■熊 凱 孔凡斌

一、引言

濕地被譽為“地球之腎”，在緩解環(huán)境污染過程中發(fā)揮著十分重要的作用。同時，濕地作為重要的自然生態(tài)系統(tǒng)和經濟資源，在供水、儲水和輸水工程建設中發(fā)揮著重要作用。[1][2]我國是濕地大國，濕地面積約6940×104hm2，占世界濕地的10%，位居亞洲第一位，世界第四位。[3]鄱陽湖濕地面積2698km2，[4]是我國第一大淡水湖生態(tài)濕地，[5]也是我國重要的濕地保護區(qū)域。[6]鄱陽湖濕地在我國長江流域發(fā)揮著巨大的調蓄洪水和生物多樣性保護的特殊生態(tài)功能，對維系區(qū)域、流域乃至國家生態(tài)安全具有不可替代的重要作用。但是，由于人類對濕地資源的長期過度開發(fā)和無序使用，導致濕地面積逐年減少，濕地功能逐步退化。[7]同樣，鄱陽湖濕地面積也曾因人工圍墾而大幅度縮減，湖泊面積由1954 年的5160km2縮小到1997 年的3859km2，累計圍墾面積達1301km2。[8]自20 世紀90 年代末以來，鄱陽湖地區(qū)實行退田還湖等一系列生態(tài)修復措施，以遏制濕地退化趨勢，但是，鄱陽湖濕地資源過度利用導致生境惡化及生物多樣性下降的趨勢并沒有得到根本扭轉，一些珍稀水生動物如白鰭豚和江豚等幾近滅絕，[9]濕地生態(tài)系統(tǒng)脆弱的現狀也沒有得到根本性改變，對鄱陽湖濕地修復、保護和管理依然是國家和地方政府生態(tài)工程的重點內容。國內外有關湖泊濕地保護和管理機制和方法很多，歸納起來看，主要有基于行政手段的強制管制機制和基于經濟手段的生態(tài)補償兩種機制。在市場經濟條件下，生態(tài)補償機制是目前全球生態(tài)保護領域重要且有效的管理途徑，例如，美國芝加哥的“企業(yè)濕地銀行(Entrepreneurial Wetland Banking)”計劃，[10]就有效地解決了濕地保護與利用之間的矛盾和沖突，在新興經濟體國家，類似的成功案例也不少見[11]。當前，建立鄱陽湖濕地生態(tài)補償機制已經正式納入我國中央和地方政府的議事日程，但是，該項工作仍然面臨著補償主體難以確定的困難。從國內外研究經驗看，從濕地資源經營主體角度出發(fā)，探索濕地資源直接利益相關者在生態(tài)補償機制中的責任及實現問題研究，是當前湖泊濕地生態(tài)補償機制研究的薄弱點，也是需要重點突破的難點。

我國生態(tài)補償權利與責任主體理論基礎是基于“誰破壞誰恢復，誰受益誰補償”這一基本原則。[12]目前，有關湖泊濕地生態(tài)補償機制研究文獻中，絕大多數將農戶定位在濕地資源開發(fā)和利用權利天然主體角色，而把政府、企業(yè)以及其他社會主體作為濕地保護行為的受益方，在具體的生態(tài)補償制度設計中，把農戶定位為利益受損方并作為唯一補償權利客體，政府、企業(yè)以及其他社會主體往往作為補償責任主體[11[13][14][15][16]，上述研究都突出強調“誰受益誰補償”原則，卻忽視了農戶既是濕地資源的受益者同時也是破壞者的事實，忽略了農戶開發(fā)和利用濕地資源活動對濕地生態(tài)環(huán)境的負面影響，因此，在具體的制度設計中沒有真正體現生態(tài)補償機制中的“誰破壞誰補償”原則，沒有把農戶作為濕地生態(tài)補償責任主體進行有深度的研究，這也是目前研究的一大不足。從農戶作為受益者與破壞者的雙重角度，研究農戶生態(tài)補償主體及其支付意愿問題和影響因素，是一個新穎的研究視角。從研究方法看，此前關于農戶湖泊濕地生態(tài)補償意愿的影響研究，主要采用Logit、Tobit 以及多元線性等一階段回歸模型[15][16][17]。然而，上述回歸模型均會產生樣本選擇偏差問題，而運用Heckman 兩階段的模型則可以比較有效地解決這一問題?；谝陨峡紤]，本文采用條件價值評估法對鄱陽湖濕地農戶支付意愿和支付水平這兩個研究指標進行分析，并用Heckman 兩階段模型研究對兩個研究指標的影響因素及其作用機制進行分析，對于完善我國湖泊濕地農戶生態(tài)補償理論和方法研究提供參考。

