生态保护红线区跨区域生态补偿支付意愿的影响因素研究
刘晓宇 尚光引 郭朝霞
摘要：湖北省丹江口水库是刚划定的重要生态保护红线区，基于对其南水北调最重要的受水区北京市的问卷调查所获得的113个有效样本数据，采用条件价值法，通过建立二元Logistic回归模型对可能影响支付意愿的因素进行分析，发现“受访者的家庭年收入”“受访者对生活用水的满意程度”“受访者通过适当提高自来水价格以提高水质来替代购买自来水净化器的意愿”这三个因素对支付意愿的影响最为显著。因此，应当从政策上保障和提高所提供的生态产品质量，加强生态保护政策宣传教育深度，以激励生态补偿主体的支付意愿。
关键词：支付意愿；条件价值法；跨区域生态补偿；生态保护红线；南水北调
中图分类号：X171.4 文献标识码：A 文章编号：2095-672X（2018）06-0184-03
DOI：10.16647/j.cnki.cn15-1369/X.2018.06.110
Abstract：Based on the 113 valid sample data obtained from the questionnaire survey in Beijing， the most important water area of the south-to-north water transfer area of the Danjiangkou reservoir， with two payment willingness assessment methods， We conclude that WTP is prominently subject to three factors， i.e. participant satisfaction to domestic water and participant preferring to improve the tap water quality by moderately appreciating its price rather than procure water purifying machine. So we should guarantee and improve the quality of eco-product and Ecological protection policy education to inspire the WTP of ecological compensation subject.
Key words：willingness to pay； contingent valuation method； ecological compensation； ecological red line； the South-to-North Water Transfer Project
1 文獻综述
面对生态环境退化的严峻形势，党的十八届三中全会明确提出“要健全自然资源资产产权制度和用途管制制度，划定生态保护红线，实行资源有偿使用制度和生态补偿制度”，在这样的趋势下，学术界陆续开展了对生态保护红线的研究工作。2005以前我国对于生态保护红线的探索尚处于萌芽阶段，生态保护红线的早期雏形是红线控制区，如2000年，浙江省安吉县生态规划就采用了红线控制区的概念[1]。2005年后生态红线规划开始更多的出现在区域规划工作中，此时对于生态红线区的划定开展了一些研究，很多学者提出了分级管制的方法。2005年的《珠江三角洲环境保护规划纲要（2004-2020年）》，将自然保护区的核心区和重点水源涵养区等区域划为红线区实行严格保护。符娜等学者提出了昆明市土地利用规划生态红线区划分方法，并得到了良好的结果[2]。成文连等学者提出了吉安市的生态保护分级控制规划的“红-蓝-绿三线控制方案区”方案，其中的红线控制区即为生态保护的严格控制区[3]。而随着2011年《意见》的发布，“生态保护红线”一词首次出现在国家规范性文件中，也第一次被提上国家议程，生态保护红线的研究和实践大量增多。一方面，科学研究积极开展，如冯宇等通过对呼伦贝尔草原生态保护重要性和生态系统服务功能重要性的评价，确定了该区域的土地沙化敏感性区和防风固沙功能区两大类生态保护红线区[4]。另一方面各级政府在学者科学研究的基础上开展实践工作，国家环境保护部在内蒙古、江西、广西和湖北进行了试点，划定的生态保护红线区域面积平均占各省面积的20%左右。但目前学术界众多学者的研究主要针对生态保护红线划定，对生态红线区的配套措施研究涉及较少，因此要保障生态保护红线制度的顺利落地和可持续发展，针对性的配套措施研究工作亟待开展。
