删除或更新信息，请邮件至freekaoyan#163.com(#换成@)

基于单边界二分式CVM的不同样本方案下耕地保护外部性测度与分析——以河南省焦作市为例

本站小编 Free考研考试/2021-12-29

牛海鹏¹^,²^,, 王坤鹏¹

1. 河南理工大学测绘与国土信息工程学院,焦作 454000

2. 河南理工大学太行发展研究院,焦作 454000

Measurement and analysis of cultivated land protection externalities under different sample schemes based on the single-bounded dichotomous choice CVM：a case study of Jiaozuo

NIUHaipeng¹^,²^,, WANGKunpeng¹

1.School of Surveying and Land Information Engineering of Henan Polytechnic University,Jiaozuo 454000,China

2. Taihang Development Academy of Henan Polytechnic University,Jiaozuo 454000,China

收稿日期:2017-03-13
修回日期:2017-05-5
网络出版日期:2017-07-20
版权声明:2017《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（41371524）

河南省高等学校哲学社会科学优秀****资助项目（2014-YXXZ-34）

河南省高等学校哲学社会科学创新团队支持计划（2016-CXTD-04）

作者简介:
-->作者简介：牛海鹏,男,河南南阳市人,博士,教授,博士生导师,主要从事土地资源管理方面的教学与科研工作。E-mail：niuhaipeng@126.com

展开

摘要
耕地保护的外部性显著,探析不同样本方案下基于单边界二分式CVM的耕地保护外部性差异性及其影响因素,有利于科学测度耕地保护经济补偿标准。本文以焦作市为例,分别测度了均分样本、非均分样本和分类非均分样本三种不同方案下耕地保护外部性,明晰了样本分类与合并、投标值样本数量及其均衡性对耕地保护外部性测度结果有效性与精度的影响。结果表明：①结合案例比较,在科学设置投标值和假想市场、合理进行假想偏差规避以及合适样本数量下,本研究中均分样本、非均分样本方案测度结果具有较高的有效性,可确定为现实条件下耕地保护经济补偿下限,即耕地保护最低经济补偿标准。②以非均分样本方案测度结果为基准,均分样本和分类非均分样本方案下测度结果的偏差值分别为41.5元和255.5元,偏差率则分别为3.2%和19.5%。因此基于单边界二分式CVM测度结果与投标值样本数量显著相关,与投标值样本数量均衡度的相关性则不显著。③在进行二分式CVM样本方案设计和实施时,均分样本、非均分样本、分类非均分样本方案均可采用,但各投标值（包括分类样本）最低样本数量需达到30份以上,其测度结果才具有较高的有效性。④在实践上,应基于最低耕地保护经济补偿标准,结合区域经济社会发展水平以及资金来源等条件,建立区域耕地保护经济补偿标准动态提升机制,完善耕地保护经济补偿体系。

关键词：单边界二分式CVM;不同样本方案;支付意愿;耕地保护外部性;焦作市
Abstract
The cultivated land protection externalities are remarkable. To explore the difference and influencing factors of cultivated land protection externalities under different sample schemes based on the single-bounded dichotomous choice CVM,which is conducive to scientifically measure the economic compensation standard of cultivated land protection. Taking Jiaozuo as an example,to evaluate the cultivated land protection externalities of the average sample scheme,the non-average sample scheme and the classified non-average sample scheme. The effects of classification and merging of the samples,the number and the balance of samples on the validity and accuracy of the measure of the cultivated land protection externalities were clarified. The results show that：（1）Combined with the case comparison,the results are higher reliability of the average sample scheme and non-average sample scheme in the scientifically set the bid value and the hypothetical market situation,reasonably avoid bias and properly set the sample size,which is chosen as the lowest economic compensation standard of cultivated land protection under realistic conditions;（2）The result deviation of the average sample scheme and the non-average sample scheme are 41.5yuan and 255.5yuan respectively,the corresponding deviation rates are 3.2% and 19.5% respectively based on the result of the non-average sample scheme. Therefore,the results are significantly correlated with sample size of bid,and the correlation with equilibrium of sample size of the bid is not significant based on the single-bounded dichotomous choice CVM;（3）It is recommended to use the average sample scheme,the classified average sample scheme and the classified non-average sample scheme in the design and implementation of sample schemes of the dichotomous choice CVM. However,the measure result is highly reliable,which is only the minimum sample size of each bid value （including classified samples）is more than 30;（4）In practice,to establish and improve the dynamic promotion mechanism and system of cultivated land protection based on the lowest economic compensation standard of cultivated land protection.

Keywords：single-bounded dichotomous choice CVM;different sample schemes;willingness to pay;cultivated land protection externalities;Jiaozuo City

-->0
PDF (813KB)元数据多维度评价相关文章收藏文章
本文引用格式导出EndNote Ris Bibtex 收藏本文-->
牛海鹏, 王坤鹏. 基于单边界二分式CVM的不同样本方案下耕地保护外部性测度与分析——以河南省焦作市为例[J]. , 2017, 39(7): 1227-1237 https://doi.org/10.18402/resci.2017.07.01
NIU Haipeng, WANG Kunpeng. Measurement and analysis of cultivated land protection externalities under different sample schemes based on the single-bounded dichotomous choice CVM：a case study of Jiaozuo[J]. 资源科学, 2017, 39(7): 1227-1237 https://doi.org/10.18402/resci.2017.07.01

1 引言

当前,在忽视耕地生态效益和社会效益的土地利用机制下,耕地比较收益低下、粮食主产区非农产业发展障碍、经济发达地区耕地占用成本外溢所引发的耕地非农化加剧和区际发展不均衡等耕地保护外部性问题日益突出^[1,2]。因此,构建耕地保护外部性内部化机制（耕地保护经济补偿机制）,显化耕地生态社会效益,提高耕地利用（经营）主体保护耕地的积极性,抑制耕地非农化,实现区际公平和区域协调发展,已成为目前推动耕地保护的迫切要求^[1-5]。而测度耕地保护外部性,确定科学合理的耕地保护经济补偿标准则是构建实施耕地保护经济补偿机制的重要内容。由于单边界二分式CVM引导技术的灵活性及较强的信息获取能力,使其在环境公共物品非使用价值的测度与分析领域有重要的应用空间。蔡潇、刘耀彬等采用单边界二分式CVM引导技术,以南昌市为例,对河湖水域生态服务功能价值进行评估分析^[6,7]。杨银川从社会资本的视角,针对城市垃圾问题,运用单边界二分式,以武汉市居民为调查对象,分析研究居民对购买政府提供的垃圾袋的支付意愿^[8]。陈红光等应用单边界二分式CVM测度了三江平原生态旅游水资源的非使用价值,并与支付卡式和双边界二分式CVM的测度结果进行了对比分析^[9]。邱国梁等、姜昊以江苏省涟水县为例,采用单边界二分式CVM对研究区域耕地资源非市场价值开展测度与分析^[10,11]。此外,单边界二分式CVM在参数估计、支付意愿影响因素的线型计量模型分析、偏差规避和控制等方面也已取得显著成果。
综上所述,虽然在二分式CVM引导技术相关研究领域已取得显著成效,但在样本分类与合并、投标值样本数量及其均衡性对耕地保护外部性测度结果有效性及其精度的影响方面重视不够,缺乏实证分析与对比研究。基于此,本文以焦作市为例,在分类非均分样本、非均分样本和均分样本三种不同样本方案下,基于单边界二分式CVM测度居民耕地保护支付意愿,并在此基础上进行耕地保护外部性测度和对比分析,探析不同样本方案下测度结果的差异性,以期为二分式CVM样本方案设计和应用提供借鉴和实证参考。

