基于雙欄模型亳清河區域休閑農地存在價值評估

馮雨豪，王 瑾，畢如田，呂春娟，韓 煜，郭瑞寧

（山西農業大學資源環境學院，山西 晉中 030801）

隨著中國城市化進程的加快，中心城市得到不同程度的快速發展，然而農村現存的“鄉村病”并沒有因此得到改善[1]。面對這一問題，“十九大”提出了鄉村振興戰略，以推進城鄉融合與鄉村轉型發展。亳清河區域“休閑農業”產業與生態融合發展正符合這一要求。休閑農業產業項目用地包含了農用地及部分建設用地，該用地不僅存在著提高經濟產出的價值，同時也具有改善城鄉生態環境、滿足人們農耕的需求和吸引大批游客的非使用價值[2]。然而傳統經濟學對農地價值評估僅僅考慮了在經濟產出上的價值，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地非使用價值中的存在價值（即人們對某一環境資源存在而愿意支付的數額[3]）進行研究，以更精確地表達和體現農地的總價值。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，成為環境價值評估中應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

環境事務的貢獻意愿，如對休閑娛樂及美學價值評估[7]、生物多樣性價值評估[8]、生態恢復及保護價值評估[9-10]、生態服務價值評估[11-12]等。然而對休閑農地資源非使用價值研究較少[3，13-14]。在CVM的研究中，WTP的引導方式也由簡單的投標博弈式[4，15]發展為開放式、支付卡式的連續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勢，從而使這種方法被美國NOAA推薦為CVM研究中的優先問題格式[20]，成為具有代表性的問卷格式。然而在二分式數據處理中，學者經常遇到受訪者給出零支付值的情況。AMIGUES[21]認為零值出現的主要原因為家庭收入較少，然而MICHELL等[22]認為除了收入限制的原因，其他如環保意識的淡薄、對政府不夠信任等因素也會引起零值的產生，若不能有效處理這些零值則會導致評估結果的偏差。如1985年TOBIN[23]提出TOBIN模型,就將所有零值歸因于自身經濟條件而拒絕支付，忽略了其他原因所產生的可能，從而造成估計的偏低。鑒于此，CRAGG[24]提出了雙欄模型（Double-Hurdle Model），通過將受訪者的經濟行為分為“參與決策”與“支付決策”兩部分來區分零值出現原因，只將真實零代入數據處理，從而達到更加精確的目的。隨著雙欄模型被大量應用[25-28]，其科學性最終被相關領域學者所認可。

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地各項服務功能能夠長時間存在的貢獻意愿，得到休閑農地的存在價值。為政府針對性地提高居民對休閑農地保護的積極性、促進休閑農業可持續發展制定合理政策提供科學依據。

1 研究區概況和研究方法

1.1 研究區概況

亳清河區域位于山西省南部、運城市東北隅的垣曲縣境內。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；研究區內存在最大的水庫——小浪底水庫，庫容1.265×1010m3。隨著小浪底水庫建設以及山西古城國家濕地公園的推進，縣城至水庫地區成為城鄉融合發展的主要區域。亳清河區域是一個包含林地、草地、濕地、水庫等生態系統為主的綜合性生態區，該地區面積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，占研究區總面積的65.22%。河流、濕地、林地和草地等生態系統以及生物多樣性是形成其自然資源稟賦的基礎，也成為當地發展休閑農業不可缺少的重要條件。

依托亳清河區域自然資源特色，該地區農業和旅游業發展已初具規模，形成了集景觀生態、休閑旅游、文化展示、產業經濟等功能為一體的休閑農業產業發展區。自2016年該地區啟動休閑農業產業發展項目以來，目前已建成旅游景點26個、農業生產及產業園區35個、農家樂等休閑旅游村莊7個。農民人均年收入由起初的3500元/年上升為4500元/年；同時該地區旅游人數也在逐年增長，為當地帶來顯著收益。由此可見休閑農業的發展帶來的經濟效益是巨大的，但除了市場價格體現的土地效益之外，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”，在參與的基礎上，以何價格進行支付的支付決策。CRAGG認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查，通過受訪者態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、經濟變量；α為待估參數；μi為隨機誤差項，且服從獨立正態分布。