生态保护红线区的配套措施主要包括健全执法监督、评价考核、责任追究、生态补偿政策[5]，生态补偿政策无疑是其中的重要环节。但目前针对单一用地的生态补偿研究较多，如牛海鹏，张安录等学者对耕地保护外部性及其生态补偿的研究[6]；李文华等学者针对森林、流域等生态空间做出大量研究[7]；而对生态保护红线区这种特殊的、复合型的生态保护区域研究比较少，随着试点省份生态保护红线区划定工作的完成，吸引了相关学者对这类综合性生态空间管制问题进行深入研究，并取得一定成果[8]。2013年湖北省被列为全国首批开展生态保护红线划定工作4个试点省份之一，并于2016年完成了生态保护红线划定试点工作，出台了《湖北省生态保护红线管理办法》，为全国生态保护红线提供了科学的划定和管理模式。湖北省丹江口水库作为南水北调中线工程水源地，是我国重要的战略水资源区，被划定为生态保护红线的重点区域。丹江口水库还是生态补偿问题比较特殊的区域，其受水区包括北京、天津、石家庄等14座大城市，相对其他区域而言其生态补偿主客体比较清晰；同时外部性具有明显跨区域的特点。本文以丹江口库区的重点受水区域——北京市为例，基于113个有效样本，采用二元Logistic回归模型，围绕个体特征、用水现状、认知程度三个方面因素，探讨生态红线区跨区域生态补偿的影响因素。这对于湖北省生态保护红线生态补偿相关政策的建立有一定的借鉴意义。
2 数据来源
丹江口水库供水直达的区域包括京、津、冀、豫四省市，其中北京市是南水北调中线工程的终点，也是最重要的受水区，本研究选择北京市作为调查对象主要基于以下三方面原因。首先丹江口水库向北京的输水量占整个工程输水量的27%，多年平均向北京市供水10亿m3，该地区在供水直达的四省市中具有典型性；其次供水区域主要包含北京市房山、丰台、海淀等多个行政区[9]，约70%的生活用水从丹江口水库引水，对居民的生活产生了切实的影响，对生态补偿意愿进行调查具有可行性。最后北京市作为首都经济、文化比较发达，对环保的概念较强，提供的数据具有一定的先进性。
“湖北省生态保护红线区域生态补偿研究”课题小组于2017年7月走访了北京市房山、丰台、海淀等多个行政区，采用问卷调查、面对面访谈的形式获得问卷132份，其中有效問卷113份，有效率85.6%，其中101位受访者具有支付意愿。通过对受调查人群的基本信息分析发现：样本涉及各个年龄阶段且各变量基本呈现正态分布；从经济收入来看涵盖各个经济层次的群体；从职业需求来看涉及到的职业较为广泛，样本选取恰当。
问卷主要分为三部分：
（1）被调查者的基本特征。通过整理问卷结果可知，此次调查受访者以女性较多；年龄主要集中在18-25岁和26-35岁两个区间；被调查者的受教育程度为本科及以上的人数占样本总数的50%；家庭年收入水平在各区间呈现均匀分布。综合分析样本的基本特征，选取的样本涵盖各个阶层的群众，得出的数据较为真实准确。
（2）被调查者的用水现状。这部分调查包括三个方面的考察，分别为“受访者对于目前所使用的自来水的满意程度”、“受访者家中有无或是否打算购买自来水净化器”以及“受访者是否愿意通过适当提高自来水价格以提高水质来替代购买自来水净化器”。调查结果显示，对自来水满意度为“一般”、“比较满意”的人数占大多数，说明居民对供水水质基本放心；有40.71%的受访者表示家中有或打算购买自来水净化器，说明居民对于供水水质关注度高；关于提高水价以提高水质替代购买自来水净化器，仅有20.35%的受访者表示不愿意。
（3）被调查者的认知程度。该部分包括受访者对于生态破坏的关注程度，以及对于生态相关概念和法律政策等的认知深度。结果表明，受访者对于生态破坏的关注程度主要集中在“比较关注”和“偶尔关注”区间。43.94%的居民认为丹江口水库及周围的开发对其周边的生态环境有影响，多数受访者没听说过或不了解生态保护红线的相关概念，绝大多数受访者不知道国家生态补偿相关的具体政策和法律。
3 跨区域生态补偿的支付意愿影响因素分析
3.1 变量选择
模型中被解释变量为北京市受访者对于湖北省生态保护红线区域进行跨区域生态补偿的支付意愿。解释变量围绕个体特征、用水现状、认知程度三个方面[10-11]（表1）选取。其中，受访者的个体异质性因素有性别（X1）、年龄（X2）、受教育程度（X3）和家庭年收入（X4），考虑到家庭用水和购买自来水净化设备以家庭为单位，故选择家庭年收入作为收入分化指标。在用水现状方面，受访者对生活用水的满意程度（X5）在一定程度上影响受访者对当前生态服务的支付意愿，受访者家中是否拥有或打算买自来水净化器（X6）反应了生活用水的水质和受访者对水质的关注程度，而受访者是否愿意通过适当提高自来水价格以提高水质来替代购买自来水净化器（X7），这一变量中水质的提高代表了环境的改善，反映受访者对生态保护政策实施后生态服务提升的支付意愿。认知程度方面包括了受访者对于生态破坏的关注程度（X8）、对“生态红线”、“生态补偿”等概念的熟悉度（X9）以及对相关法律与政策的认知度（X10），用来衡量受访者对生态环境是否关注并在多大程度了解相关政策。
