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基于廉价磋商的CVM假想偏差修正研究----以松花江流域为例

本站小编 Free考研考试/2021-12-29

佟锐, 敖长林, 焦扬, 高琴
东北农业大学工程学院,哈尔滨 150030

A correction study of CVM hypothetical bias based on cheap talk for the Songhua River Basin

TONGRui, AOChanglin, JIAOYang, GAOQin
College of Engineering,Northeast Agricultural University,Harbin 150030,China
通讯作者:敖长林,E-mail:aochanglin2002@126.com
收稿日期:2015-07-27
修回日期:2015-09-7
网络出版日期:2016-03-25
版权声明:2016《资源科学》编辑部《资源科学》编辑部
基金资助:

国家自然科学基金项目(71171044)

作者简介:
-->作者简介:佟锐,男,黑龙江牡丹江人,博士生,助理研究员,研究方向为生态环境管理.E-mail:wayne_tong2007@126.com

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摘要
作为国际上评价环境物品非使用价值最重要,应用最广泛的评估技术之一,条件价值评估法(CVM)因其假想性质引起学术界的广泛争议.本文通过评估松花江流域的非使用价值,引入并改进博弈论中的"廉价磋商"提示文本,通过分类设计问卷,识别假想偏差及幅度,验证"廉价磋商"的有效性和适用性,同时对"替代物品"提示内容的适用性,生态意识和认知态度对支付意愿的影响情况进行分析,得出廉价磋商方法下的受访者平均支付意愿为(248.71~258.81)元/a,推算出2012年松花江流域的非使用价值为(136.16~141.69)亿元/a,而传统方法下假想偏差占非使用价值比重为3.8%~5.5%.在此过程中,廉价磋商的效用和适用性得到了验证,假想偏差现象应受到重视;替代物品提示被证明不适用于环境物品的价值评估过程;生态意识和认知态度对受访者的支付意愿的影响应在决策过程中予以考虑.研究结论为政府相关政策的制定提供依据,同时也为"廉价磋商"在国内的应用积累一定经验.

关键词：条件价值评估法;廉价磋商;提示文本;支付意愿;非使用价值评价;松花江流域
Abstract
The Contingent Valuation Method (CVM)is one of the most widely used methods to estimate values,especially the non-use values of natural resources and environmental goods. As the hypothetical properties of elicitation,CVM has been disputed by the academic community for years. The purpose of this paper is to test the effect of cheap talk (CT)with promoting reminding scripts,to examine whether the reminder of substitutes is appropriate as an assistant means and to explore how ecological awareness and cognitive attitudes impact on respondents' willingness to pay(WTP). To do so,we took the Songhua River Basin as our research object and designed questionnaires into three treatments classified by different reminding scripts. By contrast,the reminder of substitutes was not suitable for estimating non-use values of environmental goods in that the concept of substitutes made the respondents confused and resulted in biased WTP. Instead,the CT assisted by content of budget constraints worked better and relieved the hypothetical bias. The WTP per capita evaluated with CT was between 248.71CNY/a and 258.81CNY/a and the non-use values of the Songhua River Basin were between 13.62billion and 14.17billion in 2012. The hypothetical bias cause by traditional survey methods accounted for 3.8% to 5.5% of total non-use value. Ecological awareness and cognitive attitudes influenced respondent WTP to different extents and this should be considered by decision-makers. These findings will be helpful in furthering research into CT and provides useful references for governmental environmental policy-making in China.

Keywords：CVM;cheap talk;reminding scripts;willingness to pay;evaluation of non-use values;the Songhua River Basin

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佟锐, 敖长林, 焦扬, 高琴. 基于廉价磋商的CVM假想偏差修正研究----以松花江流域为例[J]. , 2016, 38(3): 501-511 https://doi.org/10.18402/resci.2016.03.13
TONG Rui, AO Changlin, JIAO Yang, GAO Qin. A correction study of CVM hypothetical bias based on cheap talk for the Songhua River Basin[J]. 资源科学, 2016, 38(3): 501-511 https://doi.org/10.18402/resci.2016.03.13

