礦糧復合區土地利用沖突強度測算研究*
——以江西省德興銅礦和永平銅礦污染區域為例

宋振江，李 爭，楊 俊

(1.華南農業大學經濟管理學院，廣東廣州 510642；2. 東華理工大學經濟與管理學院，江西南昌 330013；3. 東華理工大學測繪工程學院，江西南昌 330013；4. 流域生態與地理監測國家測繪地理信息局重點實驗室，江西南昌 330013)

0 引言

礦糧復合區是礦業生產與農業糧食生產相交匯的特殊區域，由于礦業長期以粗放生產牟取暴利，以至于礦業生產污染耕地致使農戶及糧食經濟受損，由此引發土地利用沖突。礦糧復合區生態補償的機理在于在資源稀缺前提下對農戶福利的補償，這種補償并非單向由礦企流向農戶，而具有礦企粗放經營獲取暴利的客觀前提，這一前提為生態補償的合理性奠定經濟學理論基礎。從污染演進視覺下，礦糧復合區生態污染問題造成耕地污染，以致使農業經濟收益衰減、農戶利益受損，而衍生出對農戶利益損失的生態補償問題。前人的研究更側重于受償意愿與支付意愿的關系，高漢琦等[1]基于CVM(ContingentValueMethod，即條件價值法)方法對耕地生態補償加以研究，發現農戶的支付意愿(WillingToPay，簡稱WTP)與受償意愿(WillingToAccept，簡稱WTA)存在差異，差異源自農戶的利益損失程度；在對WTA與WTP差值的探索上，Horowitz等[2]認為不同因素影響造就了其差異性及參差性； 而從行為經濟學視角，基于有限經濟人假設，主觀意愿調查下農戶好惡偏好的差異導致WTA與WTP的鴻溝[3-4]； 國內學者趙軍等[5]、劉亞萍[6]就環境與生態系統服務價值予以探討，探究受償意愿與支付意愿不對稱的機理，為兩者差值形成的內在機理提供了學理論證； 而對礦糧復合區生態補償的研究上，李國平等[7]從社會經濟因素方面對支付意愿與受償意愿的差異性展開實證分析，從農戶的基本特征上探尋影響因素。然而，在實踐中，生態污染程度與生態補償缺口(受償意愿與支付意愿的差值)呈正相關關系，而當耕地污染極其嚴重至于棄耕時，WTP則趨近于0，土地利用沖突矛盾愈發不可調和，此時農戶的意愿更趨向于實際補償(Actualcompensation，簡稱AC)。但受制于礦企、地方政府的尋租制約，實際補償金額往往與WTA存在差異，以致形成生態補償的實際可得性缺口，這個缺口與土地利用沖突程度呈現出正相關關系，故而可采用缺口差值來測度土地利用沖突強度，以此為探求礦糧復合區土地利用沖突緩解機制服務。而前人的研究更多著重于WTA與WTP的差異及影響差異的因素，對WTA與AC間的差異所造成的生態補償缺口對土地利用沖突強度的影響領域研究甚少。鑒于此，文章以此為研究著力點，對在生態補償缺口測度下的礦糧復合區土地利用沖突強度及其驅動力加以研究，通過對江西省典型礦糧復合區進行田野調查，測算礦糧復合區農戶對于耕地受損的受償意愿(WTA)與實際補償(AC)，分析生態補償缺口與福利平衡機理，為合理的土地利用緩解機制探尋解決路徑。

