基于Bayes和SWOT的跨流域調(diào)水生態(tài)補(bǔ)償受償意愿及激勵(lì)機(jī)制研究

彭卓越 ，濮杭榮，吳灝

（1.揚(yáng)州大學(xué) 中國(guó)大運(yùn)河研究院，江蘇 揚(yáng)州 225009；2.揚(yáng)州大學(xué) 水利科學(xué)與工程學(xué)院，江蘇 揚(yáng)州 225009）

中國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展和生態(tài)保護(hù)之間的矛盾日益尖銳，流域資源和經(jīng)濟(jì)水平的空間分布不均造成地區(qū)間可持續(xù)發(fā)展的不平衡[1]，造成資源型產(chǎn)品生產(chǎn)和消費(fèi)的空間分離，生態(tài)功能區(qū)往往與經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)相重合。跨流域調(diào)水工程是將水資源從比較豐富的地區(qū)轉(zhuǎn)移到相對(duì)貧乏的地區(qū)，用來(lái)解決缺水地區(qū)的水資源匱乏問(wèn)題，使受水區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和社會(huì)福利不斷擴(kuò)大。而大多數(shù)跨流域調(diào)水的上游地區(qū)由于經(jīng)濟(jì)比較落后，面臨著快速發(fā)展和加強(qiáng)環(huán)境保護(hù)的雙重壓力[2]。上下游的發(fā)展差距不斷加大，危害了社會(huì)和諧和公共安全。構(gòu)建跨流域調(diào)水生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)付費(fèi)（PES）是解決這些問(wèn)題的有效手段之一，中國(guó)將PES 項(xiàng)目稱為生態(tài)補(bǔ)償[3]。下游應(yīng)向上游支付增加或維持水資源數(shù)量和質(zhì)量的費(fèi)用[4]，而上游則應(yīng)該通過(guò)積極的生態(tài)保護(hù)和用水管理來(lái)保證下游的用水需求，可以調(diào)整調(diào)水區(qū)和受水區(qū)的利益關(guān)系，將生態(tài)環(huán)境的外部成本內(nèi)部化，實(shí)現(xiàn)上下游各地區(qū)的共贏和共享[5]。

目前，中國(guó)在新安江、赤水河、東江等流域都建立了生態(tài)補(bǔ)償機(jī)制[6-7]。水源區(qū)居民是水資源保護(hù)的貢獻(xiàn)者，對(duì)水源區(qū)公眾受償意愿（willingness to accept，WTA）的理性評(píng)估，是提升環(huán)保觀念、建立流域生態(tài)補(bǔ)償機(jī)制的關(guān)鍵問(wèn)題之一。然而，目前中國(guó)總體上對(duì)于跨流域調(diào)水生態(tài)補(bǔ)償機(jī)制并沒(méi)有實(shí)際建成[8]。近年來(lái)，國(guó)內(nèi)外許多學(xué)者對(duì)生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)提供方參與生態(tài)補(bǔ)償?shù)氖軆敊C(jī)制及其影響因素進(jìn)行了研究[9-12]，研究表明生態(tài)服務(wù)提供方具備較好的生態(tài)補(bǔ)償意識(shí)和環(huán)境意識(shí)，公眾受償意愿會(huì)隨著自身社會(huì)背景差異和外部環(huán)境的不同而產(chǎn)生差別[13]。對(duì)于影響因素的分析方法一般采用因子分析法[14]、OLS 模型[15]、Tobit回歸模型[16]、Logistic 回歸模型[17]等。上述模型大多是采用局部獨(dú)立的假設(shè)，忽略各變量之間的相互關(guān)系，并且是單層的線性模型結(jié)構(gòu)，只能單向分析，各因素值必須清楚量化。貝葉斯網(wǎng)絡(luò)模型可以將各要素聯(lián)系起來(lái)，有利于更好地掌握事物的演變規(guī)律，具有重復(fù)循環(huán)學(xué)習(xí)的優(yōu)勢(shì)，并且允許部分影響因素值的缺失，實(shí)現(xiàn)多元信息的表達(dá)和融合，提高模型的精準(zhǔn)性[18]?？缌饔蛘{(diào)水生態(tài)補(bǔ)償激勵(lì)機(jī)制的研究集中于上下游政府之間的博弈分析[19-20]，對(duì)公眾意愿分析較少，且對(duì)于政府監(jiān)管從哪些方面入手及其影響程度均分析不足。應(yīng)當(dāng)基于公眾異質(zhì)性[21-22]，提出針對(duì)性的政策建議。通過(guò)政府鼓勵(lì)，調(diào)動(dòng)公眾積極性，增強(qiáng)生態(tài)保護(hù)的責(zé)任感，使公眾被動(dòng)參與變?yōu)橹鲃?dòng)參與。不但公眾的基本水權(quán)益能夠得到保障，公眾意愿得到表達(dá)，而且可以提高人們的生活滿意度和幸福感。

