楊欣，蔡銀鶯，張安錄

華中農(nóng)業(yè)大學 土地管理學院，湖北 武漢 430070

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基于改進選擇實驗模型的武漢市農(nóng)地非市場價值測算

楊欣，蔡銀鶯，張安錄

華中農(nóng)業(yè)大學 土地管理學院，湖北 武漢 430070

針對目前我國運用選擇實驗法對農(nóng)地非市場價值只估算屬性價值而忽略屬性水平的現(xiàn)狀，本文運用選擇實驗法( Choice Experiment)中的條件Logit模型(Conditional Logit Model, CLM)測算武漢市居民對農(nóng)地非市場價值不同屬性水平的支付意愿，并分析受訪者效用最大化時的武漢市農(nóng)地非市場價值。研究結果顯示：(1)武漢市受訪市民對于農(nóng)地非市場價值各項屬性已有一定的認知程度,93.50%的受訪市民愿意為保有和提升這些屬性進行一定額度的金錢支付：(2)基于Log-likelihood的統(tǒng)計檢驗結果顯示，既考慮不同屬性水平狀態(tài)又考慮受訪者個體異質性特征的CLM III擬合效果最好，折合后得出武漢市單位面積的農(nóng)地非市場價值為6483.56元/hm2：(3)受訪者對是否愿意對農(nóng)地非市場價值進行一定額度的金錢支付以及支付意愿的高低受其自身社會經(jīng)濟特征的顯著性影響，諸如年齡、是否戶主、家庭收入、支付主動性和家庭是否有存款等因素。研究結果表明，不同受訪者對于農(nóng)地非市場價值的同一屬性的不同水平下具有不同的支付意愿，因此，該研究可以為農(nóng)地保護管理者制定差別化的農(nóng)地保護政策提供借鑒。

農(nóng)地非市場價值； 改進選擇實驗法； 屬性水平； 支付意愿

一、引言

農(nóng)地作為農(nóng)業(yè)生態(tài)文明最重要的組成部分，其不僅可以為人類社會提供糧食和原材料等具有傳統(tǒng)市場價值的商品和服務，還具備諸多非市場價值的環(huán)境功能，如凈化空氣、開敞空間、娛樂休閑[1][2][3][4]。然而現(xiàn)實市場交易價格的缺失[5][6][7][8]、相關利益協(xié)調機制和激勵相容約束的缺乏[9][10]，農(nóng)地利益相關者缺乏農(nóng)地保護的積極性，造成農(nóng)地非市場價值的急劇流失，從而使得全體社會成員遭受福利損失。公眾作為農(nóng)地非市場價值的直接或間接受益者，其積極參與是實現(xiàn)農(nóng)地保護的現(xiàn)實基礎。探索公眾對農(nóng)地價值的認知程度、支付偏好以及偏好異質性，對設計出具有針對性的農(nóng)地保護政策具有重要影響[11][12]。

武漢市作為我國中部地區(qū)最大的經(jīng)濟中心，在全國同類城市中具有代表性，對其農(nóng)地非市場價值的研究可以為協(xié)調城市經(jīng)濟發(fā)展和農(nóng)地保護提供理論決策依據(jù)。本文以武漢市為例，運用實地調研數(shù)據(jù)，運用選擇實驗法中的條件logit模型估算武漢市居民對農(nóng)地非市場價值不同屬性的支付意愿。研究結果可以為政府推行和完善我國農(nóng)地保護經(jīng)濟補償機制，改善區(qū)域農(nóng)地生態(tài)環(huán)境，促使政府設計出更有針對性的農(nóng)地保護政策提供參考。