1 研究區域與數據來源

1.1 研究區域

研究區選擇江西省上饒市德興市和鉛山縣的礦糧復合區，德興市擁有亞洲最大的露天開采銅礦——德興銅礦，鉛山縣永平銅礦開采量亦位為全國前列，且兩個銅礦同在江西銅業旗下，開采年限在20年以上。德興銅礦位于江南陸塊成礦帶(Ⅲ-1)，其中德興銅礦主礦區銅探明儲量303.136 7萬t、大茅山銅礦探明儲量17.763 3萬t、富家塢銅礦探明儲量252.922 7萬t、西山已探明儲量12.876 5萬t、九區已探明儲量55.874 4萬t、朱砂紅已探明儲量184.492 2萬t、銅廠已探明儲量303.136 7萬t等，該區域亦發育金礦，且儲量巨大，研究區域鉛鋅礦儲量亦在流域占優。與此同時，自唐、宋起，德興銅礦區域重金屬開采即已萌發，當前德興銅礦主礦于1965年開始開采，現代開采史已逾50余年，然而該區域皆以露天開采為主，加之設備陳舊、環保設備缺位，以致粗放經營，對周邊水土環境造成了諸多破壞，以致當前呈現河流污染、土壤酸化、相關疾病爆發等環境與健康問題，故而該文選其作為典型礦糧復合區之一加以探討土地利用沖突緩解問題，為解決區域生態環境問題獻言獻策。

鉛山縣永平銅礦位于北武夷成礦帶(Ⅲ-3)，其中永平銅礦主礦坑天排山銅礦已探明銅儲量107.589 2萬t，是鉛山縣重要的銅礦資源分布區。永平銅礦自1984年投產，迄今已連續開采30余年，然而該礦以露天開采為主，對天排山地區的水土資源造成了極大的污染與破壞，近年來礦山周邊出現土壤酸化、耕地滲水、地下水污染、影響區域肝腎疾病頻發等問題，以致土地利用沖突愈發升級，嚴重威脅區域自然資源的可持續利用，故而該文將其作為研究區域之一，以探究土地利用沖突的緩解策略，為區域自然資源的可持續利用探尋經濟、政策緩解、支撐方案。

1.2 數據來源

該文數據來源于永平天排山銅礦污染區和德興銅礦污染區575位受訪者對礦糧復合區WTA和WTP的主觀意愿，其中有效問卷557份。問卷問題設置基于希克斯個人福利函數原理，問卷包括7個部分，其中第一部分為農戶基本特征(包含性別、年齡、教育程度、主要工作、收入)，第二部分為耕地基本情況(主要為污染與否問題)，第三部分為投入基本情況，第四部分為產出基本情況，第五部分為農業政策情況，第六部分為土地利用問題協商情況，第七部分為環境影響基本情況及生態補償主觀意愿。

2 研究方法

WTA和AC的理論來源于福利經濟學中的希克斯個人福利函數原理，從理論經濟學視覺，WTA=AC[6， 8-11]。但在實踐中，兩者存在缺口，該文著重研究WTA與AC的關系，以實現測度土地利用沖突強度。

由于對農戶WTA、AC的測算數據源于問卷調查，即是否愿意參與生態補償(CYD)={0， 1}，協變量為性別(SEX)、年齡(AGE)、教育程度(EDU)、主要工作(JOB)、收入(INC)，故而應用多項分類Logistic回歸模型加以測算，對于二值(0-1)概率的計算公式為：

(1)

式(1)中，Py為二值概率，β0、βi、βi為估計參數，xi為補償變量，zj為被調查者的特征變量。當WTA>0或AC>0時，則有

(2)

(3)

為規避零補償的影響，可利用Spike模型對WTA與AC值予以優化，優化后的平均受償意愿(ETA)和平均實際補償(EAC)為：

E(ETA)=E(WTA>0)·(1-WTAR0)

(4)

E(EAC)=E(AC>0)·(1-ACR0)

(5)

式(4)(5)中，WTAR0、ACR0分別為零受償、零補償比率[6，8-11]。

3 土地利用沖突強度實證測算

3.1 WTA的統計分析

研究區域的損失類型存在五大類，即土地占用、房屋損壞、土壤污染、飲用水源污染、疾病，這5類損失所對應的生態補償方式分別為現金和就業，因此應分別對5類損失類型的WTA進行測算。

(1)土地占用損失補償意愿測算

經實證調查，樣本中土地占用損失生態補償中296位受訪農戶偏好于現金補償方式，占總樣本的53.14%，而相對應的偏好于就業補償的農戶為261人(占樣本總數的46.86%)。

