趙 玉,張 玉,熊國(guó)保,*,嚴(yán) 武

1 東華理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院,南昌 330013 2 江西財(cái)經(jīng)大學(xué)金融管理國(guó)際研究院,南昌 330013

水是生命之源、生產(chǎn)之要和生態(tài)之基。河流是水資源的重要組成部分。作為一個(gè)由上下游構(gòu)成的完整生態(tài)系統(tǒng),河流在生物圈物質(zhì)循環(huán)中起著重要作用。河流生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)功能是指河流生態(tài)系統(tǒng)為人類生存提供的自然環(huán)境和效用。根據(jù)河流生態(tài)系統(tǒng)提供服務(wù)的機(jī)制、類型和效用,可以把其生態(tài)系統(tǒng)的服務(wù)功能劃分為提供產(chǎn)品、調(diào)節(jié)功能、文化功能和生命支持等[1]。隨著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和工業(yè)文明的快速發(fā)展,人類過(guò)度取水、排放污水、濫砍濫伐等活動(dòng)破壞了河流生態(tài)系統(tǒng)的平衡。正確認(rèn)識(shí)和準(zhǔn)確評(píng)價(jià)生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)功能是建立河流生態(tài)環(huán)境保護(hù)制度的基礎(chǔ)。

河流生態(tài)系統(tǒng)具有的典型環(huán)境公用品外部性和非排他性特征,排除了其在市場(chǎng)上交易的可能。人們很難從傳統(tǒng)市場(chǎng)上發(fā)現(xiàn)河流生態(tài)系統(tǒng)的價(jià)值信號(hào)和水資源的稀缺程度[2]。這使得人們對(duì)河流生態(tài)系統(tǒng)的重要性認(rèn)識(shí)不充分,河流生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)的價(jià)值被長(zhǎng)期低估甚至忽略,政策制定者對(duì)生態(tài)環(huán)境的質(zhì)量不夠重視,各方利益相關(guān)者在生態(tài)修復(fù)和環(huán)境治理過(guò)程中也常常抱有搭便車的心理[3]。河流生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)具有外部性和公共物品屬性等特點(diǎn),由于缺乏有效市場(chǎng),其價(jià)值無(wú)法在市場(chǎng)中得到體現(xiàn),僅能采用替代評(píng)估技術(shù)估算[4]。國(guó)內(nèi)外學(xué)者在研究生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)支付意愿(WTP)和支付水平時(shí)主要采用條件價(jià)值評(píng)估法(CVM)[5- 6]。CVM由Davis在1963年提出,主要用于測(cè)度非市場(chǎng)物品的價(jià)值,目前該方法已經(jīng)被廣泛應(yīng)用于分析社會(huì)、經(jīng)濟(jì)因素和生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)之間的關(guān)聯(lián)[7- 8]。CVM詢價(jià)模式有開(kāi)放式、單邊界支付卡、雙邊界支付卡、二分式等,其中支付卡問(wèn)卷應(yīng)用最為廣泛[9],應(yīng)用對(duì)象包括林地[10]、濕地[11]、公園[12]等單一生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)功能的價(jià)值,也包括清潔空氣[13]、野生動(dòng)植物[14]等資源的生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)價(jià)值。針對(duì)CVM和支付意愿模型存在的爭(zhēng)議,有學(xué)者探討了在使用CVM時(shí)出現(xiàn)的時(shí)間穩(wěn)定性[6]、陳述性偏好異常[15]、內(nèi)生性問(wèn)題[16]和各類偏差[17],并給出了一些有益的解決方案。WTP和CVM是有著心理學(xué)內(nèi)涵的經(jīng)濟(jì)學(xué)概念[18]。在影響WTP的各類因素中除了社會(huì)經(jīng)濟(jì)變量還有非經(jīng)濟(jì)因素[4],越來(lái)越多的研究者在評(píng)估生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)價(jià)值時(shí)將偏好、態(tài)度和距離等非經(jīng)濟(jì)變量引入支付意愿方程中[17]。

由于經(jīng)濟(jì)、社會(huì)等因素的差異,區(qū)域生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)的支付意愿和價(jià)值均存在較明顯在空間異質(zhì)性[19- 20]。這種異質(zhì)性表現(xiàn)為隨著居民與被評(píng)價(jià)對(duì)象距離的增加,生態(tài)環(huán)境保護(hù)支付意愿將會(huì)降低[21]。在采用陳述性偏好方法時(shí),異質(zhì)性偏好也會(huì)影響到居民支付意愿及生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)價(jià)值的評(píng)估[22]。在最近的相關(guān)研究中,Castro等采用CVM測(cè)算了流域居民、游客、生態(tài)學(xué)專家等異質(zhì)性利益相關(guān)者對(duì)美國(guó)中南部俄克拉荷馬州Kiamichi河流域生態(tài)系統(tǒng)的支付意愿,居住在流域內(nèi)和流域外的利益相關(guān)者在支付意愿上存在明顯差異,被調(diào)查者認(rèn)為河流生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)的重要性依次體現(xiàn)為物種多樣性、淡水供應(yīng)、水質(zhì)和娛樂(lè)[23]。在對(duì)尼泊爾Chure地區(qū)的調(diào)查中Bhandari等人發(fā)現(xiàn),如果河流水質(zhì)能得到保障,下游居民愿意支付比所繳納水費(fèi)更高的金額,而上游居民的支付意愿較低[24]。與Bhandari等人的研究結(jié)論不同,在關(guān)于中國(guó)西江跨流域河流污染與治理問(wèn)題的研究中,He發(fā)現(xiàn)污染的負(fù)外部性導(dǎo)致下游居民的支付意愿會(huì)低于上游居民的支付意愿[25]。以上研究均表明流域上下游生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)支付意愿存在異質(zhì)性,其政策啟示在于,將異質(zhì)性因素納入流域生態(tài)政策的框架中,將有助于政策獲得公眾的支持[26]。

