對政府的信任度，共同促進(jìn)本地區(qū)良好發(fā)展。

通過對亳清河區(qū)域休閑農(nóng)地存在價值的實證分析，得到該地區(qū)居民對發(fā)展休閑農(nóng)業(yè)而帶來的農(nóng)地存在價值的平均支付意愿為134.95元/（人·年），該結(jié)果高于Tobit模型的計算結(jié)果125.70元/（人·年）。符合理論預(yù)期，且與前人研究結(jié)果[25，29]相似。

本文是對城鄉(xiāng)轉(zhuǎn)型及融合發(fā)展地區(qū)休閑農(nóng)地存在價值的估計。通過雙欄模型的分析結(jié)果，為政府對當(dāng)?shù)剞r(nóng)地的保護(hù)與開發(fā)提供衡量基礎(chǔ)。在今后的研究中，應(yīng)增多初始投標(biāo)值的數(shù)量及樣本容量以提高估計精度[39]。還可以考慮針對外來游客設(shè)計問卷，從不同方面測算休閑農(nóng)地存在價值的支付意愿，從而更合理地估計休閑農(nóng)地存在價值。