流域生态补偿中的农户受偿意愿研究——以南水北调中线工程陕南水源区为例

周 晨，丁晓辉，李国平，唐萍萍，彭晓邦

（1.西安交通大学经济与金融学院，陕西西安710061；2.陕西理工学院经济与法学学院，陕西汉中723001；3.商洛学院团委，陕西商洛726000）

流域生态补偿中的农户受偿意愿研究
——以南水北调中线工程陕南水源区为例

周 晨1，丁晓辉1，李国平1，唐萍萍2，彭晓邦3

（1.西安交通大学经济与金融学院，陕西西安710061；2.陕西理工学院经济与法学学院，陕西汉中723001；3.商洛学院团委，陕西商洛726000）

研究目的：尝试构建生态服务提供方直接参与的流域生态补偿机制，为生态补偿政策提供数据支持和理论依据。研究方法：运用支付卡式（PC）条件价值法（CVM），以南水北调中线工程陕南水源区的农户问卷调查微观数据为基础，考察水源区农户的基本环境意识和生态补偿受偿意愿，并采取右端截取模型分析农户受偿意愿的影响因素及边际效应。研究结果：在416个有效样本中，406个受访者愿意参与南水北调流域生态补偿，受偿意愿主要集中在700—1000元/年，合计占比49.04%，WTA中位数为900元/年。农户家庭经济社会特征方面的异质性、迁移倾向和决策背景是影响受偿意愿的重要因素，其中，计划迁出农村的农户受偿意愿比不愿意迁出的农户高51.73%，退耕户的受偿意愿比非退耕户低43.14%。研究结论：南水北调中线工程水源区农户具有较好的生态环境意识和较高的受偿意愿，建议在进一步做好退耕还林工程和完善农民迁移制度的基础上，从南水北调中线工程水源区生态环境共同保护和自治管理的角度构建流域生态补偿机制。

土地经济；生态补偿；受偿意愿；条件价值法；南水北调

1 引言

流域生态服务主要包括水质和水量生态服务[1]。流域生态服务具有公共物品特性，上游地区土地所有者通过土地管理和利用决策影响下游水质和水量，流域上游居民保护生态环境的行为会使下游居民受益，而破坏生态环境的行为往往会给下游带来恶果，也即，一个特定流域中的流域生态服务作为一种“公共物品”，具有“上游保护，下游受益；上游污染，下游遭殃”的外部性特征。在国际上，多使用PES（Payment for Ecosystem/ Environmental Services，生 态系统/ 环境服务付费）机制解决流域外部性问题。在该机制下，流域上游地区居民因为提供流域生态服务（水质和水量）而得到流域下游地区生态服务使用方的付费[2]。近年来亚洲地区的PES项目执行情况表明，由于该地区的制度和文化背景差异较大，要使PES同时达到公平和有效的目标，参与个体的行为和决策复杂性是重要影响因素[3]。国内与PES较为通用的概念是生态补偿，但仍没有针对这一概念的统一定义[4]，一般认为生态补偿包括两方面内容：第一，对生态系统提供的生态产品或服务进行付费（补偿）；第二，对污染和破坏生态环境的行为予以控制，实行污染（破坏）者付费（赔偿）[5-6]。

生态服务提供方参与流域生态补偿的受偿意愿（Willing to Accept，WTA）是建立流域上下游间社会经济联系的重要理论基础[7]，也是政府构建流域生态补偿机制的核心议题。近年来，国内外许多学者对生态服务提供方参与生态补偿的受偿意愿及其影响因素进行了研究。Lindhjema等运用CVM方法评估了挪威森林所有者参与生态补偿的偏好和WTA，研究发现农户森林面积、所有权缺失程度与WTA负相关，森林生产率与WTA正相关，因而可优先针对森林面积较小、所有权缺失程度较大、生产率低的农户进行补偿[8]。Rocio 等运用CVM 方法研究了哥伦比亚Andean流域农户参与PES的影响因素，发现生态服务使用方的异质性会对参与意愿产生重要影响[9]。Kaplowitz 等研究发现，基于社区农户参与建立区域性PES 机制具备一定的可行性[10]。徐大伟等在考虑受访者基本特征因素的情况下，利用CVM问卷调查和参数估计方法，估计出辽河流域的农户受偿意愿为350.51元/ 人·年，并建议完善基于公众参与的生态环境保护制度[11]。余亮亮和蔡银莺研究发现农户受教育程度、距离城镇的远近、家庭农业收入占比、对生态环境的认知和改善生态环境期望指数对受偿意愿的金额有正向显著影响，而年龄和家庭年现金收入有负向显著影响[12]。这些研究都表明，作为流域生态服务提供方的流域上游农户具备较好的环境意识和生态补偿意识，农户受偿意愿会因为自身异质性和外部环境的不同而差别较大。

