周 宇，李兆華，謝紅星，趙麗婭

（湖北大學(xué)資源環(huán)境學(xué)院，武漢 430062）

0 引言

洪湖位于千湖之省湖北省的中南部，是我國第七大淡水湖，漁業(yè)資源和水面資源豐富，是眾多遷徙水禽重要棲息地、越冬地，也是長江中游華中地區(qū)濕地物種“基因庫”，發(fā)揮著調(diào)洪蓄水、物種保護、水源供給、漁業(yè)生產(chǎn)等多種功能[1]。但由于水利建設(shè)、過度捕撈、大量施用化肥等人類活動因素影響，洪湖出現(xiàn)了魚類資源數(shù)量逐年下降、種群組成發(fā)生變化等問題，陷入了“魚類越捕越少、生態(tài)越捕越糟、漁民越捕越窮”的惡性循環(huán)困境，嚴重制約了生態(tài)環(huán)境和社會經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展[2]。鑒于此，為緩解漁業(yè)資源利用的突出矛盾，2016年原農(nóng)業(yè)部擴大了禁漁范圍，并延長了長江中下游的禁漁時間，經(jīng)過3年的保護和治理，洪湖的生態(tài)環(huán)境得到很大的改善。禁捕雖然可以保護漁業(yè)資源質(zhì)量和水域生態(tài)環(huán)境，但同時限制了漁業(yè)資源的利用，影響漁民后續(xù)的生存和生計。為保證漁民的長遠利益，2019年國家農(nóng)業(yè)農(nóng)村部、財政部、人力資源社會保障部聯(lián)合印發(fā)《長江流域重點水域禁捕和建立補償制度實施方案》，明確指出對漁民進行補償，以激勵漁民參與禁捕政策。

生態(tài)補償是以保護生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)功能、促進人與自然和諧共處為目的，運用多種手段，調(diào)節(jié)生態(tài)環(huán)境保護利益相關(guān)方的經(jīng)濟利益關(guān)系，并實現(xiàn)生態(tài)環(huán)境保護外部性內(nèi)部化的一系列制度安排和政策措施[3]。作為一種經(jīng)濟手段，生態(tài)補償在草原、森林、耕地等自然資源領(lǐng)域廣泛應(yīng)用，為禁捕生態(tài)補償研究提供了參考[4-7]。補償標(biāo)準(zhǔn)作為生態(tài)補償?shù)暮诵呐c難點問題，其科學(xué)性和可行性關(guān)系到生態(tài)補償?shù)墓胶托?。近年來，關(guān)于生態(tài)補償標(biāo)準(zhǔn)的研究，國內(nèi)主要采用機會成本法、條件價值法以及假想市場法[8-11]來測算補償額度[12,13]，其中受償意愿和支付意愿主要基于補償主客體之間的相互博弈，主觀性較大；如劉子飛等，依托調(diào)研數(shù)據(jù)，測算出漁民參與禁捕的受償額度，并通過賦權(quán)與加權(quán)的方法對補償標(biāo)準(zhǔn)進行修正[14]；龐潔等運用條件價值法估算出鄱陽湖禁捕補償標(biāo)準(zhǔn)，并構(gòu)建函數(shù)模型對漁民受償意愿進行修正，進而得到最低受償額度[15]。國外主要側(cè)重于用支付意愿法來分析農(nóng)戶的意愿及其影響因素，且尚未有學(xué)者對內(nèi)陸湖禁捕生態(tài)補償進行研究。如Alistair基于受訪者的支付意愿來確定支付補償額度，并未考慮其他影響因素[16]。Porras等的研究表明，孟加拉國的休漁生態(tài)補償?shù)陀跐O民的經(jīng)濟收益，并分析得出休漁政策信息的公開能提高漁民的受償意愿[17]。

雖然這些研究為禁捕生態(tài)補償提供了豐富的參考和借鑒，但目前基于漁民受償意愿的禁捕生態(tài)補償研究較少，沒有針對補償標(biāo)準(zhǔn)測算模型進行研究，而且當(dāng)前我國禁捕生態(tài)補償與漁民的受償意愿聯(lián)系也不夠緊密。因此，文章以洪湖為例，從漁民受償意愿的角度探討禁捕生態(tài)補償標(biāo)準(zhǔn)，并構(gòu)建Binary Logistic模型分析漁民受償意愿的影響因素，進而提出禁捕生態(tài)補償?shù)目尚行越ㄗh。