2 研究区概况

焦作市坐落于河南省西北部,北靠太行,南临黄河,东与新乡接壤,西与济源毗邻。地理坐标为34°41′03″N -35°29′45″N,112°43′31″E -113°38′35″E,区内地势西北高东南低,地貌类型齐全,自北向南地貌组合为山地、丘岗、平原、滩涂,呈典型的“北山、中川、南滩”的地貌特征。焦作市属温带大陆性季风气候,日照丰富,冬冷夏热,四季分明,年均温为12.8℃~14.8℃,全年平均无霜期为237天。地表水资源充裕,南水北调中线工程穿焦作城区而过。焦作市辖孟州市、沁阳市、武陟县、修武县、博爱县、温县、解放区、中站区、马村区、山阳区、高新区等两市四县五区,全区土地总面积3972.58km²（第二次土地调查数据）,境内高速公路、铁路网密集,交通便捷。2014年底,焦作市总户数为100万户,城镇化率53.23%,全市生产总值1844.31亿元,一、二、三次产业占GDP 的比重为7.42

\begin{matrix} ∶ \end{matrix}

61.80

\begin{matrix} ∶ \end{matrix}

30.78,人均生产总值52 421元,总耕地面积194 639hm²。农作物类型以小麦、玉米、大豆、山药为主,农田水利设施较完善,粮食单产较高。

3 研究方法

3.1 耕地保护外部性界定

本研究采用牛海鹏对耕地保护外部性内涵的界定,牛海鹏在对耕地利用效益体系重构的基础上,系统分析了耕地利用效益的形态、基于生态系统服务功能的类型以及作用过程,并从外部性的特点出发,将耕地保护外部性内涵界定为在耕地利用和保护过程中,未能纳入到耕地利用和保护主体收益之中的基于耕地生态系统服务所产生的生态社会效益。其中,耕地利用生态效益是指在耕地利用过程中,基于耕地生态系统部分生命系统支持功能,通过物理和化学作用而产生的效益。耕地社会效益是指耕地生态系统产品和生命系统支持功能对人类个体的心理、精神和对人类社会组织（如国家或行政区）的发展所产生的宏观社会影响和效果。耕地保护外部性具有可量化性,可以年度单位面积耕地外部效益或年度区域耕地外部效益予以衡量^[2]。

3.2 单边界二分式CVM

条件价值评估法（Contingent Valuation Method,CVM）适用于缺乏替代市场交换和实际市场的商品价值评估,是“公共物品”非市场价值评估的一种特有方法,可有效评估各种生态系统服务功能的经济价值。因此,条件价值评估法可以有效评估耕地保护外部性（外部效益）大小,并进而确定基于耕地保护外部性的耕地保护经济补偿标准^[2]。
条件价值评估法的一个重要思想就是效用,即消费者对商品的满足程度^[2,12,13]。其原理是在假想市场情况下,调查受访者对资源生态环境等公共物品和服务的偏好程度,及其为改善该环境所能接受的支付意愿（Willingness to Pay,WTP）,或因资源生态环境质量遭到破坏而愿意接受的受偿意愿（Willin-gness to Accept,WTA）。通过WTP 和WTA 的数值大小来反映受访者对非市场商品的偏好程度,并以货币形式对受访者的个人消费意愿进行价值评估^[14-16]。在实际应用中,常用的条件价值评估法引导技术包括开放式、封闭式、支付卡式、二分式等,其中二分式引导技术又可分为单边界二分式和双边界二分式。
本研究采用单边界二分式引导技术对受访者进行WTP询价,投标值根据预调查结果设定,受访者只需要对问题做出“是”或“否”的回答。此引导技术灵活性较高,信息获取能力较强,不易出现受访者对问题回避现象,有利于偏差规避,可较为真实地获取受访者的支付意愿。在此引导技术下,假设被调查者对初始投标额的效用函数为

\begin{matrix} U \end{matrix}

,在现实生活中由于随机因素的存在,则效用函数

\begin{matrix} U \end{matrix}

由确定项

\begin{matrix} V \end{matrix}

和随机扰动项

\begin{matrix} ε \end{matrix}

组成,即：

\begin{matrix} U = V + ε \end{matrix}

（1）
为了研究的方便需要,假定前面所提的效用函数

\begin{matrix} U \end{matrix}

为线性函数,即：

\begin{matrix} U = α + βx + ε \end{matrix}

（2）
则效用函数确定部分

\begin{matrix} V \end{matrix}

为：

\begin{matrix} V = α + βx \end{matrix}

（3）
式中

\begin{matrix} x \end{matrix}

为受访者效用水平的影响因素;

\begin{matrix} ε \end{matrix}

为影响的随机变量;

\begin{matrix} α \end{matrix}

\begin{matrix} β \end{matrix}

为函数的估计参数。由于固定项

\begin{matrix} V \end{matrix}

与随机扰动项

\begin{matrix} ε \end{matrix}

随生态环境产品与服务改善的变化值均服从Logistic分布,则被调查者对给定的随机投标额T回答“是”的概率为：

\begin{matrix} P (接受) = F_{η} (Δ v) = F_{η} (α* + β*χ + λT) \\ = [1 + e^{- (α* + β*x + λT)}]^{- 1} = 1 - \frac{1}{1 + e^{α* + β*x + λT}} \\ = \frac{e^{α* + β*x + λT}}{1 + e^{α* + β*x + λT}} \end{matrix}

（4）
对上式进行Logit转换,结果如下：

\begin{matrix} WT P_{mean} = \frac{1}{λ} \ln \frac{1 + e^{α* + β*x + λ T_{\max}}}{1 + e^{α* + β*χ}} \end{matrix}