南水北调工程是缓解中国北方水资源严重短缺局面的战略性基础设施，中线工程全长1432 km，于2014年12月正式通水。国内有部分学者探讨了南水北调中线工程的生态补偿问题，如白景锋运用生态系统服务价值评估方法测算出河南水源区因为生态建设而增加的生态系统服务价值为35.4亿元，河南受水区的生态补偿标准分摊额度为1.56亿元/年[13]。周晨等全面评估了南水北调中线工程水源区生态系统服务价值并确立了相应的生态补偿上限标准和分摊机制。周晨和李国平基于支付卡式（PC）条件价值法（CVM）对南水北调中线工程受水区郑州市进行问卷调查，发现受水区居民具备较好的生态环境意识和支付意愿，居民异质性是支付意愿的重要影响因素，建议构建生态服务使用方直接参与的流域生态补偿机制，根据受水区居民真实支付意愿对水源区进行生态补偿[14]。

随着南水北调中线工程的正式通水，水源区人口快速增长和经济社会高速发展，这一区域生态环境保护与区域发展之间的矛盾日益增加。其中，作为生态环境保护实施主体和生态补偿参与主体的水源区农户，其参与生态补偿的意愿和行为是一个复杂的动态过程，是由农户自身、家庭、社会等内外部影响因素共同作用的结果[15-16]，因此，在这一背景下水源区农户参与流域生态补偿的受偿意愿如何，农户生态补偿参与意愿的影响因素有哪些以及具体有多大，至今仍缺少较为明确的研究成果。基于此，本文从南水北调中线工程水源区生态服务供给的角度，采用CVM方法评估水源区农户参与生态补偿、提供水质和水量生态服务的受偿意愿。在控制一些经济环境和内生性因素的条件下，考察农户受偿意愿和参与意愿的影响因素，为生态补偿政策提供数据支持和理论依据。

2 研究方法、调研设计与变量说明

2.1 研究方法

条件价值法（CVM，Contingent Valuation Methods）通过问卷调查的方式，构建假设市场情景引导利益相关方关于生态环境变化或生态服务供给的受偿意愿，是一个相对灵活的受偿意愿评估工具[17-18]。CVM 主要有4 种引导受偿意愿的方式，即支付卡式、投标博弈式、开放式和二分选择式。近年来，这些方式越来越多地被用于引导农户提供水量和水质生态服务的受偿意愿[8-9，19]。与其他三种引导技术相比，支付卡式引导技术有非常明显的优势：第一，受访者的受偿意愿能直接从原始数据得到；第二，支付卡能为受访者呈现一系列用于估计受偿意愿的货币数值，为受访者提供了一个良好的投标环境，不会产生起始点偏误，也不会出现大量的极端异常值[19]。因此，本文将选用支付卡方式引导研究区农户的受偿意愿。

2.2 样本选择与调研设计

首先，在陕西省镇安县回龙镇万寿村对农户焦点团体进行座谈以确定具体的假设情景。然后，通过预调研修正假设情景并确定投标值。基于此，将农户WTA的引导机制确定为：南水北调中线工程通水后，农户保护当地河流、湖泊生态环境的受偿意愿货币值；农户获得补偿的方式是当生态环境保护达到某个基本标准后，政府每年按期把生态补偿基金划拨到家庭专有银行账户上。

样本区域采用分层随机抽样的方法确定，首先把区域范围确定为属于南水北调中线工程水源涵养区的陕南三市（汉中市、安康市、商洛市），然后随机抽取这一区域范围内汉江、丹江及其支流附近的行政村，最后对当地农户进行随机调查。正式调研具体时间在2014年4—5月，采用面对面访谈的形式，共发放并回收问卷471份，通过对收回的调查问卷进行审核并剔除错误样本（例如前后矛盾、信息不全）后，最终得到有效问卷416份。