二、文獻綜述

農(nóng)地是人類賴以生存的不可再生自然資源，非市場價值是其總價值的重要組成部分[3]。20世紀80年代開始，條件價值法(Contingent Value Model, CVM)被引入農(nóng)地非市場價值的評估。它通過揭示受訪者對農(nóng)地非市場價值的支付意愿來實現(xiàn)價值評估[6]，方法簡單易行，卻只能用來測度單一屬性的非市場商品和服務的價值，且不能前后驗證，偏差較大[6][7][13][14]。選擇實驗法(Choice Experiment，CE)起源于隨機效用理論，被認為是一種更為先進的資源非市場價值估算方法[15]，不僅可以計算出資源的不同屬性的經(jīng)濟價值，還能避免CVM隨機性和共線性的缺陷，使得受訪者自我比對和檢測，解決資源多重屬性之間的比較問題，成為近20年來國際社會評估資源非市場價值的主流方法[16][17]。該方法廣泛用于濕地保護[18][19]、鄉(xiāng)村農(nóng)業(yè)景觀用地[20] [21]、河流和海洋領域[22][23][24]、野生動植物保護[25]等環(huán)境資源的非市場價值評估。在農(nóng)地非市場價值進行評估領域，譚永忠[8]運用選擇實驗法從糧食生產(chǎn)、河流水質、生物多樣性和教育體驗四個屬性出發(fā)對浙江省德清縣基本農(nóng)田的非市場價值進行估算，鄂施璇[26]則基于黑龍江省巴彥縣的實地調研數(shù)據(jù)，從耕地面積、耕地肥力、糧食生產(chǎn)量、生態(tài)環(huán)境對其耕地資源非市場價值進行評估。

上述研究為本文提供了堅實的基礎，但是國內針對農(nóng)地非市場價值進行估算的研究還存在兩個缺陷：(1)農(nóng)地非市場屬性及其屬性水平選擇有限，導致備選集較少；(2)當屬性有現(xiàn)狀水平和多個改善水平時，已有文獻[8][12][25]只能計算出受訪者對屬性水平改善的單一支付意愿，缺乏針對同一屬性不同水平下的支付意愿進行測算和比較，只能計算出各屬性相對于現(xiàn)狀水平之間的邊際替代率，而無法得到屬性各改善水平之間的邊際替代率，總體計算精度有待提升。因此，針對當前運用選擇實驗法研究農(nóng)地非市場價值研究中只估算屬性價值而忽略屬性水平的現(xiàn)狀，結合農(nóng)地非市場價值屬性水平不僅有現(xiàn)狀水平還有多個改善水平的現(xiàn)狀，本文運用條件logit模型，研究武漢市居民對農(nóng)地非市場價值不同屬性在不同水平下的支付意愿，不僅可以得到各屬性的支付意愿，還能得出受訪者對農(nóng)地非市場價值不同屬性水平的支付意愿，研究結果不僅能豐富和完善中國農(nóng)地非市場價值的評估方法體系，還可為我國制定合理的農(nóng)地保護補償標準和農(nóng)地保護補償政策提供參依據(jù)。

三、研究區(qū)域概況

武漢市位于長江和其最大支流漢江的交叉口，是湖北省省會和中部區(qū)域的中心城市，行政轄區(qū)總面積8 467.11平方公里。地勢北高南低，在地形上屬丘陵和江漢平原過渡地區(qū)，形成以耕地、林地、建設用地、水域為主的用地格局。《武漢市統(tǒng)計年鑒2014》顯示，截止2013年，武漢市耕地面積約為199.44千公頃，GDP 9 051.27億，常住人口達到1 022萬。根據(jù)第二次全國土地大調查的結果，武漢市農(nóng)地面積在1996-2008年間減少了16.09%，農(nóng)地面積減少態(tài)勢嚴峻。作為我國中部地區(qū)經(jīng)濟較為發(fā)達城市的代表，對其農(nóng)地非市場價值的研究可以為政府協(xié)調城市經(jīng)濟發(fā)展和農(nóng)地保護提供理論決策依據(jù)。

四、研究方法與數(shù)據(jù)來源

1.研究方法

條件logit模型(CLM)起源于Lancaster隨機效用模型[15]，它假設受訪者對各種組合方案的選擇是基于方案對其帶來的效用大小。個人效用函數(shù)可以用公式為：

Uijn=Vijn(X,S)+εijn

(1)

其中，Uijn是消費者i從選擇集n當中的方案j中所獲取的總效用，包括非市場價值屬性(X)和受訪者社會經(jīng)濟特征(S)；Vijn是總效用中可觀測部分的效用，εijn則是總效用中不可觀測效用部分，即隨機誤差項。

