生态认知、生计资本及农户生态补偿支付意愿与水平的实证研究

徐瑞璠，刘文新，赵敏娟

（西北农林科技大学经济管理学院，陕西 杨凌 712100）

一、引言与文献综述

流域是一个整体性较强、关联度较高的动态生态系统，在为人类净化淡水资源、保护鱼类及野生动物栖息地等方面提供重要的生态系统服务［1］。然而，由于我国流域管理疏于考虑流域的整体性，存在着“碎片化”管理的内在本质，自20世纪80年代以来，随着人口的急剧增长、经济的快速发展，渭河流域上游水资源短缺、中游水环境污染、下游泥沙淤积等问题日益凸显，严重阻碍整个流域可持续发展［2］。渭河上游为保证中下游地区拥有充足水量和优良水质，长期投入高昂的人力、物质和金融等资本，大力开展流域环境治理，甚至放弃自身发展的机会，例如畜禽养殖企业和工业企业的规模受到严格限制等。然而，中下游地区在无偿享用上游提供的生态服务的同时还不断发展壮大其经济，这必将导致上中下游之间以流域保护和经济发展为核心的矛盾愈发突出，因此为激发上游地区作为生态保护者的积极性，从流域的整体性出发，构建流域省际间、区际间生态补偿机制，实现流域上中下游公平协调发展势在必行［3］。

党的十九大提出，加快生态文明体制改革，建设美丽中国。流域生态补偿作为中央和地方协调流域间生态和经济利益的一项环境经济政策，是生态文明建设的内在要求，遵循着“破坏者付费，受益者补偿”的原则，使流域受益主体对生态保护主体所做贡献付费或生态破坏主体对流域受损主体提供补偿，对实现流域生态环境共同治理、区域间高质量协同发展等具有极其重要的意义［4］。自党在十八届三中全会上提出“推动地区间建立横向生态补偿制度”的政策导向，第十九次会议审议通过《关于深化生态保护补偿制度改革的意见》，生态补偿制度已成为生态环境保护的关键举措，然而在实践中，由于流域生态系统横跨多个行政区域，信息不对称可能会导致下游地区无法确定上游地区为保护流域生态环境的真实机会成本，以致流域内不同利益相关者之间难以就补偿标准达成共识［5］。

农户既是流域生态补偿工程的直接受益者，也是大多数流域治理工程与生态补偿实践的参与者，参与生态补偿实践的意愿是由农户的生态环境认知和主观能动性所共同决定的［6］。学术界关于生态认知、生计资本对生态补偿支付意愿或水平的影响研究已取得丰硕成果，在生态认知对生态补偿支付意愿或水平的影响方面，熊凯等［7］基于赣江流域南昌段439户居民的调查数据，对其生态补偿支付水平及其影响因素进行实证分析，结果表明：居民对赣江流域水质和水量的认知水平显著正向影响其生态补偿支付水平；赵玉等［8］在研究赣江流域居民生态补偿支付意愿及其影响因素后得出，居民对赣江流域水质满意度的认知水平越低，其支付意愿越高；靳乐山等［9］运用结构方程模型，对云南省退耕还林户生态认知对其退耕还林意愿和行为的影响作用进行研究后得出，生态认知中的主观规范、行为态度、感知行为控制3个维度均对农户退耕还林参与意愿具有显著正向影响；肖俊威等［10］研究发现居民对政府治理水生态环境的心理认知对WTP有极显著的正向影响。在生计资本对生态补偿支付意愿或水平的影响方面，熊凯等［11］在对鄱阳湖湿地农户生态补偿支付水平的影响因素进行实证分析后得出，农户家庭年收入、耕地面积与其生态补偿支付水平存在显著相关性；肖俊威等［10］基于CVM条件价值法对湘江流域8个主要城市居民的WTP进行回归分析，结果表明：居住时长、居住地距离等对居民支付意愿具有显著影响；Marella等［12］通过研究居民对废物堆积场转变为公园的个人支付意愿（WTP）的影响因素后发现居住地距离等显著影响其支付意愿；董霞等［13］通过对甘肃省张掖市农户生态补偿支付意愿的影响因素进行研究后得出牲畜存栏量、草地面积等自然资本拥有量显著负向影响农户生态补偿支付意愿。