本文选取的10个解释变量，易导致多重共线性问题，应当进行多重共线性检查。依次选用上述性别、年龄、受教育程度等10个影响因素作为因变量，综合全部结果可知，方差膨胀因子（VIF）的最大值为1.812，说明所选变量之间不存在明显的多重共线性[12]。
3.2 模型构建
受水区居民参与生态补偿的意愿可以分为愿意和不愿意两种情形，属于二分类变量且各因变量为分类变量，因此本文选择Logistic模型进行影响因素分析[13-14]。采用实地调查通过CVM获得的样本数据以受访者的支付意愿为因变量，各影响因素为自变量进行实证分析。模型如式（1）所示：
式中，p表示受水区居民具有支付意愿的概率，y为被解释的变量，表示受水区居民的补偿意愿（0=不愿意，1=愿意），b0为常数项，bi为自变量的回归系数，Xi为自变量，表示第i个影响因素。
4 模型分析
进一步采用SAS 9.4对样本进行二元Logistic回归，分析受水区居民进行生态补偿支付意愿的影响因素。选取10%的统计显著性水平，运用逐步法筛选自变量，在各步中，自变量X7、X5、X4依次被选入模型，模型收敛结果满意。采用Likelihood Ratio、Score和Wald三种检验方法，结果P值均小于0.01，具有显著统计学意义（表2）。
进入模型中的变量的参数估计及显著性检验结果如表3所示。
由表可知，在Logistic模型回归结果中有3个因素的影响是显著的，其余7个因素对受访者的支付意愿影响不显著。因此，具有统计学意义的Logistic回归方程如式（3）所示：
模型显示，对模型起显著影响的有3个变量，分别为X4-受访者的家庭年收入（p=0.062）、X5-受访者对生活用水的满意程度（p=0.016）、X7-受访者通过适当提高自来水价格以提高水质来替代购买自来水净化器的意愿（p=0.012）[15]。三个因素均对支付意愿有正影响，X7对支付意愿的影响最为显著。具体分析如下：
（1）“受访者的家庭年收入”与受访者的支付意愿呈正相关关系（B=0.476>0），即收入越高，对于生态补偿具有支付意愿的可能性越大。其主要原因为收入提高、经济承受能力增强后，对良好的生态环境以及生态产品质量的要求增加，所以更愿意参与生态补偿。（2）“受水区居民对自来水满意度”与受访者的支付意愿呈正相关关系（B=1.667>0）。一般而言，受访者对供应的自来水满意程度越高，切身感受到的生态保护的正外部性程度越大，所获得的福利水平也越高，而受访者为了继续保持或提高这种福利水平，更愿意参与生态保护红线区的生态补偿，因而进行支付的可能性也越高。相反，受访者对当前供应的自来水满意程度低，认为生态保护并未为其带来福利，即使通过生态保护红线等政策提高对保护区的保护水平，其带来的效果也是未知的，因而不愿意进行支付。（3）“受访者通过提高水价以提高水质来替代购买净化器意愿”对受访者的支付意愿有正面影响（B=2.243>0）。表明受水区受访者越愿意通过提高水价而非购买自来水净化器来提高水质，其对生态保护红线区进行生态补偿的支付意愿越高。对于受水区的受访者来说，提高水价和购买自来水净化器都是以提高水质为目的，而受访者越倾向于通过提高水价来提高水质，说明受访者更希望水源地得到保护，故支付意愿也越高。否则则相反。模型中还有7个变量没有足够证据证明其对支付意愿的影响显著，分别是X1-性别、X2-年龄、X3-受教育程度、X6-受访者家中是否拥有或打算购买自来水净化器、X8-受访者对于生态破坏的关注程度、X9-对“生态红线”、“生态补偿”等概念的熟悉度、X10-对相关法律与政策的认知度。具体分析如下。
（1）性别、年龄、受教育程度等因素为个体特征因素。在113个有效样本中，男性受访者所占比例为37.2%，而在101个有支付意愿和12个无支付意愿的样本中，男性受访者所占比例分别为36.6%和41.7%。二者相差较小，故性别对支付意愿无显著影响。在有无支付意愿的样本中，各年龄段人数所占百分比的趋势大体一致，但在有支付意愿的样本中，年龄段峰值出现在26-35岁，而在无支付意愿的样本中，年龄段峰值出现在18-25岁。故年龄对受访者有无支付意愿具有一定影响，26-35岁年龄段的认知程度与经济能力等方面普遍高于18-25岁，进而影响支付意愿。通过对具体数据进行对比分析发现性别，年龄对支付意愿具有一定的影响，但由于样本数量偏小，同时某些区间的样本数又比较集中，导致模型分析时影响不显著。受教育程度对支付意愿影响不显著，其原因可能为个人受教育程度的高低并不代表其对生态保护领域认识程度的高低，二者之间无直接联系。（2）受访者家中是否拥有或打算购买自来水净化器对支付意愿无显著影响。在实际调查过程中发现，多数居民家中拥有的自来水净化器为住房自带，故家中是否拥有自来水净化器并不能代表受访者是否有购买净化器的意愿。从而导致该影响不显著。（3）在对生态保护的认知度方面：一般认为认知程度应当对支付意愿产生影响，但调查发现，受訪者对生态破坏的关注程度普遍较高，达到91.2%，但是这种关注停留在表面。知道“生态红线”、“生态补偿”等生态保护概念的受访者仅有29.2%。对相关法律与政策的具体内容有所了解的不足3%。这种情况可能导致大部分人的认知程度处于同一层次，问卷中的答案差异不大，所以这方面的三个变量对支付意愿的影响不显著。