1 引言

条件价值评估法(Contingent Valuation Method,CVM)是资源环境与服务价值评估领域应用最广泛的非市场价值评估技术^[1].CVM以福利经济学为理论基础,通过调查问卷构建假想市场,直接询问人们对某一公共物品或服务质量变化的最大支付意愿(Willingness to pay, WTP)或最小补偿意愿(Willingness to accept, WTA),揭示受访者偏好来估计物品(或服务)的经济价值^[2].1947年,Ciriacy率先提出了CVM的基本思想^[3],Davis于1963年首次将CVM应用于实践^[4].此后,围绕环境游憩,狩猎和美学的经济价值的CVM实证研究大量展开^[5].1974年,Randall第一次将CVM应用于环境质量改善的经济评价^[6],自此,有关环境恢复与改善等方面的CVM研究文献逐年增多.随着CVM研究的不断深入,其研究对象迅速扩展到区域资源和生态环境保护,生态系统服务功能,医疗卫生,文化遗产等非市场公共物品(或服务)领域.目前,世界上有一百多个国家开展CVM研究,案例总数超过6 000例^[7].
作为CVM的固有属性之一,假想性是指在CVM研究中,物品(或服务)的提供和相关支付都是假想的,并不需要实际支付^[8,9].由假想性引起的偏差称为"假想偏差",是受访者对假想市场和真实市场支付的差别,普遍表现为假想情况下的WTP大于真实支付时的WTP^[10-12],假想偏差是CVM最大的弱点之一,引起相关****对CVM有效性和可靠性的争论^[13,14].
迄今为止,事前措施(Ex-ante countermeasures)在消除假想偏差方面的研究受到普遍关注^[15,16].所谓"事前措施",是指在受访者表达支付意愿之前采取的提示性措施,主要包括收入限制及替代物品提示,宣誓和廉价磋商三种方法.其中,"收入限制及替代物品提示"(Reminder of budget constraints and substitutes)是指在受访者表述WTP前,提示其考虑自身实际收入水平,以及与待估物品有类似功能的替代物品存在的一种文本提醒设计,通过强化市场交易中的经济因素,力求使CVM调查中的市场模拟过程更加贴近现实.其中,收入限制提示已为美国国家海洋与大气管理局(National Oceanic and Atmospheric Administration,NOAA)所推荐,用来遏制传统CVM调查中WTP过度表述的现象,现已成为CVM实验设计的通用辅助手段^[17].2009年,Jacquemet等提出使用"宣誓"(Oath)方法来消除假想偏差^[18].宣誓是指在受访者表达WTP之前签署一份誓言合约,以保证受访个体的表述真实,无偏,该方法的假设前提是宣誓会强化受访者言论和行为的诚实性.此后,Jacquemet等先后测试了在不同引导模式下以及结合廉价磋商方法的效果,认为宣誓能够有效修正假想偏差^[19,20].通过评估马萨诸塞大学校体恤衫的价格,Steven等证实宣誓能够有效消除假想偏差^[21].但由于该方法较新,相关的研究文献较少,部分研究还停留在实验室实验阶段,因此宣誓未来的研究重点是放在真实市场,即在不同应用背景(如文化)和更广泛人群的条件下检验效果.1999年,Cummings等主张采用"廉价磋商"(Cheap talk,CT)修正假想偏差^[22]."廉价磋商"是指局中人在博弈开始前口头传递信息的过程.这种传递方式既不耗费成本,也不直接影响局中人在博弈中的支付,因此得名"廉价磋商"^[23].在CVM实施过程中明确告知受访者可能存在偏离真实意愿的支付倾向,要求受访者根据自身的经济条件来推算支付意愿^[24].Cummings等设定四种环境物品,分别对其真实,假想和含有CT文本三类问卷进行对比实验,发现CT成功消除了环境物品在估值过程中产生的假想偏差^[22].Aadland等将收入限制和替代物品提示及CT相结合,研究美国社区路边回收服务,并对提示效果进行分类对比,认为WTP对CT文本的提示篇幅和内容非常敏感,使用不当则会加剧偏差^[25].在相关的研究文献中,CT在修正假想偏差方面的效果受到提示文本篇幅^[26],受访者对待估物品的熟悉程度^[27],待估物品是公共物品还是私有物品^[28],投标值个数及额度^[29],引导模式^[30]和支付媒介(如捐款,税收等)^[31]等因素的影响.尽管修正效果不稳定,上述研究仍为日后CT方法的改进奠定了坚实基础.
CVM于20世纪90年代引入中国^[32].2000年后,通过案例来检验CVM适用性的研究逐渐展开^[33];近年来,除CVM调查设计,WTP参数估计,总经济价值评估和影响因素的分析外,国内有关可靠性和有效性方面的研究逐渐增多.对于假想偏差,中国****多从调查设计角度对假想偏差的表征及解决方法加以描述^[2,24,34],少数文献在评估过程中进行了收入限制提示^[35-37],而使用CT来改进并验证假想偏差修正效果的文献未见报道.
和目前的研究现状相比,本文的贡献主要体现在:①在实验设计方面,以松花江流域为研究对象,基于现有的研究经验和结论,以短幅,中性的CT提示内容为主,以收入限制和替代物品提示方法为辅,从总体上优化提示文本,初次在国内环境下探讨廉价磋商方法的适用性;②在实验设计方面,采用分类对比的方式,选取传统CVM调查中的假想市场为参照组,分别与CT和收入限制提示组,CT和收入限制及替代物品提示组进行对比.除检验是否存在假想偏差外,同时检验公共物品的替代物提示是否合理,在此过程中剔除假想偏差,计算出松花江流域的非使用价值;③在实证分析方面,将生态意识和受访者对待估物品的认知态度纳入WTP影响因素的分析框架内,总体上,力求对受访者主客观因素进行全面阐释.总体上为CT在国内的研究,应用以及松花江流域相关政策制定提供参考.