纵观以上文献可知，现有关于生态补偿支付意愿或水平的研究聚焦在其影响因素的探索上，有支付意愿的农户其支付水平不一定相同，家庭经济利益对于农户参与流域生态补偿实践具有极其重要的影响，而生计资本又与农户家庭经济利益有着直接的关联，因此深入探究农户生态认知、家庭生计资本及生态补偿支付意愿与水平之间相互影响尤为必要［14］。同时，已有研究结论大多为生态认知对农户生态补偿支付意愿的总影响效应大于生计资本，那么对于农户生态补偿支付意愿与水平而言，生态认知和生计资本对其直接影响效应究竟哪个更大？生计资本能否通过直接影响生态认知进而间接影响农户生态补偿支付意愿与水平？此外，农户生态补偿支付意愿与水平的提高对其生态认知和生计资本水平有何影响？鉴于此，本文依据DFID可持续生计框架构建生计资本指标体系，运用结构方程模型实证分析生态认知、生计资本及渭河流域农户生态补偿支付意愿与水平的相互影响，并对比生计资本影响农户生态补偿支付意愿与水平的直接路径和间接路径之间的差异，研究结果将为提高农户生态补偿支付意愿与水平，实现流域可持续发展提供科学的决策依据［15］。

二、理论分析与研究假说

认知是人们对所获信息进行筛选、整合和加工的过程，生态认知是指个体对生态环境所形成的总的认识。参考张化楠等［16］将生态认知划分为流域生态治理必要性认知、流域生态补偿政策了解程度等，结合实际调研情况，本文将生态认知划分为农户对改善渭河流域生态环境必要性认知（ECO1）、流域生态补偿实施必要性认知（ECO2）、流域生态补偿政策了解程度（ECO3）、渭河流域生态环境改善心理预期（ECO4）。依据Fishbein和Ajzen［17］在菲什拜因理论中所提及的消费者对环境物品的支付意愿在很大程度上由其对环境的认知和态度所决定的以及行为经济学理论中所强调的个体对事物的认知水平会直接或间接影响其意愿。因此，农户对改善渭河流域生态环境与流域生态补偿实施必要性认知水平越高，对流域生态补偿政策了解越深入，越有信心和能力改善渭河流域生态环境，其生态补偿支付意愿与水平就越高。基于此，提出第一个研究假说：

H1：农户生态认知水平越高，其生态补偿支付意愿与水平越高。

生计指维持生活的手段，个体间生计资本的差异同样造成其生态补偿支付意愿与水平不同。依据英国国际发展部（DFID）提出的可持续生计分析框架，将农户生计资本划分为自然资本、物质资本、金融资本、人力资本和社会资本5种类型［18］。

自然资本指农户可用来维持生计的流域、耕地等自然资源，选取农户拥有的耕地面积（FAM1）作为衡量指标；物质资本指能够长期存在并为农户提供基本生活保障的生产物资，参考张化楠等［16］以居住地情况反映物质资本，选取房屋距渭河河边的距离（FAM2）作为衡量指标；金融资本指可供农户支配的现金及获得的贷款，选取家庭净收入（FAM3）、借贷净收益（FAM4）作为衡量指标；人力资本指存在于劳动者身上的文化知识、科学技能等，选取户主受教育程度（FAM5）、家庭劳动力数量（FAM6）作为衡量指标；社会资本指农户之间的交流与联系，这类生计资本具有辐射带动作用，其丰富度将影响农户对生态补偿政策的信息获取和接受速度，从而影响周边农户对其的响应程度，选取公共事务决策参与程度（FAM7）、与村民的交流程度（FAM8）作为衡量指标。基于此，提出第二个研究假说：

H2：农户生计资本水平越高，其生态补偿支付意愿与水平越高。

生计资本是农户生存和发展的基本物质保障，决定其生态补偿支付意愿与水平，同时也可能对其生态认知产生一定的影响［16］。根据H1，生态认知正向影响农户生态补偿支付意愿与水平，因此生计资本可以通过直接影响生态认知，进而间接影响农户生态补偿支付意愿与水平。基于此，提出第三个研究假说：