5 结论及政策启示
5.1 结论
在对丹江口水源保护红线区的重要受水区——北京市的受益群体进行调查的基础上，本文基于CVM方法，通过建立二元Logistic回归模型，分别从个体特征、用水现状、认知程度三个方面，探讨生态保护红线区跨区域生态补偿的支付意愿影响因素。得到以下结论：
（1）在113个有效样本中有101个受访者表示愿意参与生态保护红线的生态补偿政策，跨区域生态补偿具有可行性。（2）从模型分析来看，影响生态保护红线区跨区域生态补偿的支付意愿的因素主要为：受访者对生活用水的满意程度、受访者通过适当提高自来水价格以提高水质来替代购买自来水净化器的意愿和受访者的家庭年收入。由此可见，水质是影响受益群体支付意愿的主导因素，即生态补偿主体的支付意愿主要与其所获得的生态服务产品质量和价值相关，与性别、年龄、受教育程度、对于环境的关注程度等主观性因素关联不显著。
5.2 政策启示
基于以上研究结论，得出如下关于湖北省生态保护红线区域生态补偿的政策启示：（1）跨区域的市场化生态补偿具有一定的可行性，制定丹江口生态保护红线区的生态补偿政策时，可以考虑增加生态补偿的渠道，扩宽生态补偿的资金来源，减轻政府转移支付的压力，同时应当注意结合湖北省丹江口市的消费水平以及补偿主体的支付意愿，确定合适的补偿额度。（2）生态补偿主体的支付意愿主要与其所获得的生态服务产品价值相关，故丹江口生态保护红线区应当采取更为有效的政策来切实保护水源，提高水质，由此来提高所提供的生态产品的价值以激励提高生态补偿主体的支付意愿。（3）根据生态补偿主体所愿意接受的补偿方式，可以通过提高自来水价格进行跨区域的生态补偿。（4）在进行生态保护政策的宣传时，应当加强宣传教育的深度。在人们具有环境保护意识的基础上，正确认识生态保护红线、自然资源有偿使用制度等政策，了解政策制度的保护目标和具体内容，才能有效提高生态补偿主体的支付意愿。
参考文献
[1]蒋大林， 曹晓峰， 匡鸿海等. 生态保护红线及其划定关键问题浅析[J]. 资源科学， 2015， 37（9）：1755-1764.
[2]符娜， 李晓兵. 土地利用规划的生态红线区划分方法研究初探[C]// 中国地理学会2007年学术年会论文摘要集. 2007.
[3]成文连， 柳海鹰， 关彩虹. 区域生态保护分级控制规划——以浙江省安吉县为例[J]. 环境与发展， 2009， 21（3）：9-14.
[4]冯宇. 呼伦贝尔草原生态红线区划定的方法研究[D]. 中国环境科学研究院， 2013.
[5]高吉喜. 加快“三个落实”建立生态保护红线制度[J]. 环境保护， 2016， 44（8）.
[7]牛海鹏， 张安录. 耕地利用生态社会效益测算方法及其应用[J]. 农业工程学报， 2010， 26（5）：316-323.
[8]李文华， 李世东， 李芬等. 森林生态补偿机制若干重点问题研究[J]. 中国人口·资源与环境， 2007， 17（2）：13-18.
[9]林勇， 樊景凤， 温泉等. 生态红线划分的理论和技术[J]. 生态学报， 2016， 36（5）：1244-1252.
[10]李振海，赵蓉，祝秋梅.南水北调中线北京段总干渠工程的主要环境影响及保护措施探讨[J]. 南水北调与水利科技，2010，8（1）：19-23.
[11]Poudel D， Johnsen F H. Valuation of crop genetic resources in Kaski， Nepal： farmers willingness to pay for rice landraces conservation.[J]. Journal of Environmental Management， 2009， 90（1）：483.
[12]崔峰， 丁風芹， 何杨等. 城市公园游憩资源非使用价值评估——以南京市玄武湖公园为例[J]. 资源科学， 2012， 34（10）：1988-1996.
[13]朱勤， 彭希哲， 陆志明等. 人口与消费对碳排放影响的分析模型与实证[J]. 中国人口·资源与环境， 2010， v.20；No.114（2）：98-102.
[14]赵微. 基于制度构成理论的农地整理建后管护的农民愿意研究[J]. 中国土地科学， 2015， 29（9）：89-96.
[15]宋博， 穆月英， 侯玲玲等. 基于CVM的我国农业气象指数保险支付意愿分析——以浙江柑橘种植户为例[J]. 保险研究， 2014（2）：54-63.
[16]郭玲霞， 高贵现， 彭开丽. 基于Logistic模型的失地农民土地征收意愿影响因素研究[J]. 资源科学， 2012， 34（8）：1484.