2 研究方法与模型

2.1 廉价磋商与CVM

在现有的CVM研究文献中,CT主要以问卷嵌入提示文本方式实现,置于CVM引导过程之前^[38].提示性文本内容一般包括以下三方面^[22]:①描述调查过程中出现的假想偏差现象;②讨论真实和假想两种情况下受访者WTP存在差异的原因;③要求受访者模拟真实场景,按照他们的真实支付意愿作答,否则在社会经济资源总量一定的前提下,该公共物品的提供水平和质量将受到影响.
提示文本的篇幅对于CVM研究的结果也有不同程度的影响.部分文献^[39]采用大篇幅的提示文本,这种文本的优势在于能够详尽描述现象,便于受访者理解和掌握,缺点在于冗长耗时,受访者容易疲惫,而且不适用于电话和邮寄等调查方式;小篇幅的提示文本简洁明快,适用于电话,邮寄和网络等投送类型的问卷,缺点在于描述现象不够详尽.此外,提示文本的性质对CVM的评估结果也会产生影响:早期文献^[40]的提示文本对于假想偏差的描述是正向的,即受访者在假想情况下的WTP高于真实情况.有****^[25]认为这样做有暗示的嫌疑,在这种正向文本的提示下,受访者一般会在假想支付的基础上降低支付额度,令自己或调查员满意.因此,本文使用中性提示文本,即只提示受访者在假想和真实情况下的WTP存在差异,而不对差异的方向作进一步描述.
有鉴于此,出于调查地域的实际情况和获取数据的需要,本文采用短篇幅中性提示文本,尽量使受访者在短时间内掌握关键信息而不被细节因素所干扰.如前所述,为充分模拟真实市场环境,增强评估结果的有效性,CT文本加入了收入限制和替代物品提示,并将问卷分为A,B,C三组.在现有文献中,Hanemann认为环境物品作为公共物品替代物品较少或没有^[41];Aadland等虽然在研究中结合两种事前方法,但将收入限制和替代物品内容捆绑起来提示,得出CT提示效果不稳定的结论^[25];在本次调查过程中,收到替代物品提示的受访者对待估物品的替代物品的概念表现出了疑惑,因此本文怀疑在环境物品价值评估过程中,替代物品提示会对CT的稳定性产生影响.为检验环境物品的替代物品的提示效果,以是否含有"替代物品"内容,将提示文本分为A组(含有)和B组(不含有),这两组问卷都含有CT和收入限制提示,另有不含任何提示内容的C组问卷用来引导假想支付情境下受访者的WTP,即模拟传统的CVM调查方式,作为对照组与A组,B组问卷进行对比分析.A组提示文本具体表述为:"现在大家越来越重视生态保护,同时我们的收入水平有限,还有各种生活开销,附近的公园,绿地和森林也能令您感到舒适和愉悦,请您回答问题时综合考虑这些因素,高估或低估都会对流域生态保护造成不良影响."B组提示内容具体表述为:"现在大家越来越重视生态保护,同时我们的收入水平有限,还有各种生活开销,请您回答问题时综合考虑这些因素,高估或低估将都会对流域生态保护造成不良影响."
CT的内容体现在首句和末句,首句表明了受访者存在过度支付的潜在动因----倾向于生态保护;中间几句列出了真实支付需要考虑到的因素:收入限制及评价对象的替代物品;末句体现了廉价磋商的中性提示内容----要求受访者避免高估或低估自身WTP,充分考虑各种现实因素后再做表述.为避免内容冗长而引起受访者在理解上的混乱而对受访者思路造成干扰,此处略去与假想偏差现象有关的描述性文字.
根据经济学理论,若受访者认为替代物品能够部分替代评价对象的功能,则受访者对评价对象的支付意愿会有所下降.如果替代物品提示的设置是有效的,预期A组问卷引导出的受访者WTP将低于B组问卷.根据假想偏差的相关结论,若CT能够有效模拟真实市场,则B组问卷引导出的WTP应小于C组问卷.因此,三类问卷预期WTP大小为A<B<C.

2.2 开放式和双边界二分选择引导模式

开放式(Open Ended,OE)和双边界二分选择(Double-Bounded Dichotomous Binary,DBDC)是CVM引导受访者WTP的两个主要模式.在实验设计上,OE不设定参考值,直接要求受访者给出待估物品的WTP.DBDC有若干备选投标值,要求受访者对调查者随机提出的某初始投标值给出"同意"或"不同意"的回答,再根据受访者的初次响应提出第二个投标值,要求受访者再次回答"同意"或"不同意".受访者的回答将会出现4种可能:"同意-同意","同意-不同意","不同意-同意","不同意-不同意",以下记为YY,YN,NY,NN,由此可以确定WTP的范围.本文将两个引导模式相结合,先后实施双边界二分选择和开放式模式.若受访者两次回答"不同意"不是因为调查者给出的投标值超过受访者的支付能力,而是因为受访者排斥问卷议题,即认为生态保护与己无关或应由其他主体(如政府或生态破坏者)负责,则相应问卷被视为抗议支付而被排除在价值评估过程之外.