1 理論框架與研究方法

1.1 效用理論

效用理論是指理性消費者如何分配商品和勞務(wù)，以追逐最大化效用的過程，因此，效用理論可作為研究消費者受償意愿的理論基礎(chǔ)[18]。效用是指消費者在擁有不同財富量的情況下，增加等量財富所獲得的自我滿足感[19]。經(jīng)濟學(xué)?？怂箤⑾M者剩余（Consumer Surplus，CS）劃分為補償變化（Compensating Variation，CV）和等價變化（Equivalent Variation，EV）。如圖1所示，假設(shè)Z為預(yù)算曲線，U為效用曲線，D為需求曲線，E為補償需求曲線。假定漁民的初始效用為U0上的A點，現(xiàn)因禁捕政策的實施，導(dǎo)致魚類產(chǎn)品X1的供給減少和價格上升，X2的價格保持不變，漁民的效用水平下降為U1上的B點，魚類產(chǎn)品的消費數(shù)量由OM2降至OM1，減少的M1M2轉(zhuǎn)化為生態(tài)服務(wù)的額外性，CV表示漁民恢復(fù)到禁捕政策前的效用水平時必須給予的最低補償。

圖1b為需求曲線，將圖1a中均衡點A、B、C3點相對應(yīng)地繪制到圖1b的需求曲線上，橫軸表示漁民對魚類產(chǎn)品X1的需求，縱軸表示X1的價格P，A點的價格為P0，B點和C點的價格相同為P1。根據(jù)需求函數(shù)曲線D可知，需求曲線D左側(cè)與縱軸相交以下的面積為禁捕政策實施后漁民的機會成本損失，需求曲線E左側(cè)與縱軸相交以下的面積為漁民受償意愿的大小。由圖1可知，禁捕政策實施后漁民的機會成本損失小于禁捕后漁民的受償意愿，因此在確定補償標(biāo)準(zhǔn)時必須滿足漁民的受償意愿[20]。

1.2 研究方法

漁民受償意愿的估計包括參數(shù)估計和非參數(shù)估計，通過參數(shù)估計法和等效用函數(shù)模型分別估計漁民參與禁捕的受償意愿，探討二者之間的差異，從而在一定程度上消除漁民受償意愿的主觀性。在此基礎(chǔ)之上，利用Binary Logistic模型檢驗漁民受償意愿的影響因素。

1.2.1 受償意愿的非參數(shù)估計

在不考慮漁民的個體特征等相關(guān)變量影響下，通過調(diào)研漁民愿意接受的最低補償金額。根據(jù)所采集的漁民受償意愿，結(jié)合表達式計算漁民的受償意愿值為：

式（1）中，Ai表示漁民選擇的第i個意愿金額，Pi表示第i個意愿金額的概率。

1.2.2 受償意愿的參數(shù)估計

通常情況下，利用非參數(shù)法得到的結(jié)果往往不夠客觀，因此需要采用等效用函數(shù)模型進行修正[21]。依據(jù)上述分析，CV可解釋為漁民的受償意愿。漁民的效用水平不僅受到禁捕政策變化W的影響，還受到個人經(jīng)濟社會特征S和不可控制因素ε變化的制約。因此，漁民的效用水平可表示為：U=U(W，S)+ε。當(dāng)禁捕政策從W0變?yōu)閃1時，為保持漁民的初始效用（U*），需要滿足U*=U1-U0≥0。

1.3 函數(shù)模型的構(gòu)建

假定Y=1代表漁民愿意參與禁捕，Y=0則表示漁民不愿意參與禁捕。C1表示漁民參與禁捕后的成本支出，C0表示漁民禁捕前的成本支出，Q0為漁民參與禁捕后獲得的補償，Q1為漁民參與禁捕前獲得的補償，S表示漁民的社會經(jīng)濟特征，ε為隨機誤差項，α、β、δ、φ為待估參數(shù)。則漁民參與禁捕和不愿參與禁捕的效用分別表示為：UY=1(S，C1，Q1，ε1)，UY=0(S，C0，Q0，ε0)。假定效用函數(shù)為線性函數(shù)，表達式為：