土地占用損失補償意愿受償金額測算采用征地補償方程，即由土地補償費、安置補助費、青苗補償費等構成。經測算，基于現金補償方式的補償意愿受償金額[元/(667m2·戶)]可分為[0， 15 000)[15 000， 30 000)[30 000， 45 000)[45 000，+∞)等4個檔次，土地占用損失的現金方式WTA集中在[0， 15 000)區間，中位數在[15 000， 30 000)區間上，則土地占用損失現金補償的平均受償意愿E(ETAc)=21 739.87(元/667m2)。

而就業補償的受償金額以調查區域受訪者意愿就業行業的平均收入水平為衡量標準，調查區域家庭平均人口為5.38人，主要勞動力為2.30人，故而該文假設研究區域受訪農戶家庭人口為5人、主要勞動力為2人，因此就業補償方式的受償金額[元/(月·人)]則可分布在[0， 1 500)[1 500， 3 000)[3 000， 4 500)[4 500，+∞)等4個區間上，其中，WTA集中在[0， 1 500)區間，中位數在[1 500， 3 000)區間上，即存在土地占用損失就業補償的平均受償意愿E(ETAe)=2 020.12[元/(月·人)]，即E(ETAe)=24 241.38(元/年·人)。

而綜合這兩種補償方式可核算一年期內土地占用損失平均補償意愿金額(即戶均現金補償受償金額×權重+人均就業補償受償金額×權重)為22 990.621 9元。

(2)房屋損壞、土壤污染、飲用水源污染、疾病補償意愿測算

經實證調查，樣本中房屋損壞、土壤污染、飲用水源污染、疾病補償中557位受訪農戶全部偏好于現金補償方式，故而將這4種損失問題歸于一類加以探討。

房屋損壞補償意愿受償金額通過對房屋建造費用、損壞程度、安全系數等方面加以評價，從而引導農戶依據現狀作出房屋損壞補償意愿。因此，基于現金補償方式的房屋損壞補償意愿受償金額[元/(m2·戶)]可分布于[0， 1 000)[1 000， 1 500)[1 500，+∞)等3個區間，WTA集中在[1 000， 1 500)區間上，中位數亦在[1 000， 1 500)區間上，則房屋損壞現金補償的平均受償意愿E(ETAh)=1 179.98[元/(m2·戶)]。

土壤污染的補償意愿受償金額以其承載的作物產量、銷售價格作為衡量依據，因此現金補償方式下的土壤污染補償意愿受償金額[元/(667m2·戶)]更集中在[15 000，+∞)區間上，中位數亦在[15 000，+∞)區間上，則土壤污染現金補償的平均受償意愿E(ETAs)=16 633.75(元/667m2)。

飲用水源污染的補償意愿受償金額是通過農戶飲用體驗、相關疾病治療費用以及相關檢測報告而獲取。故而，飲用水源污染現金補償意愿受償金額(元/戶)更趨向在[10 000， 15 000)區間上，經測算，飲用水源污染現金補償的平均受償意愿E(ETAw)=13 146.32(元/戶)。

疾病污染補償受償金額是通過對疾病治療費用、痛楚程度的綜合測評，研究區域受訪農戶中存在疾病困擾的農戶家庭疾病人數均值為1人/戶，因此疾病污染現金補償意愿受償金額[元/(年·人)]更集中在[15 000，+∞)區間上，則疾病污染現金補償的平均受償意愿E(ETAd)=19 851.89[元/(年·人)]。

3.2 AC的統計分析

經田野調查發現，3個典型礦糧復合區均存在實際補償為零的現象，且占據相當比重，而實際中發放的補償更多為短期小額現金補償，與農戶的受償意愿相去甚遠，其為造成土地利用沖突激化的根源。

經測算，獲得土地占用損失實際補償的受訪農戶僅為研究區總樣本的24.60%，且補償金額多介于(0， 12 000)區間，故而基于現金補償方式的土地占用損失平均實際補償E(EACl)=1 368.04(元/667m2)。

