公眾參與生態(tài)功能區(qū)建設的支付意愿評價模型構建1)
——以東北重點生態(tài)功能區(qū)為例

王坤 李曉 李英

(東北林業(yè)大學，哈爾濱，150040) (遼寧大學)

東北重點生態(tài)功能區(qū)，是維護良好生態(tài)及生物多樣性的重要保障，所以關于公眾對生態(tài)建設支付意愿的研究成為學者們關注的重點。關于支付意愿的界定，業(yè)內(nèi)已經(jīng)取得了共識，即支付意愿(WTP)，是指買者為某種物品愿意支付的最高價格[1-2]。公眾對生態(tài)功能區(qū)建設的支付意愿，是指人們參與生態(tài)功能區(qū)建設愿意支付的最高額度。支付意愿，除了受個人因素的影響以外，還受區(qū)域環(huán)境因素的影響，揭示支付意愿與影響因素的影響機制對政府制定生態(tài)補償方案具有重要的指導意義。

近年來，以湖泊流域、國有林區(qū)等生態(tài)功能區(qū)建設為例，從支付意愿影響因素的個體層面[3-13]、環(huán)境層面[14-15]的生態(tài)補償研究取得了豐碩的成果，并構建了影響公眾支付意愿的評價模型。研究結果表明，公眾的支付意愿和行為產(chǎn)生過程中，受區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展狀況、教育發(fā)展水平的制約。但模型中所選評價指標，僅僅是從不同區(qū)域個體差異對公眾所在區(qū)域、資源稟賦、社會條件的定性分析，針對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展指標對支付意愿的影響進行定量分析的較少。

公眾的支付意愿受公眾自身層面的主觀意愿(關注度、重視度、滿意度)、自身的社會經(jīng)濟特征(性別、年齡、居住地、受教育程度、月收入水平)的影響，在測算補償標準時，必須考慮地方經(jīng)濟發(fā)展水平、收入水平、文化差異。為此，本研究將評價區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平的評價指標(如消費價格指數(shù)、人均總值、地區(qū)總值增長率、人均教育費用支出、人均社會保障補助支出、城鎮(zhèn)職工平均工資、教育從業(yè)人員比例)納入評價模型中，運用多層統(tǒng)計分析方法構建個體以及區(qū)域整體兩個層面對生態(tài)功能區(qū)建設的公眾支付意愿的評價模型；在挖掘公眾個人支付意愿影響因素的同時，更精確地識別影響公眾參與生態(tài)補償行為的影響因子，進一步挖掘區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平對公眾參與生態(tài)建設支付意愿影響機理的同時，測算出制定符合地域特色的補償標準。旨在為生態(tài)功能區(qū)建設的有效開展、生態(tài)補償標準的制定和生態(tài)服務價值評估提供參考。

1 研究方法

1.1 對受訪者主觀特性調(diào)查內(nèi)容的設計

本研究是公眾參與森林生態(tài)建設受主觀意愿影響的后續(xù)研究，是在李曉等[7]開發(fā)的公眾參與森林生態(tài)建設的主觀意愿調(diào)查內(nèi)容基礎上，對研究對象主觀意愿進行調(diào)查。該調(diào)查內(nèi)容依據(jù)大、中、小城市及森林生態(tài)效益直接受益地區(qū)和非直接受益地區(qū)普遍存在的主觀意愿共性特點進行設計，依照李克特五點計分法進行計分(見表1)。在10項主觀意愿調(diào)查內(nèi)容基礎上，編制含有人口統(tǒng)計學(包含性別、年齡、受教育程度、居住地、月人均收入等)、主觀意愿、意愿支付金額等調(diào)查內(nèi)容[3-17](見表2)。

表1 對受訪者主觀特性調(diào)查內(nèi)容及計分方法

表2 受訪者基本情況

1.2 影響支付意愿的區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展指標的選取與編碼

在借鑒相關文獻[3]的基礎上，考慮公眾個體支付行為決策的感知之間存在著共變性的復雜關系，且公眾對生態(tài)功能區(qū)建設的關注度、重視度、滿意度等三維度符合間接影響因素主觀意愿二階模型建構，且擬合良好，因此，將所有指標組中心化，并重新編碼，S(性別)、N(年齡)、V(受教育程度)、R(居住地)、P(月收入水平)、Q(主觀意愿)；將環(huán)境指標重新編碼，A(消費價格指數(shù))、B(人均總值)、C(地區(qū)總值增長率)、D(人均教育費用支出)、E(人均社會保障補助支出)、F(城鎮(zhèn)職工平均工資)、G(教育從業(yè)人員比例)。