事實上，C0、C1和禁捕補償Q0是既定常數(shù)，令α*=(α1-α0)+(δ1C1-δ0C0)，β*=(β1-β0)，則

當(dāng)ε0=ε1，則漁民愿意參與禁捕的概率表達式為：

根據(jù)式（5）（6）可得：

漁民參與禁捕的情況有兩種：愿意參與禁捕政策和不愿意參與禁捕政策兩種情況，隨機誤差項服從Logistic分布，由此可推導(dǎo)出Logistic模型的線性表達為：

當(dāng)漁民禁捕后的效用水平與初始效用水平保持不變或增加時，可估算出漁民的最低受償意愿值為：

2 數(shù)據(jù)來源與變量設(shè)計

2.1 問卷設(shè)計與調(diào)查

調(diào)研問卷內(nèi)容主要包括3部分：第一部分是漁民個體及家庭社會經(jīng)濟特征，收集受訪漁民的個人特征、家庭特征、生產(chǎn)特征；第二部分是漁民對禁捕政策的認知，包括受訪漁民對洪湖水生態(tài)環(huán)境變化的感知、對禁捕政策的認知以及禁捕政策滿意度等；第三部分是漁民參與禁捕政策的受償意愿。

2020年8月30日 至10月10日課題組在洪湖市和監(jiān)利市進行入戶問卷調(diào)查。調(diào)查樣本漁場采取隨機抽樣方法確定，調(diào)研方式主要采取調(diào)研員與漁民面對面交談，共發(fā)放問卷639份，獲得有效問卷609份，問卷有效率95.31%。洪湖市涉及汊河鎮(zhèn)、瞿家灣鎮(zhèn)、螺山鎮(zhèn)、新堤街道、濱湖街道、沙口鎮(zhèn)6鄉(xiāng)鎮(zhèn)，22個漁場，監(jiān)利市涉及橋市鎮(zhèn)、汴河鎮(zhèn)、棋盤鄉(xiāng)3個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，8個漁場（圖2）。運用SPSS 19.0軟件對調(diào)查數(shù)據(jù)進行信度檢驗和效度檢驗，檢驗結(jié)果顯示克朗巴哈系數(shù)（Cronbachα）為0.887，說明調(diào)查問卷數(shù)據(jù)能夠準(zhǔn)確反應(yīng)受訪漁民的真實特征，效度檢驗得出KMO值為0.908，表明問卷數(shù)據(jù)效度性好。采用方差膨脹因子（VIF）對問卷數(shù)據(jù)進行多重共線性檢驗，結(jié)果表明VIF值范圍為1.066～2.160，均遠小于臨界值10，變量間不存在強共線性問題，可進行回歸分析。

圖2 洪湖漁民禁捕研究區(qū)域位置

2.2 樣本描述統(tǒng)計

樣本統(tǒng)計分析表明（表1），主要是男性從事漁業(yè)捕撈，占比82.8%，年齡主要集中在41～60歲，占比51%。文化程度整體偏低，初中及以下文化程度占82.3%；家庭人口數(shù)為5～6人居多，占比41.5%；家庭人均年收入1.790 513萬元，家庭養(yǎng)殖面積為1.24hm2(18.56畝)。不難發(fā)現(xiàn)，受訪漁民呈現(xiàn)男性勞動力、人口結(jié)構(gòu)老齡化、平均文化程度低等特點，這與捕撈業(yè)的高勞動強度、粗放等生產(chǎn)屬性有關(guān)[22]。同時，受訪漁民家庭平均收入較高、水產(chǎn)養(yǎng)殖面積大，說明水產(chǎn)養(yǎng)殖投入大、收益高。

