冯雨豪，王 瑾，毕如田，吕春娟，韩 煜，郭瑞宁

（山西农业大学资源环境学院，山西 晋中 030801）

随着中国城市化进程的加快，中心城市得到不同程度的快速发展，然而农村现存的“乡村病”并没有因此得到改善[1]。面对这一问题，“十九大”提出了乡村振兴战略，以推进城乡融合与乡村转型发展。亳清河区域“休闲农业”产业与生态融合发展正符合这一要求。休闲农业产业项目用地包含了农用地及部分建设用地，该用地不仅存在着提高经济产出的价值，同时也具有改善城乡生态环境、满足人们农耕的需求和吸引大批游客的非使用价值[2]。然而传统经济学对农地价值评估仅仅考虑了在经济产出上的价值，却忽略了其可以提供景观空间、旅游休闲、生物多样性等非使用价值。因此本文针对休闲农地非使用价值中的存在价值（即人们对某一环境资源存在而愿意支付的数额[3]）进行研究，以更精确地表达和体现农地的总价值。目前测算非使用价值最广泛的方法为条件价值评估法。

条件价值评估法（Contingent Value Method, CVM）最早由CIRIACY-WANTRUP[4]、DAVIS[5]提出并实践，成为环境价值评估中应用最广泛的方法之一。CVM适用于缺乏实际市场和替代市场交换商品的价值评估，通常用于没有固定价值的物品[6]，其核心是通过支付意愿（Willingness To Pay, WTP）来测算民众对于

环境事务的贡献意愿，如对休闲娱乐及美学价值评估[7]、生物多样性价值评估[8]、生态恢复及保护价值评估[9-10]、生态服务价值评估[11-12]等。然而对休闲农地资源非使用价值研究较少[3，13-14]。在CVM的研究中，WTP的引导方式也由简单的投标博弈式[4，15]发展为开放式、支付卡式的连续型评估形式以及封闭式的离散型评估形式[16-17]。1984年，HANEMANNE等[18-19]挖掘出二分式众多优势，从而使这种方法被美国NOAA推荐为CVM研究中的优先问题格式[20]，成为具有代表性的问卷格式。然而在二分式数据处理中，学者经常遇到受访者给出零支付值的情况。AMIGUES[21]认为零值出现的主要原因为家庭收入较少，然而MICHELL等[22]认为除了收入限制的原因，其他如环保意识的淡薄、对政府不够信任等因素也会引起零值的产生，若不能有效处理这些零值则会导致评估结果的偏差。如1985年TOBIN[23]提出TOBIN模型,就将所有零值归因于自身经济条件而拒绝支付，忽略了其他原因所产生的可能，从而造成估计的偏低。鉴于此，CRAGG[24]提出了双栏模型（Double-Hurdle Model），通过将受访者的经济行为分为“参与决策”与“支付决策”两部分来区分零值出现原因，只将真实零代入数据处理，从而达到更加精确的目的。随着双栏模型被大量应用[25-28]，其科学性最终被相关领域学者所认可。

综上，本文基于双栏模型采用双边界两分式CVM，估算本地居民为确保休闲农地各项服务功能能够长时间存在的贡献意愿，得到休闲农地的存在价值。为政府针对性地提高居民对休闲农地保护的积极性、促进休闲农业可持续发展制定合理政策提供科学依据。

1 研究区概况和研究方法

1.1 研究区概况

亳清河区域位于山西省南部、运城市东北隅的垣曲县境内。亳清河是连接新县城和小浪底水库的主要河流，全长48 km，年平均径流量0.145亿m3，可利用水资源1.842×107m3；研究区内存在最大的水库——小浪底水库，库容1.265×1010m3。随着小浪底水库建设以及山西古城国家湿地公园的推进，县城至水库地区成为城乡融合发展的主要区域。亳清河区域是一个包含林地、草地、湿地、水库等生态系统为主的综合性生态区，该地区面积563.81 km2，其中湿地 27.88 km2、草地 92.18 km2、林地215.39 km2、水库32.26 km2，占研究区总面积的65.22%。河流、湿地、林地和草地等生态系统以及生物多样性是形成其自然资源禀赋的基础，也成为当地发展休闲农业不可缺少的重要条件。

依托亳清河区域自然资源特色，该地区农业和旅游业发展已初具规模，形成了集景观生态、休闲旅游、文化展示、产业经济等功能为一体的休闲农业产业发展区。自2016年该地区启动休闲农业产业发展项目以来，目前已建成旅游景点26个、农业生产及产业园区35个、农家乐等休闲旅游村庄7个。农民人均年收入由起初的3500元/年上升为4500元/年；同时该地区旅游人数也在逐年增长，为当地带来显著收益。由此可见休闲农业的发展带来的经济效益是巨大的，但除了市场价格体现的土地效益之外，还有带给消费者无法衡量的非市场价值。