2.3 变量说明

本文被解释变量是通过问卷调查得到的受访者受偿意愿值。解释变量主要有三类：第一类是描述受访者个人和家庭经济社会特征的变量，主要包括受访者受教育年限、年龄、性别、家庭总人数、家庭上年生活总支出等。第二类是农户迁移倾向，其中务农收入占总收入的比例、是否打算离开农村迁入城镇用以衡量土地吸引力和移民倾向，当地生活时间长度用以衡量农户生活方式偏好。第三类是农户参与流域生态补偿的决策背景，包括政策背景和水源区现状背景。政策背景包括是否参加退耕还林工程、生态补偿政策预期和环境政策了解程度。关于农户水源现状的变量主要有农户居住点与附近水源的距离、家庭生活用水来源和本地保护水源对下游地区水源的影响（表1）。

表1 模型变量说明Tab.1 Variable descriptive statistics

3 农户受偿意愿的典型事实与假说

3.1 受访农户的基本环境意识

从生态服务重要性认知情况看，南水北调中线工程水源区农户对森林、野生动物、河流和鱼类资源等生态服务的认知比较清晰，大多数受访者都表示非常重要、重要或一般，只有少部分农户回答比较不重要或完全不重要，可以看出，大部分农户都能认识到当地流域生态系统提供生态服务的重要性（表2）。

表2 水源区农户的生态环境意识Table.2 The awareness of ecologic and environment of farmer in water source area

从生态环境满意度看，水源区农户仅有18.51%表示“满意”或“非常满意”，另外81.49%的受访者对当地环境“不满意”或持“一般”看法。另外，有77.88%的农户认为当地河流、湖泊等水源的生态环境治理问题“非常急迫”或“急迫”，仅有2.64%的农户认为当地环境治理问题“不急迫”或“不必改善”。可见，一方面水源区农户环境意识在不断提高，对生态环境的要求也越来越高，另一方面水源区的环境治理问题也较为急迫。对于当地生态环境遭到破坏原因，受访农户认为主要是生活垃圾污染、工业污染、农业污染和上游地区带来的污染。

3.2 受访农户的受偿意愿及其分布

水源区农户参与流域生态环境保护、提供水质和水量生态服务可能会使当地丧失一些经济发展权，即在其他条件不变的情况下，当水源区农户为保护生态环境放弃一些农业和工业生产活动时，当地的经济发展水平会放缓，农户福利水平会受到影响。若新的福利水平小于初始福利水平，农户需要得到一定的补偿。因此，水源区农户的WTA＞10， 即作为生态服务提供方的农户愿意获得一个正的补偿以提供水量和水质生态服务。

在416个有效样本中，有406个受访者表示愿意接受南水北调生态补偿，农户受偿意愿主要集中在700—1000元/年之间，合计占比49.04%，受偿意愿的均值为889元/年，中位数为900元/年，其中，有22.6%的受访者WTA在1200元/年以上（表3）。需要说明的是，受访者报告的WTA高于支付卡上限值符合CVM问卷调研过程中的经验事实，因为受访者会采取策略性行为，高报真实WTA，这与支付意愿调研中的抗议性零支付情况一样。

表3 受访者WTA累计频率分布Tab.3 The statistical analysis of farmers’ WTA

在愿意参与流域生态补偿的受访农户中，约一半农户对生态补偿政策实施持悲观预期，认为南水北调中线工程生态补偿政策最终不会实施。主要原因是这些农户认为政府（村委会）不作为或腐败现象不可避免，政策执行难度较大，农民难以拿到（少拿）补偿金。另外，还有10个受访农户表示不愿意接受补偿并且受偿意愿为零，笔者进一步询问了不接受补偿的原因，主要是：第一，受访农户认为补偿金额太少，不足以弥补保护环境带来的发展权和收入损失；第二，受访农户认为政府不作为和村委会腐败会导致农民拿不到补偿金。