H3：生计资本通过直接影响生态认知，进而间接影响农户生态补偿支付意愿与水平。

关于草原生态补偿对牧民生计资本的影响，一些学者认为草原生态补偿会不同程度地改善牧民生计水平，其生计水平会在实施草原生态补偿的短期内有所提高，但从长远看，草原生态补偿很可能使牧民生计陷入困境，降低牧民生计的可持续性［19-20］。据此，农户生态补偿支付意愿与水平的提高可能会加强其对流域生态补偿政策的认可程度，进而提高其生态认知水平。同时，农户生态补偿支付意愿与水平的提高可能会减少其家庭收入和借贷收益，进而降低其生计资本水平。基于此，提出第四个研究假说：

H4：农户生态补偿支付意愿与水平的提高会提高其生态认知水平，降低其生计资本水平。

各变量说明及赋值如表1所示。

潜在变量生态补偿支付意愿与水平变量名称支付意愿（WTP1）平均值0.81标准差0.40支付水平（WTP2）1.40 1.05改善流域生态环境必要性认知（ECO1）流域生态补偿实施必要性认知（ECO2）流域生态补偿政策了解程度（ECO3）流域生态环境改善心理预期（ECO4）耕地面积（FAM1）变量赋值否=0；是=1 0元=0；（0，200元］=1；（200元，400元］=2；（400元，600元］=3；（600元，800元］=4；（800元，+∞）=5不必要=1；不太必要=2；无所谓=3；有必要=4；很有必要=5不必要=1；不太必要=2；无所谓=3；有必要=4；很有必要=5没听说过=1；不太了解=2；有些了解=3；比较了解=4；非常了解=5强烈怀疑=1；比较怀疑=2；不关心=3；比较有信心=4；非常有信心=5（0，2公顷］=1；（2公顷，4公顷］=2；（4，6公顷］=3；（6公顷，8公顷］=4；（8公顷，+∞）=5（0，2 000米］=1；（2 000米，4 000米］=2；（4 000米，6 000米］=3；（6 000米，8 000米］=4；（8 000米，+∞）=5（0，15 000元］=1；（15 000元，30 000元］=2；（30 000元，45 000元］=3；（45 000元，60 000元］=4；（60 000元，+∞）=5小于0=1；等于0=2；大于0=3小学及以下=1；初中=2；高中或中专=3；4.45 0.75 3.50 1.15生态认知1.30 0.63 3.53 1.12 3.02 1.37房屋距渭河河边的距离（FAM2）家庭净收入（FAM3）（收入-支出）借贷净收益（FAM4）（借入-借出）受教育程度（F AM5）家庭劳动力数量（FAM6）公共事务决策参与程度（FAM7）与村民的交流程度（FAM8）1.45 0.81 1.67 0.89 1.56 0.71生计资本大专=4；本科及以上=5 1人=1；2人=2；3人=3；4人=4；5人及以上=5 1.99 0.79 2.22 0.98从来没有=1；偶尔=2；一般=3；较频繁=4；经常=5 2.34 1.07从不=1；偶尔=2；一般=3；较频繁=4；经常=5 2.89 1.09

三、研究区域概况、数据来源与模型构建

（一）研究区域概况

渭河作为黄河的最大支流，发源于甘肃省定西市渭源县，向东主要流经甘肃省天水市、陕西省宝鸡市、咸阳市、西安市、渭南市等地区，最终至渭南市潼关县汇入黄河，河长818千米，河流面积为134 766平方千米。近年来，渭河流域生态环境质量持续下降，然而渭河在黄河流域生态保护和高质量发展中占有极其重要的地位。因此，积极响应《陕西省渭河流域生态环境保护办法》，保护和改善渭河流域生态环境质量，促进人与自然和谐相处，实现经济与社会可持续发展势在必行。

