基于选择联合分析法的不同群体环境变动偏好分析

魏同洋 ，靳乐山

(1.中国信息通信研究院 产业与规划研究所，北京 100037；2.中国农业大学 人文与发展学院，北京 100193)



基于选择联合分析法的不同群体环境变动偏好分析

魏同洋1，靳乐山2

(1.中国信息通信研究院 产业与规划研究所，北京 100037；2.中国农业大学 人文与发展学院，北京 100193)

目前，中国环境价值评估领域中基于选择联合分析法的案例未见报道。运用基于选择联合分析法分析城市居民对水环境变化的支付意愿，选取1 040个样本户，实地调查江西省九江市柘林湖下游城市居民对柘林湖水环境变化的支付意愿，结果表明：基于选择联合分析法能够更精确地揭示边际支付意愿的变动，Clogit模型分析结果显示居民对水质改善的偏好高于对供水稳定性改善的偏好；整体样本组不含交叉项模型支付意愿估计结果为17.57元/月/户，含交叉项模型估计结果为17.54元/月/户，是否加入收入与环境属性交叉项对支付意愿估值影响不大。不考虑抗议性群体的分析表明，直接估计样本量的支付意愿会造成估值结果低估；非本地户籍家庭较本地户籍家庭对公共物品“搭便车”的心理更加明显；非环保组的支付意愿要高于环保组的支付意愿；低收入组的边际支付意愿要高于样本整体组，与预期结果不一致，建议进一步深入研究。

环境偏好分析；基于选择联合分析法；边际支付意愿；Clogit模型

支付意愿的评估技术是支付意愿研究中重要的研究课题。在中国支付意愿调查法被广泛应用于环境物品和服务的价值评估领域，然而陈述偏好法中的联合分析法也可以诱导受访者对环境偏好的选择，但是这种方法在中国环境价值评估领域并没有得到广泛的应用。与支付意愿调查法相比，联合分析法有一定优势，表现在支付意愿调查法需要精确地描述环境物品和服务的变化，一旦受访者理解错误则导致选择中出现的问题是无法剔除的。联合分析的选项有不同物品属性的具体信息，受访者根据选择集的不同属性选择其偏好的选项，根据受访者的选择而分析受访者在不同选择集属性之间的权衡。当选择集中有成本或者价格这一因素时，即可评估经济价值。

一、文献回顾

(一)联合分析法回顾

联合分析法在环境经济领域的应用较少但呈增长趋势，是计算边际支付意愿的有效方法，在诱导被访者偏好和环境问题上效果较好[1]。联合分析的理论最早可以追溯至19世纪20年代的Green和Srinivasan，基础概念源于消费者理论，由Lancaster发展，并假定效益可以从物品的特征属性中体现[2]，其主要的含义为物品的整体效用可被分解为物品属性或其带来收益的不同部分，在效用函数中体现为用物品的特点作为效用方程的参数[3]57。联合分析方法快速地演变于20世纪50年代末，60年代被广泛用于市场营销和交通，也有一些成功用于环境领域的案例[4]。Beggs等人较早地将联合分析运用到环境案例研究中[5]；McFadden为离散选择模型从原理到应用做出了巨大贡献[6]；Louviere等人在此研究的基础上提出了选择型联合分析法[7]。被调查者对不同的产品选择集做出选择，选择自己想购买的产品，其场景更符合实际。之后，基于选择的联合分析法(Choice-BasedConjointAnalysis，CBC)开始了应用，TizianoTempesta将选择联合分析运用到景观感知对葡萄酒的质量分析中[8]。

联合分析法于90年代中期引入中国，国内学者运用较多的是排序和评分两大类。符国群等人运用排序联合分析法讨论了品牌、价格和原产地在消费者购买决策中的影响[9]；徐哲等人从消费者产品属性偏好角度对消费者进行了研究[10]；郭琪等人运用排序联合分析法对山东济南市居民进行了家庭节能措施偏好的分析[11]。