（5）
式中

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

为整体平均支付意愿;

\begin{matrix} α* \end{matrix}

为常数项;

\begin{matrix} β* \end{matrix}

为除投标额外其他解释变量的系数;

\begin{matrix} λ \end{matrix}

为投标值变量的系数;

\begin{matrix} T_{\max} \end{matrix}

为设定的最大投标值;

\begin{matrix} χ \end{matrix}

为各影响因素变量的均值;估计参数

\begin{matrix} α* \end{matrix}

、

\begin{matrix} β* \end{matrix}

、

\begin{matrix} λ \end{matrix}

均由最大似然法求取。采用方差-协方差矩阵和Park等（1991）提出的模拟方法,进行平均WTP置信区间的计算^[17,18]。

4 结果与分析

4.1 多样本方案设置

4.1.1 单边界二分式CVM问卷设计
遵循美国国家海洋和大气管理局（National Oceanic and Atmospheric Administration,NOAA）设计原则进行问卷设计。问卷包括四部分内容：第一部分为耕地生态社会效益认知程度调查;第二部分为耕地生态社会效益支付意愿调查;第三部分为被调查者个人及家庭情况;第四部分为问卷有效性调查（即对问卷的理解程度）。其中耕地生态社会效益支付意愿调查部分包括受访者对耕地外部效益最高支付意愿（WTP）调查的假想市场设置,即：假如为了保护耕地数量不减少,质量不降低,保持耕地生态社会效益稳定,维持和提高居民目前的生活质量,同时也为子孙后代保留一份生存空间,大家共同参与耕地的保护工作,通过建立耕地保护基金会的方式筹集专款用于耕地保护。然后在此假想市场模拟下,设置相关问题进行调查。在预调查的基础上,结合特定时期受访者对货币区间的敏感程度确定投标值^[2]。此次问卷采用单边界二分式引导技术,确定11个投标值,分别为50元、75元、100元、150元、200元、250元、300元、350元、400元、500元、600元。
4.1.2 问卷调查与多样本方案设置
依据2014年农户类、城镇居民类户数和地域分布特征,问卷调查组于2014年10月21日-11月4日正式开展调查,调查区域为整个焦作市。依据Scheaffer抽样公式（抽样误差设定为0.06）,确定调查区域适宜样本容量约为280份^[19,20]。但考虑到在调查过程中会产生无效问卷,因此,问卷调查组共发放568份问卷,实际回收有效问卷536份,问卷有效率为94.37%。具有正支付意愿样本量为481份,其中城镇、农村样本量分别为206份、275份,称之为分类非均分样本方案。为进一步探讨不同样本方案下受访者平均支付意愿（WTP）的差异性,进而分析不同样本方案下单位面积耕地保护经济补偿标准的差异性,在分类非均分样本方案基础上再归并出非均分样本和均分样本两类样本方案。三类样本的不同点在于：①分类非均分样本方案具有城镇类和农村类样本之分,在测算单位面积耕地保护经济补偿标准时,先分类测算城镇类和农村类受访者平均支付意愿,再依据城镇户数和农村户数进行单位面积耕地保护经济补偿标准测算;②非均分样本方案则是将分类非均分样本方案下城镇类和农村类样本同一化,受访者所在区域因素（城镇或农村）仅作为样本特征,在统一测算平均支付意愿的基础上依据研究区域总户数进行单位面积耕地保护经济补偿标准测算,其样本数量与分类非均分样本数量相同;③均分样本方案是在非均分样本方案下针对各个支付方案均随机选取相同样本数量而构成（本研究在每个支付方案下随机选取35份）,其单位面积耕地保护经济补偿标准测算过程与非均分样本方案相同。
分类非均分样本方案下农户类样本特征包括性别、年龄、健康状况、教育程度、是否兼业、家庭收入主要来源、家庭总人数、劳动力人数、被抚养人数、兼业人数、家庭耕地面积、家庭年收入以及农业收入占家庭总收入的比例,城镇类样本特征包括性别、年龄、健康状况、教育程度、从事职业、家庭总人口、被抚养人口、工作人数、在校学生、家庭平均月收入、日常生活支出占总收入比例。
非均分样本和均分两类样本方案的特征包括性别、年龄、健康状况、教育程度、受访者家庭总人口、受访者家庭劳动力人数/工作人数、家庭被抚养人数、家庭年收入（城镇类样本在归并为均分样本方案和非均分样本方案时,将其家庭平均月收入换算为家庭年收入）、区域（城镇或农村）。
三类样本方案下各投标值的接受率如表1所示。表1显示出均分样本、非均分样本和分类非均分样本三种不同样本方案下,随着投标值的增加各支付方案的受访者接受率总体上呈下降态势。均分样本、非均分样本、分类非均分城镇类样本、分类非均分农村类样本受访者支付率分别从100%下降到20.00%、21.05%、13.33%和26.09%,符合理论总体态势变化规律。
Table 1
表1
表1单边界二分式CVM引导技术方案设置
Table 1The guidance technology scheme setting under single-bounded dichotomous choice CVM

投标值/元	总样本量/份				接受样本量/份				接受率/%
	均分样本	非均分样本	分类非均分样本		均分样本	非均分样本	分类非均分样本		均分样本	非均分样本	分类非均分样本
	均分样本	非均分样本	城镇类		均分样本	农村类			城镇类	农村类	城镇类	农村类
50	35	49	17	32	35	49	17	32	100.00	100.00	100.00	100.00
75	35	36	15	21	31	31	14	17	88.60	86.11	93.33	80.95
100	35	60	31	29	29	44	23	21	82.90	73.33	74.19	72.41
150	35	47	18	29	20	25	13	12	57.10	53.19	72.22	41.38
200	35	41	20	21	14	16	7	9	40.00	39.02	35.00	42.86
250	35	39	19	20	19	19	10	9	54.30	48.72	52.63	45.00
300	35	53	25	28	18	22	7	15	51.40	41.51	28.00	53.57
350	35	42	14	28	10	11	4	7	28.60	26.19	28.57	25.00
400	35	40	18	22	11	11	6	4	31.40	27.5	33.33	18.18
500	35	36	14	22	11	11	4	7	31.40	30.56	28.57	31.82
600	35	38	15	23	7	8	2	6	20.00	21.05	13.33	26.09
合计	385	481	206	275	–	–	–	–	–	–	–	–