2.3 變量設(shè)計

2.3.1 因變量

對漁民是否參與禁捕政策的度量，用Y=0表示漁民不愿意參與禁捕政策；用Y=1來表示漁民愿意參與禁捕政策。

2.3.2 自變量

通過實地調(diào)查情況，該文將影響洪湖漁民參與禁捕政策行為的影響因素歸為漁民個體特征、家庭特征、生產(chǎn)特征、對禁捕政策的認知，共4個變量。（1）漁民個體特征變量:性別、年齡、文化程度、健康狀況以及是否為村干部。（2）漁民家庭特征變量:家庭總?cè)丝凇⒂行趧恿Ρ?、職業(yè)、人均收入。（3）漁民生產(chǎn)特征變量:漁業(yè)投入產(chǎn)出比、水產(chǎn)養(yǎng)殖面積、距離洪湖遠近和生計方式。（4）對禁捕政策的認知變量：禁捕目的、禁捕影響、禁捕政策滿意度、期望的補償金額（表2）。

表1 受訪漁民的基本情況

表2 解釋變量設(shè)置及預(yù)期作用方向

3 結(jié)果與分析

3.1 禁捕生態(tài)補償標(biāo)準(zhǔn)估算

3.1.1 補償標(biāo)準(zhǔn)估算方法

（1）非參數(shù)估計：在不考慮受訪漁民基本特征等相關(guān)變量的影響情況下，采用問卷調(diào)查直接詢問漁民參與禁捕政策的最低受償金額，得到其受償意愿頻率分布（表3），根據(jù)公式計算出漁民參與禁捕政策的受償意愿為4.09萬元/年。

表3 受償意愿值的頻率分布

（2）參數(shù)估計：在考慮受訪漁民基本特征等相關(guān)變量的影響情況下，根據(jù)調(diào)研漁民禁捕受償意愿的回歸結(jié)果（表5），結(jié)合表5模型4得出各顯著性變量回歸系數(shù)和相應(yīng)的Si均值代入等效用函數(shù)式（9）中，可計算出漁民參與禁捕政策的受償意愿為3.56萬元/年，即有效激勵漁民參與禁捕政策的最低生態(tài)補償標(biāo)準(zhǔn)。

（3）兩種測算方法的比較。非參數(shù)估計法與參數(shù)估計法測算出的補償金額相差0.53萬元/年，估算結(jié)果表明，非參數(shù)估計下的受償意愿較高，測算結(jié)果存在較大的主觀性，所以非參數(shù)估計可以作為生態(tài)補償標(biāo)準(zhǔn)的上限參考額度。通過參數(shù)估計法的估算，使得測算結(jié)果更加客觀，可將其作為生態(tài)補償標(biāo)準(zhǔn)的下限參考值。

3.1.2 補償標(biāo)準(zhǔn)估算結(jié)果比較分析

為進一步探討禁捕生態(tài)補償?shù)暮侠硇?，將估算結(jié)果與其他題組研究結(jié)果和2016年洪湖的補償標(biāo)準(zhǔn)進行比較分析。

（1）與其他課題組測算結(jié)果的比較分析。就現(xiàn)有研究成果來看，關(guān)于禁捕生態(tài)補償標(biāo)準(zhǔn)的測算較少（表4）。如劉子飛采取分層抽樣方法對漁民的受償意愿進行計算，得出漁民的受償意愿為4.87萬元/年，此外，通過補償標(biāo)準(zhǔn)權(quán)重修正后得到補償標(biāo)準(zhǔn)為2.56萬元/年。龐潔通過條件價值法估算出漁民的受償意愿值為3.98萬元/年，經(jīng)過函數(shù)模型修正后得出禁捕補償標(biāo)準(zhǔn)為2.58萬元/年。其他課題組與該文的估算方法和樣本區(qū)有所差異，但同屬于長江流域10年禁捕范疇內(nèi)，且估算結(jié)果相差不大，研究結(jié)果能夠相互佐證。