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；Xi表示受訪者的社會、經濟變量；β、σ為待估參數；εi為隨機誤差項，且服從獨立正態分布。

式（3）中：Yi為受訪者實際支付的金額，即當受訪者積極參與調查時，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面態度而未能表達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，雙邊界兩分式調查問卷最終產生的結果可以分為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行參數估計，其公式如下：

1.2.2 生存模型

本文借助生存模型[30]，其函數S（T）為以T為投標值時，受訪者所持更高支付意愿的概率。考慮經濟理論指出的個人WTP受到受訪者社會經濟背景的限制[7，31]，因此Tmax取本次調查的最大投標值，并進行右截斷，使得平均WTP值更加準確，公式如下所示：

1.2.3 問卷設計及發放

問卷內容包含三個部分：

第一部分為亳清河區域休閑農業規劃了解程度及農地存在重要性評價。這些問題能夠反映受訪者對研究區內基于農地開發—保護項目的認知和態度；第二部分是對受訪者進行支付意愿調查，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濟背景調查。

為確定WTP的初始投標值，我們首先進行了預調查，共發放56份開放式問卷，請居民自行填寫愿意支付的金額。根據調查結果，選取累積頻率為0.2、0.4、0.6、0.8對應的近似整數為起始投標值，即20、50、100、300元/年，因此在正式訪問調查中形成了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）內的支付意愿。

（2）若第一次回答為“不同意”，則第二次投標值減半為“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、休閑農業發展項目了解程度、休閑農地存在重要性評價、休閑區休閑頻度、家庭年收入8個社會經濟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）。

對研究區內6個鄉鎮的居民進行了簡單隨機抽樣[32]調查。依據Scheaffer抽樣公式確定了樣本數量。

表2 CVM問卷分類及調查結果Tab.2 Classi fi cation of CVM questionnaire and survey results

式（13）中：N*為抽樣樣本數；N為研究區總人口數；δ為抽樣誤差，取值0.06。最終得到樣本數量為400份。

為了減少在調查過程中產生的偏差，采用了如下方法：（1）對調查員進行培訓，充分了解問卷各部分內容，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容。

2 研究結果

2.1 問卷發放情況描述性統計

本次共發放400份調查問卷，有效問卷數量為378份，有效率高達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）“我不相信專款專用”占41.43%；（2）“休閑農地開發—保護由政府全權負責”占30.00%；（3）“休閑農地價值沒那么高”占15.71%；（4）“休閑農地存在價值的提升與我家無關”占7.14%；（5）其他原因占5.72%。

通過表3的描述性統計，可以預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，所以預期性別不會對支付率產生影響。

（2）年齡。30～50歲，支付率呈上升狀態；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，家庭收入趨于穩定，因此可以拿出一部分收入支援本地發展。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，居民對本地區休閑農業發展的認識越透徹，越能感受到產業發展對農地保護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，人們捐款意愿越強烈，這是因為距離越近，居民越能體會到休閑農業發展對農地存在價值的提升及環境改造所帶來的好處。但在2～10 km支付率出現波動，這可能是因為休閑農業布局不均導致的。

（5）休閑農業發展項目了解程度。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展。

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

（6）休閑農地存在重要性評價。居民普遍認為休閑農地的存在必然會為當地帶來經濟—生態效益。因此隨著重要性評價的上升，支付率上升。

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

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

2.2 雙欄模型結果與分析

基于R統計軟件得出參與模型的參數估計結果，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業項目了解程度（ACK）、休閑農地存在重要性評價（IMP）、休閑區休閑頻度（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%水平統計顯著，且都與參與決策的潛變量成正相關，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的游玩頻度越高，就越愿意參與到調查中，也就越不容易出現抗議性支付。