新窗口打开

4.2 变量选择

为归纳分析受访者的社会经济特征、耕地保护认知对耕地保护支付意愿的影响,并通过公式（5）测算受访居民的耕地保护支付意愿。依据单边界二分式CVM原理,选取受访者的反应Y作为被解释变量（受访者对投标值回答接受时,Y=1;受访者对投标值回答不接受时,Y=0）,选取受访者的社会经济特征、耕地保护认知等因素作为解释变量,具体如表2所示。
Table 2
表2
表2单边界二分式CVM变量的选取与定义
Table 2The selection and definition of the variable under single-bounded dichotomous choice CVM

变量名称/单位变量指标说明
Y	被解释变量,受访者对投标值回答接受时,Y=1;受访者对投标值回答不接受时,Y=0
TC/元	初始投标值
X₁	您认为耕地重要吗?1=“不重要”,2=“不清楚”,3=“重要”
X₂	您认为政府有必要进一步加强耕地保护并出台相关政策吗?1=“没有”,2=“无所谓”,3=“有”
X₃	您认为耕地种植农作物除了能产生经济效益外,还具有涵养水源、保持水土、调节气候、改善大气质量、维持生物多样性和土壤净化等生态效益以及提供粮食安全保障、农民养老和失业的社会保障、开敞空间及景观效益和科学文化等社会效益吗?1=“没有”,2=“不清楚”,3=“有”
X₄	您认为耕地面积减少和质量降低会影响您家庭今后的生活吗?1=“不会”,2=“不清楚”,3=“会”
X₅	您认为耕地面积减少和质量降低会影响子孙后代的生活吗?1=“不会”,2=“不清楚”,3=“会”
X₆/人	受访者家庭总人口,实际调查数据
X₇/人	受访者家庭劳动力人数/工作人数,实际调查数据
X₈/人	兼业人数,实际调查数据
X₉/人	在校学生人数,实际调查数据
X₁₀/人	家庭被抚养人数,实际调查数据
X₁₁	性别,1=男,0=女
X₁₂/岁	年龄,l=30以下,2=31~45,3=46~60,4=60及以上
X₁₃	文化程度,1=未念过书,2=小学,3=初中,4=高中（中专）,5=大专,6=本科及以上
X₁₄	健康状况,1=较差,2=一般,3=良好
X₁₅/（万元/年）	家庭年总收入水平,1=1以下,2=1~3,3=3~5,4=5~7,5=7~9以上,6=9以上
X₁₆	区域,1=城镇,0=农村
X₁₇/%	日常支出比例,1=30以下,2=31~60,3=61~90,4=90以上
X₁₈	职业,1=公务员/公司领导,2=公司经理或高管,3=教师/医务人员,4=私营企业家,5=其他技术人员,6=企事业办事人员,7=工人/服务员/业务员,8=个体工商户,9=下岗/失业人员,10=退休人员
X₁₉/亩	耕地面积,1=3亩以下,2=3~5亩,3=5~7亩,4=7亩以上
X₂₀	兼业,1=是,2=否
X₂₁/%	农业收入占家庭总收入比例,1=30以下,2=31~60,3=61~90,4=90以上
X₂₂	家庭收入来源,1=种地,2=本地或外地打工,3=自己创业

注：三类样本方案共有变量：TC、X₁、X₂、X₃、X₄、X₅、X₆、X₇、X₁₀、X₁₁、X₁₂、X₁₃、X₁₄、X₁₅（适用于均分样本、非均分样本、分类非均分农村类样本方案）;城镇类样本特有变量：X₉、X₁₇、X₁₈;农村类样本特有变量：X₈、X₁₉、X₂₀、X₂₁、X₂₂;其中X₁₅（城镇类）赋值：1=1~3万元,2=3~5万元,3=5~7万元,4=7~9万元以上,5=9万元以上;非均分样本与均分样本共有变量：TC、X₁、X₂、X₃、X₄、X₅、X₆、X₇、X₁₀、X₁₁、X₁₂、X₁₃、X₁₄、X₁₅、X₁₆。

新窗口打开

4.3 不同样本方案下支付意愿测度与分析

4.3.1 不同样本方案下支付意愿测度
运用统计软件SPSS17.0对不同方案样本进行二元Logistic回归模型分析时,通过试验与分析,均分样本方案采用向后逐步回归法（Backward Con-ditional）进行处理,回归变量被剔除模型的依据是条件参数估计所得的似然比统计量的概率值,是以假定参数为基础作似然比检验;非均分样本及分类非均分样本均采用向前逐步回归法（Forward Con-ditional）进行处理,变量引入的根据是得分统计量的显著性水平,回归变量被剔除模型的依据是条件参数估计所得的似然比统计量的概率值。因此,在已确定的逐步回归方法下,依据回归变量被剔除模型的控制要求,直至模型通过检验时步骤终止,最终步骤中达到显著性水平的自变量即为模型自变量。三类样本方案各参数最终估值结果如表3、表4、表5所示。
Table 3
表3
表3均分样本模型估计结果
Table 3The estimation results of the average sample model

							Exp（B）的95%C.I.
模型	自变量	均值	系数	自由度	显著水平	Exp（B）	下限	上限
步骤11	X₄	2.650	-0.553	1	0.002***	0.575	0.407	0.812
	TC	270.450	-0.007	1	0.000***	0.993	0.991	0.995
	X₁₃	3.400	0.237	1	0.036**	1.268	1.016	1.582
	X₁₅	2.990	0.273	1	0.035**	1.315	1.019	1.696
	X₁₆	0.480	-1.158	1	0.003***	0.314	0.147	0.670
	常量	-	2.438	1	0.001	11.451	-	-

注：***、**、分别表示统计检验在1%、5%的水平上显著,下同。

新窗口打开
Table 4
表4
表4非均分样本模型估计结果
Table 4The estimation results of the non-average sample model

							Exp（B）的95%C.I.
模型	自变量	均值	系数	自由度	显著水平	Exp（B）	下限	上限
步骤7	TC	256.860	-0.006	1	0.000***	0.994	0.992	0.995
	X₁₃	3.310	0.326	1	0.001***	1.386	1.141	1.684
	X₁₆	0.430	-0.509	1	0.050***	0.601	0.361	1.000
	常量	-	0.807	1	0.011	2.242	-	-

新窗口打开
Table 5
表5
表5分类非均分样本模型估计结果
Table 5The estimation results of the classified non-average sample model

							Exp（B）的95%C.I.
模型	自变量	均值	系数	自由度	显著水平	Exp（B）	下限	上限
城镇类
步骤2	TC	253.030	-0.008	1	0.000***	0.992	0.990	0.995
	X₁₃	4.220	0.301	1	0.019***	1.351	1.052	1.735
	常量	-	0.698	1	0.226	2.010	-	-
农村类
步骤4	TC	259.730	-0.006	1	0.000***	0.994	0.992	0.996
	X₁₃	2.620	0.390	1	0.023***	1.477	1.056	2.065
	X₁₅	2.130	0.595	1	0.002***	1.184	1.249	2.634
	X₂₁	1.860	0.477	1	0.000***	1.611	1.244	2.087
	常量	-	-1.586	1	0.023	0.205	-	-