2.3 支付意愿函数模型

支付意愿函数模型是CVM计算支付意愿的模型之一,它根据受访者支付意愿和提示额之间的关系估计受访者支付意愿^[42].支付意愿函数模型将支付意愿分为可观察部分和不可观察部分(误差项),即:

\begin{matrix} WT P_{i} = WT P_{i}^{*} + ε_{i} \end{matrix}

(1)
式中

\begin{matrix} WT P_{i} \end{matrix}

为第

\begin{matrix} i \end{matrix}

个受访者的真实支付意愿;

\begin{matrix} WT P_{i}^{*} \end{matrix}

为可观察的支付意愿;

\begin{matrix} ε_{i} \end{matrix}

为误差项.
记初始投标值为

\begin{matrix} T_{i} \end{matrix}

,当第i受访者回答"同意"时,其支付意愿

\begin{matrix} WT P_{i} \end{matrix}

大于初始投标值

\begin{matrix} T_{i} \end{matrix}

;回答"不同意"时,其支付意愿

\begin{matrix} WT P_{i} \end{matrix}

小于初始投标值

\begin{matrix} T_{i} \end{matrix}

,受访者在首次提问时回答"同意"的概率为:

\begin{matrix} P [YES] = P [WT P_{i} > T_{i}] = P [ε_{i} > T_{i} - WT P_{i}^{*}] \\ = P [ε_{i} / σ > (T_{i} - WT P_{i}^{*}) / σ] \end{matrix}

(2)
式中

\begin{matrix} WT P_{i} \end{matrix}

的分布函数可为逻辑斯蒂分布,对数正态分布或威布尔分布.
根据双边界二分选择引导模式,若第

\begin{matrix} i \end{matrix}

个受访者首次回答"同意",则提出高于初始投标值

\begin{matrix} T_{i} \end{matrix}

的值,记为

\begin{matrix} T_{i}^{U} \end{matrix}

;否则提出低于初始投标值

\begin{matrix} T_{i} \end{matrix}

的值,记为

\begin{matrix} T_{i}^{L} \end{matrix}

.对应YY,YN,NY,NN四种响应结果,相应概率分别记为

\begin{matrix} π_{YY} （ T_{i}, T_{i}^{U} ） \end{matrix}

\begin{matrix} π_{YN} （ T_{i}, T_{i}^{U} ） \end{matrix}

\begin{matrix} π_{NY} （ T_{i}, \end{matrix} \begin{matrix} T_{i}^{L} ） \end{matrix}

\begin{matrix} π_{NN} （ T_{i}, T_{i}^{L} ） \end{matrix}

\begin{matrix} π_{YY} （ T_{i}, T_{i}^{U} ） = P [T_{i} \leq WT P_{i} ， T_{i}^{U} \leq WT P_{i}] \\ = P [T_{i}^{U} \leq WT P_{i}] = 1 - F [(T_{i}^{U} - WT P_{i}^{*}) / σ] \end{matrix}

(3)

\begin{matrix} π_{YN} （ T_{i}, T_{i}^{U} ） = P [T_{i} \leq WT P_{i} \leq T_{i}^{U}] \\ = F [(T_{i}^{U} - WT P_{i}^{*}) / σ] - F [(T_{i} - WT P_{i}^{*}) / σ] \end{matrix}

(4)

\begin{matrix} π_{NY} （ T_{i}, T_{i}^{L} ） = P [T_{i}^{L} \leq WT P_{i} \leq T_{i}] \\ = F [(T_{i}^{} - WT P_{i}^{*}) / σ] - F [(T_{i}^{L} - WT P_{i}^{*}) / σ] \end{matrix}

(5)

\begin{matrix} π_{NN} （ T_{i}, T_{i}^{L} ） = P [T_{i} > WT P_{i}, T_{i}^{L} > WT P_{i}] \\ = P [T_{i}^{L} > WT P_{i}] = F [(T_{i}^{L} - WT P_{i}^{*}) / σ] \end{matrix}

(6)
设

\begin{matrix} d_{i}^{YY} \end{matrix}

\begin{matrix} d_{i}^{YN} \end{matrix}

\begin{matrix} d_{i}^{NY} \end{matrix}

\begin{matrix} d_{i}^{NN} \end{matrix}

为虚拟变量,分别对应YY,YN,NY,NN四种响应结果的样本数量,则样本的对数似然函数为:

\begin{matrix} lnL = \overset{n}{\sum_{i = 1}} [d_{i}^{YY} \ln π_{YY} (T_{i}, T_{i}^{U}) + d_{i}^{YN} \ln π_{YN} (T_{i}, T_{i}^{U}) \\ + d_{i}^{NY} \ln π_{NY} (T_{i}, T_{i}^{L}) + d_{i}^{NN} \ln π_{NN} (T_{i}, T_{i}^{L})] \end{matrix}