貫穿江西南北的贛江是長(zhǎng)江的八大支流之一,同時(shí)也是中國(guó)最大淡水湖鄱陽(yáng)湖水系的第一大河流,為流域內(nèi)兩千多萬(wàn)常住人口提供著重要的生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)。其生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)主要包括向流域內(nèi)居民提供生活用水,保障流域內(nèi)工農(nóng)業(yè)生產(chǎn)用水,支撐漁業(yè)水產(chǎn)品生產(chǎn)、維持流域內(nèi)的生物多樣性、為中國(guó)第一大淡水湖補(bǔ)充水源、向人們提供休閑娛樂(lè)場(chǎng)所、連通長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶的運(yùn)輸航道等。盡管贛江被稱為江西的“母親河”,但評(píng)估贛江生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)價(jià)值的文獻(xiàn)卻極度匱乏。測(cè)量贛江生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)價(jià)值和居民的支付意愿既能合理評(píng)估贛江生態(tài)環(huán)境的貨幣效益,又能顯著改進(jìn)江河生態(tài)環(huán)境治理公共政策的決策質(zhì)量。相關(guān)研究對(duì)于贛江流域生態(tài)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)的確定和贛江流域的生態(tài)修復(fù)以及實(shí)施江西省生態(tài)文明試驗(yàn)區(qū)建設(shè)的國(guó)家戰(zhàn)略都顯得非常重要和迫切。有鑒于此,比較分析了贛江流域上、中、下游居民異質(zhì)性支付意愿,探究了異質(zhì)性產(chǎn)生的原因,并測(cè)量了贛江上、中、下游的生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)價(jià)值,嘗試為環(huán)保和財(cái)政等決策部門制定贛江流域生態(tài)補(bǔ)償決策提供參考依據(jù)。

1 研究區(qū)域

贛江為鄱陽(yáng)湖水系中最大河流,長(zhǎng)江八大支流之一,主河道長(zhǎng)823km,縱貫江西省南部和中部。流域地處長(zhǎng)江中下游右岸,地理位置113°30′—116°40′E,24°29′—29°11′N之間。流域面積8.35萬(wàn)km2,自然落差937m,多年平均流量2130m3,水能理論蘊(yùn)藏量360萬(wàn)kW。流域東西窄而南北長(zhǎng),南北最長(zhǎng)550km,東西平均寬約148km,呈不規(guī)則四邊形。流域東臨撫河流域,西隔羅霄山脈與湘江流域毗鄰,南以大庾嶺、九連山與珠江流域東江、北江為界,北通鄱陽(yáng)湖。

贛江發(fā)源于江西省石城縣橫江鎮(zhèn)贛江源村石寮崠,自南向北流經(jīng)江西省贛州、吉安、宜春、南昌、九江5市44個(gè)縣(市、區(qū)),最終匯入鄱陽(yáng)湖,與長(zhǎng)江相連,是江西省水運(yùn)大動(dòng)脈。按河谷地形和河道特征劃分為上、中、下游三段。其中,上游流域范圍包括整個(gè)贛州市所轄各縣(市、區(qū)),以贛州市為中心；中游流域范圍包括整個(gè)吉安市所轄各縣(市、區(qū))及樂(lè)安縣(屬撫州市),以吉安市為中心；下游流域范圍包括宜春的樟樹(shù)市、南昌市市所轄各縣(市、區(qū))和九江市永修縣吳城鎮(zhèn)。贛江為流域內(nèi)2000多萬(wàn)人提供著淡水、航運(yùn)、水產(chǎn)、水利、水電、休閑娛樂(lè)等重要的生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)。借助RS和GIS手段研究發(fā)現(xiàn),1990—1995年贛江上游流域生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)價(jià)值變化不大,1995—2005年生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)價(jià)值總量不斷增加,且各類生態(tài)服務(wù)功能價(jià)值波動(dòng)較大[27]。利用魚(yú)類完整性指數(shù)F-IBI評(píng)價(jià)贛江流域淡水生態(tài)系統(tǒng)完整性和健康狀態(tài),結(jié)果表明贛江水系各河流的水生態(tài)系統(tǒng)健康處于差到一般的狀態(tài)[28]。借助遙感數(shù)據(jù)和謝高地當(dāng)量,有學(xué)者推測(cè)出2013年贛江流域的生態(tài)價(jià)值當(dāng)量經(jīng)濟(jì)價(jià)值為64170元/km3,流域內(nèi)林地、草地、農(nóng)業(yè)用地、濕地、河流湖泊和荒地總的生態(tài)經(jīng)濟(jì)價(jià)值為46.85億元[29]。隨著社會(huì)-經(jīng)濟(jì)因子的變化,贛江流域生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)呈現(xiàn)一定的空間異質(zhì)性,因此,未來(lái)還需要進(jìn)一步評(píng)估該地區(qū)各類自然和社會(huì)-經(jīng)濟(jì)因子對(duì)不同類型生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)的限制作用和格局影響,以便更好地應(yīng)對(duì)區(qū)域生態(tài)問(wèn)題[30]。