（2）與2016年洪湖的補償標(biāo)準(zhǔn)的對比分析。2016年洪湖保護區(qū)開始新一輪的“大拆圍”工作，共涉及到洪湖市、監(jiān)利市的11個鄉(xiāng)鎮(zhèn)67個村、3 512戶[23]，按照均值計算得到2016年洪湖禁捕補償標(biāo)準(zhǔn)為5.2萬元。采用參數(shù)估計法測算出的補償標(biāo)準(zhǔn)與2016年補償標(biāo)準(zhǔn)之間相差1.64萬元。對此，從以下幾個方面解釋：首先，漁業(yè)捕撈是一項高勞動強度工作，受到年齡和身體健康狀況的影響，漁民禁捕受償意愿增強。其次，禁捕初期由于漁民對禁捕政策不了解，容易將自己的主觀意愿融入到受償意愿中，從而導(dǎo)致受償意愿過高。最后，隨著禁捕工作的持續(xù)推進，政府不斷加大宣傳力度，漁民對禁捕政策的接受程度也在提高。

表4 與其他課題組測算結(jié)果比較

3.2 漁民受償意愿的影響因素分析

通過最大似然法對4個模型進行回歸參數(shù)估計，并使用分層回歸法對模型依次求解，結(jié)果見表5。表5分別列出依次納入漁民個體特征變量（模型1）、漁民家庭特征變量（模型2）、漁民生產(chǎn)特征變量（模型3）、對禁捕政策認知變量（模型4）的分層Logistic模型回歸結(jié)果。從檢驗效果來看，4個模型均達到1%的顯著性水平，表明4個模型的擬合效果良好；模型的準(zhǔn)確度從模型1的73.89%上升到模型4的89%，說明模型的預(yù)測準(zhǔn)確度較高。

（1）個體特征對漁民參與禁捕政策的受償意愿影響。受訪漁民的年齡在4個模型中均通過了1%的顯著性檢驗，且受償意愿與年齡呈正相關(guān)，這與預(yù)期分析相反。結(jié)合調(diào)研數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，年齡與受償意愿呈現(xiàn)非線性關(guān)系，當(dāng)漁民年齡大于49歲，其年齡越大，受償意愿越強；漁民年齡小于49歲時，情況相反。這是因為大多數(shù)的中年漁民外出務(wù)工能力弱，上岸后將面臨生存困境，而50歲以上的漁民每月可領(lǐng)取一定的生活補貼，基本生活得到了保障。身體健康狀況通過了5%水平上的顯著性檢驗，且對漁民的受償意愿具有負向影響，這與預(yù)期相符。漁業(yè)捕撈需要消耗大量的體力，常年捕魚容易導(dǎo)致類風(fēng)濕、血吸蟲病等一系列疾病的發(fā)生，隨著身體素質(zhì)下降，漁民的受償意愿就越強。

（2）家庭特征對漁民參與禁捕政策的受償意愿影響。有效勞動力比在1%的水平上對漁民受償意愿有顯著的負向影響，這與預(yù)期影響方向相同。洪湖漁民多數(shù)世代以捕魚為生，傳統(tǒng)漁民家庭的絕大多數(shù)勞動力對捕魚和圍網(wǎng)養(yǎng)殖的依賴程度較高，如果選擇上岸，家庭將完全喪失經(jīng)濟來源，因此，漁民家庭的有效勞動力占比越大，其受償意愿就越低。家庭人口、家庭年均人收入和職業(yè)變量不顯著。

（3）生產(chǎn)特征對漁民參與禁捕政策的受償意愿影響。漁業(yè)投入產(chǎn)出比通過了1%的顯著性檢驗，對漁民的受償意愿有著負向顯著影響。自20世紀80年代以來，洪湖的漁業(yè)資源衰退了80%以上，漁民捕魚需要投入更多的成本，考慮到長遠的生計問題，理性漁民愿意接受補償。水產(chǎn)養(yǎng)殖面積通過1%的顯著性檢驗，且偏回歸系數(shù)為正，即水產(chǎn)養(yǎng)殖面積越大，漁民的受償意愿就越強。漁民進行水產(chǎn)養(yǎng)殖，表明家庭成員有除捕魚以外的生計方式，對捕魚的依賴程度較低，其參與禁捕政策的意愿就會強烈一些。生計和生存方式的多樣化成為漁民參與禁捕政策的關(guān)鍵影響因素。