3.3 流域生态补偿中关于农户受偿意愿的几个假说

受偿意愿是生态服务提供方在家庭经济社会特征、当前制度背景和环境水平等约束条件下对福利（效用）水平变化的反映。首先，水源区农户作为生态服务提供方，需要牺牲部分发展权保护当地生态环境，但每个农户的（间接）效用函数形式并不完全相同，从而提供水质和水量生态服务的福利水平也不同，这会对受偿意愿产生直接影响。其次，农户迁移倾向也是影响受偿意愿的重要因素。农户迁移将对农村土地利用产生重要影响，土地作为生态服务的载体，其利用方式的改变会影响水源区生态服务提供的价值总量，因此，在中国农村劳动力转移和农村土地利用变化的背景下，对农户迁移倾向的生态环境影响进行考察是有必要的。另外，根据人力资本理论，农户迁移属于一种人力资本投资，若农户存在迁移倾向或已经迁移，会影响农户的收入预期和接受信息的数量和质量，在水源区即将实行流域生态补偿政策的背景下，农户的某些生产和生活行为会发生变化，这改变了农户的福利水平，进而影响农户的受偿意愿；再次，农户决策制度背景和现实背景是影响受偿意愿的重要变量。比如1999年开始在水源区实行的退耕还林工程，以现金补贴、免费提供职业培训与工作信息服务等方式降低了农户参与环境保护的机会成本，增加了农户的收入预期，使得农户更加愿意参与生态补偿项目[22]。另外，当地水源现状反映了农户受偿意愿的决策现实背景，会影响农户的真实受偿意愿。

根据以上分析和基本的经济理论，提出以下假说：H1：农户家庭经济社会特征方面的异质性会对流域生态补偿中的受偿意愿产生潜在影响。H2：农户迁移倾向会对受偿意愿产生影响。在选择迁移的情况下，理性的农户会更愿意选择植树种草等需要较少时间管理的农业生产方式，而不太愿意选择大规模、高强度、对生态环境破坏较大的农业生产方式。H3：农户参与流域生态补偿的决策背景是影响受偿意愿的重要因素。农户是否愿意参与流域生态补偿与退耕还林政策执行效果相关，如果退耕还林补助标准既能合理补偿农户的收入损失，又能保证农户能顺利拿到这笔资金，则农户会积极应对南水北调工程的流域生态补偿政策，受偿意愿将更高。

4 模型设定与实证分析

4.1 计量模型的构建

南水北调中线工程水源区农户因为提供改进的水质和水量生态服务引起自身福利水平变化时，需要有一个正的补偿激励。另外，受访者可能会采取策略性行为高报WTA，本次调研结果显示，有22.6%受访者的受偿意愿高于支付卡上的WTA上限值，即大于1200元/年。若把高于上限值的样本直接纳入或剔除进行分析，估计结果都可能会产生策略性偏误。基于此，为分析高于支付卡上限值的农户样本，本文引入右端截取模型（Censored model）来处理受访者回答的受偿意愿高于支付卡上限值的情况。用一个基本的潜变量来表示所观测的响应yi，右端数据截取模型一般形式如下[21]：

式3中，WTA*是农户提供生态服务的受偿意愿，X是包括农户特征和潜在影响因素在内的向量，β是待估计系数的向量，µ 是随机误差项。

4.2 经验检验结果

本文利用Stata 12.0 软件估计了上文建立的右端截取模型，模型的LR 统计量为72.81，并且，模型在1% 显著性水平下通过似然比检验，说明模型设定较为合理。然后，还估计了解释变量对受偿意愿值的边际影响，具体检验结果如表4。

表4 模型估计结果及边际影响Tab.4 The model estimation results and marginal effects

4.3 假说检验及边际影响分析

第一类，受访居民家庭经济社会特征。这主要是指居民个人和家庭特征等方面的异质性，国内外学者在不同的研究案例中得出的结果往往差异较大[8，11-12，15]。

从受访农户的个人特征看，年龄对农户受偿意愿的影响显著，在10%显著性水平下通过检验。通过在自变量的均值处计算其边际效应，年龄的边际效应为-2.108， 这意味着年龄每增加一岁，受偿意愿将降低2.108%。在新农村合作医疗保障体系逐步完善和城乡养老保险制度一体化的背景下，农村家庭的医疗卫生支出占比下降，收入预期更加稳定，从而降低了农户参与流域生态补偿的受偿意愿。另外，受教育年限对受偿意愿的影响为负，这与大多数研究结果相反，但没有通过显著性水平检验。男性比女性的受偿意愿更高，同样也不显著。从受访农户的家庭特征看，家庭支出变量在1%显著性水平下通过检验，均值处的边际影响为-52.493， 说明家庭支出的对数值每提高1%，受偿意愿降低52.493%。需要注意的是，家庭支出对受偿意愿来说可能是一个具有较强内生性的变量，因此不太适合作为一个解释变量来简单考察它对另一个变量的影响程度。为了做进一步说明，剔除了这一变量进行检验，发现结论与模型1一致，不存在内生性。家庭人数的边际效应显著为23.261，意味着家庭人数每增加一人，受偿意愿将增加23.261%。这可能是由于家庭人数越多，在有限耕地下的收入压力越大，放弃当地发展权并保护水源对他们的福利影响也越大，从而提高了农户的受偿意愿。