(二)支付意愿差异性分析回顾

对于支付意愿差异性的研究，大多数学者仅从整体上分析了支付意愿的影响因素，如魏同洋等人对北京水源地保护支付意愿影响因素的调查[12]；姜宏瑶等人对鄱阳湖周边农户进行受偿意愿及影响因素的调查等[13]，研究中的影响因素大多数为被访者的个人特征变量性别、年龄、收入、教育程度等，也有较少的研究中加入了环保态度环境意识变量、家庭因素等变量。国内研究中较少有文献分析不同限定群体条件下(如地区、性别、收入、教育、环保态度等)影响因素的差异性。如何通过农户对农业废弃物资源化生态补偿支付意愿的调查，即在不同性别、不同农业收入所占比、不同环境知识、不同心理感知等限定条件下，农户的支付意愿及影响因素是有异质性的[14]。Alves等人运用基于选择的联合分析法评估了老年人对当地公园环境属性的偏好[15]。

综上，国外对基于选择的联合分析方法应用较多，且主要用于对非市场物品环境价值的评估，如城市地形、风景区、绿色旅游等外在价值的评估。国内对不同限定条件下群体间的支付意愿及偏好的差异性研究较少，且对基于选择的联合分析方法运用的较少，运用的领域限于医院管理、市场营销领域、有机食品和非转基因食品的消费领域，目前国内还未出现将其用于环境物品价值评估领域的研究。

本文基于九江市备用水源地柘林湖的案例研究，试图弥补国内当前研究的空缺。利用柘林湖下游城市居民的微观调查数据，运用基于选择的联合分析法(CBC)来分析不同群体间的偏好和支付意愿的差异性，将会对后续基于选择的联合分析法在非市场物品的价值评估中提供借鉴和参考。

二、理论分析模型

基于选择的联合分析法分析模型与二分式的CVM和分类的TCM相同，都是基于随机效用模型RUM(Randomutilitymodel)随机效用理论在效用最大化的框架下来描述离散选择。

计量经济模型估计的基础为包括环境服务在内的不同选择水平的效用方程，受访者i面临的最大效用方程为：

Ui=U(xi,qi,ci)

(1)

预算约束线为：

pixi+wi=Ii

(2)

其中xi=(xi1…xil…xin)代表环境物品的数量属性变量向量，qi=(qi1…qil…qin)代表环境物品质量的属性变量向量，ci=(ci1…cil…cin)代表被访者个人特征属性变量向量，Ii为收入，pi为环境物品的价格变量向量，wi为外源性补充的收入变量。

RUM提供估计方程的经验方程为：

Vi=V(pi,qi,ci,Ii-wi)

(3)

RUM的间接效用方程分为可以系统预测和随机两部分，即当被访者选着第j个选择集时其面临的间接效用方程为：

(i=1,2,…,m；j=1,2,…,c)

(4)

(5)

如果被访者选择i而不是k，则Vij-Vik≥0，而被访者选择i选择集的概率为：

(6)

(7)

(8)

对于受访者面临的不同选择，个人的特征变量cij和收入变量Iij是固定不变的，而选择中的环境物品的属性变量qij和价格变量pij是变化的。

(9)

(10)

由于对于不同的选择cij、Iij是固定不变的，因此式(10)可以简化为：

(11)

式(8)可以描述为：

(12)

可以将收入变量Ii与环境物品质量的变化相乘放入分析中，来分析收入对选择的影响，此时估计的方程为：

(13)

当环境物品的质量发生变化时效用的改变可表述为：

(14)

(15)

通过式(13)式(15)可以得出环境物品的质量变化时，受访者的边际支付意愿：

(16)

三、 研究设计

(一)问卷设计

在调查问卷中设置恰当的选项来描述环境物品，但不能设置过多的选项或者呈现过多的关于选项的信息。当提供的信息过多时，尤其是当问卷中涉及许多属性水平时，被访者容易忽视不重要的特征变量，对调查进行主观的简化。

问卷设计之前，通过与当地居民和政府的小组讨论了解九江用水和柘林湖水源的实际情况，并结合先前的调查经验和预调查来确定问卷中联合分析的变量和水平，最终确定3个变量。在没有改善的情况下，柘林湖供水的现状是水质为Ⅱ类水，供水不稳定；如果对水源进行保护后供水水质可能会提高到Ⅰ类水，供水稳定。变量不同的属性水平见表1。支付的成本是在预调查的基础上确定的，为10元、20元。