對于理性人來說，當從方案j中獲取的總效用大于方案K時，就會選擇方案j。其選擇概率的具體表達為：

Pijn=P(Uijn>Uikn)=P(Vijn+εijn>Vikn+εikn)

(2)

隨機誤差項的存在而無法準確預測效用，因此產(chǎn)生了選擇的概率，受訪者從n個方案中選擇j方案的概率可以表達為:

(3)

條件logit模型中規(guī)模參數(shù)λ服從0-1分布，因此，受訪者從方案j中獲取的效用公式可以表達為：

(4)

其中，Zi為農(nóng)地非市場價值屬性特征，本文中一次為農(nóng)地面積、農(nóng)地肥力、水質、空氣質量、生物多樣性和娛樂休閑價值，故i=6；βi為六個屬性的估計系數(shù)，ASC為常數(shù)項。當加入受訪者的基本社會經(jīng)濟特征變量后，復雜的受訪者效用函數(shù)則變?yōu)椋?/p>

(5)

其中，Sm為受訪者的基本社會經(jīng)濟特征變量，包括年齡、性別、受教育程度等，還包括受訪者對農(nóng)地非市場價值的認知程度等。此時，受訪者農(nóng)地非市場價值的各屬性的支付意愿則為：

(6)

其中，WTPi分為為農(nóng)地面積、農(nóng)地肥力、水質、空氣質量、生物多樣性和娛樂休憩的支付意愿；βi則為上述六個屬性的系數(shù)；β7為支付意愿的系數(shù)。

2.問卷設計

屬性選擇是選擇實驗模型的第一步，也是本次調查問卷設計的關鍵。合適的屬性選擇必須在充分表達信息的同時又不失簡潔性。農(nóng)地非市場價值各屬性的選擇原因如下：(1)謝高地綜合Costanza等人的研究結果，認為農(nóng)地生態(tài)系統(tǒng)提供的非市場服務可以概括為食物生產(chǎn)、原料生產(chǎn)、水資源供給、氣體調節(jié)、氣候調節(jié)、凈化環(huán)境、水文調節(jié)、土壤保持、維持養(yǎng)分循環(huán)、生物多樣性和美學景觀等11 種[27][28]。但受訪者的認知局限及耐心程度有限又要求研究在窮舉和效率之間做出權衡[29]。(2)在應用選擇實驗法對農(nóng)地非市場價值/環(huán)境價值/生態(tài)補償標準測算的實證研究中，Jin[4]、 譚永忠[8]、鄂施璇[26] 22-26、馬愛慧[30]的屬性選擇分別為農(nóng)地景觀、農(nóng)地設施、農(nóng)地肥力；糧食生產(chǎn)、河流水質、生物多樣性和教育體驗；耕地面積、耕地肥力和耕地景觀；耕地面積、耕地肥力、糧食生產(chǎn)量、生態(tài)環(huán)境。因此，課題組在總結和咨詢中外專家意見的基礎上，結合武漢市實地情況和武漢市民預訪談結果，認為以下六個屬性可以在一定程度上代表中央政府所追求的、地方政府所承擔的、農(nóng)民所無償提供的、市民所無償享用的農(nóng)地非市場價值，即農(nóng)地面積、農(nóng)地肥力、河流水質、空氣質量、生物多樣性、娛樂休憩價值，每個屬性對應4個變動水平，其中必須包含一個貨幣屬性來代表改變目前狀況所需支付的費用。

另外，還需確定各屬性的水平，包括基礎水平和變動水平兩種，其中基礎水平是指各屬性當前所處的狀態(tài)水平，而變動水平是指通過一定的環(huán)境政策實施各屬性有可能達到的狀態(tài)水平。本研究中農(nóng)地非市場價值各屬性水平的選擇原因如下：農(nóng)地面積、農(nóng)地肥力和空氣質量三個屬性的水平設定主要是依照上述文獻[4][25][26][29][30]，采用定性化的設置方式；河流水質的屬性水平設定則是以武漢市主要河流縱斷面水質達到三類以上水質的比例結合譚永忠[8]等人的文獻確立；娛樂休憩價值依據(jù)蔡銀鶯等人[31]的研究結果為基礎設定；生物多樣性是以武漢市當前動植物種類數(shù)量設置；貨幣屬性(即支付意愿)的設定參考根據(jù)預調查中CVM的結果，結合前人文獻[6][8][30][31][32][33]，選擇50、100、150和200四個水平狀態(tài)，具體各屬性及其水平的選擇情況見表1所示，其中現(xiàn)狀水平下加粗且用下劃線顯示。為了方便帶入模型計算和結果解釋，各屬性水平的編碼情況也在表1中列出。