2 研究方法與數(shù)據(jù)分析

2.1 研究方法

隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和生活水平的提高,贛江流域的居民對(duì)贛江生態(tài)環(huán)境治理的需求迅速擴(kuò)張,而生態(tài)環(huán)境治理的供給并沒(méi)有相應(yīng)增加,這導(dǎo)致供需出現(xiàn)了巨大缺口。根據(jù)林達(dá)爾均衡可知贛江生態(tài)環(huán)境治理有效供給的關(guān)鍵在于消費(fèi)者按自己從贛江生態(tài)環(huán)境消費(fèi)中獲得的邊際效用水平真實(shí)地表達(dá)出自己的需求,從而承擔(dān)相應(yīng)的成本。由于無(wú)法準(zhǔn)確獲取每一個(gè)消費(fèi)者的真實(shí)偏好,由物價(jià)部門給出的贛江生態(tài)環(huán)境治理定價(jià)常常是無(wú)效的,導(dǎo)致了有效供給不足。條件價(jià)值法是在Hicks提出的補(bǔ)償變動(dòng)、等值變動(dòng)兩個(gè)福利計(jì)量公式的基礎(chǔ)上發(fā)展而來(lái)的評(píng)估公共物品價(jià)值的陳述偏好方法。主要利用問(wèn)卷調(diào)查技術(shù)誘導(dǎo)被訪者陳述自己的偏好,考察受訪者在假想環(huán)境下的經(jīng)濟(jì)行為,并得到其支付意愿。

假設(shè)被調(diào)查者的效用函數(shù)除受個(gè)人收入、市場(chǎng)商品價(jià)格、受教育程度、家庭規(guī)模等可觀測(cè)要素影響外,還受到個(gè)人對(duì)環(huán)境的偏好、感知等心理因素的影響,被調(diào)查者的決策行為具有不確定性。在問(wèn)卷中設(shè)計(jì)假想的環(huán)境變化,同時(shí)需要被調(diào)查者報(bào)告愿意為環(huán)境改變所支付的費(fèi)用。條件價(jià)值評(píng)估通過(guò)問(wèn)卷調(diào)查的方式,獲得被調(diào)查者的偏好水平,推導(dǎo)在不同環(huán)境狀態(tài)下的消費(fèi)者的等效用點(diǎn),并通過(guò)定量支付意愿或補(bǔ)償意愿的分布規(guī)律評(píng)估環(huán)境的經(jīng)濟(jì)價(jià)值[31]。

Hanemann首次將隨機(jī)效用理論引入單邊界條件價(jià)值評(píng)估中,為該評(píng)估方法奠定了經(jīng)濟(jì)學(xué)基礎(chǔ)[32]。假設(shè)如果改善環(huán)境給居民增加的價(jià)值大于他支付改善環(huán)境的成本,該居民支付改善環(huán)境的成本后效用增加,他就會(huì)對(duì)付費(fèi)改善環(huán)境質(zhì)量持肯定態(tài)度,如果支付成本太大以至于改善環(huán)境得不償失,該居民就不會(huì)同意改善環(huán)境。根據(jù)隨機(jī)效用理論,假設(shè)被調(diào)查者的效用函數(shù)U由可觀測(cè)的非隨機(jī)部分V和不可觀測(cè)的隨機(jī)部分ε兩部分組成。

個(gè)人效用函數(shù)以下列基本模型表征：

U=V(q,w,x)+ε

(1)

個(gè)人效用U是環(huán)境狀態(tài)q、居民個(gè)人收入w和其他變量x的函數(shù),ε為不可觀測(cè)因素。設(shè)初始環(huán)境狀態(tài)為q0,改善后的環(huán)境狀態(tài)為q1,環(huán)境狀態(tài)的提升需要居民支付a單位的費(fèi)用。則兩種環(huán)境狀態(tài)下的居民個(gè)人效用函數(shù)為

U0=V(q0,w,x)+ε0

(2)

U1=V(q1,w-a,x)+ε1

(3)

通過(guò)條件價(jià)值評(píng)估法詢問(wèn)受訪者是否愿意支付由調(diào)查者給出的費(fèi)用數(shù)額a,受訪者只需要回答“愿意”或“不愿意”。受訪者權(quán)衡環(huán)境改善增加的效用為(U1-U0)和所需支付費(fèi)用a后作出決策。將受訪者愿意支付費(fèi)用記作WTP,它揭示了受訪者的效用,居民愿意支付則表明U1≥U0,居民不愿意支付則表明U1

設(shè)潛變量WTPi表示受訪者i愿意支付的水平,其閾值為0,Yi表示W(wǎng)TPi的觀測(cè)值。根據(jù)隨機(jī)效用分析可知,WTPi可能與環(huán)境變量、支付變量、個(gè)人特征、家庭特征等變量有關(guān),是K個(gè)解釋變量的線性函數(shù),這K個(gè)因素的取值對(duì)于個(gè)人i來(lái)說(shuō)為xik,這意味著他愿意為環(huán)境改善支付的費(fèi)用WTPi可由以下Censored模型給出

(4)

式中,若WTPi>0,則Yi=WTPi；若WTPi≤0,則Yi=0。Vi表示W(wǎng)TPi的確定性部分。βk是與第k個(gè)變量相關(guān)的系數(shù),如果βk>0,對(duì)某個(gè)特定的個(gè)人而言,第k個(gè)因素取值的增加會(huì)導(dǎo)致他愿意支付的程度提高；反之,βk<0會(huì)導(dǎo)致他愿意支付的程度下降。但是,因?yàn)樵敢庵Ц兜某潭扰c各因素之間的關(guān)系并不精確或者有些影響因素未包含在方程中所以式(4)中還包括了一個(gè)誤差項(xiàng)ei,用以捕捉這種隨機(jī)性。一般采用極大似然法估計(jì)模型(4)中的參數(shù)。部分學(xué)者采用Heckman兩步法作為極大似然法的替代方法,即第一步采用Probit模型估計(jì)受訪者愿意支付的概率,第二步通過(guò)增加一個(gè)由Probit估計(jì)值推導(dǎo)出來(lái)的逆米爾斯比率來(lái)估計(jì)模型(4)。然而古扎拉蒂和波特指出Heckman兩步法并不像極大似然估計(jì)那樣有效。

