單菁竹，李京梅，1b，林雨霏，王國善

(1.中國海洋大學 a.經濟學院，b.海洋發(fā)展研究院，山東 青島 266100；2.國家海洋局 海洋減災中心，北京 100194)

一、引 言

引導技術是意愿調查法(Contingent Valuation Method，CVM)研究中的重要內容，決定著假想市場中支付意愿(Willingness to pay，WTP)/受償意愿(Willingness to accept，WTA)估值問題提出方式和評估模型的具體形式，直接影響價值評估結果的精確性和可靠性。目前，較為常用的引導技術有支付卡式(Payment card，PC)、開放式(Open-ended，OE)、單邊界二分式(Single-bounded dichotomous choice，SBDC)和雙邊界二分式(Double-bounded dichotomous choice，DBDC)等。二分式問卷因更接近真實交易市場、便于受訪者回答且能夠有效避免零回應問題，而成為美國國家海洋和大氣管理局(NOAA)推薦采用的引導技術[1]。其中，雙邊界二分式根據受訪者對初始投標值的響應情況，進一步追問更高/低的投標值，以獲取更為精準的支付意愿信息，故雙邊界二分式具有統(tǒng)計效率更高的優(yōu)勢。盡管雙邊界二分式在CVM研究中獲得廣泛認可，但相關研究表明，由于受訪者對于待評價的公共物品缺乏經驗，易將初始投標值作為揭示待評估物品真實價值的重要參考，致使其對第二次投標值的判斷受初始投標值影響，從而造成起點偏差[2]。引起雙邊界二分式起點偏差的主要原因包括“錨定效應”(Anchoring effect)和“偏移效應”(Shift effect)，其中錨定效應是指受訪者將初始投標值視為“合理值”，后續(xù)決策過程都會“錨定”到這個“合理值”，使調查所得的支付意愿數據趨向于初始投標值，而不能完全反映受訪者真實支付意愿[3-4]。偏移效應是指受訪者第二次對投標值進行判斷時所依據的支付意愿相對于真實支付意愿發(fā)生正向或負向偏移，從而造成調查所得的支付意愿對真實支付意愿的高估或低估，偏移效應的產生可由受訪者面對第二次投標值判斷時的“肯定回答傾向”或“否定回答傾向”心理解釋[5]。

近年來，國外學者對錨定效應偏差和偏移效應偏差的存在及修正方法進行了廣泛而深入的探討。針對錨定效應，Herriges等證實當存在錨定效應偏差時，支付意愿的均值及離差估計均有偏。為修正該偏差，Herriges等提出將受訪者第二次回答時的支付意愿視為初始投標值與真實支付意愿的加權平均數，以提高雙邊界二分式的估計有效性[4]。Flachaire分析錨定效應在不同人群中具有異質性，并通過加入虛擬變量體現(xiàn)該異質性，提出異質錨定效應修正模型，結果證實該模型可以有效修正錨定效應偏差[6]。Champonnois等研究發(fā)現(xiàn)通過運用循環(huán)支付卡式(Circular Payment Card)引導技術可以顯著降低錨定效應[7]。針對偏移效應，Alberini等提出在雙邊界二分式引導技術下，受訪者的支付意愿將發(fā)生系統(tǒng)性的偏移，并通過圣金華河谷濕地保護等CVM案例證實了偏移效應的存在性及修正方式[5]。針對錨定效應與偏移效應的共同作用，Whitehead驗證了使用多邊界二分式引導技術時，在偏移效應和錨定效應的綜合影響下，將導致支付意愿的估計進一步偏離于真實值，認為只有有效控制以上兩種偏差，多邊界二分式引導技術才能發(fā)揮其與單邊界相比統(tǒng)計效率更高的優(yōu)勢[8]。Chien等認為造成偏移效應的肯定回答傾向具有隨機性，并以臺灣空氣質量提升的健康收益為研究對象，對錨定效應偏差與肯定回答偏差進行驗證，結果顯示，未修正偏差將導致評估結果的嚴重低估[9]。另外，Salladarre、Gelo等分別在法國水產品生態(tài)標簽支付意愿評估、埃塞俄比亞社區(qū)森林建設支付意愿等研究領域驗證了錨定效應、偏移效應偏差的存在性，并證實對以上偏差進行修正將顯著提升雙邊界二分式引導技術估計結果的有效性[10-11]。