而房屋損壞實際補償獲得比重僅為1.08%，且補償金額皆在300元/m2以下，以至于基于現金補償方式的房屋損壞平均實際補償E(EACh)=18.85[元/(m2·戶)]。

受制于僅有4.67%的受訪農戶獲得土壤污染補償，因此基于現金補償方式的土壤污染平均實際補償E(EACh)=8.08[元/(667m2·戶)]。與此同時，僅有2.51%的受訪農戶獲得飲用水源污染補償，故而基于現金補償方式的飲用水源污染平均實際補償E(EACw)=59.25(元/戶)。

經調查發現，雖然農戶存在不斷上訪的行為，但受訪農戶中并未得到疾病補償金，因此疾病平均實際補償E(EACd)=0。

3.3 AC/WTA的統計分析

土地利用沖突強度(land-useConflictsIntensity，簡稱LUCI)通過實際補償金額與受償意愿金額間的缺口加以反映，即有公式：

(6)

(1)江西省3個典型礦糧復合區均存在實際補償與受償意愿間缺口過大的問題，主要表現為受償意愿各區域均值同實際損失趨近，符合正常受償意愿值取值區間，而當前實際補償卻嚴重缺位，以致造成實際補償與受償意愿間的嚴重脫節，最終造成土地利用沖突強度加劇現象。

(2)土地利用沖突強度測算表明，當前對礦糧復合區生態補償更側重于對土地占用損失的補償，這種損失最為直觀，故而在文中列舉的5種損失中土地利用沖突強度最弱，然而水土、財產、健康等方面的損失是長期累積形成的問題，礦企與地方政府通過尋租行為來規避這些方面的補償，同時由于農村產權問題的模糊化，為污染排放尋租提供可模糊的“灰色地帶”，以致形成“公地的悲劇”，加劇這些損失領域的土地利用沖突危機。

(3)江西省3個典型礦糧復合區土地利用沖突強度測算反映出當前對礦糧復合區相關損失的補償原則忽略了以人為本的根本理念，而更強調從財產視角加以治理與補償。在消極污染治理的背景下，伴隨污染的繼續集聚而致使人繼續攝入并在體內累積污染物，造成疾病危機，并在各方面發生連鎖反應，這種現象難于土地整治，更反映出土地利用沖突危機不合理處理下將造成社會危機，威脅社會各個支脈的繁榮穩定，將沖突放大化。

4 土地利用沖突強度測算有效性檢驗

4.1 基于GM(1， 1)模型的WTA、AC有效性檢驗方法

圖1 土地利用沖突強度

(7)

用指數曲線彌合一次累加序列，則此曲線的一階線性常系數微分方程為:

(8)

滿足某一初始條件的一階積分曲線為:

(9)

其中，a、u為待定未知參數，有:

(10)

x(0)(k+1)+ax(1)(K)≈u(k≤K≤k+1)

(11)

根據最小二乘法，線性回歸系數a、u滿足：

(12)

(13)

(14)

(15)

(16)

表1 精度級別

精度級別關聯度(ε)均方差比值(J)優(I)≥090≤035良好(Ⅱ)≥080≤050一般(Ⅲ)≥070≤065勉強(Ⅳ)≥060≤080不合格(V)<060>080

4.2 WTA和AC的有效性檢驗

表2 WTA和AC的有效性檢驗

類別補償方式WTAACJεJε土地占用損失現金02103098560507009971就業0083508000——房屋損壞現金06465097670549609600土壤污染現金00045099940156009504飲用水源污染現金07913097790760709462疾病現金0265509914——

表2檢驗結果可知，土地占用損失的現金方式WTA的均方差比值(J)、灰色絕對關聯度(ε)為優(I)； 土地占用損失的就業WTA的均方差比值(J)為優(I)，灰色絕對關聯度(ε)為良好(Ⅱ)； 房屋損壞的現金WTA的均方差比值(J)為一般(Ⅲ)，灰色絕對關聯度(ε)為優(I)； 土壤污染的現金WTA的均方差比值(J)為優(I)，灰色絕對關聯度(ε)為優(I)； 飲用水源污染的現金WTA的均方差比值(J)為勉強(Ⅳ)，灰色絕對關聯度(ε)為優(I)； 疾病的現金WTA的均方差比值(J)為優(I)，灰色絕對關聯度(ε)為優(I)。綜上檢驗可知，江西省3個典型礦糧復合區土地占用等5個污染項的受償意愿調查數據的有效性較高，能夠反映土地利用沖突強度問題的內在機理，具有一定實際效用。