新窗口打开
由表3、表4、表5可知,三类不同样本方案下的变量统计检验结果均达到了规定的显著性水平。初始投标值TC,回归系数均为负,表明受访者的支付意愿与投标额呈负相关,即：投标额越高,受访者对耕地保护的支付意愿越低,该结果与经济学外部性相关原理相符。X₁₃（受访者的受教育程度）和X₁₅（受访者的家庭年收入水平）在规定的显著性范围内回归系数为正,表明文化程度和年收入水平越高的受访者,越愿意支付一定的金额用于耕地保护,符合预期,且与文献^[21-23]研究的结果一致。X₄与受访者的支付意愿呈负相关,即对“耕地面积减少和质量降低会影响您家庭今后的生活”的认知程度越深,支付意愿越低,不符合预期。但研究认为,问卷调查下的数据与经过专门整合后的数据存在差别,在处理多个变量时,存在某个变量结果不符合预期情况。同时鉴于该变量并不影响模型的整体,所以此处未将其剔除^[22]。X₁₆（区域）的回归系数为负,表明在其他条件一定的前提下,城镇区域受访者对随机投标额的接受概率小于农村受访者。X₂₁（农业收入占家庭总收入比例）回归系数为0.477,表明农业收入比例占家庭总收入越高的家庭,农户越愿意拿出一部分收入用来保护耕地。尤其对种粮大户而言,农业收入是家庭的主要经济来源,耕地质量的高低直接影响着家庭生活水平,因此农户对耕地保护政策比较支持。
表3、表4、表5中各变量均在5%的显著性水平下通过检验,依据各变量的回归系数、均值构建不同样本方案下受访者WTP的二元Logistic回归模型：
均分样本：

\begin{matrix} Y = 2.438 - 0.007 TC ＋ 0.237 X_{13} ＋ 0.273 X_{15} \\ - 1.158 X_{16} - 0.553 X_{4} \end{matrix}

（6）
非均分样本：

\begin{matrix} Y = 0.807 - 0.006 TC ＋ 0.326 X_{13} - 0.509 X_{16} \end{matrix}

（7）
分类非均分城镇类样本：

\begin{matrix} Y = 0.698 - 0.008 TC ＋ 0.301 X_{13} \end{matrix}

（8）
分类非均分农村类样本：

\begin{matrix} Y = - 1.586 - 0.006 TC ＋ 0.390 X_{13} + 0.595 X_{15} \\ + 0.477 X_{21} \end{matrix}

（9）
将上述三类不同样本方案下各变量的回归系数和均值带入公式（5）,测度出三类不同样本方案下受访者的平均WTP分别为：
均分样本受访者平均WTP=293.19元/（年·户）
非均分样本受访者平均WTP=284.2元/（年·户）
分类非均分城镇类样本受访者平均WTP=255.2元/（年·户）
分类非均分农村类样本受访者平均WTP=201.3元/（年·户）
以上测度结果显示,分类非均分城镇类样本、分类非均分农村类样本受访者平均WTP存在一定差异,分类非均分城镇类样本受访者平均WTP高出分类非均分农村类样本53.9元/（年·户）。通过对分类非均分样本模型估值结果分析可知,文化程度、家庭年总收入水平的回归系数均为正值,与居民的支付意愿呈正相关。该特征表明受访者文化程度越高、家庭年总收入水平越高,越愿意支付一定的金额用于耕地保护,这与研究区域城镇居民在文化程度、家庭年总收入水平方面整体高于农村居民相一致。
4.3.2 不同样本方案下WTP模型检验
二元Logistic回归模型常用的检验方法有H-L检验和对数似然比检验^[24-27]。为提高模型检验的精确度,选取模型系数综合检验、H-L检验、-2对数似然比、C& S R方值、Nagelkerke R方值进行综合检验,直至模型通过检验时步骤终止,最终步骤中达到显著性水平的自变量即为模型自变量。
由表6可知,均分样本、非均分样本、分类非均分样本最终模型的Hosmer-Lemeshow检验sig值均大于0.05,说明接受零假设,表明各样本方案下最终模型均能够很好拟合数据;均分样本、非均分样本、分类非均分样本最终模型卡方检验的sig=0.000<0.05,说明统计结果具有较高的显著性,模型拟合优度较高;不同样本方案下最终模型的C&S R方值均在[0.2~0.4]之间,Nagelkerke R方值均在[0~1]之间,而且非均分样本、分类非均分样本的Nagelkerke R方值均逐步趋向于1,也表明各方案下的最终模型具有较好的拟合度。模型-2对数似然值服从卡方分布且在数学上更为方便,所以-2LL用于检验Logistic回归的显著性。非均分样本、分类非均分城镇类样本、分类非均分农村类样本中最终模型的-2对数似然值分别为533.704、227.958、307.280,且均是在所属样本模型组中的最小值,说明三种样本模型拟合优度均较高。均分样本-2对数似然值425.056值在所属样本模型组中最大,从该检验结果表明模型拟合优度不是很高,但依据Hosmer-Lemeshow检验sig值、卡方检验sig值、C＆S R方值和Nagelkerke R方值,该样本方案下的最终模型也具有较高的拟合度。
Table 6
表6
表6三类样本WTP模型检验
Table 6The WTP model test of three kinds samples

类别		模型	模型系数综合检验			H-L检验			-2对数似然值	C＆S R 方值	Nagelkerke R方值
类别		模型	卡方	df				sig	卡方	df	sig
均分样本		步骤1	114.229	15	0	10.324	8	0.243	417.869	0.257	0.343
		步骤6	113.236	10	0	11.461	8	0.177	418.863	0.255	0.340
		步骤11	107.042	5	0	7.994	8	0.434	425.056	0.243	0.324
非均分样本		步骤1	98.413	1	0	10.324	8	0.243	568.043	0.185	0.247
		步骤4	120.727	4	0	11.461	8	0.177	545.730	0.222	0.296
		步骤7	132.752	7	0	7.994	8	0.434	533.704	0.241	0.322
分类非均分样本	城镇类样本	步骤1	51.495	1	0	16.575	8	0.035	233.771	0.221	0.295
		步骤2	57.308	2	0	13.616	8	0.092	227.958	0.243	0.324
	农村类样本	步骤2	56.303	2	0	24.747	8	0.002	324.837	0.185	0.247
		步骤4	73.860	4	0	10.710	8	0.219	307.280	0.236	0.314