為了估計(jì)贛江生態(tài)環(huán)境治理的意愿價(jià)值,需要預(yù)測(cè)出Yi的均值E(Yi|Xi)。設(shè)φ是標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的概率分布函數(shù),Φ是標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的累計(jì)分布函數(shù),X為自變量向量,模型(4)中的ei服從均值為0,方差為σ2的正態(tài)分布,則

E(Yi|Xi)= E(Yi>0|Xi)E(Yi|Yi>0,Xi)

=Φ (Vi/σ) E (Yi|Yi>0,Xi)

=Φ (Vi/σ) E (Vi+ei|Vi+ei>0)

= Φ (Vi/σ) [Vi+E (ei|ei>-Vi)]

=Φ (Vi/σ) [Vi+σφ(Vi/σ)/ Φ (Vi/σ)]

(5)

式中,φ(Vi/σ)/Φ(Vi/σ)為第i個(gè)樣本的逆米爾斯比率。因此,第k個(gè)自變量xk對(duì)居民愿意支付額度Y的影響可以通過(guò)求偏導(dǎo)數(shù)得到,若xk為離散變量,則可以采用差分模型(6)得到xk的偏效應(yīng)。偏效應(yīng)的小大衡量了xk對(duì)E(Y|X)影響的邊際強(qiáng)度。

(6)

根據(jù)經(jīng)過(guò)調(diào)整的Spike模型(7),計(jì)算整個(gè)樣本的平均支付意愿,式中WTPR0為調(diào)查樣本中的零支付比率[33]。

E(WTP)= E(Yi|Xi)×(1-WTPR0)

(7)

2.2 問(wèn)卷設(shè)計(jì)與調(diào)查

Ryan和Spash采用開(kāi)放式CVM調(diào)查問(wèn)卷獲取了居民對(duì)生物多樣性支付意愿的數(shù)據(jù),然后在計(jì)劃行為理論框架下研究了態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制3個(gè)心理因子對(duì)居民支付意愿的影響,并給出了WTP和CVM方法的心理學(xué)解釋[34]。與購(gòu)買私人物品類似,人們?cè)谧龀龉参锲分Ц稕Q策時(shí)同樣存在判斷偏差和非理性行為[18],從行為經(jīng)濟(jì)學(xué)上來(lái)解釋生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)支付意愿并據(jù)此設(shè)計(jì)環(huán)境政策是十分必要的[35]。行為經(jīng)濟(jì)學(xué)中關(guān)于科斯定理和“稟賦效應(yīng)”實(shí)驗(yàn)表明,被試會(huì)高估其擁有的物品價(jià)值,而低估無(wú)產(chǎn)權(quán)的物品價(jià)值[36],除了產(chǎn)權(quán)以外,情感因素也可以解釋被試對(duì)物品價(jià)值的誤判[37]。但現(xiàn)有文獻(xiàn)在使用CVM方法評(píng)估生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)價(jià)值時(shí),鮮有涉及產(chǎn)權(quán)變量和情感因素?？扑苟ɡ碇赋鲑Y源配置的最終狀態(tài)與產(chǎn)權(quán)配置的初始狀態(tài)無(wú)關(guān),但稟賦效應(yīng)表明當(dāng)個(gè)人一旦擁有某項(xiàng)物品,那么他對(duì)該物品的估值要比未擁有之前大大增加,這一效應(yīng)的存在會(huì)導(dǎo)致資源配置比科斯定理預(yù)測(cè)的更有“粘性”。20世紀(jì)90年代以來(lái),一些歐美學(xué)者開(kāi)始從心理學(xué)的角度,探討所有權(quán)的產(chǎn)生和影響,提出了從稟賦效應(yīng)衍生出來(lái)的“心理所有權(quán)”概念[38]。所謂的心理所有權(quán)是一種心理狀態(tài),即個(gè)體感覺(jué)物體好像是他的一樣[39]。心理層面上的所有權(quán)是一種占有感,它使得人們把占有物視為自我的延伸,影響著人類的態(tài)度、動(dòng)機(jī)和行為產(chǎn)生,進(jìn)而決定著資源的配置。

考慮到河流產(chǎn)權(quán)的模糊性,將心理所有權(quán)作為產(chǎn)權(quán)的替代變量,加入支付意愿模型以考察“稟賦效應(yīng)”對(duì)生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)支付意愿的影響。另外,在支付意愿模型中用即反映空間遠(yuǎn)近又折射情感親疏的心理距離作為物理距離的替代變量。同時(shí),在模型中加入滿意和信任等心理因素,探討提升居民支付意愿和生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)價(jià)值的新途徑。CVM研究中支付意愿是否能反映評(píng)估對(duì)象的生態(tài)屬性、受訪者的社會(huì)經(jīng)濟(jì)屬性以及心理因素,是檢驗(yàn)CVM有效性的主要準(zhǔn)則。借鑒國(guó)內(nèi)外研究成果,將影響贛江生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)支付意愿的因素分為兩部分：一般影響因素和心理影響因素。