收稿日期：2018-03-26
基金项目：国家级大学生创新创业训练计划（201710504122）；教育部人文社会科学青年基金项目（17YJC790044）。
作者简介：刘晓宇（1997-），女，本科在读，研究方向为土地经济学和生态经济学。
通讯作者：郭朝霞（1978-），女，讲师，博士，研究方向为土地经济学和环境经济学。
摘要：湖北省丹江口水库是刚划定的重要生态保护红线区，基于对其南水北调最重要的受水区北京市的问卷调查所获得的113个有效样本数据，采用条件价值法，通过建立二元Logistic回归模型对可能影响支付意愿的因素进行分析，发现“受访者的家庭年收入”“受访者对生活用水的满意程度”“受访者通过适当提高自来水价格以提高水质来替代购买自来水净化器的意愿”这三个因素对支付意愿的影响最为显著。因此，应当从政策上保障和提高所提供的生态产品质量，加强生态保护政策宣传教育深度，以激励生态补偿主体的支付意愿。
关键词：支付意愿；条件价值法；跨区域生态补偿；生态保护红线；南水北调
中图分类号：X171.4 文献标识码：A 文章编号：2095-672X（2018）06-0184-03
DOI：10.16647/j.cnki.cn15-1369/X.2018.06.110
Abstract：Based on the 113 valid sample data obtained from the questionnaire survey in Beijing， the most important water area of the south-to-north water transfer area of the Danjiangkou reservoir， with two payment willingness assessment methods， We conclude that WTP is prominently subject to three factors， i.e. participant satisfaction to domestic water and participant preferring to improve the tap water quality by moderately appreciating its price rather than procure water purifying machine. So we should guarantee and improve the quality of eco-product and Ecological protection policy education to inspire the WTP of ecological compensation subject.
Key words：willingness to pay； contingent valuation method； ecological compensation； ecological red line； the South-to-North Water Transfer Project
1 文獻综述
面对生态环境退化的严峻形势，党的十八届三中全会明确提出“要健全自然资源资产产权制度和用途管制制度，划定生态保护红线，实行资源有偿使用制度和生态补偿制度”，在这样的趋势下，学术界陆续开展了对生态保护红线的研究工作。2005以前我国对于生态保护红线的探索尚处于萌芽阶段，生态保护红线的早期雏形是红线控制区，如2000年，浙江省安吉县生态规划就采用了红线控制区的概念[1]。2005年后生态红线规划开始更多的出现在区域规划工作中，此时对于生态红线区的划定开展了一些研究，很多学者提出了分级管制的方法。2005年的《珠江三角洲环境保护规划纲要（2004-2020年）》，将自然保护区的核心区和重点水源涵养区等区域划为红线区实行严格保护。符娜等学者提出了昆明市土地利用规划生态红线区划分方法，并得到了良好的结果[2]。成文连等学者提出了吉安市的生态保护分级控制规划的“红-蓝-绿三线控制方案区”方案，其中的红线控制区即为生态保护的严格控制区[3]。而随着2011年《意见》的发布，“生态保护红线”一词首次出现在国家规范性文件中，也第一次被提上国家议程，生态保护红线的研究和实践大量增多。一方面，科学研究积极开展，如冯宇等通过对呼伦贝尔草原生态保护重要性和生态系统服务功能重要性的评价，确定了该区域的土地沙化敏感性区和防风固沙功能区两大类生态保护红线区[4]。另一方面各级政府在学者科学研究的基础上开展实践工作，国家环境保护部在内蒙古、江西、广西和湖北进行了试点，划定的生态保护红线区域面积平均占各省面积的20%左右。但目前学术界众多学者的研究主要针对生态保护红线划定，对生态红线区的配套措施研究涉及较少，因此要保障生态保护红线制度的顺利落地和可持续发展，针对性的配套措施研究工作亟待开展。