新窗口打开

4.4 耕地保护外部性测度结果

外部性估算思路为^[2,28]：由条件价值评估法得出的受访者以家庭为单位的平均支付意愿,求出焦作市整体耕地保护的外部性,进而计算出单位面积耕地外部性,其测算公式为：

\begin{matrix} Y_{t} = \frac{（ A \times B \times S ）}{K_{i}} \end{matrix}

（10）

\begin{matrix} Y_{t} = \frac{A_{m} \times B_{m} \times S_{m} + A_{n} \times B_{n} \times S_{n}}{K_{i}} \end{matrix}

（11）
式中

\begin{matrix} Y_{t} \end{matrix}

为区域第t年单位面积耕地外部效益（元/hm²）;A为受访者平均支付意愿（元）;B为受访户数;S为受访户数支付率;m为城镇类样本;n为农村类样本;

\begin{matrix} K_{i} \end{matrix}

为样本区域耕地总面积（hm²）。据此测算出均分样本、非均分样本、分类非均分样本方案下单位面积耕地保护外部性分别为1351.8元/（hm²⋅年）、1310.3元/（hm²⋅年）、1054.8元/（hm²⋅年）,具体如表7所示。
Table 7
表7
表72014年焦作市耕地保护外部性
Table 7Externality of cultivated land protection in Jiaozuo in 2014

支付意愿/（元/（户 $\begin{matrix} ? \end{matrix}$ 年））				支付率/%				单位面积耕地外部性/（元/（hm² $\begin{matrix} ? \end{matrix}$ 年））
均分样本	非均分样本	分类非均分样本		均分样本	非均分样本	分类非均分样本		均分样本	非均分样本	分类非均分样本
均分样本	非均分样本	城镇类		均分样本	农村类			均分样本	城镇类	农村类
293.19	284.20	255.20	201.30	89.74	89.74	88.03	91.06	1 351.80	1 310.30	1 054.80

注：2014年年末焦作市总户数为100万户,城镇化率53.23%,推出农户和城镇居民户数分别为46.77万户和53.23万户。耕地面积为194639hm²,其资料来源于《河南省土地利用现状数据册（2014年度）》。

新窗口打开

5 结论与讨论

（1）在科学设置投标值和假想市场、合理进行假想偏差规避以及合适样本数量下,基于单边界二分式CVM的均分样本、非均分样本方案的居民耕地保护支付意愿和单位面积耕地保护外部性测度结果具有较高的有效性。本研究在开展耕地保护经济补偿支付意愿（二分式格式）调查同时,也开展了耕地保护经济补偿支付意愿（支付卡格式）调查。基于支付卡CVM的焦作市农户类户均耕地保护居民支付意愿（以出钱和义务劳动为支付工具）为350.0元/年,城镇类户均耕地保护居民支付意愿（以出钱和义务劳动为支付工具）为376.3元/年,总体平均户均耕地保护居民支付意愿（以出钱和义务劳动为支付工具）为364.0元/年,单位面积耕地保护外部性为1624.9元/（hm²⋅年）。而基于单边界二分式CVM的均分样本、非均分样本方案下户均居民支付意愿分别为293.19元/年、284.2元/年,均分样本、非均分样本方案下单位面积耕地保护外部性分别为1351.8元/（hm²⋅年）、1310.3元/（hm²⋅年）。考虑基于支付卡CVM的焦作市农户类户均耕地保护居民支付意愿的支付工具为“出钱”和“义务劳动”,义务劳动换算为“出钱”一般偏大这一因素后,测度结果相近。马爱慧以武汉市为例,基于双边界二分式条件价值法估算出的农户耕地支付意愿在206.87~380.38元之间^[29],该估算结果也与本研究结果相近。虽然方法不同（单边界二分式CVM、支付卡CVM、双边界二分式CVM三种方法）,地域也有差异,但均是基于支付意愿测度结果。因此在一定误差范围内反映出本研究基于单边界二分式CVM的均分样本、非均分样本方案下的耕地保护支付意愿和单位面积耕地保护外部性测度结果具有较高的有效性。
（2）基于单边界二分式CVM测度结果与投标值样本数量显著相关,与投标值样本数量均衡度的相关性则不显著。分类非均分样本方案从城镇和农村两个维度分别计算居民年户均耕地保护支付意愿,其中城镇类每个投标值样本数量介于14~31份之间,农村类每个投标值样本数量介于20~32份之间。非均分样本方案和均分样本将城镇和农村类样本予以归并和随机选取,其中非均分样本方案每个投标值样本数量介于36~60份之间,均分样本方案每个投标值样本数量均为35份。均分样本、非均分样本、分类非均分样本方案下单位面积耕地保护外部性测度结果分别为1351.80元/（hm²

\begin{matrix} ? \end{matrix}

年）、1310.30元/（hm²⋅年）、1054.80元/（hm²⋅年）。以非均分样本方案测度结果为基准,均分样本方案测度结果偏差值为41.5元,偏差率仅为3.2%;分类非均分样本方案测度结果偏差值为255.5元,偏差率达19.5%。该特征表明,基于单边界二分式CVM测度结果的精度与各投标值最低样本数量显著相关,当各投标值样本数量达到一定要求（如30份以上）时测度结果具有较高的有效性,而与各投标值样本数量均衡度的相关性则不显著。在同一总样本下,区域属性（城镇、农村）分类或合并所引起的样本特征类型和最低样本数量的差异是产生两种样本方案下居民年户均耕地保护支付意愿差异性的根本原因,并最终影响单位面积耕地保护外部性的大小。本研究中,由于分类非均分样本方案中城镇类和农村类子样本数量偏低,引起该方案下测度结果的精度偏低。因此,在进行二分式CVM样本方案设计和实施时,均分样本、非均分样本、分类非均分样本方案均可采用,但各投标值（包括分类样本）最低样本数量需达到一定要求（本研究认为应达到30份以上）,其测度结果才具有较高的有效性^[30]。
（3）本研究中均分样本、非均分样本方案单位面积耕地保护外部性测度结果具有较高的有效性,可作为现实条件下耕地保护最低经济补偿标准,即单位面积平均经济补偿标准的下限值。基于CVM方法的耕地保护外部性是在一种假想市场下所测度出的受访者对耕地保护的平均支付意愿在单位面积耕地上的一种体现,由于没有考虑研究区域外受益主体的支付意愿以及社会经济发展水平的影响,其值较小。因此可作为现实条件下耕地保护最低经济补偿标准。2004年以来,国家的粮食直补政策以及一系列向种粮农户和种粮地区的倾斜政策（如农业三项补贴,2014年后调整为农业支持保护补贴补）,其实质就是对耕地保护主体的农户给予一定的经济补偿。2012-2014年焦作市粮食直补和农资综合补贴合计约为（1407~1682）元/hm²,2012年以来,广东省韶关市、揭阳市、汕尾市以及海宁市（浙江省嘉兴市）实施的耕地保护补偿标准介于（600~1500）元/（hm²

\begin{matrix} ? \end{matrix}

年）,与所测算的耕地保护平均最低经济补偿标准持平。因此,从实践上,应结合区域经济社会发展水平、资金来源等条件,建立动态的耕地保护经济补偿标准提升机制,完善耕地保护经济补偿体系。
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