1.3 數(shù)據(jù)來源

本研究以東北生態(tài)功能區(qū)常駐人口、流動人口、周邊村屯人口為研究對象，按照直接受益地區(qū)、間接受益地區(qū)劃分，從遼、吉、黑3省8市(哈爾濱市、齊齊哈爾市、牡丹江市、佳木斯市、長春市、吉林市、集安市、沈陽市)按照抽樣調(diào)查的原則，發(fā)放問卷1 500份，確保了回收數(shù)據(jù)的普適性、代表性。調(diào)查問卷的調(diào)查結果可顯示不同地區(qū)生態(tài)功能區(qū)建設的公眾個體支付意愿的差異性，回收有效問卷1 010份。公眾對生態(tài)功能區(qū)建設支付意愿的大小，不僅受公眾個體層面因素的影響，還受地域經(jīng)濟發(fā)展以及環(huán)境因素的影響。公眾個體特征與所在區(qū)域整體特征的不同，其支付意愿具有差異，因此，公眾個體層面特征數(shù)據(jù)通過調(diào)查問卷獲得，而區(qū)域整體層面經(jīng)濟發(fā)展指標數(shù)據(jù)均來自于中國國家統(tǒng)計局(見表3)。

1.4 公眾支付意愿的多層線性模型構建

多層線性模型基本原理：已有研究成果表明，不同區(qū)域的公眾對生態(tài)功能區(qū)建設的支付差異顯著；說明公眾個體的支付行為，既受公眾自身特征的影響，也受其所處區(qū)域的經(jīng)濟環(huán)境影響。已有研究，多數(shù)采用傳統(tǒng)的回歸分析，很難將影響支付意愿的個體自身特征所造成的差異和所處區(qū)域經(jīng)濟環(huán)境所造成的差異區(qū)分開來。因此，本研究選擇多層線性模型法構建影響東北重點生態(tài)功能區(qū)建設支付意愿的模型，從公眾個體水平層面、區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展整體水平層面進行分層分析。通過對同一個區(qū)域內(nèi)的公眾對生態(tài)功能區(qū)建設支付意愿進行組內(nèi)分析，整合各個區(qū)域內(nèi)的個人數(shù)據(jù)進行分組，進行組間分析；在此基礎上，對所有數(shù)據(jù)進行總體分析，探討公眾個體特征(組內(nèi))、區(qū)域經(jīng)濟環(huán)境因素(組間)及二者交互作用對公眾支付意愿的影響。多層線性模型，既可規(guī)避傳統(tǒng)回歸分析中方差齊性、獨立性檢驗，還可對不同層次影響因素對評價指標作用的變化規(guī)律進行分解分析，因此建立多層線性模型是一種更加符合現(xiàn)實情況的數(shù)據(jù)分析方法[18]。公眾個人特征對支付意愿的回歸模型為WPij=β0j+…+βijXij+γij，區(qū)域經(jīng)濟指標對β0j、βij的回歸模型為β0j=γ00+υ0j+γ、βij=γi0+υij+γ，i、j為第i個區(qū)域經(jīng)濟指標對應的第j個個體特征；合并兩個模型后，得到最終公眾參與生態(tài)功能區(qū)建設支付意愿的多層線性模型。

表3 開展問卷調(diào)查工作的城市主要社會經(jīng)濟指標

考慮到同一城市的公眾對生態(tài)功能區(qū)建設支付意愿，比不同城市的公眾支付意愿相似的可能性更大，因此本研究認為，不同城市公眾對生態(tài)功能區(qū)建設支付意愿的回歸模型是不同的，且每一個回歸模型都有其自身的回歸系數(shù)(即各影響因素對支付意愿影響的比率)和初始值(即各個地區(qū)公眾支付意愿的初始值)。在多層線性模型分析過程中，首先通過問卷測得主觀意愿及人口統(tǒng)計學指標，再將個體層面影響因素(即主觀意愿及人口統(tǒng)計學指標)和整體層面影響因素進行總均值中心化，從而使得各區(qū)域支付意愿初始值和各影響因素對支付意愿影響的比率以及預測因子交互作用的評價更具有意義[19]。