生态保护红线区的配套措施主要包括健全执法监督、评价考核、责任追究、生态补偿政策[5]，生态补偿政策无疑是其中的重要环节。但目前针对单一用地的生态补偿研究较多，如牛海鹏，张安录等学者对耕地保护外部性及其生态补偿的研究[6]；李文华等学者针对森林、流域等生态空间做出大量研究[7]；而对生态保护红线区这种特殊的、复合型的生态保护区域研究比较少，随着试点省份生态保护红线区划定工作的完成，吸引了相关学者对这类综合性生态空间管制问题进行深入研究，并取得一定成果[8]。2013年湖北省被列为全国首批开展生态保护红线划定工作4个试点省份之一，并于2016年完成了生态保护红线划定试点工作，出台了《湖北省生态保护红线管理办法》，为全国生态保护红线提供了科学的划定和管理模式。湖北省丹江口水库作为南水北调中线工程水源地，是我国重要的战略水资源区，被划定为生态保护红线的重点区域。丹江口水库还是生态补偿问题比较特殊的区域，其受水区包括北京、天津、石家庄等14座大城市，相对其他区域而言其生态补偿主客体比较清晰；同时外部性具有明显跨区域的特点。本文以丹江口库区的重点受水区域——北京市为例，基于113个有效样本，采用二元Logistic回归模型，围绕个体特征、用水现状、认知程度三个方面因素，探讨生态红线区跨区域生态补偿的影响因素。这对于湖北省生态保护红线生态补偿相关政策的建立有一定的借鉴意义。
2 数据来源
丹江口水库供水直达的区域包括京、津、冀、豫四省市，其中北京市是南水北调中线工程的终点，也是最重要的受水区，本研究选择北京市作为调查对象主要基于以下三方面原因。首先丹江口水库向北京的输水量占整个工程输水量的27%，多年平均向北京市供水10亿m3，该地区在供水直达的四省市中具有典型性；其次供水区域主要包含北京市房山、丰台、海淀等多个行政区[9]，约70%的生活用水从丹江口水库引水，对居民的生活产生了切实的影响，对生态补偿意愿进行调查具有可行性。最后北京市作为首都经济、文化比较发达，对环保的概念较强，提供的数据具有一定的先进性。
“湖北省生态保护红线区域生态补偿研究”课题小组于2017年7月走访了北京市房山、丰台、海淀等多个行政区，采用问卷调查、面对面访谈的形式获得问卷132份，其中有效問卷113份，有效率85.6%，其中101位受访者具有支付意愿。通过对受调查人群的基本信息分析发现：样本涉及各个年龄阶段且各变量基本呈现正态分布；从经济收入来看涵盖各个经济层次的群体；从职业需求来看涉及到的职业较为广泛，样本选取恰当。
问卷主要分为三部分：
（1）被调查者的基本特征。通过整理问卷结果可知，此次调查受访者以女性较多；年龄主要集中在18-25岁和26-35岁两个区间；被调查者的受教育程度为本科及以上的人数占样本总数的50%；家庭年收入水平在各区间呈现均匀分布。综合分析样本的基本特征，选取的样本涵盖各个阶层的群众，得出的数据较为真实准确。
（2）被调查者的用水现状。这部分调查包括三个方面的考察，分别为“受访者对于目前所使用的自来水的满意程度”、“受访者家中有无或是否打算购买自来水净化器”以及“受访者是否愿意通过适当提高自来水价格以提高水质来替代购买自来水净化器”。调查结果显示，对自来水满意度为“一般”、“比较满意”的人数占大多数，说明居民对供水水质基本放心；有40.71%的受访者表示家中有或打算购买自来水净化器，说明居民对于供水水质关注度高；关于提高水价以提高水质替代购买自来水净化器，仅有20.35%的受访者表示不愿意。
（3）被调查者的认知程度。该部分包括受访者对于生态破坏的关注程度，以及对于生态相关概念和法律政策等的认知深度。结果表明，受访者对于生态破坏的关注程度主要集中在“比较关注”和“偶尔关注”区间。43.94%的居民认为丹江口水库及周围的开发对其周边的生态环境有影响，多数受访者没听说过或不了解生态保护红线的相关概念，绝大多数受访者不知道国家生态补偿相关的具体政策和法律。
3 跨区域生态补偿的支付意愿影响因素分析
3.1 变量选择
模型中被解释变量为北京市受访者对于湖北省生态保护红线区域进行跨区域生态补偿的支付意愿。解释变量围绕个体特征、用水现状、认知程度三个方面[10-11]（表1）选取。其中，受访者的个体异质性因素有性别（X1）、年龄（X2）、受教育程度（X3）和家庭年收入（X4），考虑到家庭用水和购买自来水净化设备以家庭为单位，故选择家庭年收入作为收入分化指标。在用水现状方面，受访者对生活用水的满意程度（X5）在一定程度上影响受访者对当前生态服务的支付意愿，受访者家中是否拥有或打算买自来水净化器（X6）反应了生活用水的水质和受访者对水质的关注程度，而受访者是否愿意通过适当提高自来水价格以提高水质来替代购买自来水净化器（X7），这一变量中水质的提高代表了环境的改善，反映受访者对生态保护政策实施后生态服务提升的支付意愿。认知程度方面包括了受访者对于生态破坏的关注程度（X8）、对“生态红线”、“生态补偿”等概念的熟悉度（X9）以及对相关法律与政策的认知度（X10），用来衡量受访者对生态环境是否关注并在多大程度了解相关政策。
本文选取的10个解释变量，易导致多重共线性问题，应当进行多重共线性检查。依次选用上述性别、年龄、受教育程度等10个影响因素作为因变量，综合全部结果可知，方差膨胀因子（VIF）的最大值为1.812，说明所选变量之间不存在明显的多重共线性[12]。