（二）数据来源

本文数据来源于课题组2018年10月在渭河流域甘肃段和陕西段境内开展的入户调研。课题组共抽取甘肃省定西市渭源县和陇西县、陕西省宝鸡市陈仓区和眉县、陕西省渭南市临渭区、经开区和潼关县7个样本县（区）。调研采取随机抽样的方式，首先在每个县（区）选取5个乡（镇），在每个乡（镇）选取7个村庄，然后在每个村庄随机选择约17个农户进行一对一问卷调查，内容主要包括对流域生态环境的看法、农户个人与家庭基本信息等。共计发放并回收问卷590份，问卷有效数为586份，有效率达99.32%。

据统计，受访者具有如下特征：（1）男性比例高于女性，且以51岁及以上中老年人为主，受教育程度集中在初中及以下，家庭劳动力数量多为2人；（2）家庭净收入集中在15 000元以下，借贷净收益多为负值；（3）房屋距渭河河边的距离较近且集中在2 000米以内；（4）80.55%的受访者表示愿意支付生态补偿费用，且以捐款方式参与为主，支付金额集中在200元以下；（5）19.45%的受访者表示不愿意支付生态补偿费用，其中54.39%的受访者因受到家庭经济水平的限制而无法额外支付生态补偿费用。

（三）模型构建

传统的线性回归模型不能有效处理一些抽象的、无法直接测量的潜在变量。结构方程模型（SEM，Structural Equation Modeling）建立在回归模型的基础之上，可以同时处理多个测量变量，且允许潜在变量和测量变量含有测量误差，并将这种测量误差纳入模型进行分析，能较精确地反映出潜在变量与测量变量间的关系［21-22］。由于本文中潜在变量有多个测量变量，宜选用结构方程模型，该模型由结构方程和测量方程组成。结构方程反映了潜在变量之间的关系，具体形式为：

式（1）中，η为内生潜变量，指农户生态补偿支付意愿与水平，β为内生潜变量间的关系；ξ为外生潜变量，指生态认知和生计资本，Γ为外生潜变量对内生潜变量的影响；ς为结构方程的残差项，反映在方程中未能被解释的部分［16］。测量方程反映了潜在变量与测量变量间的关系，具体形式为：

式（2）～式（3）中，X为外生潜变量（生态认知和生计资本）的可测量变量，Y为内生潜变量（农户生态补偿支付意愿与水平）的可测量变量，Λx为外生潜变量与可测量变量间的因子载荷，Λy为内生潜变量与可测量变量间的因子载荷，δ、ε分别为外生和内生潜变量各个可测量变量的测量误差［14，16］。结构方程模型路径框架图如图1所示。

四、结果与分析

（一）信度分析与验证性因子分析

为了确保问卷调查结果的稳定性和一致性，采用Cronbach’sα信度系数对量表信度进行检验。本文运用SPSS22.0软件对问卷整体量表以及“生态补偿支付意愿与水平”“生态认知”“生计资本”3个潜变量的质量进行信度分析，如表2所示。问卷整体的Cronbach’sα信度系数为0.742，且3个潜变量的Cronbach’sα信度系数分别为0.79、0.60、0.66，均在0.60及以上，因此，问卷的可靠性水平较高，可接受样本数据。

根据Fornell和Larcker［23］评价问卷会聚有效性的原则，所有测量变量的标准因子载荷系数均应大于0.5且达到显著水平，因此对潜变量进一步进行探索性因子分析。经检验，3个潜变量的各测量变量的标准因子载荷系数均大于0.6，KMO值为0.772，大于标准水平0.7，且在1%的统计水平上显著。因此，问卷结构效度较好，宜展开因子分析。

变量名称支付意愿支付水平改善渭河流域生态环境必要性认知流域生态补偿实施必要性认知流域生态补偿政策了解程度渭河流域生态环境改善心理预期耕地面积房屋距离渭河河边的距离家庭净收入借贷净收益受教育程度家庭劳动力数量公共事务决策参与程度与村民的交流程度变量代码WTP1 WTP2 ECO1 ECO2 ECO3 ECO4 FAM1 FAM2 FAM3 FAM4 FAM5 FAM6 FAM7 FAM8标准因子载荷0.743 0.721 0.678 0.767 0.712 0.752 0.884 0.739 0.659 0.865 0.705 0.759 0.822 0.811 Cronbach’sα系数0.79 0.60 0.66