本文通過(guò)理論探索、實(shí)地調(diào)研和模型分析，以南水北調(diào)東線水源區(qū)揚(yáng)州市為例，開(kāi)展跨流域調(diào)水生態(tài)補(bǔ)償?shù)腤TA 及影響因素的分析研究。首先，采用條件價(jià)值評(píng)估法，實(shí)地調(diào)查來(lái)獲得水源區(qū)公眾的WTA，結(jié)合參數(shù)估計(jì)法和非參數(shù)估計(jì)法對(duì)WTA 值進(jìn)行測(cè)算；其次，采用貝葉斯網(wǎng)絡(luò)模型來(lái)分析公眾WTA 的影響因素；最后，采用SWOT 系統(tǒng)分析法提出針對(duì)性的激勵(lì)機(jī)制。該研究成果可以為南水北調(diào)東線的生態(tài)補(bǔ)償機(jī)制提供理論依據(jù)和技術(shù)支撐，同時(shí)也可以為南水北調(diào)中線或其他跨流域調(diào)水的生態(tài)補(bǔ)償機(jī)制提供參考。

1 研究區(qū)域

南水北調(diào)工程是緩解我國(guó)北方水資源短缺和生態(tài)環(huán)境惡化狀況的重大戰(zhàn)略性基礎(chǔ)設(shè)施。工程分東、中、西三條線路從長(zhǎng)江調(diào)水北送，東線工程于2002 年12 月正式開(kāi)工，2013 年11 月建成通水，工程從長(zhǎng)江下游揚(yáng)州市三江營(yíng)段取水，利用京杭大運(yùn)河及與其平行的新拓浚河道為輸水路線，向黃淮海平原東部、膠東地區(qū)和京津冀地區(qū)提供生產(chǎn)生活用水。長(zhǎng)江邊一級(jí)提水規(guī)模達(dá)到500 立方米/秒，年抽水量87.7 億立方米。自通水以來(lái)，南水北調(diào)東線工程緩解了水資源南北分布不均的問(wèn)題，促進(jìn)了北方受水區(qū)生態(tài)環(huán)境和區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展。由于南水北調(diào)區(qū)域內(nèi)的生態(tài)建設(shè)與保護(hù)，東線水源地生態(tài)保護(hù)區(qū)的輸水河道周邊地區(qū)被禁止開(kāi)發(fā)，控制區(qū)被限制開(kāi)發(fā)，客觀上影響了地方經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。揚(yáng)州市作為南水北調(diào)東線工程水源所在地，其地處江蘇省中部，位于長(zhǎng)江北岸、江淮平原南端，開(kāi)展了大量的生態(tài)環(huán)境治理措施。在改善區(qū)域自然環(huán)境、控制水污染的同時(shí)，也限制揚(yáng)州市經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展，建立揚(yáng)州市調(diào)水源頭生態(tài)補(bǔ)償機(jī)制是促進(jìn)系統(tǒng)生態(tài)環(huán)境保護(hù)、推進(jìn)生態(tài)文明建設(shè)與構(gòu)建和諧社會(huì)、實(shí)現(xiàn)社會(huì)公平正義的必然要求。

2 研究方法

2.1 問(wèn)卷設(shè)計(jì)