1.2 研究方法

1.2.1 双栏模型

双栏模型将消费行为分为两个过程：第一“栏”，是否参与消费，称作参与决策；第二“栏”，在参与的基础上，以何价格进行支付的支付决策。CRAGG认为这两个过程没有先后之分且彼此独立，只有两“栏”同时成立的情况下，消费行为才能形成，公式如下：

式（1）表示第一“栏”参与决策：Di表示参与决策潜在变量，解释为受访者是否愿意参与调查，通过受访者态度分辨是否有抗议性参与，从而使Di取值为0（抗议性）或1（非抗议性）；Zi表示受访者的社会、经济变量；α为待估参数；μi为随机误差项，且服从独立正态分布。

式（2）表示第二“栏”支付决策：表示支付决策因变量，解释为受访者支付值得大小，是解释变量Xi的线性函数；Xi表示受访者的社会、经济变量；β、σ为待估参数；εi为随机误差项，且服从独立正态分布。

式（3）中：Yi为受访者实际支付的金额，即当受访者积极参与调查时，Yi=Y*i；相反Yi为0。

通过以上分析，受访者提供的支付意愿可以分为两类，即“真实值”“抗议性值”。真实值指受访者积极参与到调查问卷中而给出的支付意愿，其中包含真实0值（Di= 1）；抗议性值指受访者持负面态度而未能表达自己的真实支付意愿（Di= 0），抗议性受访者的支付意愿可能是正值、0值及负值，本文最终将所有抗议性值均以0值表示。

综上所述，双边界两分式调查问卷最终产生的结果可以分为6类（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）”“真实0”“抗议性0”。

表1 WTP值分类结果Tab.1 Classi fi cation of WTP value

离散型条件价值评估以最大似然法进行参数估计，其公式如下：

1.2.2 生存模型

本文借助生存模型[30]，其函数S（T）为以T为投标值时，受访者所持更高支付意愿的概率。考虑经济理论指出的个人WTP受到受访者社会经济背景的限制[7，31]，因此Tmax取本次调查的最大投标值，并进行右截断，使得平均WTP值更加准确，公式如下所示：

1.2.3 问卷设计及发放

问卷内容包含三个部分：

第一部分为亳清河区域休闲农业规划了解程度及农地存在重要性评价。这些问题能够反映受访者对研究区内基于农地开发—保护项目的认知和态度；第二部分是对受访者进行支付意愿调查，若不愿支付需填写拒绝支付原因；第三部分是对受访者社会经济背景调查。

为确定WTP的初始投标值，我们首先进行了预调查，共发放56份开放式问卷，请居民自行填写愿意支付的金额。根据调查结果，选取累积频率为0.2、0.4、0.6、0.8对应的近似整数为起始投标值，即20、50、100、300元/年，因此在正式访问调查中形成了4种不同的问卷（A、B、C、D）（表2）。

（1）若第一次回答“同意”，则第二次投标值加倍为“TU元”，若在此时受访者依旧选择“同意”则需自行填写出愿意支付的最大值，其最终支付意愿区间为［TU，+∞）；若受访者在第二次中回答“不同意”则需受访者填入［T，TU）内的支付意愿。

（2）若第一次回答为“不同意”，则第二次投标值减半为“TL元”，若此时受访者回答“同意”则需受访者自行填入支付意愿，区间为［TL，T）；若受访者第二次回答“不同意”则需自行填入支付意愿的最小值，其最终支付意愿区间为［0，TL）。

（3）若在上述情况中，受访者均拒绝，则需填入拒绝的原因，以区分抗议性0与非抗议性0。

本文选择了性别、年龄、受教育程度、居住地点距亳清河距离、休闲农业发展项目了解程度、休闲农地存在重要性评价、休闲区休闲频度、家庭年收入8个社会经济因素为模型的解释变量，以探究对参与决策和支付决策不同影响（表3）。

对研究区内6个乡镇的居民进行了简单随机抽样[32]调查。依据Scheaffer抽样公式确定了样本数量。

表2 CVM问卷分类及调查结果Tab.2 Classi fi cation of CVM questionnaire and survey results

式（13）中：N*为抽样样本数；N为研究区总人口数；δ为抽样误差，取值0.06。最终得到样本数量为400份。

为了减少在调查过程中产生的偏差，采用了如下方法：（1）对调查员进行培训，充分了解问卷各部分内容，特别是对问卷核心问题的理解；（2）采用面对面、一对一式访问，使受访者能够充分且全面的回答问卷内容。