根據(jù)以上分析，應用HLM7.0構建公眾對生態(tài)功能區(qū)建設的多層線性模型。

(1)零模型。首先建立不含評價指標的兩層次模型，分析公眾對生態(tài)功能區(qū)支付意愿在區(qū)域?qū)用孀儺惖娘@著性；若公眾對參與生態(tài)功能區(qū)的支付意愿受區(qū)域經(jīng)濟環(huán)境整體水平的影響顯著，則需進行下一步研究。

零模型：Wp=γ00+υ0+γ。

式中：Wp為支付意愿；γ00為支付意愿初始值；υ0為區(qū)域經(jīng)濟指標對個體特征影響誤差項；γ為個體特征對支付意愿影響的誤差項。

(2)隨機效應模型。分析公眾個體層面的生態(tài)功能區(qū)建設主觀意愿對支付意愿的影響及該影響在區(qū)域?qū)用娴牟町愋裕唧w分析性別(S)、年齡(N)、居住地(R)、教育程度(V)、月收入(P)、主觀意愿(Q)對支付意愿(Wp)的影響。以支付意愿(Wp)作為評價指標，將性別(S)、年齡(N)、居住地(R)、教育程度(V)、月收入(P)、主觀意愿(Q)加入到模型二的第一層中，建立不含區(qū)域?qū)用嬖u價指標的兩水平隨機效應回歸模型。

WP=γ00+γ10S+γ20N+γ30V+γ40R+γ50P+γ60Q+υ0+υ1S+

υ2N+υ3V+υ4R+υ5P+υ6Q+γ。

式中：Wp為支付意愿；γ00為支付意愿初始值；γ10～γ60為各個體特征對支付意愿的影響系數(shù)；υ0為區(qū)域個體特征初始值誤差項；υ1～υ6為區(qū)域經(jīng)濟指標對個體特征影響的誤差項；γ為個體特征對支付意愿影響的誤差項。

(3)全模型。在隨機效應模型基礎上，將區(qū)域?qū)用嬷笜?作為評價指標加入到第二層中，構建支付意愿(包含個體層面和區(qū)域整體層面指標)全模型，并根據(jù)區(qū)域經(jīng)濟指標對個體特征各影響因素影響的初始值(總均分值差異)以及其對個體特征各影響因素影響比率的分析，進一步說明區(qū)域?qū)用嬗绊懸蛩貙€體層面指標的間接影響。建立公眾對生態(tài)功能區(qū)建設支付意愿的多層線性全模型，分析消費價格指數(shù)(A)、人均總值(B)、地區(qū)總值增長率(C)、人均教育費用支出(D)、人均社會保障補助支出(E)、城鎮(zhèn)職工平均工資(F)、教育從業(yè)人員比例(G)對支付意愿(Wp)的影響。

Wp=γ00+γ01A+γ02B+γ03C+γ04D+γ05E+γ06F+γ07G+

γ10S+γ20N+γ21(A×N)+γ22(B×N)+γ23(C×N)+γ24(D×N)+γ25(E×N)+γ26(F×N)+γ27(G×N)+γ30(V)+γ40(R)+γ11(A×R)+γ12(B×R) +γ13(C×R)+γ14(D×R)+γ15(E×R)+γ16(F×R)+γ17(G×R)+

γ50(P)+γ51(A×P)+γ52(B×P)+γ53(C×P)+γ54(D×

P)+γ55(E×P)+γ56(F×P)+γ57(G×P)+γ60(Q)+γ61(A×Q)+γ62(B×Q)+γ63(C×Q)+γ64(D×Q)+γ65(E×Q)+γ66(F×Q)+γ67(G×Q)+υ0+γ。