于2020 年10—12 月采用CVM 法對(duì)揚(yáng)州市受工程影響較大區(qū)域（江都區(qū)和市區(qū)）的居民進(jìn)行問(wèn)卷調(diào)查。在問(wèn)卷調(diào)查過(guò)程中，為保證樣本的有效性，采用面對(duì)面調(diào)查的方式，并對(duì)7 名問(wèn)卷調(diào)查員進(jìn)行了針對(duì)性訓(xùn)練。本次調(diào)查共發(fā)放500 份問(wèn)卷，實(shí)際回收有效問(wèn)卷442 份，有效率88.40%。其中江都區(qū)207 份，邗江區(qū)143 份，廣陵區(qū)92 份，如圖1 所示。問(wèn)卷分布情況主要依據(jù)該區(qū)人口和受工程的影響程度，受工程影響越大，人口越多，問(wèn)卷的份數(shù)就越多；反之，受工程影響越小，人口越少，問(wèn)卷份數(shù)就相應(yīng)減少。

圖1 揚(yáng)州市區(qū)域圖及問(wèn)卷分布情況

調(diào)查問(wèn)卷主要由四部分組成：第一部分是問(wèn)卷調(diào)查說(shuō)明，揭示問(wèn)卷調(diào)查的原因、目的和意義，在簡(jiǎn)要介紹研究工作的同時(shí)，引導(dǎo)被調(diào)查者關(guān)注相關(guān)研究問(wèn)題，消除他們對(duì)問(wèn)卷調(diào)查的顧慮；第二部分是甄別部分，用于篩選連續(xù)居住一年以上和年滿18 周歲的被訪者；第三部分是正卷部分，也是問(wèn)卷的主要部分，包括關(guān)于南水北調(diào)東線工程的基礎(chǔ)認(rèn)知狀況、重要性認(rèn)知狀況、生態(tài)補(bǔ)償政策認(rèn)知狀況以及生態(tài)補(bǔ)償?shù)氖軆斠庠?；第四部分是背景部分，包括性別、年齡、文化程度、住房類型和面積等。

2.2 WTA值的測(cè)算方法

2.2.1 非參數(shù)估計(jì)法

對(duì)于區(qū)間值，根據(jù)統(tǒng)計(jì)學(xué)的合理性，采用了每個(gè)區(qū)間的中值來(lái)代替，2 000 元及以上根據(jù)受訪者回答用端點(diǎn)值2 000 代替。結(jié)合非參數(shù)法的計(jì)算方式和原理以及受訪者WTA 累計(jì)頻率分布，WTA 的期望值可以運(yùn)用下面的模型計(jì)算得出：

式中：Vi表示受訪者選擇的第i個(gè)投標(biāo)值；pi表示受訪者選擇的第i個(gè)投標(biāo)值的概率。

考慮到任何理性人都有追求自身利益最大化的心理，簡(jiǎn)單的算術(shù)平均值容易受到樣本兩端極端值的影響，因此需要進(jìn)行一定的修整才能獲得更能代表總體的均值，由此，采用5%修整的平均值來(lái)代表總體樣本的均值。5%修整均值就是把排在最前面和最后面5%的數(shù)據(jù)都剔除，之后再計(jì)算均值，這樣就使得均值不容易受極端值的影響，更能代表總體。

2.2.2 參數(shù)估計(jì)法

在CVM 問(wèn)卷調(diào)研過(guò)程中，以支付卡引導(dǎo)的支付意愿會(huì)報(bào)告一些受償意愿高于上限值，這些高于上限的值可能并不代表受訪者的真實(shí)受償意愿，而是受訪者采用的策略性行為，若簡(jiǎn)單地把高于上限值的樣本直接納入或刪除進(jìn)行分析，估計(jì)結(jié)果都可能會(huì)產(chǎn)生策略性偏誤?；诖耍捎糜叶私厝∧Ｐ停≧ight Censored Model）處理受訪者受償意愿高于上限值的情形。

據(jù)此，本文在截取回歸模型的兩種不同情形下建立WTA 的估計(jì)模型：

式中：WTA*是居民生態(tài)補(bǔ)償受償意愿，X是包括居民社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征變量和潛在影響因素在內(nèi)的向量，βA是各自的待估計(jì)系數(shù)的向量，cA是常數(shù)項(xiàng)，μA是各自的隨機(jī)誤差項(xiàng)。