第二类，农户的迁移倾向。水源区农户的迁移倾向会对受偿意愿产生重要影响。农户是否准备迁出农村进入城市影响显著，计划迁出的农户受偿意愿比不打算迁出的农户高51.728%。在选择迁移或外出务工的情况下，理性的农户会更愿意选择植树种草等需要较少时间管理的农业生产方式，而不太愿意选择大规模、高强度、对生态环境破坏较大的农业生产方式，这一方面符合流域生态补偿机制中对生态服务提供方保护环境的要求，另一方面也影响了生态服务提供方自身的受偿意愿。

务农收入占总收入比例对受偿意愿影响显著。务农收入占比每提高1%，受偿意愿降低127.48%。水源区农户外出务工的机会越多，对农村土地和农业收入的依赖性就越弱，放弃传统农业生产方式，参与当地生态环境保护的机会成本越低，因此，农户参与生态补偿受偿意愿就越小。

第三类，农户受偿意愿的决策背景。农户对生态环境保护相关政策了解程度变量在10%水平下通过系数检验，且边际效应为正，说明农户越了解相关环境政策，受偿意愿越高。农户对政策期望变量在1%显著性水平下通过检验。从边际效应看，如果农户认为南水北调中线工程的生态补偿政策会付诸实施，其受偿意愿比那些持悲观期望的农户高53.586%。

农户是否参与退耕还林变量在5%显著性水平下通过检验。从模型中的边际效应看，退耕户的受偿意愿比非退耕户的受偿意愿低43.141%。退耕户对参与南水北调中线工程的生态补偿项目的受偿意愿低于非退耕户，可能是因为退耕户对土地的依赖性较弱，参与流域生态补偿的机会成本更低，从而具有较低的受偿意愿。从非退耕户的视角看，耕地本身具有生态服务价值，在一定范围内存在正外部性，需要对其进行额外的生态补偿[24]，从而导致非退耕户的受偿意愿更高。另外，仅从退耕还林政策的示范效应看，2007年以来陕南地区的退耕还林补贴标准仅为每亩125元/年，补偿标准偏低导致了退耕还林政策未对其他的生态补偿项目起到良好示范作用。这既与中国全国性生态补偿项目少、实施难度大的事实相符，也与调研过程中得到经验事实相符。部分受访退耕户认为补偿金不足以弥补保护环境带来的发展权和收入损失，并且，村委会腐败也导致少部分农民未全额拿到退耕还林补贴，而非退耕户因未曾享有过退耕还林收益，因此仍希望参加流域生态补偿，具有相对较高的受偿意愿。

农户居住地距离水源地的远近对受偿意愿的影响在1%的水平下显著，从边际效应看，居住地每远离水源地1 km，受偿意愿至少提高6.67%。农户对于水源保护给下游造成影响的看法在模型3 中显著为负，也就是说，若农户认为当地保护水源对下游来说不重要，其受偿意愿会降低。

4.4 稳健性检验

采用替换被解释变量和剔除解释变量的方法，并运用双边界Tobit和右端截取两种估计手段，对本文建立的模型进行稳健性检验。在分别以被解释变量WTA≥0和WTA＞0以及不同样本量的模型中，上游地区保护水源重要性的变量未通过检验，年龄变量的显著程度下降为10%，政策了解程度和务农收入占比的显著性得到提升，分别为5%和1%。除此以外，本文报告的其他解释变量的显著性水平都没有明显变化。另外，在剔除了家庭支出和是否参与退耕还林两个可能具有内生性影响的解释变量后，除年龄变量不再显著外，其他变量的显著性水平也没有显著性变量，这进一步表明估计结果较为有效地排除了内生性因素的影响，具有较好的稳健性（受篇幅限制，未报告稳健性检验的估计结果，若有需要，可向笔者索要）。