式中：Wp為支付意愿；γ00為支付意愿初始值；γ01～γ07為受區(qū)域經(jīng)濟指標影響后的個體特征對支付意愿的影響系數(shù)；γ10～γ60為區(qū)域經(jīng)濟指標對個體特征影響支付意愿程度的影響系數(shù)；γij(i=1～6、j=1～7)為第j個個體特征受第i個區(qū)域經(jīng)濟指標影響的影響系數(shù)；υ0為區(qū)域個體特征初始值誤差項；γ為個體特征對支付意愿影響的誤差項。

2 結果與分析

2.1 調(diào)查問卷基礎數(shù)據(jù)統(tǒng)計

本研究對東北生態(tài)功能區(qū)直接受益地區(qū)(黑龍江省、吉林省部分城市)、非直接受益地區(qū)(遼寧省沈陽市)共計8個城市1 500名受訪對象進行了參與生態(tài)功能區(qū)建設支付意愿的相關問卷調(diào)查，經(jīng)過初測和重測，回收問卷1 231份，去除無效問卷221份，回收有效問卷1 010份，有效率67.33%。男女性別比例為49.5∶50.5，受試對象為具有行為能力的19歲以上成年人，年齡、受教育程度等峰度值均在0.3～0.6之間，呈正態(tài)分布；受訪對象以城市居民為主，城市、周邊村屯、省內(nèi)流動人口、省際流動人口占比為60.7∶16.6∶14.4∶8.3；受訪對象平均月收入呈現(xiàn)出近省會城市收入高于遠省會城市。經(jīng)計算，公眾對生態(tài)功能區(qū)建設支付意愿評價指標體系的初測信度的克朗巴哈系數(shù)(Cronbach’sα)為0.853，重測過程中增加了樣本量，α=0.874，說明問卷具有良好的內(nèi)部一致信度。

2.2 不同城市間支付意愿的差異性

對采集的樣本數(shù)據(jù)進行單因素方差分析，檢驗支付意愿在不同城市之間的差異性。由見表4可見：支付意愿，組間均方值17.281、方差4.812、組間差異顯著性0，表明支付意愿在不同城市之間差異極其顯著。

表4 支付意愿在不同城市之間的差異性檢驗

2.3 區(qū)域經(jīng)濟指標對支付意愿的影響

在零模型中，HLM7.0軟件統(tǒng)計輸出結果為：有效樣本容量n=1 010、組間方差τ0=0.662、組內(nèi)方差σ2=3.481。計算公眾對生態(tài)功能區(qū)建設支付意愿的組間相關系數(shù)(Cic(1))，Cic(1)=τ0/ (τ0+σ2)=0.159 78，介于0～0.50之間，因此需計算組內(nèi)相關系數(shù)(Cic(2))，Cic(2)=nCic(1)/{1+(n-1)Cic(1)}=0.995 7。

當Cic(1)介于0～0.50時，區(qū)域?qū)用婢当仨氁远鄠€城市受訪對象的調(diào)查結果計算[20]；Cic(2)是分析公眾支付意愿區(qū)域?qū)用嬖u價指標與個體層面評價指標間關系的必要條件，Cic(2)= 0.995 7>0.70，即使影響因素與評價指標的Cic(1)=0.01，說明較低層次的變異有1%來自于組間方差，依然可以在整體層面中分析評價指標與影響因素之間的關系。本研究中Cic(1)= 0.159 78，說明對公眾支付意愿的影響有15.98%來源于區(qū)域整體層面因素的影響[21-24]。因此客觀評價公眾對參與生態(tài)功能區(qū)建設的支付意愿受區(qū)域經(jīng)濟環(huán)境整體水平的影響，需要對以往支付意愿研究僅限于公眾個體層面的研究加以修正，即需要將區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展整體層面影響因素納入到模型中，加以分析并確定對公眾支付意愿的影響因素。