國內對于CVM偏差研究的廣度和深度均有所加強，如董雪旺等對CVM在旅游資源價值評估中存在的假想偏差、信息偏差、抗議性偏差、策略性偏差進行較為全面的梳理，并對評估結果進行再測信度、內容效度和收斂效度檢驗[12]。此外，張翼飛等分別對CVM研究中可能出現(xiàn)的各種偏差的成因、類型及其相應的解決方法進行了分析[13]。但是，目前國內對于雙邊界二分式引導技術錨定效應及偏移效應偏差的存在及修正研究成果較為鮮見，僅有個別研究在二分式問卷設計基礎上追加支付卡投標值問項，以達到克服部分錨定效應偏差的目的[14]。

本文借鑒已有研究成果，以膠州灣滸苔生態(tài)損害貨幣化評估為例，運用雙邊界二分式引導技術詢問居民對滸苔治理的支付意愿，分別構建傳統(tǒng)模型與偏差修正模型，引入錨定效應與偏移效應系數對潛在的錨定效應與偏移效應偏差進行檢驗，通過傳統(tǒng)模型與偏差修正模型之間的對比，選取錨定效應與偏移效應偏差修正模型以更準確地評估滸苔生態(tài)損害。

二、雙邊界二分式引導技術與起點偏差修正模型

(一)雙邊界二分式引導技術

(1)

式(1)中，Xi為一系列解釋變量，β為待估計參數，ui服從均值為0、方差為σ2的正態(tài)分布。若受訪者i接受投標值bi，則說明其WTP大于投標值bi，否則說明WTP小于投標值bi，即：

(2)

(3)

其中Wi1、Wi2分別表示受訪者對第一次、第二次投標值的反應情況，當其值為0時表示受訪者不接受該投標值，其值為1時表示受訪者接受該投標值；bi1、bi2分別表示第一次、第二次投標值金額。

(二)錨定效應與偏移效應偏差

與單邊界二分式相比，雙邊界二分式通過增加一次詢問，獲取受訪者關于支付意愿的更多信息，因而在統(tǒng)計方面更有效[3]。但是，得出這一結論的前提是受訪者的支付意愿獨立于投標值，且受訪者兩次回答均是基于同一支付意愿[2]。這是一個約束性極強的假設條件，在現(xiàn)實情況中，由于受訪者對于所要評價的物品缺乏經驗，導致其在潛意識中容易把初始投標值錨定為參照點，將其作為揭示待評估物品真實價值的重要參考，從而根據初始投標值對自身支付意愿做出調整[11]，這一調整事實上是對其真實支付意愿的歪曲，致使調查所得的支付意愿數據趨向于初始投標值，而不能完全反映受訪者真實支付意愿，造成錨定效應偏差。

同時，受訪者可能出于迎合調查員的心理或滿足道德正義感，在第二次對投標值進行判斷時存在肯定回答傾向[9]，即對任何投標值都表示同意，這將導致真實支付意愿的高估。此外，受訪者亦可能認為初始投標值代表了待評估物品的真正價值與品質，進而分別將更高和更低的投標值視為不必要的額外付出和更低的品質[11]，因此受訪者在第二次對投標值進行判斷時存在否定回答傾向，即拒絕第二次的投標值，這將導致真實支付意愿的低估，以上兩種傾向將導致受訪者第二次對投標值進行判斷時所依據的支付意愿相對于真實支付意愿發(fā)生正向或負向偏移，造成偏移效應偏差[5]。

(三)偏差修正模型

錨定效應與偏移效應存在的潛在可能性，將使第二個投標值的引入造成受訪者在兩次回答時所依據的支付意愿產生差異，這與傳統(tǒng)雙邊界二分式引導技術的假設不符，最終導致傳統(tǒng)模型估計有偏。要解決支付意愿之間的非一致性，需要在模型估計時充分考慮以上效應，因此本文參考相關研究[6，8，10]，提出偏差修正模型：

(4)

(5)

該偏差修正模型的本質是通過設置相關效應系數(γ、δ)，識別造成支付意愿差異的因素，將錨定效應和偏移效應引入模型估計過程，通過系數的顯著性識別對應偏差，并將顯著的效應納入支付意愿的估計，對相關偏差予以修正。

該模型通過設置系統(tǒng)性偏移系數δ，反映受訪者在第二次回答時的支付意愿與真實支付意愿之間的系統(tǒng)性偏移。當δ<0時，受訪者表現(xiàn)為否定回答傾向，即在第一次回答的基礎上，降低其真實WTP進行第二次回答，此時受訪者傾向于拒絕第二次投標值；當δ>0時，受訪者表現(xiàn)為肯定回答傾向，即在第一次回答的基礎上，提高其真實WTP進行第二次回答，此時受訪者則傾向于接受第二次投標值。