（二）模型适配度检验

模型适配度检验可检验预设模型中生态认知和生计资本两个潜变量对农户生态补偿支付意愿与水平的整体显著性情况，因此运用AMOS25.0软件对预设模型的拟合优度进行适配度检验。在参考SEM整体适配度评价指标及标准范围的基础上，采用如下拟合评价指标：简约适配度指标包括卡方自由度比、节俭拟合指数、节俭规范拟合指数；绝对适配度指标包括均方根误差、近似误差均方根、拟合优度指数；增值适配度指标包括规范拟合指数、增值拟合指数、Tucker-Lewis指数、比较拟合指数。拟合评价指标及数值如表3所示。

简约适配度指标增值适配度指标评价指标卡方自由度比 节俭拟合指数>0.5 0.736理想节俭规范拟合指数>0.5 0.714理想绝对适配度指标均方根误差<0.05 0.040理想标准值计算值拟合结果10.9 0.972理想规范拟合指数>0.9 0.915理想增值拟合指数>0.9 0.944理想Tucker-Lewis指数>0.9 0.928理想比较拟合指数>0.9 0.944理想

（三）标准化路径系数估计值分析

通过分析标准化路径系数估计值，可以反映测量模型中各测量变量与所属潜在变量之间的关系。由表4可得：（1）反映生态认知的4个测量变量对农户生态认知的贡献大小从高到低依次为：渭河流域生态环境改善心理预期（0.739）、流域生态补偿实施必要性认知（0.581）、改善渭河流域生态环境必要性认知（0.424）、流域生态补偿政策了解程度（0.015）。这一结果表明，农户对渭河流域生态环境的认知集中在其是否有信心为渭河流域生态环境改善做出贡献以及是否有必要实施渭河流域生态补偿上，这是形成生态价值观的必要前提；（2）反映生计资本的8个测量变量对农户生计资本的贡献大小从高到低依次为：公共事务决策参与程度（0.594）、受教育程度（0.538）、家庭劳动力数量（0.486）、家庭净收入（0.389）、借贷净收益（0.379）、与村民的交流程度（0.367）、房屋距离渭河河边的距离（0.072）、耕地面积（0.023）。这一结果表明，对农户生计资本的考量集中在其社会资本和人力资本上；（3）反映农户生态补偿支付意愿与水平的两个测量变量中，支付水平对其贡献较大（0.925），支付意愿对其贡献较小（0.708）。这一结果表明，对农户生态补偿支付意愿与水平的考量集中在其支付金额上，而不是支付意愿上；（4）生态认知对农户生态补偿支付意愿与水平的路径系数为0.401，生计资本对农户生态补偿支付意愿与水平的影响路径可分为直接和间接两条，其中直接影响效应，即生计资本→生态补偿支付意愿与水平为0.865；间接影响效应，即生计资本→生态认知→生态补偿支付意愿与水平为0.437×0.401=0.175。这一结果表明，生计资本对农户生态补偿支付意愿与水平的直接影响效应大于间接影响效应，这表明渭河流域农户生态补偿支付意愿与水平更易受到生计资本的直接影响，因此，若想提高渭河流域农户生态补偿支付意愿与水平，还需较大程度从生计资本的直接路径方面考虑［14，23-26］。

（四）非标准化路径系数估计值分析

路径非标准化估计结果标准化路径系数估计值生态补偿支付意愿与水平←生态认知生态认知←生计资本生态补偿支付意愿与水平←生计资本生态认知←生态补偿支付意愿与水平生计资本←生态补偿支付意愿与水平生计资本←生态认知改善渭河流域生态环境必要性认知←生态认知流域生态补偿实施必要性认知←生态认知流域生态补偿政策了解程度←生态认知渭河流域生态环境改善心理预期←生态认知耕地面积←生计资本房屋距离渭河河边的距离←生计资本家庭净收入←生计资本借贷净收益←生计资本受教育程度←生计资本家庭劳动力数量←生计资本公共事务决策参与程度←生计资本与村民的交流程度←生计资本支付意愿←生态补偿支付意愿与水平支付水平←生态补偿支付意愿与水平路径系数0.178***0.207***0.975***0.021**-0.068***-0.018 1.000 0.200***0.007***0.221***1.000 0.113***0.720***0.555***0.871***0.996***0.339***0.829***1.000 0.271***标准差0.031 0.032 0.006 0.010 0.019 0.045 0.401 0.437 0.865 0.021-0.067-0.018 0.424 0.581 0.015 0.739 0.023 0.072 0.389 0.379 0.538 0.486 0.594 0.367 0.708 0.925 0.037 0.020 0.037 0.034 0.036 0.029 0.034 0.044 0.041 0.058 0.020