(7)
此外,还可将WTP影响因素纳入支付意愿函数模型,用来分析受访者支付意愿的影响因素.本文以第

\begin{matrix} i \end{matrix}

个受访者的支付意愿WTP_i为因变量,包含性别,年龄,教育程度,收入水平等在内的社会经济变量(socio)和对评估对象的认知态度及生态意识水平(awar)为自变量,在公式(1)基础上做如下变换:

\begin{matrix} WT P_{i} = WT P_{i}^{*} + ε_{i} = β_{1} socio + β_{2} awar + ε_{i} \end{matrix}

(8)

3 实证设计

3.1 问卷设计与实施

3.1.1 问卷设计
本文以松花江流域为研究对象,应用开放式和双边界二分选择引导模式,通过问卷模拟市场来评价松花江流域非使用价值.在以往研究基础上^[43-45],初步确定问卷内容及二分式投标值,并于2012年5月开展了预调查,发放问卷400份.结合预调查的信息反馈,明确表达方式,修正表述错误,确保问卷在最大程度上模拟真实市场.经过修正的正式问卷包括以下四个部分:
第一部分是对松花江流域的认知态度和生态意识水平调查,包括对松花江流域的了解程度,关心程度,对松花江流域保护和开发现状的态度和个人生态意识水平等内容.其中,生态意识水平通过五点李克特量表^[46]来测量.该量表共包含16个题目,涵盖了生态意识各个方面,其得分用于衡量受访者的生态意识水平,同时作为WTP的一个影响因素参与实证分析.这些态度型题目的选项中设置了"中立","不知道"或"不了解"之类的选项,避免因不了解情况随意选择造成的偏差^[24].
第二部分是廉价磋商提示文本,分为A,B,C三类,相应的问卷记为A组问卷,B组问卷和C组问卷,提取的数据在实证过程中进行对比分析.
第三部分是DBDC和OE引导过程,包括WTP引导和抗议支付问卷的识别.初始投标值分别为5,10,20,50,100,200,由此问卷在初始投标值上分为六大类,各实验组分配数量和比例相同,并且在调查实施过程中随机抽取,保证各组投标值的近似分布.
第四部分为受访者的社会经济属性信息,包括性别,年龄,教育程度和年收入水平.
3.1.2 问卷调查实施
为保证问卷的反馈质量,调查全部采用面访形式.调查范围涉及松花江流域覆盖的黑龙江省,吉林省及内蒙古自治区下辖的69个县(市),在各地区问卷投放量分配上采用分层抽样,即以各县(市)行政区划内的人口占流域总人口比重,分配各县(市)的问卷数量,并对当地居民进行随机访问,以确保调查对象具有代表性.于2012年6月至10月期间,共发放问卷1 660份,回收问卷1 295份,回收率为78%,其中有效问卷1 116份,包括支付问卷985份,抗议支付问卷131份,支付率为88.3%,问卷响应分布情况见表1.
Table 1
表1
表1双边界二分选择支付意愿分布
Table 1The WTP distribution elicited by DBDC

问卷类型	T	T ^U	T ^L	YY		YN		NY		NN		抗议支付		合计
问卷类型	T	T ^U	T ^L	人数	比例/%	人数	比例/%	人数	比例/%	人数	比例/%	人数	比例/%	人数	比例/%
1	5	10	3	152	85.4	11	6.2	6	3.4	1	0.6	8	4.5	178	100
2	10	20	5	148	76.3	23	11.9	6	3.1	0	0.0	17	8.8	194	100
3	20	30	10	154	77.4	14	7.0	12	6.0	1	0.5	18	9.0	199	100
4	50	100	30	116	63.0	23	12.5	15	8.2	5	2.7	25	13.6	184	100
5	100	200	50	76	42.7	31	17.4	23	12.9	12	6.7	36	20.2	178	100
6	200	500	100	63	34.4	43	23.5	33	18.0	17	9.3	27	14.8	183	100
合计				709	63.5	145	13.0	95	8.5	36	3.2	131	11.7	1 116	100

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3.2 变量描述性统计及预期作用方向

对1 116份问卷中受访者的社会经济及意识态度变量进行描述性统计和交叉表分析,结果见表2.由于变量设置以定序变量为主,为验证A,B,C三组数据的独立性,对分组后各变量进行交叉表分析,结果表明同变量在各组的分类结果相互独立,可做进一步实证分析.因支付率是有支付意愿的人数占选取该变量的总人数的比重,且支付率随着变量值的变化而变化,据此可揣测各变量对受访者WTP的预期作用方向.
Table 2
表2
表2受访者社会经济属性变量的统计描述
Table 2Statistical description of the socio-economic attribute variables of respondents