[1]	牛海鹏,许传阳,李明秋,等.耕地保护经济补偿的接受和给付主体分析——基于110份接受主体和445份给付主体的问卷调查 [J]. 资源科学,2011,33(3):513-520. [本文引用: 2] [Niu H P,Xu C Y,Li M Q,et al.On accepting and affording subjects in economic compensation of cultivated land protection based on ques-tionnaire surveys [J]. Resources Science,2011,33(3):513-520.] [本文引用: 2]
[2]	牛海鹏. 耕地保护的外部性及其经济补偿研究 [D]. 武汉:华中农业大学,2010. [本文引用: 6] [Niu H P.Study on the externalities and its eco-nomic compensation of cultivated land protection [D]. Wuhan:Huazhong Agricultural University,2010.] [本文引用: 6]
[3]	陈秧分,刘彦随,李裕瑞.基于农户生产决策视角的耕地保护经济补偿标准测算 [J]. 中国土地科学,2010,24(4):4-8. [Chen Y F,Liu Y S,Li Y R.Calculation on economic compensation standard for farmland protection from the perspective of peasant households’ production decision [J]. China Land Science,2010,24(4):4-8.]
[4]	高汉琦,牛海鹏,方国友,等.基于CVM多情景下的耕地生态效益农户支付/受偿意愿分析——以河南省焦作市为例 [J]. 资源科学,2011,33(11):2116-2123. [Gao H Q,Niu H P,Fang G Y,et al.Assessment of WTP / WTA on ecological benefits of cul-tivated land based on CVM multiple scenarios:a case study of Jiaozuo [J]. Resources Science,2011,33(11):2116-2123.]
[5]	江冲,金建君,李论.基于CVM的耕地资源保护非市场价值研究——以浙江省温岭市为例 [J]. 资源科学,2011,33(10):1955-1961. [本文引用: 1] [Jiang C,Jin J J,Li L.Non -market valuation of cultivated land protection using CVM:a case study of Wenling city [J]. Resources Science,2011,33(10):1955-1961.] [本文引用: 1]
[6]	蔡潇. 城市水域生态服务功能价值评价 [D]. 南昌:南昌大学,2011. [本文引用: 1] [Cai X.Evaluation on urban water ecosystem service [D]. Nanchang:Nanchang University,2011.] [本文引用: 1]
[7]	刘耀彬,蔡潇. 基于CVM的南昌城市河湖生态服务功能价值评估 [J]. 城市环境与城市生态,2011,(2):23-26. [本文引用: 1] [Liu Y B,Cai X.Estimation of ecological services value for urban rivers and lakes in Nanchang city based on contingent valuation method [J]. Urban Environment and Urban Ecology.2011,(2):23-26.] [本文引用: 1]
[8]	杨银川. 社会资本视角下居民垃圾袋支付意愿研究 [D]. 武汉:华中农业大学,2013. [本文引用: 1] [Yang Y C .The study on the civil willing-ness to pay for garbage bag in the angle of social capital [D]. Wuhan:Huazhong Agricultural University,2013.] [本文引用: 1]
[9]	陈红光,王秋丹,李晨洋.支付意愿引导技术:支付卡式、单边界二分式和双边界二分式的比较——以三江平原生态旅游水资源的非使用价值为例 [J]. 应用生态学报,2014,25(9):2709-2715. [本文引用: 1] [Chen H G,Wang Q D,Li C Y.WTP guidance technology:A comparison of payment card,single-bounded and double-bounded dichotomous formats for evaluating non-use values of Sanjiang Plain ecotourism water resources [J]. Chinese Journal of Applied Ecology,2014,25(9):2709-2715.] [本文引用: 1]
[10]	邱国梁,姜昊. 基于CVM的耕地非市场价值评估研究——以江苏省涟水县为例 [J]. 农业经济问题,2010,(S):4-8. [本文引用: 1] [Qiu G L,Jiang H.Study on non-market value of cultivated land by the method of CVM:the case of Lianshui County,Jiangsu province [J]. Agricultural Economic Problems,2010,(S):4-8.] [本文引用: 1]
[11]	姜昊. 基于CVM的耕地非市场价值评估研究--以江苏省涟水县为例 [D]. 北京:中国农业科学院,2009. [本文引用: 1] [Jiang H.Study on non-market value of cultivated land by the method of CVM:the case of Lianshui County,Jiangsu province [D]. Beijing:Chinese Academy of Agricultural Sciences,2009.] [本文引用: 1]
[12]	么相姝. 天津市居民大气环境质量改善支付意愿评估——基于双边界二分式CVM的视角 [J]. 城市问题,2016,(7):81-86. [本文引用: 1] [Me X S.Evaluation of the Tianjin city residents' willingness to improve the atmospheric environment quality based on double-bounded CVM method [J]. Urban Problems,2016,(7):81-86.] [本文引用: 1]
[13]	王迪,聂锐,王胜洲. 耕地保护外部性及其经济补偿研究进展 [J]. 中国人口?资源与环境,2012,22(10):131-136. [本文引用: 1] [Wang D，Nie R，Wang S Z. Research progress of farmland’s externalities and its economic compensation [J]. China Population，Resources and Environment,2012,22(10):131-136.] [本文引用: 1]
[14]	Hanemann W M.Discrete/continuous models of consumer demand [J]. Econometric,1984,52(3):541-561. [本文引用: 1]
[15]	Hanemann W M.Welfare evaluations in contingent valuation experiments with discrete responses [J]. American Journal of Agricultural Economics,1984b,66(3):332-341.
[16]	Hanemann W M.Willingness to pay and willingness to accept:How much can they differ? [J]. American Economic Review,1991,81:635-647. [本文引用: 1]
[17]	Hanemann W M,Kanninen B.The statistical analysis of discrete response CV data [A]. In:Bateman I J,Willis K G,et al. Valuing Environmental Preferences:Theory and Practice of the Contingent Valuation Method in the US,EU,and Developing Countries[C]. New York:Oxford University Press,1999:301-440. [本文引用: 1]
[18]	徐中民,张志强,龙爱华,等. 额济纳旗生态系统服务恢复价值评估方法的比较与应用 [J]. 生态学报,2003,23(9):1841-1850. [本文引用: 1] [Xu Z M,Zhang Z Q,Long A H,et al.Comparison and application of different contingent valuation methods in measuring total economic value of restoring Ejina Banner's eco-system services [J]. Acta Ecologica Sinica,2003,23(9):1841-1850.] [本文引用: 1]
[19]	Scheaffer,R. L.,Mandenhall,W. and Ott,L. Y.Elementary Survey Sampling 4th edition,Duxbrey Press,1990. [本文引用: 1]
[20]	Bateman. Learning design contingent valuation(LDCV):NOAA guidelines,preference learning and coherent arbitrariness [J]. Journal of Environmental Economics and Management,2008,55(2):127-141. [本文引用: 1]
[21]	于洋,杨光,张今华,等. 基于外部效益的吉林省耕地保护经济补偿标准的实证分析 [J]. 湖北农业科学,2013,52(16):4008-4010. [本文引用: 1] [Yu Y,Yang G,Zhang J H,et al.Empirical analysis on the standard for economic compensation of cultivated land pro-tection in Jilin Province based on external benefit [J]. Hubei Agricultural Sciences.2013,52(16):4008-4010.] [本文引用: 1]
[22]	唐建. 耕地价值评价研究 [D]. 重庆:西南大学,2010. [本文引用: 1] [Tang J.Study on appraisal of cultivated land value [D]. Chongqing:Southwestern University,2010.] [本文引用: 1]
[23]	毛良祥. 耕地保护补偿标准与补偿基金规模研究 [D]. 北京:中国地质大学. 2013. [本文引用: 1] [Mao L X.The study on calculation of com-pensation fund of cultivated land protection [D]. Beijing:China University of Geosciences.2013.] [本文引用: 1]
[24]	李明利. 基于条件价值法的耕地资源非市场价值评估研究 [D]. 南京:南京农业大学,2009. [本文引用: 1] [Li M L.A study on evaluation of non-market value of cultivated land resource by the con-tingent valuation method [D]. Nanjing:Nanjing Agricultural University,2009.] [本文引用: 1]
[25]	喻永红. 基于CVM法的农户保持退耕还林的接受意愿研究-以重庆万州为例 [J]. 干旱区资源与环境,2015,29(4):65-70. [Yu Y H.Famers' willingness to accept for maintaining the grain for green:an empirical analysis based on Wanzhou District in Chongqing [J]. Journal of Arid Land Resources and Environ-ment,2015,29(4):65-70.]
[26]	敖长林,高丹,毛碧琦,等. 空间尺度下公众对环境保护的支付意愿度量方法及实证研究 [J]. 资源科学,2015,37(11):2288-2298. [Ao C L,Gao D,Mao B Qi,et al.Methods for measuring public willingness to pay for environmental conservation and empirical research under spatial scale [J]. Resources Science,2015,37(11):2288-2298.]
[27]	敖长林,周领,焦扬,等. 初始投标值数量和样本容量对双边界二分式CVM的影响 [J]. 生态学报,2016,36(3):854-862. [本文引用: 1] [Ao C L,Zhou L,Jiao Y,et al.Influence of initial bid number and sample size on the double-bounded dichotomous choice con-tingent valuation method [J]. Acta Ecologica Sinica,2016,36(3):854-862.] [本文引用: 1]
[28]	张统. 小水电生态系统服务价值评估—以浙江省通济桥水库为例 [D]. 杭州:浙江大学,2008. [本文引用: 1] [Zhang T.Evaluation of eco-system service value of small hydropower Tongjiqiao reservoir as an example [D]. Hangzhou:Zhejiang University,2008.] [本文引用: 1]
[29]	马爱慧. 基于双边界二分式条件价值法的农户耕地补偿意愿评估 [J]. 上海国土资源,2015(4):19-22. [本文引用: 1] [Ma A H.Overview of research on the driving mechanism of rural-urban land con-version based on spatial econometrics [J]. Shanghai Land & Resources,2015(4):19-22.] [本文引用: 1]
[30]	吴明隆. SPSS统计应用实务[M]. 北京:中国铁道出版社,2001. [本文引用: 1] [Wu M L.SPSS statistical application practice[M]. Beijing:China Railway Press,2001.] [本文引用: 1]