表1　選擇實驗集中的農(nóng)地非市場價值屬性及其水平

表1中各屬性水平可以共產(chǎn)生47個可能的選擇方案組合，為了提高效率又不失準確性，正交設計(orthogonal design)被引入選擇實驗法，將篩選之后的14個選擇集分布在兩個版本的問卷中，每個版本有7個選擇集[15]，每個選擇集包括2個提升選擇方案和一個現(xiàn)狀方案。每個受訪市民需要連續(xù)做出7次選擇，每次選擇時需要從每個選擇集中的三個方案，即現(xiàn)狀S、改善方案A和改善方案B中選擇出自己最偏好的方案(表2)。

表2　選擇實驗集中的選擇集實例

3.數(shù)據(jù)收集

理論上抽樣樣本越多越有可能得到受訪者偏好的真實情況，但在現(xiàn)實中，樣本數(shù)量往往取決于預算額度的高低。在預算既定的情況下，選擇實驗法的樣本數(shù)量還可以根據(jù)NGege軟件進行最有效的樣本數(shù)量計算出為了得到顯著性的計算結果所需要的最少抽樣樣本的數(shù)量[22]。

五、武漢市農(nóng)地非市場價值測算

1.武漢市民對農(nóng)地非市場價值的認知程度分析

研究中武漢市民對農(nóng)地非市場價值的認知程度分析不僅包含了受訪市民對農(nóng)地非市場價值的認知和保有情況，還包括受訪者的基本信息。一方面可以驗證受訪者的回答是其真實意愿的反應，而非只是隨機回答[32]；另一方面，這些基本信息可以通過公式(6)使得受訪者支付意愿的估算更為精確。本次調查樣本中對受訪者的基本社會特征和對農(nóng)地非市場價值的認知程度情況如表3所示。

表3　受訪市民的基本社會經(jīng)濟特征統(tǒng)計

根據(jù)表3可知，(1)受訪者社會經(jīng)濟特征：性別比例中男性占69%，女性占31%；受訪市民的平均年齡為33歲；受教育程度中平均為13.84年；37.31%的受訪者為家庭戶主；受教育程度中大學本科和初中這兩個群體所占比重最大，分別為33.58%和24.35%；受訪家庭平均約有1個需撫養(yǎng)的未成年人；受訪者個人月收入中3 000元的樣本所占比例最大。通過與《2014武漢統(tǒng)計年鑒》數(shù)據(jù)(2013年武漢市男性人口比重51.2%、平均受教育年限10.52年、平均年齡38歲、家庭人均需撫養(yǎng)人口數(shù)1.22、城鎮(zhèn)居民人均月可支配收入2 558.65元)對比發(fā)現(xiàn)，問卷調查中各項指標均與武漢市統(tǒng)計數(shù)據(jù)相吻合(抽樣調研中女性參與程度較低除外)，表明樣本的代表性較強。(2)認知和態(tài)度變量：武漢市受訪市民對農(nóng)地非市場價值認知程度較低，只有6.97%的人，但是77.35%的人愿意為了保有更高的農(nóng)地環(huán)境質量而進行一定的金錢支付。