变量/预测方向	变量解释	人数	支付率 /%	交叉表分析	变量/预测方向	变量解释	人数	支付率 /%	交叉表分析
性别	女性 sex=1	519	89.8	0.466	是否愿意为较远的生态资源捐款保护	任何捐款都不愿意 far=1	58	56.9	0.365
sex/-	男性 sex=2	597	86.9		far/+	仅近处愿意 far=2	223	83.0
年龄	<18 age=1	62	95.2	0.675		没有想法 far=3	178	82.0
age/-	18~25 age=2	385	93.2			愿意 far=4	657	94.5
	36~35 age=3	254	86.2		对松花江流域保护现状的评价	保护不佳,生态资源退化 com=1	194	87.6	0.622
	36~45 age=4	204	86.8		com/-	保护一般,面临污染和破坏 com=2	502	90.4
	46~55 age=5	115	82.6			不了解不评价 com=3	184	85.9
	≥56 age=6	96	79.2			景观及物种保护较好 com=4	173	87.3
教育程度	小学以下 edu=1	42	73.8	0.417		景观及物种保护非常好 com=5	63	82.5
edu/+	初中 edu=2	183	84.7		松花江生态保护和经济发展哪个重要	经济社会发展更重要 att=4	45	68.9	0.758
	高中(包括中专) edu=3	295	88.5		att/-	保护的前提是不影响发展 att=3	231	82.7
	大学 edu=4	491	90.8			可付出一定经济代价来保护生态 att=2	652	91.9
	研究生及以上 edu=5	105	87.6			生态保护更重要 att=1	188	87.2
年收入 /万元	<0.3 inc=1	432	89.8	0.302	是否愿意为保护松花江流域生态环境降低自身生活标准	不愿意 sac=1	277	76.9	0.739
inc/+	0.3~0.6 inc=2	109	85.3		sac/+	不知道 sac=2	169	88.8
	0.6~1.2 inc=3	115	85.2			愿意 sac=3	670	92.8
	1.2~2.4 inc=4	158	88.0		生态意识水平 eco/+	连续变量,得分越高,生态意识水平越高	-	-	-
	2.4~3.6 inc=5	133	89.5		含有替代物品提示的CT问卷	A组问卷 LCT=1	373	87.1	-
	3.6~4.8 inc=6	78	85.9		LCT/+	其余问卷 LCT=0	743	88.8	-
	4.8~6.0 inc=7	33	84.8		不含替代物品提示的CT问卷	B组问卷 SCT=1	375	89.9
	6.0~12.0 inc=8	41	92.7		SCT/-	其余问卷 SCT=0	741	87.4	-
	≥12 inc=9	17	88.2		对比问卷	C组问卷	368	87.8
						其余问卷	748	88.5

注:交叉表分析原假设为同一变量组间不相关,分析结果为相应的伴随概率.

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(1)从社会经济变量上看,女性支付率高于男性;年龄越大,受访者支付率越低;高中及以上受访者支付率高于初中及以下受访者;与年收入相关的支付率无明显趋势.以WTP为因变量,结合社会经济变量设置(见表2),可初步判断教育程度(edu)系数符号为正,性别(sex)和年龄(age)为负;根据收入高购买力强的经验,预期收入(inc)变量符号为正.
(2)生态意识方面,愿意为保护距松花江较远的生态资源而捐款的受访者支付率高于不愿意的受访者;认为流域生态保护不佳的受访者的支付率高于认为保护较好的受访者;在经济发展与生态保护的两个态度之间,倾向于流域生态保护的受访者支付率较高;在是否愿意为流域生态保护而降低自身生活标准的问题上,回答"愿意"的受访者的支付率高于回答"不愿意"的受访者.结合表2生态意识和态度变量设置,保护较远生态资源支付意愿的变量(far),为保护流域生态降低生活标准的支付意愿的变量(sac)符号为正;流域生态保护现状评价变量(com)和有关流域经济发展和生态保护态度倾向的变量(att)为负.
(3)分组方面,无论是组间互比还是本组与剩余问卷比,B组支付率最高,C组其次,A组最低.在OE模式下,三个实验组平均WTP,A>C>B;支付率,B>C>A.基于三组问卷相同的投标值构成和投放方式可知,A组受访者支付额度高,支付率最低,支付不稳定,具有随意性;而B组受访者支付额度最低,支付率最高,支付较为稳定.相对于传统CVM调查技术,含有替代物品提示内容的CT(LCT)将提高受访者WTP,而仅含收入限制提示的CT(SCT)则会降低受访者WTP.各变量对受访者WTP的影响将在支付意愿函数模型的基础上进行具体分析.

4 实证结果及分析

将公式(8)带入公式(7),同时得出受访者WTP及其影响因素估计结果,见表3.
Table 3
表3
表3影响因素及受访者平均支付意愿估计
Table 3The estimation of influencing factors and respondents' average WTP