二、數據來源與研究方法

(一)研究區(qū)概況與數據來源

鄱陽湖濕地是永久性淡水湖泊，是在贛江、撫河、信江、饒河、修水五河來水與下泄長江的水量吞吐平衡中積水成湖。[18]國務院批復的《鄱陽湖生態(tài)經濟區(qū)規(guī)劃》將鄱陽湖生態(tài)經濟區(qū)劃分為湖體核心保護區(qū)、濱湖控制開發(fā)帶和高效集約發(fā)展區(qū)(簡稱“兩區(qū)一帶”)。本文研究的鄱陽湖濕地分布于“湖體核心保護區(qū)”和“濱湖控制開發(fā)帶”的13 個縣(市、區(qū))，具體包括南昌縣、新建縣、進賢縣、廬山區(qū)、共青城市、德安縣、永修縣、星子縣、湖口縣、都昌縣、鄱陽縣、余干縣和東鄉(xiāng)縣。

本文農戶數據均來源于2013年對以上研究區(qū)農戶實地抽樣調查。鄱陽湖濕地區(qū)域的農戶主要從事種植業(yè)、養(yǎng)殖業(yè)等傳統(tǒng)第一產業(yè)。為了便于后續(xù)分區(qū)比較研究，本文按照農業(yè)產值比重大小對研究區(qū)進行簡單農業(yè)類型分區(qū)。具體以《鄱陽湖生態(tài)經濟區(qū)統(tǒng)計年鑒2012》中“區(qū)內各縣(市、區(qū))生產總值產業(yè)構成”的第一產業(yè)產值占所對應地區(qū)生產總值之比為依據，將研究區(qū)分別劃分為農業(yè)產值占比較大區(qū)(＞20%)、農業(yè)產值占比中等區(qū)(10%～20%)、農業(yè)產值占比較小區(qū)(＜10%)。具體劃分如表1所示。

表1 研究區(qū)分類表

為了保證抽樣樣本的無偏性和有效性，農戶抽樣采用三階段抽樣方法，具體過程如表2 所示。

表2 抽樣方案表

其中，第一階段抽樣(PSU)對表1 已經進行分類的三個地區(qū)用整群抽樣(PPS 放回)的方法，各抽取2 個鄉(xiāng)(鎮(zhèn));第二階段抽樣(SSU)對抽中的6 個鄉(xiāng)(鎮(zhèn))用整群抽樣(PPS 放回)的方法分別在其中各抽出1 個村;第三階段抽樣(TSU)在抽到的村當中用簡單隨機抽樣的方式抽取農戶。①在調查過程中，采用入戶調查的方式對所抽中的樣本農戶進行逐一面對面的問卷調查，調查過程中共發(fā)放問卷210 份，收回有效問卷202 份，問卷有效率為96.19%。

(二)研究方法

1.條件價值評估法。條件價值評估法(CVM)比機會成本法和替代法等傳統(tǒng)測算方法具有更強的優(yōu)越性，[19]能夠測算生態(tài)環(huán)境的利用價值與非利用價值，[20]意愿調查價值評估法通過構建假想市場進而獲知人們的支付意愿。[21]CVM 是目前研究支付意愿(WTP)的主要方法，技術方面已較為成熟。[16]本文問卷調查采用開放式的問卷格式，WTP 值的計算采用數學期望公式(離散變量)，公式如下所示:

式(1)中，αi表示為被調查農戶愿意支付的數額，Pri表示為被調查農戶愿意支付某一數額的概率，n 表示農戶愿意進行支付的樣本數。

2.Heckman 兩階段模型

(1)變量選取及說明。本文在借鑒相關文獻[16][17][22][23]的基礎上，結合鄱陽湖濕地的具體情況，設計10 個鄱陽湖濕地農戶生態(tài)補償支付意愿和支付水平的影響指標(見表3)。

(2)模型選擇。采用Heckman 兩階段模型，即利用兩階段評估方法對農戶支付意愿和支付水平的影響因素進行估計。第一階段運用Probit 模型，考察鄱陽湖濕地農戶有無支付意愿的影響因素;第二階段運用多元線性回歸模型進一步考察有支付意愿農戶的支付水平及其影響因素。具體的模型為:

式(2)為Heckman 第一階段的probit 模型，Z 是因變量，表示鄱陽湖濕地農戶有支付意愿的概率，并考察鄱陽湖濕地農戶有無支付意愿的影響因素。式中的?0，?1，?2，?3，…，?n均為待估計的參數，X1，X2，X3…，Xn為解釋變量，φ 為殘差項。