2.武漢市民對選擇集的選擇情況

受訪者面對七個不同選擇集中的A、B和S三個方案的選擇情況可以反映出其對現(xiàn)狀改善的迫切程度和支付意愿情況。具體選擇情況如表4所示。

表4　受訪市民選擇集選擇情況

從表4中可以看出市民受訪者中認為選擇集1-7中兩種改善方案都不合時宜、希望維持現(xiàn)狀的受訪者人數(shù)基本上是穩(wěn)定的，占總選擇次數(shù)的6.5%。受訪者在選擇集1、5、6、7中對方案A(154、145、167、169人)的偏好高于方案B(116、122、102、102人)，選擇集2中受訪農(nóng)戶對方案A和方案B的偏好相當，選擇集3、4中，方案A(106、124人)的選擇人數(shù)比方案B(165、149人)要少，具體比例如圖1所示。

圖1　受訪市民選擇集選擇情況

根據(jù)圖1不難發(fā)現(xiàn)，各個選擇集中選擇現(xiàn)狀的比例與支付屬性中支付成本的高低有關，支付成本的上升使得選擇不愿支付的人員增加，但在各屬性都有所改善情況下，人們雖然擔心支付費用問題，但基于自身效用的上升，仍舊有一定的支付意愿。

3.條件logit模型結果分析

本研究首先選用Stata 11.0軟件中的條件Logit模型模塊對樣本進行參數(shù)估計，分別運用一般條件Logit模型CLM I、考慮不同屬性水平狀態(tài)的條件Logit模型CLM II以及全條件Logit模型CLM III(既考慮不同屬性水平狀態(tài)又考慮社會經(jīng)濟變量)。三個模型的運行結果如表5所示。

表5　條件Logit模型的參數(shù)估計結果

備注：*，**，***分別表示該屬性在0.1，0.05，0.01的水平上顯著

由表5知3個模型的擬合效果并不相同，只有擬合效果最好的模型被用于市民非市場價值支付意愿測算。基于Log-likelihood的檢驗方法被用來篩選出擬合效果最佳的模型，結合表5中模型CLM II和CLM I的log likelihood數(shù)值-1 706.0830-(-1 720.9435) =14.8605>9.49=χ2(4,0.95)，可知CLMII在統(tǒng)計學的表現(xiàn)顯著優(yōu)于CLM I，進一步的 CLM III模型將受訪者的認知態(tài)度和個人特征變量納入模型中，得到模型CLM III和CLM II的log likelihood數(shù)值-1 513.6389-(-1 706.0830)=14.8605>192.44>11.07=χ2(5,0.95)，可知CLM III在統(tǒng)計學的表現(xiàn)要顯著的優(yōu)于CLM II。因此，CLM III被用來測算受訪者對農(nóng)地非市場價值的支付意愿，

CLM III顯著性水平為0.01，模型總體擬合程度較高。貨幣屬性為負，非貨幣屬性為正，表示受訪者都傾向于支付較少的金額獲得更多的農(nóng)地面積、更優(yōu)質的農(nóng)地質量、更優(yōu)質的河流水質、更高質量的空氣水平、更多的動植物種類、更好的娛樂休憩體驗，符合經(jīng)濟學 “理性人”的假設。同時，農(nóng)地肥力和空氣質量兩個屬性水平的提升與受訪者效用水平的提升并不是呈簡單的線性關系，相對于技術水平差等肥力(Farmf_4)，受訪者更期望將肥力水平上升到很好狀態(tài)(Farmf_1)和好狀態(tài)(Farmf_2)，而非較好狀態(tài)(Farmf_3)；同理對于空氣質量，相較于支付一定成本由差等狀態(tài)上升到中等狀態(tài)(Airq_3)，受訪者更愿意進行一定額度的意愿使其上升到優(yōu)等狀態(tài)(Airq_1)和良等狀態(tài)(Airq_2)。最后，支付意愿與受訪者個人社會經(jīng)濟特征的交互結果顯示：平均年紀越大的居民，越不愿意選擇改變選項，原因可能是年長者更加保守，或對政府的基金管理有所顧慮而選擇維持現(xiàn)狀；女性越愿意選擇改變選項，更傾向于加強農(nóng)地保護，可能是女性為下一代保留農(nóng)地非市場價值的意識更為強烈；收入越高的居民越愿意選擇改變選項。

4.武漢市民對農(nóng)地非市場價值的屬性偏好及支付意愿

根據(jù)公式(6)可知，在假定其他屬性變量保持不變時，選擇試驗模型可以評價某屬性相對基準水平的屬性邊際價值，表示市民為了得到該要素的一個水平的改進所愿意支付的費用(WTP)，即該屬性的隱含價格。具體的測算結果如表6所示。