2.3 貝葉斯網(wǎng)絡(luò)模型

貝葉斯網(wǎng)絡(luò)模型的構(gòu)建主要分為兩部分：首先是結(jié)構(gòu)學(xué)習(xí)，貝葉斯網(wǎng)絡(luò)的結(jié)構(gòu)學(xué)習(xí)過(guò)程是尋找與樣本數(shù)據(jù)集擬合最好的網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)。本項(xiàng)目采用相關(guān)分析法，通過(guò)SPSS22.0 軟件實(shí)現(xiàn)各變量之間的兩兩相關(guān)性顯著水平評(píng)價(jià)。其次是參數(shù)學(xué)習(xí)，建立好貝葉斯網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)圖之后，就是確定網(wǎng)絡(luò)中各變量的條件概率，基于社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)，以專家意見(jiàn)及參考文獻(xiàn)為輔助，給出根節(jié)點(diǎn)的先驗(yàn)概率分布以及父節(jié)點(diǎn)和子節(jié)點(diǎn)之間的條件概率分布。

利用貝葉斯網(wǎng)絡(luò)進(jìn)行敏感性分析，可以找出影響支付意愿的關(guān)鍵因素。通過(guò)改變選定的節(jié)點(diǎn)變量的概率表，可以看出目標(biāo)節(jié)點(diǎn)變量的概率表的變化。選定的節(jié)點(diǎn)變量SN對(duì)目標(biāo)節(jié)點(diǎn)變量TN的重要性用重要性指標(biāo)I表示：

式中：P(TN)為目標(biāo)節(jié)點(diǎn)變量TN的先驗(yàn)概率，P(TN|SN)為所選節(jié)點(diǎn)變量SN變化下目標(biāo)節(jié)點(diǎn)TN的條件概率。重要性指標(biāo)I反映了選定節(jié)點(diǎn)變量對(duì)目標(biāo)節(jié)點(diǎn)的影響程度，通過(guò)比較I大小得出影響支付意愿的重要因素。

通過(guò)敏感性分析可以找出影響支付意愿的關(guān)鍵因素，辨析出對(duì)生態(tài)補(bǔ)償政策的直接影響因素以及間接影響因素，摒棄無(wú)明顯相關(guān)性的因素。

2.4 SWOT矩陣分析法

本研究采用SWOT 系統(tǒng)分析法提出針對(duì)性的政策建議，通過(guò)SWOT 分析，能夠精準(zhǔn)快速地發(fā)現(xiàn)公眾背景對(duì)于生態(tài)補(bǔ)償機(jī)制建立的優(yōu)勢(shì)和短板，將公眾的個(gè)人背景情況與外部環(huán)境政策進(jìn)行匹配，從而制定出更有針對(duì)性的戰(zhàn)略。SW（Strengths and Weaknesses）指內(nèi)部因素，這里是指被調(diào)查者的個(gè)人社會(huì)背景因素對(duì)生態(tài)補(bǔ)償機(jī)制建立的優(yōu)勢(shì)和劣勢(shì)；OT（Opportunities and Threats）指外部因素，這里是指對(duì)工程的了解情況在機(jī)制建立過(guò)程中的機(jī)會(huì)和威脅，將分析得到的影響因素及其影響程度依照矩陣的形式排列。

3 分析與討論

3.1 基本信息

在調(diào)查走訪過(guò)程中，將受訪者年齡控制在18 周歲及以上，在職業(yè)分布上盡量多地覆蓋各個(gè)行業(yè)的人群，以使結(jié)果更具代表性，統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1 所示。在揚(yáng)州市442份有效樣本中，有332 個(gè)受訪者具有受償意愿，比例達(dá)到75.11%，其中77.7%的居民的受償意愿值在每人每年650元以下，14.8%的居民受償意愿值為每人每年2 000元。

表1 揚(yáng)州市受訪者基本信息情況

3.2 WTA測(cè)算

根據(jù)問(wèn)卷直接計(jì)算得到的WTA 平均值為455.32 元/(人·年)，5%修整平均值為394.80 元/(人·年)，兩者求得的平均值間存在差異，說(shuō)明WTA 數(shù)據(jù)中首尾可能存在較大的異常值[此異常值來(lái)自愿意受償?shù)氖茉L者中有14.76%的人群受償意愿為2 000 元/(人·年)]。為了進(jìn)一步減小可能存在的誤差，將非參數(shù)法和參數(shù)法的計(jì)算結(jié)果進(jìn)行加和求平均值，結(jié)果如表2 所示，WTA均值為443.29 元/(人·年)。