2 研究结果

2.1 问卷发放情况描述性统计

本次共发放400份调查问卷，有效问卷数量为378份，有效率高达94.50%。其中正支付问卷为277份，正支付率73.28%；0支付问卷共101份，按0支付原因得真实0支付31份，抗议性0支付70份。抗议性0支付的原因：（1）“我不相信专款专用”占41.43%；（2）“休闲农地开发—保护由政府全权负责”占30.00%；（3）“休闲农地价值没那么高”占15.71%；（4）“休闲农地存在价值的提升与我家无关”占7.14%；（5）其他原因占5.72%。

通过表3的描述性统计，可以预期每个解释变量对支付率的影响方向：

（1）性别。支付率在不同性别间大致相同，所以预期性别不会对支付率产生影响。

（2）年龄。30～50岁，支付率呈上升状态；50岁后，支付率明显下降。这可能因为从30岁开始，随年龄的增长，家庭收入趋于稳定，因此可以拿出一部分收入支援本地发展。超过50岁，一些居民因年龄较大，年收入变少，从而支付率降低。

（3）受教育程度。随着文化水平的上升，居民对本地区休闲农业发展的认识越透彻，越能感受到产业发展对农地保护及价值提高所带来的效益，因此支付率升高。

（4）距亳清河居住距离。由支付率可得居住距亳清河越近，人们捐款意愿越强烈，这是因为距离越近，居民越能体会到休闲农业发展对农地存在价值的提升及环境改造所带来的好处。但在2～10 km支付率出现波动，这可能是因为休闲农业布局不均导致的。

（5）休闲农业发展项目了解程度。由表3可知，居民对项目或多或少都有了解，因此居民趋向于捐款来支持项目发展。

表3 WTP变量赋值及描述性统计Tab.3 Variation de fi nition and summary statistics

（6）休闲农地存在重要性评价。居民普遍认为休闲农地的存在必然会为当地带来经济—生态效益。因此随着重要性评价的上升，支付率上升。

（7）休闲区游玩频度。居民到休闲区游玩的次数越多，越能切身体会到休闲农地所带来的价值，因此居民愿意为保护休闲农地持续存在而捐款。

（8）家庭年收入。收入越高的居民，越注重生活品质，因此更愿意拿出一部分钱来使居住环境得以改善，因此支付率上升。

2.2 双栏模型结果与分析

基于R统计软件得出参与模型的参数估计结果，参与方程为：

由表4得出，对因变量有影响的解释变量有休闲农业项目了解程度（ACK）、休闲农地存在重要性评价（IMP）、休闲区休闲频度（TIME）以及家庭年收入（INC）。其中影响较大的因素为ACK、IMP、TIME，三个变量在1%水平统计显著，且都与参与决策的潜变量成正相关，这表明受访者了解程度越高、重要性评价越高以及对休闲区的游玩频度越高，就越愿意参与到调查中，也就越不容易出现抗议性支付。

表4 参与模型参数估计结果Tab.4 Parameter estimation of participation model

居民对本地区休闲农业发展情况了解程度越低，越无法系统认识休闲农业建设给本地区经济—环境效益所带来的优势，所以一部分人对这个项目并不看好，而抱有抗议性态度；休闲农地存在重要性评价与项目了解程度相似，虽然大部分居民认为保护农地持续健康能带来效益，但一部分居民并没有处于核心区域内，所以并不会切身感受到收益。同时，有些居民只会片面地考虑经济上带来的好处，因此他们也持有抗议性态度；居民若是频繁地对本地区进行游览休闲，就会切身体会到研究区内因休闲农业的建设和农地保护所带来的身体及心理的好处，反之游玩频率较少的人并不能体会到研究区内环境的变化，从而持有保守态度。

对于家庭年收入来说，其在5%水平统计显著，因而对因变量影响较低。一些受访者收入较低，同时若还抱有不信任政府等态度，就容易形成抗议性支付。其他解释变量在参与方程中并不显著，因此不进行分析。

基于R统计得出支付模型的参数估计结果，如表5所示，其支付方程为：

表5 支付模型参数估计结果Tab.5 Parameter estimation of payment model

由表5得出，在支付方程中，影响因变量的解释变量有休闲农地存在重要性评价（IMP）、受访者年龄（AGE）、受访者受教育程度（EDU）、休闲区休闲频度（TIME）以及家庭年收入（INC）。其中影响较大的变量为IMP、EDU、INC，这三个变量在1%水平统计显著，且与支付金额正相关，即重要性评价、受教育程度和家庭年收入越高，支付数值越大。