式(3)為Heckman 第二階段的多元線性回歸模型，Y是因變量，其考察鄱陽湖濕地有支付意愿農戶支付水平的影響因素。本文在該方程中加入了米爾斯比率λ，以克服樣本抽樣中存在的選擇性偏差。[24]式中的β0，β1，β2，β3，…，βn以及δ 均為待估計的參數，X1，X2，X3…，Xn為解釋變量，λ 為米爾斯比率(Mills ratio)，μ 為殘差項。

表3 指標名、模型變量以及內涵說明

三、農戶生態(tài)補償支付意愿與支付水平及其影響因素

(一)鄱陽湖濕地農戶支付意愿與支付水平

表4 鄱陽湖濕地農戶生態(tài)補償支付意愿

從表4 顯示，具有支付意愿與不具有支付意愿的農戶分別占總調查農戶的比例為46.53%和53.47%，總體來看，兩者相差不大，但是不具有支付意愿的農戶相對更多。

依據公式(1)，得出總體和三個區(qū)域農戶生態(tài)補償平均支付水平，即:鄱陽湖濕地農戶戶均生態(tài)補償支付意愿值為487.40 元/年，第I 類、第II 類和第III 類地區(qū)農戶戶均支付意愿值分別為711.46 元/年、480.43 元/年和277.31 元/年。這也說明在鄱陽湖濕地分布區(qū)，農業(yè)經濟比例越高的區(qū)域，其農戶生態(tài)補償支付水平意愿值越高。

(二)農戶生態(tài)補償支付意愿和支付水平影響因素

1.模型運算結果?；赟tata11.0 軟件平臺的Heckman 兩階段模型，將農戶生態(tài)補償意愿和支付水平數據作為因變量，對應的農戶家庭的特征數據作為自變量，代入模型進行估計，模型運算結果見表5。

本模型第一階段引入了10 個解釋變量，在第二階段中引入了4 個解釋變量，這是因為Heckman 模型第一階段方程中的所有解釋變量至少應包含一個與第二階段方程不同的解釋變量，[25]第二階段的解釋變量在第一階段模型中選擇，且比第一階段的模型解釋變量要少?；谶@一原則，本文對以上解釋變量進行回歸分析時，僅選擇了能夠得到顯著性結果的四個變量作為第二階段方程的解釋變量。

2.農戶生態(tài)補償意愿關鍵影響因素分析。表5 中“Probit 模型”回歸結果顯示，農戶家庭主要收入來源(X6)、居住位置(X7)、是否重視對濕地資源的改善(X8)以及擁有耕地面積(X9)與支付意愿有顯著相關性，而被調查農戶的性別(X1)、年齡(X2)、受教育年數(X3)、家庭人口數(X4)、家庭年收入(X5)以及承包水域面積(X10)與支付意愿不存在顯著相關性。其中，X6的系數為正且其與支付意愿呈顯著相關性，這是因為被調查農戶家庭收入主要來源于種植、養(yǎng)殖等傳統(tǒng)產業(yè)，且與濕地資源利用緊密相關，農戶也就更加關心濕地環(huán)境的改善，濕地資源的好壞直接影響農戶的收入情況;X7與支付意愿呈顯著相關性，說明農業(yè)產值占比不同地區(qū)，即I 類、II 類與III 類地區(qū)的農戶支付意愿存在較為顯著的不同;X8的系數為正且其與支付意愿呈顯著相關性，這是因為關注濕地環(huán)境改善的農戶，對目前濕地狀況并不滿意，他們對濕地改善具更強的支付意愿;X9的系數為正且其與支付意愿呈顯著相關性，這是因為農戶家庭所擁有的耕地面積越多，其從耕地中獲得的收入也就越多，其收入與濕地資源有著較強的關系，即濕地資源環(huán)境的好或壞能夠直接影響農戶的耕地收入水平。另外，X5與支付意愿并不呈顯著相關性，這說明農戶家庭年收入的多少與生態(tài)補償支付意愿并不存在顯著相關性，這是因為在鄱陽湖濕地集中分布區(qū)，家庭收入高的農戶，其收入來源呈現多元化特征，非農收入比重高，來源于濕地資源利用的收入部分很少，對濕地資源依賴程度低，其生態(tài)補償支付意愿自然就不強。