表1　柘林湖水资源保护属性及其水平范围确定表

表2　正交试验中供水属性及属性水平取值表

采用正交实验设计来设计问卷。正交实验设计能够减少评价数量，采用部分因子正交设计调查问卷中所需要的选项，将一些不切合实际的备选项删除掉，仅保留正交项。根据表2，运用因子设计法2因素2水平和单因素3水平不同状态组合成选择集，共产生22×3=12种选择集。由SPSS软件的OrthogonalDesign板块得出正交表为8种(见表3)，1号选择集为目前水资源的现状，即水质为Ⅱ类水，水量供水不稳定，支付金额为0元；2、4、6、7选择集不符合经济学的基本理论，结合实际研究情况，剔除其中不符合经济学基本理论的4种选择集，确定最终的4个选择集，进入问卷设计进行调查。

表3　实验正交表

注：水质中1代表类水、2代表类水；水量中1代表供水稳定、2代表供水不稳定；支付成本中1代表支付金额为0元、2代表支付金额为10元、3代表支付金额为20元。

因此，基于选择的Conjoint问卷最终保留了4个产品选择集分别是：组合1：Ⅰ类水质供水稳定；组合2：Ⅱ类水质供水稳定；组合3：Ⅰ类水质供水不稳定；组合4：维持Ⅱ类现状供水不稳定，由受访者进行选择。问卷通过预调查，最终确定不同产品选择集的价格，组合1为20元，组合2和组合3为10元，组合4为20元。

(二)调查基本情况

研究中的案例地为修水流域上游的柘林水库，目前为九江市的备用水源。政府计划建设柘林湖水资源综合利用项目，项目建成后向九江市、德安县、星子县、九江县供应原水。项目旨在帮助保护水源、提高九江用水的安全性与稳定性。

研究组于2013年7月在柘林水库下游受益居民地区进行实地调查；调查由预调查和正式调查组成，共发放问卷1 100份，回收有效问卷1 040份，有效率为94.5%；问卷总的发放量与各地区发放量采用分层抽样的原理，综合参考按比例分配原则，其中九江市浔阳区465份、庐山区247份、开发区87份、九江县133份、星子县52份、德安县56份。

四、实证分析

(一)基本的统计信息

被访者的性别比例分布均匀，男、女分别占整体样本的比例为51%、49%；受访者的年龄分布在16岁至80岁之间，45岁及以下占整体样本的64.7%，46～64岁、65岁以上分别占27.2%、8.1%；家庭月收入在500元到500 000元不等，但大部分受访者的家庭月收入在1万元以内，占88.6%,约不到1/5的家庭收入大于1万元。

(二)边际支付意愿的分析

基于全部样本水环境改善支付意愿的影响因素分析结果表明，影响支付意愿的主要因素有收入、性别、年龄、职业稳定性、是否具有环保意识。问卷中设置了教育程度、家里是否有老人和小孩、是否在家中做决策、户籍、家庭人员中是否患有慢性病等变量，但是并没有通过支付意愿影响因素的检验。为了探讨这些变量限定下支付意愿的差异性，本文从以下几个角度和限定条件进行分析：

1.分组依据与说明。

(1)环保意识。为了考察被访者的环保意识，问卷中设置了“从环保的角度考虑，您对一次性筷子的态度”问题。选项为“1.应该禁止一次性筷子；2.限制使用；3.无所谓，维持现状”。如果按问卷设计中的三组划分，单独将每一组作为一类群体来划分，第一组“禁止使用一次性筷子”分析变量不显著，故将群体分为两大组，将选择1和2选项的样本定义为具有环保意识的一组，将选择3选项的定义为不具有环保意识的一组。

(2)收入。依据《2013年九江市国民经济和社会发展统计公报》显示，2012年九江市城镇居民年度人均可支配收入20 330元，则城镇居民人均每月可支配收入为1 694元。本文将月收入小于等于2 000元定义为低收入；2 100～3 200元之间的为中等收入组；3 300～70 000元定义为高收入组。