3.2 模型构建
受水区居民参与生态补偿的意愿可以分为愿意和不愿意两种情形，属于二分类变量且各因变量为分类变量，因此本文选择Logistic模型进行影响因素分析[13-14]。采用实地调查通过CVM获得的样本数据以受访者的支付意愿为因变量，各影响因素为自变量进行实证分析。模型如式（1）所示：
式中，p表示受水区居民具有支付意愿的概率，y为被解释的变量，表示受水区居民的补偿意愿（0=不愿意，1=愿意），b0为常数项，bi为自变量的回归系数，Xi为自变量，表示第i个影响因素。
4 模型分析
进一步采用SAS 9.4对样本进行二元Logistic回归，分析受水区居民进行生态补偿支付意愿的影响因素。选取10%的统计显著性水平，运用逐步法筛选自变量，在各步中，自变量X7、X5、X4依次被选入模型，模型收敛结果满意。采用Likelihood Ratio、Score和Wald三种检验方法，结果P值均小于0.01，具有显著统计学意义（表2）。
进入模型中的变量的参数估计及显著性检验结果如表3所示。
由表可知，在Logistic模型回归结果中有3个因素的影响是显著的，其余7个因素对受访者的支付意愿影响不显著。因此，具有统计学意义的Logistic回归方程如式（3）所示：
模型显示，对模型起显著影响的有3个变量，分别为X4-受访者的家庭年收入（p=0.062）、X5-受访者对生活用水的满意程度（p=0.016）、X7-受访者通过适当提高自来水价格以提高水质来替代购买自来水净化器的意愿（p=0.012）[15]。三个因素均对支付意愿有正影响，X7对支付意愿的影响最为显著。具体分析如下：
（1）“受访者的家庭年收入”与受访者的支付意愿呈正相关关系（B=0.476>0），即收入越高，对于生态补偿具有支付意愿的可能性越大。其主要原因为收入提高、经济承受能力增强后，对良好的生态环境以及生态产品质量的要求增加，所以更愿意参与生态补偿。（2）“受水区居民对自来水满意度”与受访者的支付意愿呈正相关关系（B=1.667>0）。一般而言，受访者对供应的自来水满意程度越高，切身感受到的生态保护的正外部性程度越大，所获得的福利水平也越高，而受访者为了继续保持或提高这种福利水平，更愿意参与生态保护红线区的生态补偿，因而进行支付的可能性也越高。相反，受访者对当前供应的自来水满意程度低，认为生态保护并未为其带来福利，即使通过生态保护红线等政策提高对保护区的保护水平，其带来的效果也是未知的，因而不愿意进行支付。（3）“受访者通过提高水价以提高水质来替代购买净化器意愿”对受访者的支付意愿有正面影响（B=2.243>0）。表明受水区受访者越愿意通过提高水价而非购买自来水净化器来提高水质，其对生态保护红线区进行生态补偿的支付意愿越高。对于受水区的受访者来说，提高水价和购买自来水净化器都是以提高水质为目的，而受访者越倾向于通过提高水价来提高水质，说明受访者更希望水源地得到保护，故支付意愿也越高。否则则相反。模型中还有7个变量没有足够证据证明其对支付意愿的影响显著，分别是X1-性别、X2-年龄、X3-受教育程度、X6-受访者家中是否拥有或打算购买自来水净化器、X8-受访者对于生态破坏的关注程度、X9-对“生态红线”、“生态补偿”等概念的熟悉度、X10-对相关法律与政策的认知度。具体分析如下。
（1）性别、年龄、受教育程度等因素为个体特征因素。在113个有效样本中，男性受访者所占比例为37.2%，而在101个有支付意愿和12个无支付意愿的样本中，男性受访者所占比例分别为36.6%和41.7%。二者相差较小，故性别对支付意愿无显著影响。在有无支付意愿的样本中，各年龄段人数所占百分比的趋势大体一致，但在有支付意愿的样本中，年龄段峰值出现在26-35岁，而在无支付意愿的样本中，年龄段峰值出现在18-25岁。故年龄对受访者有无支付意愿具有一定影响，26-35岁年龄段的认知程度与经济能力等方面普遍高于18-25岁，进而影响支付意愿。通过对具体数据进行对比分析发现性别，年龄对支付意愿具有一定的影响，但由于样本数量偏小，同时某些区间的样本数又比较集中，导致模型分析时影响不显著。受教育程度对支付意愿影响不显著，其原因可能为个人受教育程度的高低并不代表其对生态保护领域认识程度的高低，二者之间无直接联系。（2）受访者家中是否拥有或打算购买自来水净化器对支付意愿无显著影响。在实际调查过程中发现，多数居民家中拥有的自来水净化器为住房自带，故家中是否拥有自来水净化器并不能代表受访者是否有购买净化器的意愿。从而导致该影响不显著。（3）在对生态保护的认知度方面：一般认为认知程度应当对支付意愿产生影响，但调查发现，受訪者对生态破坏的关注程度普遍较高，达到91.2%，但是这种关注停留在表面。知道“生态红线”、“生态补偿”等生态保护概念的受访者仅有29.2%。对相关法律与政策的具体内容有所了解的不足3%。这种情况可能导致大部分人的认知程度处于同一层次，问卷中的答案差异不大，所以这方面的三个变量对支付意愿的影响不显著。