根據(jù)贛江流域居民的學(xué)歷結(jié)構(gòu),選用制作簡(jiǎn)便且易于理解的支付卡來(lái)測(cè)量流域內(nèi)居民對(duì)贛江生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)的偏好。調(diào)查問(wèn)卷的主要內(nèi)容分為四部分：第一部分為引言,主要介紹贛江生態(tài)系統(tǒng)的資源狀況及其主要的生態(tài)功能。第二部分為支付決策的心理影響因素,包括受訪者對(duì)贛江水質(zhì)的滿意度、贛江水質(zhì)改善對(duì)生活質(zhì)量影響的感受、對(duì)環(huán)保部門生態(tài)治理的信任程度、對(duì)居住地距離贛江的遠(yuǎn)近感受、對(duì)贛江心理所有權(quán)的感受。第三部分為受訪者的支付意愿調(diào)查,首先詢問(wèn)受訪者是否愿意支付,如果愿意支付,則進(jìn)一步詢問(wèn)支付數(shù)額以及對(duì)支付形式的偏好；為驗(yàn)證支付卡片調(diào)查結(jié)果,同時(shí)設(shè)計(jì)了開(kāi)放式題項(xiàng)；如果不愿意支付,則追問(wèn)不愿意支付的原因。第四部分為支付決策的一般影響因素,包括受訪者性別、年齡、戶籍、家庭人口、文化程度和月收入等社會(huì)經(jīng)濟(jì)信息。表1報(bào)告了本研究所涉及的變量、編碼方式、測(cè)量尺度、以及自變量對(duì)支付意愿的預(yù)期影響方向。

修正CVM方法中的偏差是獲得有效支付意愿的前提。針對(duì)CVM中的假象偏差,在問(wèn)卷的引言部分介紹了贛江生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)功能；針對(duì)投標(biāo)起點(diǎn)偏差,采用支付卡方式進(jìn)行調(diào)查的同時(shí)以開(kāi)放式題項(xiàng)詢問(wèn)了受訪者愿意支付的最大金額；針對(duì)策略性偏差,部分問(wèn)題采取了逆向編碼的方式,對(duì)較敏感的收入問(wèn)題以區(qū)間尺度測(cè)量,詢問(wèn)支付意愿時(shí)用兩個(gè)類似的題項(xiàng)相互印證。針對(duì)抗議性偏差,將支付數(shù)額放在是否愿意支付題項(xiàng)之后,并設(shè)計(jì)了一個(gè)辨明零支付原因的題項(xiàng)[17]。

表1 主要變量及賦值說(shuō)明

數(shù)據(jù)來(lái)源：根據(jù)調(diào)查問(wèn)卷整理；“-”表示變量對(duì)受訪者月支付金額的預(yù)期影響為負(fù)值,“+”表示變量對(duì)受訪者月支付金額的預(yù)期影響為負(fù)值,“—”表示變量為因變量

為了保證調(diào)查結(jié)果全面、準(zhǔn)確、可信,課題組采取了在南昌、吉安和贛州市隨機(jī)抽取社區(qū)并安排調(diào)查員攜帶小禮品走訪調(diào)查的方式,與居民進(jìn)行“一對(duì)一,面對(duì)面”的溝通和交流。經(jīng)過(guò)試調(diào)查和問(wèn)卷修訂后,在正式調(diào)查過(guò)程中,首先根據(jù)統(tǒng)計(jì)年鑒估算出2016年3個(gè)地區(qū)常住人口戶數(shù)合計(jì)約520萬(wàn)戶,然后依據(jù)Scheaffer抽樣公式,在5%抽樣誤差范圍內(nèi),計(jì)算得到隨機(jī)抽樣數(shù)量不應(yīng)少于400戶,實(shí)際調(diào)查中涉及贛江沿岸630戶家庭。在抽樣時(shí),依據(jù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、樣本點(diǎn)與贛江的距離遠(yuǎn)近、調(diào)研成本和隨機(jī)抽樣的合理性,在每個(gè)地區(qū)隨機(jī)抽取10個(gè)沿江社區(qū),然后根據(jù)社區(qū)的大小分配調(diào)查對(duì)象的數(shù)量。3個(gè)地區(qū)共發(fā)放630份問(wèn)卷,收回593份有效問(wèn)卷,問(wèn)卷有效率為94.13%。其中,南昌、吉安和贛州分別收回189份、204份和200份有效問(wèn)卷。

表2報(bào)告了受訪者主要社會(huì)經(jīng)濟(jì)屬性變量的統(tǒng)計(jì)描述情況。由表2可以看出：總體而言,調(diào)查樣本呈正態(tài)分布,符合抽樣統(tǒng)計(jì)原則,抽樣具有一定代表性。其中男性占總樣本數(shù)的52.8%,女性占總樣本數(shù)的47.2%,性別比例與實(shí)際較為吻合。受訪者年齡主要集中在18至60歲之間,占受訪人數(shù)的73.36%,受訪者中大專、本科及以上學(xué)歷占38.11%,高中、中專、初中及以下學(xué)歷占61.89%,受訪者個(gè)人月均收入水平主要集中在5000元及以下,這主要是因?yàn)檎{(diào)查包含了部分退休人員,而這部分人員收入水平較低,此外,還可能與受訪者更愿意報(bào)告實(shí)發(fā)收入有關(guān)。