(3)职业稳定性。文中将职业分为两大类，即稳定组和非稳定组：定义教师、医生、公务员为稳定工作组；个体经营者、企业职员、工人、学生、退休、待业、其他为非稳定组。

(4)年龄。年龄的划分依据联合国世界卫生组织对年龄的划分标准：44岁以下为青年，45～59为中年，60以上为老年。

(5)教育程度。根据问卷调查中的教育选择，将教育程度分为三类：低教育组为初中及以下；中等教育组为高中或中专；高等教育组为大专、本科、硕士。

(6)是否有老人和小孩。对老人和孩子的定义为家庭成员中是否有65岁以上老人、18岁以下的孩子。

(7)慢性病。家庭成员中，是否患有慢性病。

(8)其他。性别、是否有本地户籍、是否在家中做决策等，则根据问卷中被访者的回答来分类。

2.变量的定义。分析设有三个环境物品的属性变量：Δq表示供水水质由Ⅱ类现状提升为Ⅰ类水，ΔS表示供水水量由不稳定提升为稳定，Bid为不同属性组合的定价。在个人特征变量中收入为影响支付意愿的重要因素，因此收入以交叉项的形式出现在分析中，I.Δq为收入与供水水质属性的交叉项，I.ΔS为收入与供水稳定性的交叉项。

3.整体样本分析。运用Stata软件得出了不同组别下Clogit(条件Logit)模型估计结果，由于篇幅原因只列出未分类总样本的估计结果(见表4)。由未分类整体的回归Clogit模型可知，各变量都通过了显著性的检验，且变量的符号跟预期的方向是一致的。收入越高对供水水质的改善和稳定性的提高的接受程度更高，模型中是否加入收入的交叉项对边际支付意愿的影响不大。

表4　未分类总样本条件Logit模型估计结果表

注：***、**、*分别表示Z检验的显著性概率在1%、5%、10%的水平下显著；无星号表示Z检验的显著性概率不显著；括号内为系数的相应Z值。

根据不同组别Clogit模型的估计结果以及公式(16)得出，不同分组限制条件下含交叉项和不含交叉项的对水质变动、供水稳定性变动等环境属性的边际支付意愿，见表5。

在Clogit模型分析中，非本地户籍组、中等收入组、职业稳定组、无老年人和孩子组、含交叉项组、青年含交叉项组回归没有通过显著性检验，故没有列出。

(1)从理论上来讲，支付意愿应该随着收入的增加而增大。本文分析中由于回归显著性的原因是中、低、高三收入组间无法进行比较，但从样本整体与低收入组的比较来看，低收入组的边际支付意愿高于样本整体组，与预期有差异，这可能是因其他因素的影响要超过收入的影响，掩盖了收入的正影响，也可能是由于支付意愿在收入间的波动性造成的。

(2)非环保组的支付意愿要高于环保组的支付意愿，分析结果与预期不一致，这可能与环保意识问题的设置有关，问题没能清晰地区分被访者的环保态度。“一次性筷子”跟“自来水”不同，一次性筷子所体现的环境意识更多的是“利他环境意识”，而自来水是自己家喝的水，有私人物品的特性，包含更多的“利己环境意识”，这表现出了居民对“利己环境态度”和“利他环境态度”上的不同。

表5　不同群体边际支付意愿估计结果表(元/月/户)

注：A代表不含交叉项的模型；B代表含收入交叉项的模型，依据样本户的平均收入来计算收入交叉项中的边际支付意愿。

(3)因非本地户籍组的变量没有通过显著性检验，只列出本地户籍组的回归和边际支付意愿的结果。尽管在支付意愿的影响因素分析中，户籍因素并没有通过显著性检验，但通过本地户籍组和非本地户籍组的分组分析发现，本地户籍组的边际支付意愿要高于未分组整体的边际支付意愿，这表明与非本地户籍家庭相比本地户籍的家庭更倾向于高支付。非本地户籍家庭有更高的流动性，短暂在某地的停留，对公共物品“搭便车”的心理更加明显。

(4)不稳定职业群体组与样本整体组的支付意愿估值结果相差不大，表明职业的稳定性对支付意愿的估值影响不大。非决策组的支付意愿要高于决策组的支付意愿，这与预期相一致，愈是做决策，愈会慎重考虑每一笔钱的开支。慢性病组比非慢性病组的边际支付意愿要高，家庭成员中患有慢性病的家庭更注重家庭饮食和饮用水的品质，更倾向于健康的生活方式。