表2 結(jié)合非參數(shù)法和參數(shù)法的WTA測(cè)算結(jié)果

3.3 影響因素分析

采用相關(guān)分析法，通過(guò)SPSS22.0 軟件實(shí)現(xiàn)各變量之間的兩兩相關(guān)性顯著水平評(píng)價(jià)。各社會(huì)經(jīng)濟(jì)屬性變量的相關(guān)性顯著水平結(jié)果如表3 所示，由表3 中可以看出WTA與年齡（AG）、工程給個(gè)人帶來(lái)的影響（PI）、對(duì)當(dāng)前生活用水水質(zhì)的滿意程度（WQ）在0.01 水平上顯著相關(guān)，以這三個(gè)要素歸為貝葉斯網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)的第一層次；將影響第一層次的變量歸為第二層次，年齡（AG）與學(xué)歷（EB）、家庭月收入（HI）、居住時(shí)間（LT）在0.01 水平上顯著相關(guān)；工程給個(gè)人帶來(lái)的影響（PI）與對(duì)當(dāng)前生活用水水質(zhì)的滿意程度（WQ）、工程對(duì)于北方受水區(qū)的重要性認(rèn)知（NW）在0.01 水平上顯著相關(guān)；對(duì)當(dāng)前生活用水水質(zhì)的滿意程度（WQ）與工程給個(gè)人帶來(lái)的影響（PI）、工程對(duì)于北方受水區(qū)的重要性認(rèn)知（NW）在0.01 水平上顯著相關(guān)。

表3 各社會(huì)經(jīng)濟(jì)屬性變量的相關(guān)系數(shù)表

貝葉斯網(wǎng)絡(luò)建模的主要任務(wù)是確定網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)以及網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)中各節(jié)點(diǎn)的概率分布，給出各節(jié)點(diǎn)參數(shù)概率的計(jì)算方法。通過(guò)各因素的相關(guān)性分析獲取貝葉斯網(wǎng)絡(luò)模型的結(jié)構(gòu)，從數(shù)據(jù)中獲取大部分節(jié)點(diǎn)的概率或條件概率，個(gè)別節(jié)點(diǎn)參數(shù)概率由于數(shù)據(jù)量限制無(wú)法給出，借助于專家知識(shí)、相關(guān)文獻(xiàn)或經(jīng)驗(yàn)給出。貝葉斯網(wǎng)絡(luò)模型的結(jié)構(gòu)如圖2所示，由圖2 可以看出，一個(gè)節(jié)點(diǎn)可以同時(shí)影響若干個(gè)子節(jié)點(diǎn)，比如節(jié)點(diǎn)NW的變化既可以影響PI，也可以影響WQ；同樣一個(gè)節(jié)點(diǎn)可能被若干個(gè)子節(jié)點(diǎn)影響，比如節(jié)點(diǎn)EB、HI、LT同時(shí)影響著節(jié)點(diǎn)AG?；谪惾~斯網(wǎng)絡(luò)可以將各因素對(duì)WTA以及相互之間的影響進(jìn)行全面分析。

圖2 貝葉斯網(wǎng)絡(luò)模型的結(jié)構(gòu)圖

為觀察模型與實(shí)際的擬合情況，對(duì)目標(biāo)節(jié)點(diǎn)的樣本概率分布和后驗(yàn)概率分布進(jìn)行誤差分析，絕對(duì)誤差均在1%以內(nèi)，相對(duì)誤差在3%以內(nèi)，認(rèn)為本模型是合理的。根據(jù)式（5），可得到揚(yáng)州市公眾WTA 的影響因素分析如表4 所示，重要性指標(biāo)I從大到小依次排列分別是：AG＞W(wǎng)Q＞PI＞EB＞NW＞HI＞LT。