在支付額度的相關(guān)問(wèn)題中零響應(yīng)個(gè)體為108個(gè),約占樣本總數(shù)的18.2%。在向受訪者問(wèn)及“非常不愿意”和“不愿意”支付的原因時(shí),“水體環(huán)境治理屬于公共服務(wù),應(yīng)由政府提供”被提及123次,“收入低,無(wú)力支付”被提及的頻數(shù)為103次,“水體環(huán)境污染是由企業(yè)排污導(dǎo)致,應(yīng)由企業(yè)承擔(dān)治理費(fèi)用”被提及100次,“對(duì)我國(guó)現(xiàn)行體制下治理環(huán)境沒(méi)有信心”被提及41次,認(rèn)為“贛江水體生態(tài)環(huán)境質(zhì)量對(duì)自己生活影響較小”被提及24次,“不是本地戶口”被提及20次。除“收入低,無(wú)力支付”屬于真實(shí)零響應(yīng)群體的態(tài)度外,以上其他的理由都屬于抗議性響應(yīng)群體的態(tài)度。分析產(chǎn)生抗議性響應(yīng)的主要原因有助于提高居民對(duì)河流生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)價(jià)值付費(fèi)的意愿。

表2 受訪者社會(huì)屬性變量的統(tǒng)計(jì)描述

數(shù)據(jù)來(lái)源：根據(jù)調(diào)查數(shù)據(jù)整理

在對(duì)贛江水質(zhì)滿意度的調(diào)查中,7.6%的人對(duì)贛江水質(zhì)非常滿意,27.7%的人對(duì)贛江水質(zhì)表示滿意,表明居民對(duì)贛江水質(zhì)滿意度偏低。在支付偏好的調(diào)查中,11.0%的人選擇了以環(huán)境稅形式支付,33.9%的人選擇了以水費(fèi)附加的形式支付,10.3%的人選擇一次性支付一定數(shù)量的治污費(fèi),20.4%的人希望以捐款的形式支付,選擇“其他”選項(xiàng)的受訪者主要來(lái)自抗議性響應(yīng)群體。

3 結(jié)果與分析

3.1 計(jì)量結(jié)果

表3列出了模型(4)的估計(jì)結(jié)果。大部分參數(shù)的符號(hào)符合預(yù)期。其中居民對(duì)贛江水質(zhì)滿意度、支付偏好、對(duì)環(huán)保部門的信任度、年齡、月收入等5個(gè)變量對(duì)居民愿意支付的額度產(chǎn)生了顯著影響。水質(zhì)滿意度變量前的參數(shù)表明居民對(duì)贛江水質(zhì)滿意度越高越傾向于付費(fèi)來(lái)改善贛江生態(tài)環(huán)境。居民對(duì)環(huán)保部門越信任越傾向?yàn)橼M江生態(tài)環(huán)境治理付費(fèi)。從主要控制變量年齡和收入來(lái)看,贛江生態(tài)環(huán)境治理為年輕人和高收入人群帶來(lái)了較高的效用。

區(qū)位虛擬變量的顯著性表明贛江生態(tài)環(huán)境治理為上游、中游和下游居民帶來(lái)的效用并不一致。從區(qū)位變量的顯著性來(lái)看,同等條件下,下游居民的支付意愿高于中、上游地區(qū)居民的支付意愿,這一發(fā)現(xiàn)與Bhandari等人的結(jié)論類似[24]。導(dǎo)致效用差異的原因可以采用區(qū)位和其他變量的交互變量來(lái)測(cè)度。以表3中的模型為基準(zhǔn),剔除不顯著的解釋變量,并加入居民的心理距離、心理所有權(quán)等變量和交互變量。

表4中報(bào)告了改進(jìn)模型的估計(jì)結(jié)果。其中,在基準(zhǔn)模型的基礎(chǔ)上,剔除了不顯著的變量,并將其他變量作為控制變量,加入心理距離和心理所有權(quán)得到模型1。這兩個(gè)變量的相關(guān)系數(shù)約為0.02,加入模型后不會(huì)產(chǎn)生共線性問(wèn)題。心理距離和心理所有權(quán)的顯著性表明兩個(gè)變量都會(huì)影響受訪者的支付決策。

研究發(fā)現(xiàn)相對(duì)于住宅與贛江的實(shí)際距離而言,居民與贛江的心理距離對(duì)支付意愿的解釋力更強(qiáng)。心理距離與空間距離相關(guān),但不一定成正比。心理距離既反映了居民與贛江空間遠(yuǎn)近又折射了居民對(duì)贛江的情感親疏。心理距離變量前的系數(shù)表明,若居民感覺(jué)河流離自己越遠(yuǎn),則其為治理河流生態(tài)環(huán)境付費(fèi)的意愿越低。心理所有權(quán)變量前的系數(shù)說(shuō)明,居民河流的心理所有權(quán)越強(qiáng)烈,則其為治理河流生態(tài)環(huán)境付費(fèi)的意愿越高。在模型1中引入?yún)^(qū)位虛擬變量與其他變量的交叉項(xiàng)來(lái)考察不同地區(qū)支付意愿的異質(zhì)性及其原因,在剔除不顯著的交互變量之后得到模型2。進(jìn)一步研究心理距離和心理所有權(quán)的調(diào)節(jié)作用,在模型2的基礎(chǔ)上加入心理距離和心理所有權(quán)與其他變量的交互項(xiàng),在剔除不顯著的交互項(xiàng)之后得到模型3。比較模型2和3中變量的系數(shù)可知,大多數(shù)系數(shù)變化不大,說(shuō)明模型3是穩(wěn)健的。

表3 基準(zhǔn)模型的估計(jì)結(jié)果

數(shù)據(jù)來(lái)源：根據(jù)調(diào)查數(shù)據(jù)整理；“***”表示1%的顯著水平,“**”表示5%的顯著水平,“*”表示10%的顯著水平

表4 改進(jìn)模型的估計(jì)結(jié)果

數(shù)據(jù)來(lái)源：根據(jù)調(diào)查數(shù)據(jù)整理；“***”表示1%的顯著水平,“**”表示5%的顯著水平,“*”表示10%的顯著水平