表6　市民對農(nóng)地非市場價值各屬性的支付意愿及置信區(qū)間

備注：*，**，***分別表示該屬性在0.1，0.05，0.01的水平上顯著

表6顯示，武漢市受訪市民對于連續(xù)型變量中的農(nóng)地面積、河流水質、物種數(shù)量和娛樂休閑價值每提升一個屬性水平的支付意愿分別為93.20元、50.61元、10.69元和101.60元。對于很好、好、較好水平的農(nóng)地肥力的支付意愿分別為250.89元、230.22元、157.99元，對于優(yōu)等、良等、中等的空氣質量的年均支付意愿分別為414.84元、361.45元、280.50元?？傮w來說，為了農(nóng)地保護，武漢市市民愿意支付一定的金錢成本。

補償剩余變化可根據(jù)維持現(xiàn)狀與改變現(xiàn)狀時支信意愿之間的差值進行測算。維持現(xiàn)狀：到2020年，武漢市的農(nóng)地非市場價值各屬性水平為農(nóng)地面積下降程度(非常嚴重，比較嚴重，嚴重，輕微嚴重)中的非常嚴重；農(nóng)地肥力(一般，較好，好，很好)中的一般；河流水質三類及以上水質斷面的比例(70%，75%，80%，85%)中的70%；空氣質量(差，中，良，優(yōu))中的差；生物種類(2 500，2 505，2 510，2 515)中的2 500；娛樂休憩價值(5，5.5，6，6.5)中的5。改變現(xiàn)狀: 到2020年，農(nóng)地面積下降程度(非常嚴重，比較嚴重，嚴重，輕微嚴重)中的輕微嚴重；農(nóng)地肥力(一般，較好，好，很好)中的很好；河流水質三類及以上水質斷面的比例(70%，75%，80%，85%)中的85%；空氣質量(差，中，良，優(yōu))中的優(yōu)；生物種類(2 500，2 505，2 510，2 515)中的2 515；娛樂休憩價值(5，5.5，6，6.5)中的6.5。因此依據(jù)補償剩余(CS)公式得到武漢市每戶市民對農(nóng)地非市場價值屬性水平組合的年均支付意愿為1 018.32元/hm2。在此基礎上根據(jù)單位面積非市場價值公式：單位面積支付意愿=城鎮(zhèn)居民年均WTP×城鎮(zhèn)居民總戶數(shù)×支付率/農(nóng)地面積，結合武漢市2014年統(tǒng)計資料，2013年底全市共有城鎮(zhèn)居民209.19×104戶和《2013湖北省土地利用變更數(shù)據(jù)》顯示武漢市2013年農(nóng)地面積約為30.72×104元/hm2，再加上本次調查統(tǒng)計結果，93.50%的受訪者愿意為保護農(nóng)地而支付一定的金額，折合后得出武漢市單位面積的農(nóng)地非市場價值為6 483.56元/hm2。

六、結論與討論

1.結論

本研究運用多個條件logit模型對武漢市農(nóng)地非市場價值展開測算，得出以下結論：(1)93.5%的武漢市受訪市民愿意為保有和提升農(nóng)地非市場價值屬性進行一定的金錢支付，但其更多的是關注與當前社會熱點議題的相關屬性，如空氣質量、飲水質量及肥力等級等，對于其維護生物多樣性和提供娛樂休憩等認知還不夠。(2)基于Log-likelihood的統(tǒng)計檢驗結果表明既考慮不同屬性水平狀態(tài)又考慮受訪者個體異質性特征的CLM III的擬合效果最好。模型顯示武漢市受訪市民對于農(nóng)地非市場價值中的農(nóng)地面積、河流水質、物種數(shù)量和娛樂休閑價值每提升一個屬性水平的年均支付意愿分別為93.20元、50.61元、10.69元和101.60元。對于很好、好、較好水平的農(nóng)地肥力的年均支付意愿分別為250.89元、230.22元、157.99元，對于優(yōu)、良、中等的空氣質量的年均支付意愿分別為414.84元、361.45元、280.50元。受訪者對其獲得效用最大化的選擇集的最高支付意愿為1 018.32元/hm2，折合后得出武漢市單位面積的農(nóng)地非市場價值為6 483.56元/hm2。(3)受訪者對于是否愿意進行一定額度的金錢支付用以改善農(nóng)地非市場價值現(xiàn)狀，受其自身年齡、是否戶主和家庭收入的影響；而支付意愿的高低則與其自身是否愿意支付和家庭是否有存款兩個變量顯著性相關 。