表5 Heckman 兩階段模型估計結果

3.農戶生態(tài)補償支付水平關鍵影響因素分析。表5中“多元線性回歸模型”結果顯示，被調查農戶家庭年收入(X5)、家庭居住位置(X7)、耕地面積(X9)以及承包水域面積(X10)與支付水平有顯著相關性。其中，X5的系數為正且其與支付水平呈顯著相關性，這是因為在愿意支付的農戶中，其收入與濕地資源關聯緊密，隨著家庭收入水平的提高，其生態(tài)補償支付水平也相應提高;X7的系數為正且其與支付水平呈顯著相關性，這是因為在I 類、II 類地區(qū)的農戶比III 類地區(qū)的農戶收入來源要更加依靠濕地資源，即I 類、II 類地區(qū)農戶家庭收入更多是依靠農業(yè)資源，隨之就有較高的支付水平;X9與X10的系數都為正，且都與支付水平呈顯著相關性，這是因為農戶家庭所擁有的耕地面積或水域面積越多，其收入來源于種植與水產養(yǎng)殖等的比例就越大，種植與水產養(yǎng)殖與濕地資源有直接的關聯，因此農戶支付水平也就越高。另外，λ 的系數不為零，且在統(tǒng)計上呈現邊際顯著，這也表明樣本選擇的偏差是存在的，采用Heckman 兩階段模型檢驗農戶支付意愿和支付水平的影響因素是必要的。

四、結論與啟示

對鄱陽湖濕地農戶生態(tài)補償支付意愿和支付水平的研究顯示，研究區(qū)農戶具有生態(tài)補償支付意愿農戶占總調查農戶的比例為46.53%，戶均年支付意愿值為482.97 元;被調查農戶的家庭主要收入來源、家庭居住位置、是否重視對濕地環(huán)境的改善及擁有耕地面積與生態(tài)補償支付意愿呈現顯著相關性，被調查農戶的家庭年收入、居住位置、耕地面積以及承包水域面積與生態(tài)補償支付水平之間存在顯著相關性。

為了有效地提升鄱陽湖濕地農戶生態(tài)補償意愿和支付水平，必須推動建立和實施鄱陽湖濕地農戶生態(tài)補償機制。

第一，要加大面向農戶的濕地生態(tài)保護義務及損害賠償責任的宣傳。實踐證明，對傳統(tǒng)上長期利用鄱陽湖濕地資源的農戶征收生態(tài)補償資金，目前依然存在觀念上和實際操作上的難度。盡管我國有關法律規(guī)定了公民保護自然資源和環(huán)境的義務以及違反法律規(guī)定的法律責任，但是，生活在湖區(qū)的農民將利用國家所有的濕地資源視為當然的傳統(tǒng)權利，而對其自身過度利用濕地資源所帶來的生態(tài)損失的負外部性缺少基本的認識，通過加大宣傳力度，讓農戶真正認識到非理性開發(fā)利用濕地資源行為的非法性，以及過度使用濕地資源對農戶本身可持續(xù)生計的消極影響，引導農戶改變傳統(tǒng)的“靠湖吃湖”觀念，增強農戶濕地保護意識，讓農戶樹立損害賠償意識，可以有效提升農戶生態(tài)補償意愿，為全面建立湖泊濕地生態(tài)補償制度奠定牢固的思想基礎。

第二，要明確湖泊濕地的產權主體。實地調查表明，鄱陽湖區(qū)濕地資源產權主體有國有和集體兩種，但是其產權地理邊界尚不清晰，糾紛不斷，而濕地經營權更為模糊，農戶經營產權基本上沒有得到落實，產權邊界的模糊，加大了濕地管理的難度，也加大了濕地生態(tài)補償制度建立和實施的難度，明晰濕地產權，并據此區(qū)分湖泊濕地國家和集體公有產權主體和農戶經營權主體各自的權利和義務，可以為建立農戶生態(tài)補償機制提供基礎制度保障。

第三，要加快建立服務于生態(tài)補償制度的湖區(qū)農戶家庭基礎數據庫，可以考慮在每年人口普查中，即在對農戶進行人口普查的基本調查過程中，對該區(qū)域的農戶調查增加一些與生態(tài)補償相關的信息，比如家庭收入來源占比情況、耕地面積以承包水域面積等等，以上調查信息為制定具體的農戶支付標準提供重要依據，為建立科學的湖泊濕地生態(tài)補償制度提供數據基礎。

第四，要建立有差異的生態(tài)補償標準，不搞“一刀切”。應按照農戶家庭特征情況，充分考慮不同農戶家庭特征的異質性，制定不同生態(tài)補償資金征收或者生態(tài)補償資金發(fā)放標準，比如，可以對家庭收入對濕地資源依賴程度高的農戶可采取比較高的收費標準或比較低的生態(tài)資金發(fā)放標準，反之則采取較低的生態(tài)補償收費標準或發(fā)放較多的生態(tài)補償資金。