模型3交互項(xiàng)系數(shù)的顯著性表明,信任度和收入水平都會(huì)調(diào)節(jié)居民心理距離對(duì)支付意愿的影響。交互項(xiàng)系數(shù)的符號(hào)表明,信任度越高,居民與河流的心理距離越近,支付意愿也越高,而收入越低,居民與河流的心理距離越遠(yuǎn),支付意愿也越低。通過(guò)討論模型3中的虛擬變量的取值,得出南昌、吉安和贛州居民支付偏好前的系數(shù)分別為-11.93、-5.49、-4.58；信任度前的系數(shù)分別為-27.20、-16.18、-11.70、月收入前的系數(shù)分別為25.99、17.25和16.66。這表明,不同區(qū)域居民支付意愿的異質(zhì)性主要是由居民的支付偏好、對(duì)環(huán)保部門信任程度以及月收入存在顯著差異導(dǎo)致的。

3.2 偏效應(yīng)分析

提高環(huán)保受益人的支付意愿,有助于提升環(huán)境治理服務(wù)的均衡價(jià)格,從而緩解贛江生態(tài)環(huán)境治理設(shè)施供給不足的問(wèn)題。測(cè)算各影響因素對(duì)居民WTP的偏效應(yīng),有助于找到提升居民WTP的可行路徑。根據(jù)模型3的計(jì)量結(jié)果,在控制了收入、年齡、支付偏好、區(qū)位等變量之后,分別討論不同地區(qū)的心理距離、心理所有權(quán)、信任度、滿意度對(duì)居民支付意愿的影響。按照式(5)模擬得到WTP期望值,然后按照式(6)做差分,得到滿意度、信任度、心理距離和心理所有權(quán)四個(gè)心理因素對(duì)居民WTP影響的偏效應(yīng)(表5)。

表5 心理因素偏效應(yīng)的模擬結(jié)果

數(shù)據(jù)來(lái)源：根據(jù)調(diào)查數(shù)據(jù)整理

表5中的差分序“2—1”表示所考察變量取2,其他變量取均值得到的WTP期望值減去所考察變量取1,其他變量取均值得到的WTP期望值,其他的差分序的含義依此類推。表中第3列至第6列中的數(shù)據(jù)為差分值,表示自變量對(duì)居民WTP影響的偏效應(yīng)。當(dāng)差分序?yàn)椤?—1”時(shí),滿意度變量的偏效應(yīng)為-9.671,表示保持其他變量不變,滿意度由“非常滿意”變化到“滿意”時(shí),南昌市每戶居民每月愿意支付的金額約減少9.67元。當(dāng)差分序?yàn)椤?—2”時(shí),滿意度變量的偏效應(yīng)為-8.611,表示保持其他變量不變,滿意度由“滿意”變化到“一般”時(shí),南昌市每戶居民每月愿意支付的金額約減少8.61元。其他數(shù)值可做類似解釋。從表中的結(jié)果可知在多數(shù)情況下,滿意度、信任度和心理距離的影響是邊際遞減的,而心理所有權(quán)的影響是邊際遞增的。另外,同一變量對(duì)下游居民WTP的影響大于對(duì)上游居民WTP的影響,這也是南昌居民的WTP大于吉安居民的WTP,而吉安居民的WTP又大于贛州居民WTP的主要原因。

3.3 價(jià)值估算

圖1報(bào)告了WTP預(yù)測(cè)值。真實(shí)的WTP取值范圍為[0, 300],由于遺失了關(guān)鍵變量,基準(zhǔn)模型以及模型1和2導(dǎo)致了WTP估值偏小。從模型的回歸標(biāo)準(zhǔn)誤和極大似然對(duì)數(shù)值可知,模型3的擬合效果最好。應(yīng)采用模型3來(lái)評(píng)估WTP值。由于預(yù)測(cè)結(jié)果的直方圖顯示W(wǎng)TP預(yù)測(cè)值呈左側(cè)截尾的非對(duì)稱分布,因此,預(yù)測(cè)值的中位數(shù)更有代表性。經(jīng)過(guò)式(7)的Spike公式調(diào)整,由模型3得到的WTP中位數(shù)為19.57元/戶。其中,南昌、吉安和贛州居民的WTP分別約為23.24、19.70元/戶和16.86元/戶。

圖1 贛江流域居民WTP期望值的概率分布圖Fig.1 Probability distribution of residents′ WTP expectation in Ganjiang Basin

贛江流域人口2015年約為2072.84萬(wàn)人,按照江西省3.58人/戶的戶均人口來(lái)估算,贛江流域約有579.01萬(wàn)戶家庭。其中,南昌地區(qū)154.46萬(wàn)戶,吉安地區(qū)135.77萬(wàn)戶,贛州地區(qū)約為229.89萬(wàn)戶。根據(jù)WTP值和人口戶數(shù)可以測(cè)算出,贛江每年為流域內(nèi)居民創(chuàng)造的條件生態(tài)價(jià)值為13.60億元。其中,南昌段生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)價(jià)值為4.31億元/a,吉安段生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)價(jià)值為3.21億元/a,贛州段生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)價(jià)值為4.65億元/a?？紤]到工業(yè)、農(nóng)業(yè)、旅游業(yè)以及下游其他利益相關(guān)者的取用水權(quán)益,贛江生態(tài)環(huán)境治理會(huì)產(chǎn)生溢出效應(yīng),因此有理由認(rèn)為本研究評(píng)估的結(jié)果是贛江生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)價(jià)值的下限。