2.討論

本文在已有的運用選擇實驗法對資源非市場價值進行評估的基礎上進行了一定的改善，運用不同的條件Logit模型對農(nóng)地非市場價值進行估算，主要表現(xiàn)在：(1)本文從不同方案之間做出選擇時的福利水平變化情況，屬性水平的選擇盡可能的用定量形式而非定性形式表達，基于定量化計算結果的研究結論會使得提供給政府決策者的建議更具針對性；同時定量化的表達需要可靠、精確的數(shù)據(jù)來源作保障，可以在后續(xù)研究中加以改進。(2)相較于國內已有的利用選擇實驗法對農(nóng)地資源進行非市場價值估算的研究[8][12][16][30]，本文計算了不同屬性水平下受訪者的支付意愿，并且與不考慮屬性水平的模型進行對比檢驗，發(fā)現(xiàn)受訪者支付意愿的高低與屬性水平的高低雖然呈正相關，但并不是嚴格線性的。(3)相比傳統(tǒng)的非市場價值評估方法，本文有效區(qū)別出各類型受訪主體異質性的支付意愿，使得計算結果的精度有了大幅度的提升，研究結果可為政府進行農(nóng)地保護工作提供一定的參考，但基于選擇實驗法本身的嵌入偏差和受訪者的假想偏差等偏差的存在和農(nóng)地資源非市場價值難以得到一個準確量化值的現(xiàn)實，決定了估算結果只能接近真實值而無法達到真實值。本文問卷調查期間正值武漢市霧霾最嚴重的時候，因此受訪者可能對空氣質量這一屬性持有比平時真實情況下更高的支付意愿。

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責任編輯胡章成

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Measurement of Farmland Non Market Value in Wuhan Based on Modified Choice Modelling

YANG Xin, CAI Yin-ying, ZHANG An-lu

(CollegeofLandManagement,HuazhongAgriculturalUniversity,Wuhan430070,China)

The purpose of this paper is to provide a more precise way for policy makers to understand the whole value of farmland and design more reasonable farmland management practices. Based on the survey data of Wuhan, different conditional logit models of choice experiment have been employed to estimate respondents’ willingness to pay (WTP) for the different attribute levels of farmland non market value. Results indicate that (1) Citizens in Wuhan have awareness of farmland non market value, and 93.50% of them have positive WTP to preserve it.(2)Based on the result of log-likelihood test, the conditional logit model III(CLM III),which both take attribute levels and socio-demographical characteristics into consideration, behaved perfect. Per unit of farmland non market value is 6 483.56 Yuan/hm2. (3) Respondents’ WTP for farmland non market value are influenced both by their awareness and socio-demographical characteristics. The conclusion is that respondents have heterogeneous p

for different attributes and their levels of farmland non market value, which is important for policy-makers.

farmland non market values; modified choice experiment; attribute level; willingness to pay

楊欣，管理學博士，華中農(nóng)業(yè)大學講師，研究方向為土地資源經(jīng)濟；蔡銀鶯，管理學博士，華中農(nóng)業(yè)大學土地管理學院教授，研究方向為土地資源經(jīng)濟與管理；張安錄，管理學博士，華中農(nóng)業(yè)大學土地管理學院教授，研究方向為土地資源經(jīng)濟與管理。

教育部哲學社會科學研究重大課題攻關項目(14JZD009)；國家自然科學基金(71573101&41371519&71373095&71363005)；中央高?；究蒲袠I(yè)務費專項(2662015QD024)

2016-07-11

F301.3

A

1671-7023(2016)05-0099-08