居民若是对休闲农地存在重要性评价越高，肯定是能理解休闲农地为本地区带来的经济—环境效益的提升，所以支付值越高；受访者受教育水平越高，社会责任感与生态意识越强，更倾向于以更高的金额促进休闲农地价值的提升；家庭年收入越高的居民，越注重生活品质，从而希望生态受到更好的保护，因此支付意愿随收入上升而更加强烈。

在支付方程中休闲区游玩频度在5%水平统计显著，说明其对因变量没有决定性影响。它与支付意愿负相关，这可能因为游玩频度增加会使居民消费增加，从而不再愿意拿出更多的钱。相关文献[33]称社会经济变量在10%水平统计下显著，就能够说明其对因变量产生轻微影响，即受访者年龄也与支付意愿具有负相关关系，也许因为年轻人素质文化相对较高，相比于老年人更具有社会责任感。其次，老年人对经济问题的谨慎也是造成负相关关系的原因。其他因子在支付方程中并不显著，因此不纳入方程。

2.3 休闲农地存在价值计算

生存模型中带入由表3统计所得的各影响因素均值；由本次发放问卷类型D所得Tmax取本次调查的最大投标值300元，得出WTPmean为134.95元/（人·年），研究区人口总数为20万人，故亳清河区域休闲农地存在价值为2.70×107元/年。

3 结论与讨论

3.1 结论

本文应用双边界两分式CVM，以双栏模型解释受访者的经济行为，较精确地测算了亳清河区域休闲农地的存在价值，主要结论如下：

（1）本文有效问卷数量为378份，其中正支付问卷为277份，正支付率73.28%。表明大部分本地居民对休闲农地保护持支持态度。但其中不乏存在抗议者，从他们的问卷来看，并不是无法认识到休闲农地存在所带来的好处，主要原因为一定程度上对政府的不信任，以及没有对本地发展潜力形成正确的认识。政府应针对这类问题采取相应对策，以得到居民的支持，推动休闲农业发展及农地保护项目的实施。

（2）将较为精确的双边界二分式引导方式引入到休闲农地存在价值的估算中，调查了受访者较为真实的支付意愿；通过构建双栏模型将受访者的经济行为分为参与决策与支付决策两阶段，区分了抗议性0与非抗议性0，分析出8个属性变量在两阶段中作用的差异，其中在参与模型中影响较大的因素为休闲农业项目了解程度、休闲农地存在重要性评价、休闲区休闲频度，在支付模型中休闲农地存在重要性评价、受访者年龄、受访者受教育程度。通过模型中的两栏对相关因素的区分，使得本次存在价值估算结果更加精确。

（3）通过生存分析模型得出该地区居民平均支付意愿为134.95元/（人·年），根据研究区人口总数20万人左右，得出亳清河区域休闲农地存在价值为2.70×107元/年。

3.2 讨论

双栏模型的参与模型有效的区分抗议性0与非抗议性0，使受访者持有抗议性态度的原因浮现出来，其中对政府的不信任[34-36]，比例高达71.43%。通过支付模型得出对支付意愿影响较大的因素为受教育程度、休闲农地存在重要性评价及家庭年收入。大学及以上学历的人群中，有支付意愿的比例超过了80%，说明教育程度对居民的环保认识具有较大影响力；重要性评价越高，越对休闲农地的作用也更加清晰，从而影响居民的支付意愿；另一方面家庭年收入高的受访者支付意愿较强。相反，受访者年龄、对亳清河休闲农业发展项目了解程度、居住距离等因素的相关性不显著。本文以上研究结果与前人学者研究[37-38]基本一致。针对这一结果，政府应加强休闲农地开发与保护的宣传及教育力度，提高居民的责任意识，使居民切身参与到项目计划的实施中，从而增强对政府的信任度，共同促进本地区良好发展。

通过对亳清河区域休闲农地存在价值的实证分析，得到该地区居民对发展休闲农业而带来的农地存在价值的平均支付意愿为134.95元/（人·年），该结果高于Tobit模型的计算结果125.70元/（人·年）。符合理论预期，且与前人研究结果[25，29]相似。

本文是对城乡转型及融合发展地区休闲农地存在价值的估计。通过双栏模型的分析结果，为政府对当地农地的保护与开发提供衡量基础。在今后的研究中，应增多初始投标值的数量及样本容量以提高估计精度[39]。还可以考虑针对外来游客设计问卷，从不同方面测算休闲农地存在价值的支付意愿，从而更合理地估计休闲农地存在价值。