变量	实验分组
变量	总体	A组	B组	C组
intercept	-7.770 85***	-8.660 62	-7.250 63	-9.248 13*
intercept	(-0.009 4)	(-0.124 4)	(-0.181 2)	(-0.078 8)
sex	0.294 54*	0.243 89	0.493 90*	0.238 24
sex	(-0.072 3)	(-0.412 0)	(-0.092 7)	(-0.437 3)
age	-0.074 92	-0.026 61	-0.168 89	-0.070 97
age	(-0.242 5)	(-0.813 8)	(-0.161 4)	(-0.509 9)
edu	0.284 35***	0.336 54**	0.287 92*	0.074 87
edu	(-0.001 3)	(-0.032 9)	(-0.062 1)	(-0.644 1)
inc	0.151 98***	0.161 29**	0.223 44***	0.156 93*
inc	(-0.000 8)	(-0.042 6)	(-0.007 7)	(-0.054 5)
far	0.276 62***	0.135 12	0.311 05**	0.406 17**
far	(-0.001 6)	(-0.419 4)	(-0.041 8)	(-0.012 3)
com	-0.107 81	0.009 33	0.082 98	-0.343 07**
com	(-0.131 7)	(-0.949 1)	(-0.514 1)	(-0.011 9)
att	-0.021 76	0.299 78	-0.452 60**	0.165 36
att	(-0.850 0)	(-0.207 8)	(-0.027 3)	(-0.402 0)
sac	0.478 11***	0.203 82	0.596 04***	0.645 65***
sac	(-0.000 1)	(-0.259 2)	(-0.000 8)	(-0.000 2)
lneco	2.628 24***	2.581 28*	2.673 55**	3.140 53**
lneco	(-0.000 3)	(-0.059 5)	(-0.049 4)	(-0.011 7)
LCT	0.056 35	-	-	-
LCT	(-0.774 6)	-	-	-
SCT	-0.062 53	-	-	-
SCT	(-0.760 7)	-	-	-
lnT	-1.160 28***	-0.996 42***	-1.286 29***	-1.292 67***
lnT	(-0.000 1)	(-0.000 1)	(-0.000 1)	(-0.000 1)
log likelihood	-778.811 0	-270.654 0	-253.032 0	-242.613 0
AIC	1 583.621 0	563.308 4	528.063 2	507.225 9
WTP/(元/a)	274.460 0	296.450 0	258.810 0	268.280 0
WTP'/(元/a)	269.930 0	278.840 0	248.710 0	262.970 0

注:WTP为双边界二分式求得的平均支付意愿,WTP𠈙为开放式引导出的受访者最大支付意愿的均值为开放式引导出的受访者最大支付意愿的均值; *,**和***分别表示变量在90%,95%和99%的置信水平上显著.

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由WTP影响因素的回归结果得到:总体有6个变量显著性水平低于1%(常数项不计),1个变量低于10%.在这些变量中,lnT系数为负,sex,edu,inc,far,sac,lneco系数为正,表明受访者WTP随投标值的提高而降低,符合经济理论;男性,教育和收入水平高,愿意为离松花江流域较远地区的生态资源捐款,愿意为保护流域生态而降低生活标准以及生态意识水平高的受访者WTP也较高.此处变量sex的符号与预测相反,可知男性支付率虽低于女性,但支付额却高于女性.B组显著性水平低于10%的变量共有8个,多于A组的4个和C组的6个(常数项不计),与总体水平最为接近.与总体问卷回归结果不同的是,B组att变量显著,即倾向于流域生态保护的受访者WTP较高;C组com变量显著,即认为松花江流域生态保护现状越差的受访者WTP越高.
LCT和SCT作为分组变量在总体回归结果中并不显著,但回归系数的符号反映出一定规律,结合表3各组WTP值及表2支付率数据可知,LCT在对照组的基础上提升了WTP数值, SCT则降低了WTP值,说明含有替代物品和收入限制提醒内容的CT问卷(A组)引导出的WTP大于假想市场下的WTP(C组),而通过含有收入限制提醒内容的CT问卷(B组)得出的WTP小于假想市场(C组),表现出不同CT版本对传统调查方式下WTP的影响趋势.
与上述结果相对应,DBDC模式下,B组问卷受访者的平均WTP小于C;A组问卷受访者平均WTP高于B和C,拉高了整体受访者的平均WTP水平,各组支付率的累积分布函数图从另一个角度验证了该趋势(见图1).OE引导出的受访者最大平均WTP与DBDC表现出相近的趋势.从结果来看,B组和C组问卷的关系符合预期,而A组问卷的结果与预期完全相反,平均WTP高于其余三组.表明含有替代物品和收入限制提醒内容的CT问卷(A组)加剧了偏差,相对于传统CVM调查方式(C组),含有收入限制提醒内容的CT问卷(B组)得出的WTP更接近真实情况.经计算,人均假想偏差(B组与C组相比较)为9.47元/a(DBDC模式)~14.26元/a(OE模式)之间.

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图1三组支付率累积分布函数
-->Figure1The curve of the cumulative distribution function of payment rate for each treatment group
-->

取B组问卷的平均WTP区间(248.71~258.81)元/a作为松花江流域平均支付意愿,与松花江流域2012年人口6 200万人,以及88.3%的支付率的乘积得到2012年松花江流域非使用价值共计(136.16~141.69)亿元/a.