表4 影響WTA的重要性指標(biāo)I

對(duì)于調(diào)水區(qū)揚(yáng)州市而言，年齡、對(duì)當(dāng)前生活用水水質(zhì)的滿意程度、工程給個(gè)人帶來(lái)的影響對(duì)WTA 影響顯著。年齡越大對(duì)于WTA 的要求越高，年齡和教育背景、家庭月收入，以及當(dāng)?shù)厣顣r(shí)間相關(guān)，教育水平越高，家庭月收入越高，生活時(shí)間越短（至少生活一年以上），公眾就越年輕化，相對(duì)應(yīng)的受償意愿就會(huì)越低；工程給個(gè)人帶來(lái)的影響（積極、無(wú)、消極），影響越積極，WTA值越低，工程給個(gè)人帶來(lái)的影響與對(duì)當(dāng)前生活用水水質(zhì)的滿意程度和工程對(duì)于北方受水區(qū)的重要性認(rèn)知相關(guān)，對(duì)當(dāng)?shù)厮|(zhì)越滿意、認(rèn)為工程對(duì)受水區(qū)越重要，公眾會(huì)認(rèn)為工程帶來(lái)的影響越積極，相應(yīng)的WTA 值就越低；公眾對(duì)當(dāng)前生活用水水質(zhì)越滿意，受償意愿就越低，對(duì)當(dāng)前生活用水水質(zhì)的滿意程度與工程對(duì)于北方受水區(qū)的重要性認(rèn)知相關(guān)，公眾認(rèn)為工程對(duì)受水區(qū)越重要，其對(duì)水質(zhì)越滿意，WTA 值就越低。

3.4 激勵(lì)機(jī)制

基于SWOT 矩陣分析法，提出跨流域調(diào)水生態(tài)補(bǔ)償?shù)募?lì)機(jī)制。

SO（機(jī)會(huì)+優(yōu)勢(shì)，策略：最大限度的發(fā)展）：75.11%的揚(yáng)州市居民愿意接受一定的費(fèi)用作為生態(tài)補(bǔ)償，揚(yáng)州市居民的WTA 均值為443.29 元/(人·年)。圖3 反映的是同意接受補(bǔ)償?shù)氖茉L者愿意采用的不同受償方式占比情況，78.01%和13.86%的居民愿意按照現(xiàn)金和財(cái)政補(bǔ)貼的方式接受生態(tài)補(bǔ)償。因此，相關(guān)政府部門應(yīng)順應(yīng)當(dāng)?shù)鼐用竦纳鷳B(tài)補(bǔ)償意愿，結(jié)合區(qū)域的生態(tài)資源以及對(duì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)的影響[23-24]，進(jìn)一步明確生態(tài)補(bǔ)償方式的制定和實(shí)施。一方面可以適當(dāng)提高受水區(qū)的水資源費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)和用于保護(hù)的比例，提取部分費(fèi)用對(duì)水源地的有關(guān)地方政府和群眾進(jìn)行補(bǔ)償；另一方面應(yīng)該完善水價(jià)形成機(jī)制，將水資源保護(hù)部分成本納入水價(jià)統(tǒng)一核算，或作為水費(fèi)附加，扭轉(zhuǎn)中國(guó)水利工作長(zhǎng)期虧本運(yùn)行的局面，為籌集生態(tài)補(bǔ)償資金創(chuàng)造條件。

圖3 不同補(bǔ)償方式所占比例

WO（機(jī)會(huì)+劣勢(shì)，策略：利用機(jī)會(huì)，回避弱點(diǎn)）：從影響因素來(lái)看，年齡越大對(duì)于受償意愿的要求越高，一方面是老年人的賺錢能力下降[25-26]；另一方面老年人一般都是土著居民，在問(wèn)卷調(diào)查中，我們發(fā)現(xiàn)江都泵站周圍之前部分老居民因?yàn)楣こ潭疬w去了別處生活，目睹了工程的起始和運(yùn)行，對(duì)于之前的征地補(bǔ)償或者當(dāng)前生活不是很滿意。因此，制定生態(tài)補(bǔ)償政策必須樹立生態(tài)文明理念，全面提高公眾的生態(tài)意識(shí)，在了解民意的基礎(chǔ)上制定和實(shí)施生態(tài)補(bǔ)償政策，才能讓居民積極參與，發(fā)揮政策預(yù)期的作用。從家庭月收入來(lái)看，收入越低，對(duì)于補(bǔ)償?shù)囊笤礁?，這在很多研究中也有體現(xiàn)[15,21-29]；教育水平越低，對(duì)于補(bǔ)償?shù)囊笠苍礁?，因此政府?yīng)當(dāng)積極吸引人才、擴(kuò)大就業(yè)、招商引資，提供更多的就業(yè)崗位。