5 结论与建议

本文运用支付卡式（PC）条件价值法（CVM）考察了南水北调中线工程陕南水源区农户的基本环境意识和生态补偿受偿意愿，并采取右端截取模型分析农户受偿意愿的影响因素及边际效应。结果显示：（1）水源区农户拥有较好的生态环境意识，81.49%的农户对当地生态环境现状不太满意，表示应该尽快治理当地河流、湖泊等水源的生态环境破坏问题，这为南水北调中线工程水源区实施生态补偿政策奠定了良好的现实基础。（2）农户受偿意愿主要集中在700—1000元/年，受偿意愿的中位数为900元/年，这为制定具体的流域生态补偿标准提供了依据，有利于推动流域生态补偿机制的建立。但是，农户对流域生态补偿政策预期较为悲观，约一半的农户认为政策不会付诸实践，还有极少数受访者表示不愿意参与流域生态补偿，这说明要在水源区执行生态补偿政策，需要良好的宣传引导和信任机制做支撑。（3）农户家庭经济社会特征方面的异质性、迁移倾向和参与流域生态补偿的决策背景是影响受偿意愿的重要因素。年龄、家庭人数和家庭支出对农户受偿意愿的影响显著；农户的迁移倾向会对受偿意愿产生重要影响。退耕户的受偿意愿比非退耕户的受偿意愿低，说明生态补偿政策在该地区执行相对容易，但政策执行效果则有待提高。

以上研究表明，南水北调中线工程水源区农户具有较好的生态环境意识和较高的受偿意愿，因此，可以尝试基于农户参与构建水源区生态环境共同保护和自治管理制度。（1）针对南水北调中线工程水源区农户较好生态环境意识，应加强政府对水源区生态环境保护的管理和资金投入，以此提高水源区农户生态环境保护的参与程度和共同管理激励；（2）水源区农户具有参与流域生态补偿的良好意愿，因此，应尽快建立受水区和水源区之间生态补偿机制，确定合理的生态补偿标准以激励水源区农户自发、自愿地保护水源；（3）应完善农民迁移体制，改革户籍制度，降低农户对土地和农业收入的依赖性，并继续加强退耕还林政策的执行力度和影响范围，为实现“一江清水北上”提供良好的制度保障。

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（本文责编：仲济香）

Research on Farmers’ Willingness to Accept in Watershed Ecological Compensation: A Case Study of Southern to North Water Transfer Project

ZHOU Chen1, DING Xiao-hui1, LI Guo-ping1, TANG Ping-ping2, PENG Xiao-bang3
（1. School of Economics and Finance, Xi’an Jiaotong University, Xi’an 710061, China; 2. School of Economics and Law, Shaanxi University of Technology, Hanzhong 723001, China; 3. Shangluo University, Shangluo 726000, China）

The purpose of this study is to build eco-compensation mechanism based on ecological service providers directly involved in the watershed, to provide data to support and theoretical basis for decision-makers. Methods of payment card（PC）valuation method（CVM）, household questionnaire to North Water Transfer Project in Southern Water region based on survey microdata to investigate the basic environmental awareness and ecological compensation water area farmers Willingness to accept（WTA）. And take the right interception（Right censored）model farmers Willingness factors and marginal effect. The results indicate thatin the 416 valid samples, 406 respondents were willing to participatein ecological compensation-North Basin, Willingness mainly between 700-1000 yuan per year, together accounting for 49.04%, WTA median of 900 yuan/year. Heterogeneity of rural households aspects of economic and social characteristics, migration tendencies and background is an important factor in the decision Willingness effects, which plans to move out of rural farmers willingness to accept compensation than farmers do not want to move out of high 51.73 percent, farmland households Willingness to 43.14 percent lower than non-farmland households. Conclusions: water resource area farmers have a better awareness of the ecological environment and a higher repayment will, therefore, recommended to further improve the Grain for Green Project and improve the system based on the migration of farmers from the South to North Water Transfer Project Area jointly protect the ecological environment and to build self-management perspective watershed ecological compensation mechanism.

land econony; ecological compensation; willingness to accept; contingent valuation method; Southern to North Water Transfer Project

F301，F062.2

A

1001-8158（2015）08-0063-10

10.13708/j.cnki.cn11-2640.2015.08.009

2015-03-31

2015-07-05

国家社科基金重大项目（12&ZD072）；国家社会科学基金项目（14BJL108）。

周晨（1984-），男，湖南临澧人，博士研究生。主要研究方向为区域可持续发展。E-mail: young5206@163.com