通过分析非标准化路径系数估计值，可以反映结构模型中各潜在变量之间的关系。由表4可得：（1）生态认知和生计资本均在1%的统计水平上显著正向影响农户生态补偿支付意愿与水平，路径系数分别为0.178、0.975；（2）农户生态补偿支付意愿与水平在5%的统计水平上显著正向影响生态认知，在1%的统计水平上显著负向影响生计资本，路径系数分别为0.021、0.068。这一结果表明：渭河流域农户生态补偿支付意愿与水平、生态认知、生计资本三者之间存在着相互影响，生态认知、生计资本水平的提高均有助于提高渭河流域农户生态补偿支付意愿与水平，其中提高生计资本对提高农户生态补偿支付意愿与水平的贡献更大，同时，提高渭河流域农户生态补偿支付意愿与水平会显著提高其生态认知水平，降低其生计资本水平。这可能是由于53.21%的受访者家庭净收入在15 000元以下，56.48%的受访者家庭借贷净收益小于零，根据马斯洛需求层次理论，当其基本的温饱需求得到满足，家庭年收入水平较稳定时，才有充足的资金来改善渭河周边生态环境，提高生活品质，因此，农户生计资本水平决定其生态补偿支付意愿与水平，这一结果证实H1～H4。

五、结论与启示

基于渭河流域甘肃段和陕西段境内586户农户的微观调研数据，运用结构方程模型实证分析生态认知、生计资本及渭河流域农户生态补偿支付意愿与水平之间的相互影响，并对比生计资本影响农户生态补偿支付意愿与水平的直接路径和间接路径之间的差异。结果表明：（1）生态认知和生计资本均显著正向影响农户生态补偿支付意愿与水平，且生计资本对农户生态补偿支付意愿与水平的直接影响效应显著高于生态认知。（2）生态认知在生计资本与农户生态补偿支付意愿与水平之间存在着中介效应，即生计资本可以通过直接正向影响生态认知，进而间接影响农户生态补偿支付意愿与水平。（3）生计资本对农户生态补偿支付意愿与水平的直接影响（生计资本→生态补偿支付意愿与水平）远大于间接影响（生计资本→生态认知→生态补偿支付意愿与水平）。（4）农户生态补偿支付意愿与水平的提高会显著提高其生态认知水平，降低其生计资本水平。

基于以上研究结论，得出如下政策启示：第一，政府应加大财政支持力度，优化财政支出结构，完善排污权、水权等市场化补偿机制，鼓励并引导民间资本的参与，逐步建立政府引导、市场推进、社会参与的多元投融资渠道。除了资金补偿方式外，产业转移、人才培养、共建园区等受益地区向保护地区所提供的多样化横向补偿方式也应当大力提倡。第二，政府应通过电视、互联网等多种媒介加大对流域生态补偿的宣传教育力度，构建公开公正的补偿程序，充分发挥媒体的监督作用，提高农户对流域生态补偿的支持力度和改善渭河流域生态环境的心理预期，进而引导其履行生态补偿义务，提高生态补偿支付意愿与水平。第三，政府应注重培育高素质农民，组织广大农户积极参加技能培训、学历教育等活动，吸引城市各方面人才到农村创业创新，参与乡村振兴和现代农业建设，壮大农村经济，承接适宜产业转移，培育支柱产业，在提高农户收入的基础上提高其生态补偿支付意愿与水平。第四，村长应号召农户积极参加村里的集体活动，鼓励他们在村里的公共事务决策中提出建议，通过加强农户之间的信息交流，拓宽其社会信息的来源渠道，丰富其社会资本以提高生计资本，进而提高其生态补偿支付意愿与水平。