4 結(jié)論與討論

4.1 主要結(jié)論

本文在隨機(jī)效用分析框架下建立了生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)支付意愿模型,采用Tobit模型和調(diào)查數(shù)據(jù),分析了居民對(duì)贛江生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)的支付意愿及其影響因素,借助偏效應(yīng)分析得到了心理因素對(duì)支付意愿的影響,運(yùn)用CVM方法和預(yù)測(cè)得到的支付意愿中位數(shù),估計(jì)了贛江的生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)價(jià)值。得到如下研究結(jié)論：(1)除居民收入和年齡外,對(duì)贛江環(huán)境治理滿意度、支付偏好、對(duì)環(huán)保部門的信任度、與河流的心理距離、對(duì)河流的心理所有權(quán)也是影響其支付意愿的主要因素。(2)贛江生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)支付意愿的區(qū)域異質(zhì)性是由上、中、下游居民支付偏好、對(duì)環(huán)保部門信任度和收入的差異造成的。(3)滿意度、信任度、心理距離和心理所有權(quán)的平均偏效應(yīng)分別為7.22、3.84、2.7、1.85元/戶。(4)贛江流域WTP預(yù)測(cè)值的中位數(shù)為19.57元/戶,其中,南昌、吉安和贛州每戶居民每月愿意支付的金額分別為23.24、19.70、16.86元,贛江為流域居民創(chuàng)造的生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)價(jià)值為13.60億元/a,其中,南昌段、吉安段和贛州段的生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)價(jià)值分別為4.31億元/a、3.21億元/a和4.65億元/a。

4.2 討論

表6為本文與國(guó)內(nèi)相關(guān)文獻(xiàn)研究結(jié)果的比較。從表6可知,不同文獻(xiàn)的WTP值存在一定差異。CVM估算結(jié)果的差異主要是受到了調(diào)查方案、問(wèn)卷方式、調(diào)查對(duì)象認(rèn)知水平、調(diào)查地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r等因素的影響。部分文獻(xiàn)采用易受到極值影響的WTP均值估算生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)價(jià)值,而本文采用了更穩(wěn)健的中位數(shù)統(tǒng)計(jì)量估算生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)價(jià)值。

表6 本研究與國(guó)內(nèi)其他河流生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)研究結(jié)果的對(duì)比

除CVM方法外,選擇實(shí)驗(yàn)法(CE)也是常用的陳述性偏好測(cè)量方法。張小紅采用選擇實(shí)驗(yàn)法得出湘江流域每戶居民愿意為湘江生態(tài)環(huán)境支付204.63元/a[45]?？紤]到贛江和湘江在地理位置、流域內(nèi)人口特征、經(jīng)濟(jì)狀況等的相似性,可以認(rèn)為使用支付卡及開(kāi)放式CVM和CE得到的評(píng)價(jià)結(jié)果相差不大。

本研究的政策啟示在于：

(1)根據(jù)自變量偏效應(yīng)的大小,政策制定者應(yīng)按照如下優(yōu)先序來(lái)提升居民購(gòu)買贛江生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)的意愿：提升居民對(duì)環(huán)境治理的滿意度>提高居民對(duì)環(huán)保部門的信任度>縮短居民與贛江的心理距離>增強(qiáng)居民對(duì)贛江的占有感。通過(guò)生態(tài)環(huán)境治理制度的創(chuàng)新讓居民分享到河流治污的成果,以提升居民對(duì)水質(zhì)的滿意度；通過(guò)提升環(huán)保部門對(duì)環(huán)境污染事件的處置效率和力度,來(lái)提高居民對(duì)環(huán)保部門的信任度；通過(guò)水上公園等公共設(shè)施建設(shè)和開(kāi)發(fā)水上運(yùn)動(dòng)、水上旅游和水上養(yǎng)生保健等親水項(xiàng)目,增加居民在日常生活中和贛江接觸的次數(shù),從心理上縮短人與河流的距離；通過(guò)加快水權(quán)制度改革,加大贛江生態(tài)環(huán)境信息的披露和宣傳,鼓勵(lì)居民參與贛江流域的環(huán)保公益活動(dòng),來(lái)提升居民對(duì)河流的心理所有權(quán)。

(2)針對(duì)贛江上、中、下游生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)價(jià)值的差異和居民異質(zhì)性的支付意愿,在實(shí)務(wù)操作中有必要實(shí)施生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)差別定價(jià)。相關(guān)部門在確定贛江流域的生態(tài)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)和環(huán)保稅率時(shí)應(yīng)因地制宜,而不搞一刀切。應(yīng)針對(duì)居民支付偏好的差異設(shè)計(jì)多樣化的支付方式。對(duì)于積極響應(yīng)群體,既可以考慮通過(guò)環(huán)保稅、水費(fèi)附加或治污費(fèi)的形式向其征收生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)價(jià)值補(bǔ)償金,也可以發(fā)起成立相關(guān)的公益基金,接受居民捐款。對(duì)于真實(shí)零響應(yīng)群體和抗議性響應(yīng)群體,政策制定者既要曉之以義又要予之以利。可以借助綠色金融制度創(chuàng)新針對(duì)零支付或低支付意愿人群推出有償?shù)母顿M(fèi)模式,激發(fā)居民參與生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)支付的積極性。圍繞贛江流域污水處理、水上運(yùn)動(dòng)、生態(tài)水產(chǎn)品養(yǎng)殖、水上旅游、水上養(yǎng)生保健等盈利性項(xiàng)目,政策制定者可以鼓勵(lì)社會(huì)資本針對(duì)流域內(nèi)居民定向發(fā)行綠色債券或綠色股票來(lái)籌集所需資金,使居民在參與生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)付費(fèi)的同時(shí)享受到保護(hù)水生態(tài)環(huán)境帶來(lái)的收益。

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