(5)在年龄的分组中，中年的支付意愿最高。从不含交叉项组水质变动的支付来看，中年组的支付最高，高于老年组高于青年组；从含收入交叉项的分析看，中年组最高，高于青年组高于老年组；中年组承担着更多的家庭与社会责任，且具有较强的经济实力，更加注重生活环境与质量，这与有老人和小孩组的家庭支付意愿要略高于样本整体组相呼应，表明有老人和小孩的家庭支付意愿要稍高。

4.非抗议性样本分析。根据受访者对零支付的选择以及拒绝支付的回答，筛选出CBC问卷中抗议性支付的群体111个样本，删除抗议性群体111份，占有效问卷的10.67%，对剩余的样本量进行分析。由估计结果得出非抗议性群体的边际支付意愿以及总体支付意愿；不含交叉项与含交叉项模型估计结果相差不多，表明有无交叉项对估值结果没有太大的影响；整体样本的支付意愿估计结果不含交叉项为17.57元，含交叉项为17.54元；非抗议性群体的支付意愿高于未分类整体群体的支付意愿，这表明如果不考虑抗议性群体的零支付，直接估计样本量的支付意愿会造成估值结果低估。

表6　非抗议性群体支付意愿估计结果表(元/月/户)

五、讨 论

第一，联合分析法能够更加清晰地分析不同属性不同水平的支付意愿的差异性。居民对水环境变动属性偏好不同，对水质改善的偏好高于对供水稳定性改善的偏好，且不同群体间的边际支付意愿差异是不同的。在问卷设计中可以加入其他的属性变量，以了解更多的属性对支付意愿的影响。

第二，限制条件下估计的结果与预期或变量对支付意愿影响因素的符号不一致，这可能是因为每一样本组都是不同属性不同因素的集合体，其他变量对支付意愿的影响因素可能会掩盖分组变量对支付意愿的影响。因此，直接估计支付意愿的影响因素可能是有偏的，需要与更细致的分组分析相结合。

第三，问卷中设置了职业稳定性、是否具有环保意识、家中是否有老人和小孩、是否在家中做决策、户籍、家庭人员中是否患有慢性病等变量，细化不同因素对支付意愿的影响因素、不同群体间的支付意愿的分析。研究发现，环保意识、户籍、家中是否有老人和小孩、家庭中是否有慢性病患者是影响支付意愿的显著因素，是后续研究中应当考虑的因素。收入变量对支付意愿的波动性的变化，还有待进一步深入研究。

第四，基于选择的联合分析法对支付意愿的估计中，是否含有收入交叉项对结果没有影响，是否考虑非抗议性群体会影响估值结果，如果不删除抗议性群体会造成对结果的高估。因此，基于选择的联合分析法估值中也需明确是否包含抗议性群体。

[1]AlrikssonS,öbergT.ConjointAnalysisforEnvironmentalEvaluation[J].EnvironmentalScienceandPollutionResearch，2008(3).

[2]RatchfordBT.TheNewEconomicTheoryofConsumerBehavior:anInterpretiveEssay[J].JournalofConsumerResearch, 1975 (2).

[3]LouviereJJ.ConjointAnalysis.AdvancedMethodsofMarketResearch[M].BagozziRP.Cambridge:BlackwellPublishers, 1994.

[4]LuceRD,TukeyJW.SimultaneousConjointMeasurement:ANewTypeofFundamentalMeasurement[J].JournalofMathPsychology，1964(1).

[5]BeggsS,CardellS,HausmanJ.AssessingthePotentialDemandforElectricalCars[J].Econometrics，1981 (17).

[6]McFaddenD.ContigentValuationandSocialChoice[J].AmericanJournalofAgriculturalEconomics,1994(76).

[7]LouviereJ,WoodworthG.DesignandAnalysisofSimulatedConsumerChoiceorAllocationExperiments[J].JournalofMarketingResearch,1983,20(11).