ST（威脅+優(yōu)勢(shì)，策略：利用優(yōu)勢(shì)，降低威脅）：從表5 中可以看出，有126 人認(rèn)為該工程使居民的生活用水量更加充足了，并且水質(zhì)也變好了；117 人認(rèn)為這項(xiàng)工程使得用水更加便利了。不僅水源區(qū)居民在生態(tài)保護(hù)工作中付出了努力，當(dāng)?shù)卣畯呢?cái)政收入上也做出了巨大的犧牲。政府為保護(hù)水源區(qū)環(huán)境，拒絕了很多污染嚴(yán)重、破壞資源的招商引資項(xiàng)目，關(guān)閉了污染嚴(yán)重和資源消耗量大的企業(yè)，對(duì)于揚(yáng)州市居民的就業(yè)環(huán)境和收入也有影響。如果水源區(qū)的努力得不到合理補(bǔ)償，則可能降低資源保護(hù)的力度，導(dǎo)致水生態(tài)惡化。因此，建立跨流域調(diào)水的生態(tài)補(bǔ)償機(jī)制迫在眉睫。為防止水源區(qū)居民要求支付卻不實(shí)施保護(hù)承諾的風(fēng)險(xiǎn)，可以上下游聯(lián)合開(kāi)展水質(zhì)監(jiān)測(cè)[30-31]，統(tǒng)籌推進(jìn)全流域聯(lián)防聯(lián)控，以此可以激勵(lì)水源區(qū)公眾參與水源保護(hù)。

表5 公眾對(duì)工程影響的認(rèn)知情況

WT（威脅+劣勢(shì)，策略：收縮、合并）：南水北調(diào)東線工程是否給個(gè)人生活帶來(lái)影響對(duì)WTA 影響也很大，有37 人認(rèn)為南水北調(diào)工程給個(gè)人或城市帶來(lái)了消極的影響，如表5 所示，其中有31 人認(rèn)為該工程占用自家耕地，影響農(nóng)業(yè)發(fā)展，這些居民大多是揚(yáng)州市江都區(qū)的原居民，因?yàn)楣こ贪徇w而失去了耕地；認(rèn)為工程給自身生活帶來(lái)消極/積極影響的受償意愿平均值比值為1.5；認(rèn)為是消極影響的居民可能具有“受害者”心理，從而使得這部分人的WTA 值更高。工程對(duì)于北方受水區(qū)的重要性認(rèn)知也對(duì)WTA 有影響，認(rèn)為工程越重要的公眾，其WTA 值也越低。因此，要加強(qiáng)宣傳引導(dǎo)，在實(shí)地調(diào)研中發(fā)現(xiàn)，大部分受訪者不了解生態(tài)補(bǔ)償政策，為了使當(dāng)?shù)鼐用衲軌蚍e極參與生態(tài)補(bǔ)償機(jī)制的建設(shè)，應(yīng)加強(qiáng)生態(tài)文明建設(shè)和南水北調(diào)工程的科普宣傳，強(qiáng)化生態(tài)補(bǔ)償政策的解讀[10]，引導(dǎo)居民增強(qiáng)節(jié)約水資源、保護(hù)水生態(tài)的思想意識(shí)和行動(dòng)自覺(jué)，加快推動(dòng)生產(chǎn)生活方式綠色轉(zhuǎn)型。水源區(qū)公眾是保護(hù)水源區(qū)的最佳管理者[32]，尊重上游利益管理方，使他們對(duì)生態(tài)環(huán)境保護(hù)管理感到驕傲。

4 結(jié)論

本文基于CVM 考察了南水北調(diào)東線源頭區(qū)揚(yáng)州市居民生態(tài)補(bǔ)償受償意愿，采用貝葉斯網(wǎng)絡(luò)模型分析了居民受償意愿的影響因素，并基于SWOT 矩陣法提出政策建議。主要有以下結(jié)論：（1）在442 份有效樣本中，332 個(gè)受訪者具有受償意愿，比例達(dá)到75.11%，其中77.72%的居民的受償意愿值在每人每年650 元以下，且14.76%的居民的受償意愿值為每人每年2 000 元；（2）采用非參數(shù)法和參數(shù)法結(jié)合估計(jì)得WTA 均值為443.29元/(人·年)；（3）年齡、對(duì)當(dāng)前生活用水水質(zhì)的滿意程度、工程給個(gè)人帶來(lái)的影響對(duì)WTA 影響顯著；（4）根據(jù)分析結(jié)果，從內(nèi)部公眾背景、外部環(huán)境政策等角度，提出激勵(lì)機(jī)制。