基于单边界二分式CVM的不同样本方案下耕地保护外部性测度与分析——以河南省焦作市为例

本站小编 Free考研考试/2021-12-29

Measurement and analysis of cultivated land protection externalities under different sample schemes based on the single-bounded dichotomous choice CVM：a case study of Jiaozuo

1 引言

2 研究区概况

3 研究方法

3.1 耕地保护外部性界定

3.2 单边界二分式CVM

4 结果与分析

4.1 多样本方案设置

4.2 变量选择

4.3 不同样本方案下支付意愿测度与分析

4.4 耕地保护外部性测度结果

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

相关话题/方案 农村 检验 市场 资源

领限时大额优惠券,享本站正版考研考试资料!

黄淮海平原不同类型农村居民点空间分布及变化特征研究

引入生态理念的农村居民点再利用研究

畜禽养殖废弃物资源化的纵向关系选择研究——基于北京市养殖场户视角

山地复杂条件下三种边界层参数化方案对近地层风模拟精度初步评估分析

云南省双江县四个主要民族野生食用植物资源调查研究

雄安新区土地利用空间特征及起步区方案比选研究

湖南县域森林资源禀赋空间格局演变分析——一种空间网络模型的构建与验证

贫困山区农村衰落的特征及诊断——以重庆市酉阳县为例

黄淮海平原区土地利用变化对地下水资源量变化的影响

协商式CVM在资源非使用价值评估中的应用研究——以内蒙古达赉湖自然保护区为例

基于单边界二分式CVM的不同样本方案下耕地保护外部性测度与分析——以河南省焦作市为例

本站小编 Free考研考试/2021-12-29

Measurement and analysis of cultivated land protection externalities under different sample schemes based on the single-bounded dichotomous choice CVM：a case study of Jiaozuo

1 引言

2 研究区概况

3 研究方法

3.1 耕地保护外部性界定

3.2 单边界二分式CVM

4 结果与分析

4.1 多样本方案设置

4.2 变量选择

4.3 不同样本方案下支付意愿测度与分析

4.4 耕地保护外部性测度结果

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

相关话题/方案 农村 检验 市场 资源

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

相关话题/方案农村检验市场资源