表5 洪湖漁民禁捕受償意愿模型回歸

（4）禁捕政策認知程度對漁民參與禁捕政策的受償意愿影響。禁捕政策認知、禁捕政策滿意度均通過了1%的顯著性檢驗，對漁民的受償意愿具有正向影響，期望的補償金額在5%的統(tǒng)計水平上對漁民的受償意愿具有負向影響。在農(nóng)村地區(qū)，漁民一般意識不到捕魚會帶來不利影響，因此漁民的受教育程度越高、政府對禁捕政策的宣傳力度越大，其對政策的了解程度就越高，受償意愿將會提高。而傳統(tǒng)漁民往往會傾向于風(fēng)險規(guī)避，因此，禁捕政策帶來的損失越大，漁民需要的補償越高，其受償意愿就越低。綜合漁民的滿意度可以得出，禁捕生態(tài)補償標(biāo)準(zhǔn)是影響漁民滿意度的主要原因。

4 結(jié)論與政策啟示

4.1 結(jié)論

根據(jù)2020年洪湖市和監(jiān)利市609戶漁民的實地調(diào)研，運用參數(shù)估計法和非參數(shù)估計法測算出禁捕生態(tài)補償標(biāo)準(zhǔn)，并利用Binary Logistic模型對漁民的受償意愿的影響因素進行了探討，得出以下主要結(jié)論。

（1）漁民的受償意愿可作為禁捕生態(tài)補償標(biāo)準(zhǔn)的參考值。根據(jù)參數(shù)估計法，得到漁民的受償意愿為元4.09萬元/年，非參數(shù)估計法得到漁民的受償意愿為3.56萬元/年，可將這兩個補償額度作為湖北省禁捕生態(tài)補償?shù)膭討B(tài)調(diào)整區(qū)間。

（2）漁民參與禁捕政策的意愿受到個體特征、家庭特征、生產(chǎn)特征等因素共同影響，影響漁民的受償意愿的因素極為復(fù)雜。隨著“江若無魚，人何以漁”理念的深入人心，漁民的個體特征變量和家庭特征變量因素的影響被大大削弱，生產(chǎn)特征和對禁捕政策的認知成為漁民接受禁捕政策的主要影響因素。

（3）生存和生計方式多樣化、對禁捕政策的認知是影響漁民參與禁捕政策的關(guān)鍵原因。具體而言，生存和生計方式多樣是漁民接受禁捕政策的誘導(dǎo)因素，漁民的生計方式越多，表明家庭收入對漁業(yè)捕撈的依賴程度越低，對禁捕政策了解程度越高，漁民參與禁捕政策的意愿就越強烈。

4.2 政策啟示

（1）生態(tài)補償優(yōu)于生計補償，動態(tài)調(diào)整生態(tài)補償標(biāo)準(zhǔn)。生態(tài)補償屬于“綠箱政策”與禁捕的生態(tài)優(yōu)先、綠色發(fā)展緊密相關(guān)，更有利于禁捕的示范和引導(dǎo)作用，因此，漁民禁捕補償應(yīng)該是生態(tài)補償優(yōu)于生計補償。此外，應(yīng)該根據(jù)漁民的個體、家庭和生態(tài)認知程度的差異性，動態(tài)的調(diào)整補償區(qū)間。

（2）吸引多元主體參加補償，優(yōu)化漁民的可持續(xù)生計方式。簡而言之，可引進社會資本開發(fā)洪湖的生態(tài)旅游資源，由企業(yè)來安置部分漁民的后續(xù)的生計問題。例如，洪湖的金灣花海和洪湖旅游港的建設(shè)提供了大量的就業(yè)崗位，為漁民提供了堅實的生活保障。

（3）積極宣傳禁捕政策，提高生態(tài)認知水平。受訪漁民均具有一定的環(huán)境保護意識，但超過51.4%受訪漁民對禁捕政策的了解程度不高，因此，政府應(yīng)加大對禁捕政策的宣傳力度，并且對非法“偷、電、毒、炸”魚和酷魚濫捕等行為實施嚴厲的監(jiān)管，使其真正理解“同飲長江水，共禁十年漁”的綠色發(fā)展理念。