經測算，土地占用損失的現金AC的均方差比值(J)為一般(Ⅲ)，灰色絕對關聯度(ε)為優(I)； 房屋損壞的現金AC的均方差比值(J)為一般(Ⅲ)，灰色絕對關聯度(ε)為優(I)； 土壤污染的現金AC的均方差比值(J)為優(I)，灰色絕對關聯度(ε)為優(I)； 飲用水源污染的現金AC的均方差比值(J)為勉強(Ⅳ)，灰色絕對關聯度(ε)為優(I)。由于調查樣本中的疾病實際補償皆為0，故其可不做有效性檢驗。據上述檢驗可知，對AC的檢驗表明江西省3個典型礦糧復合區的數據精度符合土地利用沖突強度測算標準，能夠較好地反映當前實際補償中存在的問題，故而能夠為該文分析所用。

5 結論與討論

通過實證研究與有效性檢驗可透視出江西省3個典型礦糧復合區的土地利用沖突強度，為進一步的土地利用沖突緩解提供了政策緩解入手點，故而就WTA與AC間的缺口可以透視出土地利用沖突問題所涵蓋的幾個內在性問題，因而可得出以下意見。

5.1 結論

(1)當前隱性土地利用沖突強度升級，以至于在社會急劇變革的當下，隱性沖突集中爆發，由此引發礦糧復合區“社會—生態”可持續發展危機。經測算土地占用損失沖突強度為16.81，房屋損壞沖突強度為62.50，土壤污染沖突強度為2 000.00，飲用水源污染沖突強度為222.22，疾病沖突強度甚至為+∞，致使當前隱性土地利用沖突呈失控狀態。而在二元經濟結構藩籬逐漸被打破的當下，在機會成本的驅使下農戶的棄耕動力將作用于礦企的尋租動力，從而導致隱性土地利用沖突愈發積聚，并在一定時期環境問題集中爆發，引發礦糧復合區“社會—生態”可持續發展危機。

(2)當前礦糧復合區土地利用沖突補償實際落地的缺位是誘發土地利用沖突強度升級的內因。實際補償與受償意愿間的正常比值應在單倍范疇才能夠控制土地利用沖突強度在低位可調節范疇，然而當前諸多污染項的零實際補償落地比例高達90%以上，致使土地利用沖突問題達到一種不可調和的情境，而有效的沖突補償實際落地則是穩定沖突的有效手段，因此如何促進補償及時落地則是當前土地利用沖突強度弱化的有效內在驅動機制。

(3)當前礦糧復合區存在顯性沖突補償，而對隱性沖突弱化的趨勢，致使農戶根本利益受損，土地利用沖突強度升級。土地占用問題是礦企征地所面臨的顯性問題，因此礦企更趨向于通過給予退地農戶補償而換取生產空間，因此就土地占用損失沖突強度在文中相對于其他4項隱性沖突則較弱。而房屋損壞、土壤污染、飲用水源污染、疾病等污染項皆為長期累積所造成的隱性沖突，農戶對這些沖突的直觀反映程度對礦企造成的沖擊亦較弱，然而伴隨矛盾的累積、沖突的疊加、污染的擴散，這一沖突必然會使農戶根本利益受損，使土地利用沖突達到矛盾不可調和的狀態。

5.2 討論

(1)必須貫徹落實生態文明建設的核心要旨，通過社會性、經濟性、工程性、生態性緩解機制治理當前潛藏的礦糧復合區“社會—生態”可持續發展危機，調動各方面響應機制，促進區域土地資源可持續利用、經濟社會穩定發展。