5 结论与讨论

本文在完善提示文本的基础上检验廉价磋商在修正假想偏差方面的效果,以松花江流域为研究对象,结合开放式和双边界二分选择引导模式评估流域非使用价值,同时分析了态度因素和生态意识水平对支付意愿的影响.调查问卷采用分类设计,在部分问卷中嵌入廉价磋商提示内容,通过对比分析识别假想偏差的存在,验证廉价磋商的有效性.调查过程全部采用面访方式进行,在松花江流域覆盖的黑龙江省,吉林省及内蒙古自治区共发放问卷1 660份,回收有效问卷1 116份.运用支付意愿函数模型计算松花江流域非使用价值,分析支付意愿影响因素,得到相关结论如下:
(1)替代物品提示不宜针对环境物品.Neill及Loomis等认为包含收入限制和替代物品辅助提醒要素的CT无效^[47,48].有鉴于此,本文将替代物品与收入限制提示剥离开来,通过分析支付率,发现含有替代物品的提示内容提高了WTP,而不含替代物品提示的CT问卷降低了WTP,这在实证分析过程中各组WTP估计结果(表2)和支付率累积分布函数图(图1)中得到了验证.如前所述,基于以往文献"假想偏差普遍为正"的结论,含有替代物品和收入限制内容的廉价磋商文本加剧了假想偏差,而只含有收入限制内容的廉价磋商文本降低了假想偏差.同时,在面访过程中发现,部分受访者对松花江流域的替代物品没有清晰的概念,甚至有受访者把替代物品的环境效用理解成为流域保护带来的附加好处,提高了支付意愿.因此,对于具有独特性的环境物品(或服务),包含替代物品的廉价磋商文本提示效果不佳,可能导致受访者思路不清,对估计结果的准确性造成一定影响.本文得到的结论与Hanemann观点相同,即在CVM评估环境物品过程中不宜使用替代物品提示^[41].相对而言,收入限制直观,具体,易于理解,是模拟真实市场的重要因素,配合廉价磋商起到的效果更好.
(2)廉价磋商能够有效修正假想偏差.排除含有替代物品内容的问卷(A组问卷),包含收入限制提示的CT问卷(B组问卷)和假想支付情况下的问卷(C组问卷)对受访者平均WTP的估计结果分别为248.71元/a和262.97元/a(OE模式下),或258.81元/a和268.28元/a(DBDC模式下).求得人均假想偏差为(9.47~14.26)元/a,说明传统CVM调查结果存在假想偏差,廉价磋商起到了识别假想偏差的作用.以B组问卷在两种引导模式下得出松花江流域人口的平均WTP((248.71~258.81)元/a)来计算,2012年松花江流域非使用价值为(136.16~141.69)亿元/a.值得注意的是,2012年松花江流域人口6 200万,相应假想偏差造成的价值高估达到5.18~7.81亿元,占流域非使用价值总量的3.8%~5.5%,这部分偏差如果纳入国民经济核算无疑会造成公共资源的浪费,因此假想偏差应得到足够重视.
(3)廉价磋商具有较好的适用性.通过组间和组内支付率的比较,发现B组问卷的支付稳定性好于C组和A组;通过组间回归结果比较可知,B组问卷显著性变量数高于A组和C组,且显著性变量数目和名称最接近于总体情况,反映出B组问卷引起受访者的重视程度和思考深度好于C组和A组,因而捕捉支付意愿关键影响因素的能力更强.排除替代物品因素,廉价磋商表现出较好的适用性.
(4)态度和意识等主观因素不可忽视.以往国内文献对于支付意愿影响因素的分析多着眼于性别,年龄,教育,收入,旅游次数等社会经济方面的客观因素,而受访者对待估物品的认知态度以及受访者对全球生物圈所表现出来的生态意识水平等主观因素鲜有分析.本文的实证分析表明,主观因素是影响支付意愿的重要因素,应纳入环境资源相关的决策范围.
本文在CVM调查过程引入廉价磋商方法用于识别和修正假想偏差,获得了较好的效果.但该应用在国内尚属探索性研究,需要扩大样本人群,对不同地域的环境资源物品实施案例研究,考察廉价磋商的适用性,通过优化提示文本结构和内容进一步提升廉价磋商的效果.
The authors have declared that no competing interests exist.

参考文献原文顺序
文献年度倒序
文中引用次数倒序
被引期刊影响因子

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基于廉价磋商的CVM假想偏差修正研究----以松花江流域为例

本站小编 Free考研考试/2021-12-29

A correction study of CVM hypothetical bias based on cheap talk for the Songhua River Basin

1 引言

2 研究方法与模型

2.1 廉价磋商与CVM

2.2 开放式和双边界二分选择引导模式

2.3 支付意愿函数模型

3 实证设计

3.1 问卷设计与实施

3.2 变量描述性统计及预期作用方向

4 实证结果及分析

5 结论与讨论

参考文献原文顺序
文献年度倒序
文中引用次数倒序
被引期刊影响因子

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A correction study of CVM hypothetical bias based on cheap talk for the Songhua River Basin

1 引言

2 研究方法与模型

2.1 廉价磋商与CVM

2.2 开放式和双边界二分选择引导模式

2.3 支付意愿函数模型

3 实证设计

3.1 问卷设计与实施

3.2 变量描述性统计及预期作用方向

4 实证结果及分析

5 结论与讨论

参考文献文献选项 原文顺序 文献年度倒序 文中引用次数倒序 被引期刊影响因子

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