Pnn=P(Wi

(6)

Pyn=P(b1

(7)

Pny=P(b2

(8)

Pyy=P(Wi>b2)

(9)

其中Pyy、Pyn、Pny、Pnn分別表示受訪者回答情況為“是-是(y-y)”、“是-否(y-n)”、“否-是(n-y)”、“否-否(n-n)”的概率，Φ(·)表示標準正態(tài)分布累積函數。當模型為雙邊界二分式傳統(tǒng)模型時，可視為γ=0，δ=0。

據此，可建立雙邊界二分式下的對數似然函數：

(10)

通過計算，即可得到各參數最大似然估計值，進而得到受訪者更為真實的支付意愿估計值。

三、研究區(qū)域與實驗設計

(一)研究區(qū)域概況

膠州灣位于山東半島南岸、黃海之濱，是以團島頭(36°02’36’’N，120°16’49’’E)與薛家島腳子石(36°00’53’’N，120°17’30’’)連線為界、與黃海相通的半封閉式海灣。自2007年起，以滸苔為優(yōu)勢種的綠潮(簡稱滸苔)每年侵襲中國黃海海域，其中膠州灣受影響最為嚴重；2008年爆發(fā)的大規(guī)模滸苔嚴重威脅了奧運會帆船比賽的順利舉辦。據國家海洋災害公報顯示，2012—2016年黃海海域滸苔爆發(fā)面積總體上呈現(xiàn)出明顯上升趨勢，2017年滸苔爆發(fā)情況有所緩和，黃海沿岸海域滸苔綠潮最大分布面積約29 522平方千米，為近5年來最小值。大量研究表明，滸苔的爆發(fā)會導致海洋生態(tài)系統(tǒng)結構發(fā)生較大改變，對海洋生態(tài)環(huán)境亦造成嚴重影響；滸苔在生長過程中大量吸收氮、磷等元素，與海洋中浮游植物產生競爭關系，使浮游植物因無法獲得足夠的營養(yǎng)物質而減少，而其在消亡過程中則會大量消耗海水中的溶解氧，造成水體缺氧，引起水生動物的大量死亡，進而造成海洋生物種群結構變化、生物多樣性降低，破壞了海洋生態(tài)系統(tǒng)平衡，造成生態(tài)損害。滸苔造成的生態(tài)損害具有非市場性，應用意愿調查法，通過構建假想市場對滸苔造成的生態(tài)損害進行貨幣化評估，可為滸苔減災、控災投資決策提供重要依據，從而為滸苔治理政策的成本收益分析提供更有參考意義的價值標準。

(二)問卷設計

問卷共由四部分構成，第一部分為問卷調查引導語，主要介紹滸苔綠潮爆發(fā)的背景知識和調研目的；第二部分為受訪者對滸苔綠潮的認知程度及其治理態(tài)度調查，包括受訪者對滸苔綠潮對生態(tài)環(huán)境影響的認知、對政府加強治理滸苔的態(tài)度等，以加深受訪者對滸苔綠潮的了解；第三部分為受訪者對滸苔綠潮治理的支付意愿調查，采用雙邊界二分式引導技術，核心估值問題為：“滸苔治理需要大量資金，除市政投入外，可能需要其他融資渠道，您是否愿意每年支付元，支持政府對滸苔進行治理，以恢復膠州灣海洋生態(tài)環(huán)境?”若受訪者回答“愿意”，則提高投標值繼續(xù)詢問；若受訪者回答“不愿意”，則降低投標值繼續(xù)詢問。第四部分為受訪者社會經濟狀況調查，包括性別、年齡、教育程度、收入等。

四、結果與分析

經過對調研組成員的前期培訓，正式調查于2017年6月進行，樣本區(qū)域覆蓋膠州灣地區(qū)典型的濱海區(qū)域，包括石老人海水浴場、棧橋周邊、第一至第六海水浴場、金沙灘、仰口沙灘等以及青島市公共場所。調查采用面對面的隨機訪問方式，共發(fā)放問卷840份，剔除無效樣本(如信息嚴重殘缺、前后矛盾問卷等)，得到正式有效問卷813份，有效問卷回收率為96.786%，滿足統(tǒng)計學對樣本的要求。