(2)建立全方位社會監督網絡，降低利益攸關方尋租概率，促進土地利用沖突補償有效落地，并須確保沖突補償資金的合理利用，確保其實際落地有利于緩解礦糧復合區“社會—生態”可持續發展危機，提升補償資金利用效率。

(3)當前礦糧復合區土地利用沖突強度是由空間性、系統性、全局性因素所引發。當前礦糧復合區實際生態補償的不均衡性、低落地性、低質性造成當下土地利用沖突問題仍舊矛盾多發，沖突強度逐年上升。而從系統性與全局性視角來看，當前的實際補償側重在土地占用等顯性沖突領域，而對房屋損壞、土壤污染、飲用水源污染、疾病等污染長期處于弱化態勢。從空間性視角來看，當前的實際補償缺乏基于空間視角的精準性，缺乏補償的針對性與長效機制，以致難以獲得農戶認同，不僅未緩解土地利用沖突強度，反而使沖突強度升級。因此從空間性、系統性、全局性視覺來緩解礦糧復合區土地利用沖突問題亦為當前不可回避的問題之一，故而應對此方面繼續深入探索。

[1] 高漢琦，牛海鵬，方國友，等.基于 CVM 多情景下的耕地生態效益農戶支付/受償意愿分析.資源科學， 2011, 33(11): 2116～2123

[2] Horowitz J K,McConnell K E. A review of WTA/WTP studies.Journal of Environment， 2002, 44(3): 426～447

[3] Loomes G,Orr S， Sugden R.Taste uncertainty and status quo effects in consumer choice.Journal of Risk and Uncertainty， 2009, 39(2): 113～135．

[4] Isoni A.The willingness-to-accept/willingness-to-pay disparity in repeated markets：loss aversion or 'bad-deal' aversion?.Theory and Decision， 2011, 71(3): 409～430

[5] 趙軍，楊凱，劉蘭嵐，等.環境與生態系統服務價值的 WTA/WTP 不對稱.環境科學學報， 2007, 27(5): 854～860

[6] 劉亞萍，金建湘，周武生，等.環境價值評估中的WTP值和WTA值測算與非對稱性——以廣西北部灣經濟區濱海生態環境保護為例.生態學報， 2015, 35(9): 2870～2879

[7] 李國平，郭江，李治，等.煤炭礦區生態環境改善的支付意愿與受償意愿的差異性分析——以榆林市神木縣、府谷縣和榆陽縣為例.統計與信息論壇， 2011, 26(7): 98～104

[8] 段姍姍.遼河流域生態補償標準及其逐級協商機制研究——基于WTP與WTA的差異性測算分析.大連：大連理工大學， 2011.16～17

[9] 張翼飛.居民對生態環境改善的支付意愿與受償意愿差異分析——理論探討與上海的實證.西北人口， 2008, 29(4): 63～68

[10]尹昌斌， 黃顯雷，趙俊偉，等.玉米秸稈還田的受償意愿分析——基于河北、山東兩省的農戶調查數據.中國農業資源與區劃， 2016, 37(7): 87～95

[11]程建， 程久苗，費羅成，等.城鄉一體化背景下耕地社會保障價值研究——以安徽省懷寧縣為例.中國農業資源與區劃， 2016, 37(6): 158～163

[12]何滿喜， 王勤.基于 Simpson 公式的 GM(1，N)建模的新算法.系統工程理論與實踐， 2013, 33(1): 199～202

[13]王琳， 林姣.濰河流域 WTP 預測研究——基于灰色 GM(1.1)模型.綠色科技, 2014，(5)： 157～159

[14]顧景枝， 余國新，陳文博.新疆林果業生產風險度量與評估——基于GM(1， 1)模型與信息擴散理論的實證分析.中國農業資源與區劃， 2015, 36(6): 82～88

[15]段寶玲，馮強，劉德軍，等.基于灰色 GM(1， 1)模型的城市人口規模預測——以大同市為例.山西農業大學學報(自然科學版)， 2016， 36(1)： 35～38， 76