5 结论及政策启示
5.1 结论
在对丹江口水源保护红线区的重要受水区——北京市的受益群体进行调查的基础上，本文基于CVM方法，通过建立二元Logistic回归模型，分别从个体特征、用水现状、认知程度三个方面，探讨生态保护红线区跨区域生态补偿的支付意愿影响因素。得到以下结论：
（1）在113个有效样本中有101个受访者表示愿意参与生态保护红线的生态补偿政策，跨区域生态补偿具有可行性。（2）从模型分析来看，影响生态保护红线区跨区域生态补偿的支付意愿的因素主要为：受访者对生活用水的满意程度、受访者通过适当提高自来水价格以提高水质来替代购买自来水净化器的意愿和受访者的家庭年收入。由此可见，水质是影响受益群体支付意愿的主导因素，即生态补偿主体的支付意愿主要与其所获得的生态服务产品质量和价值相关，与性别、年龄、受教育程度、对于环境的关注程度等主观性因素关联不显著。
5.2 政策启示
基于以上研究结论，得出如下关于湖北省生态保护红线区域生态补偿的政策启示：（1）跨区域的市场化生态补偿具有一定的可行性，制定丹江口生态保护红线区的生态补偿政策时，可以考虑增加生态补偿的渠道，扩宽生态补偿的资金来源，减轻政府转移支付的压力，同时应当注意结合湖北省丹江口市的消费水平以及补偿主体的支付意愿，确定合适的补偿额度。（2）生态补偿主体的支付意愿主要与其所获得的生态服务产品价值相关，故丹江口生态保护红线区应当采取更为有效的政策来切实保护水源，提高水质，由此来提高所提供的生态产品的价值以激励提高生态补偿主体的支付意愿。（3）根据生态补偿主体所愿意接受的补偿方式，可以通过提高自来水价格进行跨区域的生态补偿。（4）在进行生态保护政策的宣传时，应当加强宣传教育的深度。在人们具有环境保护意识的基础上，正确认识生态保护红线、自然资源有偿使用制度等政策，了解政策制度的保护目标和具体内容，才能有效提高生态补偿主体的支付意愿。
参考文献
[1]蒋大林， 曹晓峰， 匡鸿海等. 生态保护红线及其划定关键问题浅析[J]. 资源科学， 2015， 37（9）：1755-1764.
[2]符娜， 李晓兵. 土地利用规划的生态红线区划分方法研究初探[C]// 中国地理学会2007年学术年会论文摘要集. 2007.
[3]成文连， 柳海鹰， 关彩虹. 区域生态保护分级控制规划——以浙江省安吉县为例[J]. 环境与发展， 2009， 21（3）：9-14.
[4]冯宇. 呼伦贝尔草原生态红线区划定的方法研究[D]. 中国环境科学研究院， 2013.
[5]高吉喜. 加快“三个落实”建立生态保护红线制度[J]. 环境保护， 2016， 44（8）.
[7]牛海鹏， 张安录. 耕地利用生态社会效益测算方法及其应用[J]. 农业工程学报， 2010， 26（5）：316-323.
[8]李文华， 李世东， 李芬等. 森林生态补偿机制若干重点问题研究[J]. 中国人口·资源与环境， 2007， 17（2）：13-18.
[9]林勇， 樊景凤， 温泉等. 生态红线划分的理论和技术[J]. 生态学报， 2016， 36（5）：1244-1252.
[10]李振海，赵蓉，祝秋梅.南水北调中线北京段总干渠工程的主要环境影响及保护措施探讨[J]. 南水北调与水利科技，2010，8（1）：19-23.
[11]Poudel D， Johnsen F H. Valuation of crop genetic resources in Kaski， Nepal： farmers willingness to pay for rice landraces conservation.[J]. Journal of Environmental Management， 2009， 90（1）：483.
[12]崔峰， 丁風芹， 何杨等. 城市公园游憩资源非使用价值评估——以南京市玄武湖公园为例[J]. 资源科学， 2012， 34（10）：1988-1996.
[13]朱勤， 彭希哲， 陆志明等. 人口与消费对碳排放影响的分析模型与实证[J]. 中国人口·资源与环境， 2010， v.20；No.114（2）：98-102.
[14]赵微. 基于制度构成理论的农地整理建后管护的农民愿意研究[J]. 中国土地科学， 2015， 29（9）：89-96.
[15]宋博， 穆月英， 侯玲玲等. 基于CVM的我国农业气象指数保险支付意愿分析——以浙江柑橘种植户为例[J]. 保险研究， 2014（2）：54-63.
[16]郭玲霞， 高贵现， 彭开丽. 基于Logistic模型的失地农民土地征收意愿影响因素研究[J]. 资源科学， 2012， 34（8）：1484.
收稿日期：2018-03-26
基金项目：国家级大学生创新创业训练计划（201710504122）；教育部人文社会科学青年基金项目（17YJC790044）。
作者简介：刘晓宇（1997-），女，本科在读，研究方向为土地经济学和生态经济学。
通讯作者：郭朝霞（1978-），女，讲师，博士，研究方向为土地经济学和环境经济学。