(一)樣本特征

受訪者男性占比47.97%；受教育程度為本科及以上學歷占比48.216%，大?；蚋呗氄急?2.263%，反映出樣本具有較高的文化素養(yǎng)；月收入在5 000元以上最多，比例為21.894%，收入在1 501～2 000元之間的受訪者最少，比例為4.059%。對受訪者對于滸苔的認知態(tài)度進行分析，有超過70%的受訪者知道滸苔并能認識到滸苔對生態(tài)環(huán)境具有負面影響； 38.499%的受訪者表示“非常關注”或“比較關注”滸苔治理問題；在對目前滸苔治理滿意程度方面，僅有31.242%的受訪者對目前治理情況表示“非常滿意”或“比較滿意”；在加強滸苔治理必要性方面，79.459%的受訪者認為“非常有必要”或“有必要”，僅有2.337%的受訪者認為“沒必要”或“完全沒必要”，樣本反映出公眾對滸苔損害有基本的認知能力，對于加強滸苔治理的需求較為迫切，具有較好代表性。

(二)樣本支付意愿分布統(tǒng)計

在813個有效樣本中，雙邊界二分式引導技術下各支付方案的分布結果如表1所示。從回答形式來看，“是-是”占比34.44%，“否-否”占比31.86%，且隨著投標值的增加，受訪者回答“是-是”比例呈減少趨勢，“否-否”比例呈增加趨勢。

(三)模型估計結果

本文運用Eviews 9軟件，采用極大似然估計方法分別對傳統(tǒng)雙邊界二分式模型和偏差修正模型進行估計，有關變量解釋及說明見表2，估計結果見表3。在偏差修正模型中，錨定效應系數和偏移效應系數均通過了1%的顯著性檢驗，系數為正，表明雙邊界二分式引導技術存在錨定效應和偏移效應。對于錨定效應，結果顯示其在個體間存在差異，當受訪者對于自己的作答表示不確定時，其較易受錨定效應的影響，傾向于將初始投標值視為待評估物品的“真實”價值，從而調整支付意愿使其錨定在初始投標值上；而當受訪者對于自己的作答十分確定時，其表現(xiàn)出的支付意愿較接近真實支付意愿，這與實際調研情況吻合。在調研中，部分受訪者在作答過程中表現(xiàn)遲疑，詢問其如何確定支付意愿，多數受訪者表示參考或接受了初始投標值。

表1 雙邊界二分式引導技術下受訪者支付方案與回答形式分布

表2 變量解釋與說明

驗證偏移效應結果顯示，受訪者表現(xiàn)為肯定回答傾向，即受訪者存在迎合調查者的心理或出于道德因素，而在第二次回答中傾向于接受投標值。調查期間正值滸苔爆發(fā)期，市民對滸苔反應強烈，表現(xiàn)出強烈的治理意愿，希望政府及時有效治理，而愿意選擇接受第二次投標值，忽略了支付意愿是否高于真實支付能力，造成實際支付意愿的偏移。錨定效應與偏移效應的存在使受訪者表現(xiàn)出的支付意愿與其真實意愿存在差異，進一步證實了在模型估計中對以上偏差進行控制的必要性。

通過設置錨定效應和偏移效應系數對雙邊界二分式模型進行修正，從模型擬合效果來看，根據對數似然函數值(Log likelihood)可知，經錨定效應和偏移效應偏差修正的模型擬合優(yōu)度更好。充分考慮受訪者在回答過程中存在錨定效應和偏移效應的存在，以此控制錨定效應偏差與偏移效應偏差令模型估計結果更符合現(xiàn)實情況，有助于解釋受訪者的選擇行為，提高了雙邊界二分式估計支付意愿估計的有效性。

從支付意愿影響因素來看，受訪者對滸苔綠潮的認識態(tài)度和部分社會經濟特征均對支付意愿產生影響。在傳統(tǒng)和修正模型中，受教育程度指標均通過了顯著性檢驗，系數為正，說明受教育程度越高的受訪者對滸苔的生態(tài)損害與環(huán)境保護的認識越深刻，且能夠對環(huán)境物品潛在價值進行客觀的評價，進而提供支付意愿越強烈，提供支付金額越多；收入指標均通過了顯著性檢驗，系數為正，說明收入越高，其對環(huán)境物品的實際支付能力越強，越傾向于提供更多支付，這與一般市場上的消費行為相近，符合經濟學基本原理；對滸苔綠潮的負面影響認識程度、治理關注程度、加強治理必要性認識程度指標均通過了顯著性檢驗，系數為正，說明受訪者越關注滸苔治理，其對滸苔造成的生態(tài)損害和治理過程中的問題了解越充分，對加強滸苔治理的需求越迫切，愿意提供支付金額越多；另外，性別指標在偏差修正模型中對支付意愿有顯著影響，系數為負，說明女性受訪者較男性受訪者愿意支付更多金額。