第五，要深入系統(tǒng)研究鄱陽湖濕地生態(tài)補償的具體運作方式，采取多樣的生態(tài)補償支付方式，農戶的支付方式不一定僅僅限制在貨幣支付方式，可以根據不同地區(qū)特點而采用勞務、設備與貨幣等多種補償支付方式以提升農戶生態(tài)補償支付能力。

注釋:

①第一階段的樣本框是根據2010年12月12日國務院批復的《鄱陽湖生態(tài)經濟區(qū)規(guī)劃》中確定的湖體核心保護區(qū)和湖濱控制帶13個縣(市、區(qū))的鄉(xiāng)鎮(zhèn);第二階段的抽樣框是在抽中的鄉(xiāng)(鎮(zhèn))中所有的村名單;第三階段的樣本框是在抽中的村所有戶主的名單。

[1]陳兆開.我國濕地生態(tài)補償問題研究[J].生態(tài)經濟，2009，(5).

[2]劉紅玉，趙志春，呂憲國.中國濕地資源及其保護研究[J].資源科學，1999，(6).

[3]劉紅玉.中國濕地資源特征、現狀與生態(tài)安全[J].資源科學，2005，(3).

[4]黃金國，郭志永.鄱陽湖濕地生物多樣性及其保護對策[J].水土保持研究，2007，(1).

[5]賀曉英，賀纏生.北美五大湖保護管理對鄱陽湖發(fā)展之啟示[J].生態(tài)學報，2008，(12).

[6]熊鷹，王克林，等.洞庭湖區(qū)濕地恢復的生態(tài)補償效應評估[J].地理學報，2004，(5).

[7]趙其國，黃國勤，錢海燕.鄱陽湖生態(tài)環(huán)境與可持續(xù)發(fā)展[J].土壤學報，2007，(2).

[8]毛端謙，劉春燕.鄱陽湖濕地生態(tài)保護與可持續(xù)利用研究[J].熱帶地理，2002，(1).

[9]劉影，彭薇.鄱陽湖濕地生態(tài)系統(tǒng)退化的社會經濟驅動力分析[J].江西社會科學，2003，(10).

[10]Robertson M，Hayden N.Evaluation of a market in wetland credits:Entrepreneurial wetland banking in Chicago.Conservation Biology，2008，22(3).

[11]孔凡斌.鄱陽湖生態(tài)經濟區(qū)環(huán)境保護與生態(tài)扶貧問題研究[M].北京:中國環(huán)境科學出版社，2011.

[12]王德輝.建立生態(tài)補償機制的若干問題探討[J].環(huán)境保護，2006，(19).

[13]王宇，延軍平.自然保護區(qū)村民對生態(tài)補償的接受意愿分析——以陜西洋縣朱錝自然保護區(qū)為例[J].中國農村經濟，2010，(1).

[14]賀娟.基于社區(qū)的鄱陽湖區(qū)濕地生態(tài)系統(tǒng)服務與生態(tài)補償研究[D].南昌:江西師范大學，2009.

[15]姜宏瑤，溫亞利.基于WTA 的濕地周邊農戶受償意愿及影響因素研究[J].長江流域資源與環(huán)境，2011，(4).

[16]王昌海，崔麗娟，等.濕地保護區(qū)周邊農戶生態(tài)補償意愿比較[J].生態(tài)學報，2012，(17).

[17]李芬，甄霖，黃河清，等.鄱陽湖區(qū)農戶生態(tài)補償意愿影響因素實證研究[J].資源科學，2010，(5).

[18]崔麗娟.鄱陽湖濕地生態(tài)系統(tǒng)服務功能價值評估研究[J].生態(tài)學雜志，2004，(4).

[19]van den Berg B，Brouwer W，van Exel J，et al.Economic valuation of informal care:the contingent valuation method applied to informal caregiving.Health Economics，2005，14(2).

[20]阮君，孫秋碧.森林游憩價值評價之CVM、TCM比較[J].湖北林業(yè)科技，2005，(5).

[21]Mitchell R C，Carson R T.Using surveys to value public goods:the contingent valuation method.Rff Press，1989.

[22]葛顏祥，梁麗娟，等.黃河流域居民生態(tài)補償意愿及支付水平分析——以山東省為例[J].中國農村經濟，2009，(10).

[23]蔡志堅，張巍巍.南京市公眾對長江水質改善的支付意愿及支付方式的調查[J].生態(tài)經濟，2007，(2).

[24]劉健.制度水平與雙邊股權資本流動——基于Heckman 兩階段模型的分析[J].投資研究，2012，(2).

[25]胡博.Stata 統(tǒng)計分析與應用[M].北京：電子工業(yè)出版社，2013.