表4 參與模型參數估計結果Tab.4 Parameter estimation of participation model

居民對本地區休閑農業發展情況了解程度越低，越無法系統認識休閑農業建設給本地區經濟—環境效益所帶來的優勢，所以一部分人對這個項目并不看好，而抱有抗議性態度；休閑農地存在重要性評價與項目了解程度相似，雖然大部分居民認為保護農地持續健康能帶來效益，但一部分居民并沒有處于核心區域內，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濟上帶來的好處，因此他們也持有抗議性態度；居民若是頻繁地對本地區進行游覽休閑，就會切身體會到研究區內因休閑農業的建設和農地保護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內環境的變化，從而持有保守態度。

對于家庭年收入來說，其在5%水平統計顯著，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，因此不進行分析。

基于R統計得出支付模型的參數估計結果，如表5所示，其支付方程為：

表5 支付模型參數估計結果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%水平統計顯著，且與支付金額正相關，即重要性評價、受教育程度和家庭年收入越高，支付數值越大。

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

在支付方程中休閑區游玩頻度在5%水平統計顯著，說明其對因變量沒有決定性影響。它與支付意愿負相關，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。相關文獻[33]稱社會經濟變量在10%水平統計下顯著，就能夠說明其對因變量產生輕微影響，即受訪者年齡也與支付意愿具有負相關關系，也許因為年輕人素質文化相對較高，相比于老年人更具有社會責任感。其次，老年人對經濟問題的謹慎也是造成負相關關系的原因。其他因子在支付方程中并不顯著，因此不納入方程。

2.3 休閑農地存在價值計算

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

3 結論與討論

3.1 結論

本文應用雙邊界兩分式CVM，以雙欄模型解釋受訪者的經濟行為，較精確地測算了亳清河區域休閑農地的存在價值，主要結論如下：

（1）本文有效問卷數量為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地保護持支持態度。但其中不乏存在抗議者，從他們的問卷來看，并不是無法認識到休閑農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，以及沒有對本地發展潛力形成正確的認識。政府應針對這類問題采取相應對策，以得到居民的支持，推動休閑農業發展及農地保護項目的實施。

（2）將較為精確的雙邊界二分式引導方式引入到休閑農地存在價值的估算中，調查了受訪者較為真實的支付意愿；通過構建雙欄模型將受訪者的經濟行為分為參與決策與支付決策兩階段，區分了抗議性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業項目了解程度、休閑農地存在重要性評價、休閑區休閑頻度，在支付模型中休閑農地存在重要性評價、受訪者年齡、受訪者受教育程度。通過模型中的兩欄對相關因素的區分，使得本次存在價值估算結果更加精確。

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

3.2 討論

雙欄模型的參與模型有效的區分抗議性0與非抗議性0，使受訪者持有抗議性態度的原因浮現出來，其中對政府的不信任[34-36]，比例高達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、休閑農地存在重要性評價及家庭年收入。大學及以上學歷的人群中，有支付意愿的比例超過了80%，說明教育程度對居民的環保認識具有較大影響力；重要性評價越高，越對休閑農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。相反，受訪者年齡、對亳清河休閑農業發展項目了解程度、居住距離等因素的相關性不顯著。本文以上研究結果與前人學者研究[37-38]基本一致。針對這一結果，政府應加強休閑農地開發與保護的宣傳及教育力度，提高居民的責任意識，使居民切身參與到項目計劃的實施中，從而增強對政府的信任度，共同促進本地區良好發展。

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

本文是對城鄉轉型及融合發展地區休閑農地存在價值的估計。通過雙欄模型的分析結果，為政府對當地農地的保護與開發提供衡量基礎。在今后的研究中，應增多初始投標值的數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計問卷，從不同方面測算休閑農地存在價值的支付意愿，從而更合理地估計休閑農地存在價值。