表3 模型估計結果

注：***、**、*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平。

(四)滸苔生態(tài)損害評估

上述分析證實了滸苔生態(tài)損害評估公眾支付意愿的錨定效應和偏移效應的客觀存在，充分考慮錨定效應和偏移效應的偏差修正模型能夠提高模型擬合優(yōu)度，更為真實地反映受訪者支付意愿。因此，本文在估計公眾對于滸苔治理的支付意愿時，采用經錨定效應和偏移效應系數修正的模型估計結果，基于調查所得數據，利用式(1)線性模型計算平均支付意愿：

根據意愿調查法原理，居民對于滸苔進行治理以恢復生態(tài)環(huán)境的總支付意愿，可用于估算受滸苔影響的生態(tài)環(huán)境質量損失的價值[16]，即滸苔造成的生態(tài)損害成本。由于本文研究區(qū)域為膠州灣地區(qū)，故將膠州灣地區(qū)居民作為總人口范圍，對滸苔生態(tài)損害予以評估。根據2017年青島市統(tǒng)計年鑒相關統(tǒng)計信息，膠州灣地區(qū)常住人口數為532.07萬人，將人均支付意愿與地區(qū)人口數相乘，計算得到總支付意愿為6.29億元/年，即膠州灣滸苔綠潮生態(tài)損害總價值為6.29億元/年。

五、結論與討論

在不確定性情境下的決策過程中，雙邊界二分式引導的支付意愿，易引起錨定效應偏差和轉換效應偏差，使受訪者表現(xiàn)出的支付意愿不能完全反映其真實支付能力。對膠州灣滸苔生態(tài)損害進行評估，通過設置錨定效應與偏移效應系數，對雙邊界二分式估計模型進行修正，并采用偏差修正模型，提高雙邊界二分式的統(tǒng)計效率，所得結論如下：

對傳統(tǒng)雙邊界二分式估計模型進行修正，在模型中設置錨定效應和偏移效應系數，識別造成支付意愿差異的因素，將錨定效應和偏移效應引入模型估計過程，通過系數的顯著性識別對應偏差，并將顯著的效應納入支付意愿的估計，對相關偏差予以修正。系數顯著性檢驗表明，在滸苔生態(tài)損害評估中錨定效應和偏移效應顯著，對以上偏差進行修正的模型擬合度更優(yōu)，能更好地解釋受訪者行為，提高雙邊界二分式估計的有效性。

從支付意愿影響因素分析，通過構建偏差修正模型，結果表明受訪者對滸苔綠潮的認識態(tài)度和部分社會經濟特征均對支付意愿產生影響。收入、受教育程度、對滸苔綠潮的負面影響認識程度、治理關注程度、加強治理必要性認識程度等對支付意愿均呈現(xiàn)顯著正向影響，且女性受訪者較男性受訪者支付意愿更強。

基于錨定效應和偏移效應偏差修正模型，膠州灣地區(qū)居民加強滸苔治理的支付意愿為118.14元/(人·年)，據此計算膠州灣滸苔綠潮生態(tài)損害價值為6.29億元/年。由此可見，滸苔綠潮生態(tài)損害不容忽視，因此政府應進一步加強滸苔綠潮的防控和治理工作。

本文仍存在一些問題尚待深入討論。其一，錨定效應是一種心理現(xiàn)象，在是否受錨定效應影響群體的劃分依據方面，以對問卷作答的確定性程度作為劃分依據，在今后的研究中可借鑒社會心理學，進一步細化問卷題目設置，對是否受錨定影響群體進行更為細致的劃分，并進一步分析錨定效應的影響因素。其二，對CVM引導技術進行改進，進一步發(fā)揮二分式引導技術的激勵相容性。例如，在兩次投標時改變非市場物品的質量與數量，通過設置不同場景，有效避免由初始值投標造成的錨定效應。其三，對于錨定效應與偏移效應之間是否存在相互作用關系，若存在，二者如何相互影響等問題，有待進一步深入研究。