[8]TempestaT,GiancristofaroRA,CorainL,etal.TheImportanceofLandscapeinWineQualityPerception:AnIntegratedApproachUsingChoice-BasedConjointAnalysisandCombination-BasedPermutationTests[J].FoodQualityandPreference，2010(7).

[9]符国群，佟学英. 品牌、价格和原产地如何影响消费者的购买选择[J].管理科学学报，2003(6).

[10]徐哲，房婷婷，苏文平.组合分析法在消费者产品属性偏好研究中的应用[J].数量经济技术经济研究，2004(11).

[11]郭琪，樊丽明.城市家庭节能措施选择偏好的联合分析——对山东省济南市居民的抽样调查[J].中国人口·资源与环境，2007(3).

[12]魏同洋，靳乐山.城市水源地保护支付意愿及影响因素研究——以北京水源地延庆为例[J].统计与信息论坛，2014(6).

[13]姜宏瑶，温亚利.基于WTA的湿地周边农户受偿意愿及影响因素研究[J].长江流域资源与环境，2011(4).

[14]何可，张俊飚，田云.农业废弃物资源化生态补偿支付意愿的影响因素及其差异性分析——基于湖北省农户调查的实证研究[J].资源科学，2013(3).

[15]AlvesS,AspinallPA,ThompsonCW,etal.PreferencesofOlderPeopleforEnvironmentalAttributesofLocalParks:TheUseofChoice-BasedConjointAnalysis[J].Facilities，2008(11/12).

EstimateonDifferentGroups'PreferencesforWaterEnvironmentalChangesUsingChoice-basedConjointAnalysis

WEITong-yang1,JINLe-shan2

(1.IndustryandPlanningResearchInstitute,ChinaAcademyofInformationandCommunicationsTechnology,Beijing100037,China;2.CollegeofHumanitiesandDevelopmentStudies,ChinaAgriculturalUniversity,Beijing100193,China)

Choice-Basedconjointanalysiswasnotappliedintothefieldofenvironmentalvaluationinchina,atthiscontext,ZhelinLakeasacasestudyisusedinthispaper.Asampleof1040urbanhouseholdsinthedownstreamofZhelinLake,adrinkingwatersourceforJiujiangMunicipality,wereinterviewedfortheirwillingnesstopayforchangesinthewaterenvironmentoftheZhelinLake.Choice-basedConjointanalysiswasusedtoestimateurbanhouseholds'willingnesstopay(WTP)fortheenvironmentchange.ItindicatedthatChoice-basedconjointanalysiscouldbetterestimatethemarginalWTP.Clogitmodelresultsshowthatdownstreamhouseholdsweremoresensitivetothewaterqualityimprovementratherthanstabilityofwatersupply.TheWTPofwholesamplegroupmodelwithoutcross-termis17.57CNYperhouseholdpermonth, 17.54CNYperhouseholdpermonthestimatedbymodelwithcross-term.Inclusionofcross-termofincomeandchangesinenvironmentalattributesinthemodelanalysishaslittleimpactsonthevaluationofwillingnesstopay.WTPvariesacrossgroupsandcontributingfactorsincludeenvironmentalawarenessforone'sowninterests,altruistenvironmentalawareness,whetherornotfromafamilywithchronicpatients,income,gender,hukou,age,whetherornotfromafamilywitholdmembersorkids,stablejob,decisionmakinginafamily.TheWTPofnotenvironment-friendlygroupishigherthanthatofenvironment-friendlygroup.TheWTPoflow-incomegroupishigherthanthatofthewholesample.Thesedonotconformtoexpectationsandmorestudiesareneeded.

environmentalpreferencesanalysis；choice-basedconjointanalysis；marginalWTP；Clogitmodel

2015-11-27；修复日期：2016-05-10

国家社会科学基金项目《美丽乡村建设中乡村记忆旅游产品创新开发研究》(15BGL117)；亚洲开发银行《江西柘林湖水资源综合利用技术援助项目》(ADBTA-8201)

魏同洋，女，河北保定人，区域经济学博士，工程师，研究方向：环境价值评估，生态补偿；

F062.2

A

1007-3116(2016)08-0085-07

(责任编辑：郭诗梦)

靳乐山，男，河南新郑人，教授，博士生导师，研究方向：自然资源管理，生态补偿。

【统计调查与分析】