2.4 公眾個體特征對支付意愿的影響

隨機效應回歸模型構建是在零模型的基礎上，納入公眾支付意愿的個體層面影響因素，進一步分析公眾個體的人口社會經(jīng)濟特征對支付意愿的影響(見表5)。

表5 個體特征對支付意愿影響的隨機效應回歸結果

由表5可見：性別(S)、年齡(N)、居住地(R)的估計值、t值均為負值，與支付意愿呈負相關，即男性的支付意愿高于女性；老年人低于年輕人；省際外來流動人口對生態(tài)功能區(qū)建設資產(chǎn)支付能力低于省內(nèi)外來流動人口，且二者低于村屯常住人口，更低于城市居民。受教育程度(V)的估計值、t值為正值，表明隨著學歷的提升，支付意愿相對提高。但上述4個影響因素的固定效應，在95%的置信區(qū)間上對支付意愿均無顯著影響。隨機效應分析結果表明：不同區(qū)域的居民，對生態(tài)功能區(qū)建設的支付意愿受其月收入和其對重點國有林區(qū)支付意愿的主觀意愿影響；隨機效應模型的區(qū)域支付意愿初始值(β0)隨機變異達到了極其顯著水平，表明公眾對生態(tài)功能區(qū)建設的支付意愿存在顯著的地域差異；因此，將整體水平影響因素納入評價指標體系，進一步確定了整體水平影響因素對支付意愿的影響。公眾家庭月收入(P)、主觀意愿(Q)與支付意愿呈正相關，且在置信區(qū)間內(nèi)達到顯著或極其顯著水平，即公眾家庭月收入、主觀意愿對公眾對生態(tài)功能區(qū)建設支付意愿具有顯著影響。

2.5 公眾個體特征和區(qū)域經(jīng)濟指標及其交互作用對支付意愿的影響

依據(jù)隨機效應方程模型結果，將隨機效應沒有顯著影響的影響因素(S、V)設為固定項，其余有影響的影響因素納入全模型方程進行分析(見表6)。

表6 所有影響因子對支付意愿影響的全模型回歸結果

續(xù)(表6)

將所有影響因素納入全模型，發(fā)現(xiàn)區(qū)域?qū)用嬲w水平影響因素(人均總值(B)、地區(qū)總值增長率(C)、均教育費用支出(D)、教育從業(yè)人員比例(G)等)對支付意愿的影響均不顯著，可以在全模型回歸方程模型中剔除該影響因素；性別(S)對公眾支付意愿的回歸系數(shù)失去了影響，受教育程度(V)對公眾支付意愿的回歸系數(shù)存在邊際顯著影響，可以固定個體層面性別(S)、受教育程度(V)，納入?yún)^(qū)域?qū)用嬷笜讼M價格指數(shù)(A)、人均社會保障補助支出(E)、城鎮(zhèn)職工平均工資(F)后，分析性別(S)、受教育程度(V)對支付意愿回歸系數(shù)的影響；個體層面年齡(N)的加入，整體層面消費價格指數(shù)(A)、人均社會保障補助支出(E)對支付意愿的回歸系數(shù)存在顯著的影響，但加入城鎮(zhèn)職工平均工資(F)對支付意愿的回歸系數(shù)不存在顯著的影響；居住地(R)加入整體層面后，同樣對公眾支付意愿無顯著的影響；月收入(P)，只有加入城鎮(zhèn)職工平均工資(F)才存在顯著的影響；主觀意愿(Q)加入，整體層面所有影響因素均存在顯著的影響。因此剔除對支付意愿無顯著影響的影響因素，對公眾支付意愿的影響因素全模型回歸方程進行修正。

個體層面：Wp=β0+β1(N)+β2(V)+β3(R)+β4(P)+β5(Q)+γ。

整體層面：β0=γ00+υ0；β1=γ10+γ11(A)+γ12(E)；β2=γ20；β3=γ30；β4=γ40+γ41(F)；β5=γ50+γ51(A)+γ52(E)+γ53(F)。

修正后的公眾對生態(tài)功能區(qū)建設支付意愿影響因素全模型回歸方程一般模式：Wp=γ00+γ10(N)+γ11(A×N)+γ12(E×N)+γ20(V)+γ30(R)+γ40(P)+γ41(F×P)+γ50(Q)+γ51(A×Q)+γ52(E×Q)+γ53(F×Q)+υ0+γ。

剔除無顯著影響的影響因素后，得到修正后的公眾支付意愿的影響因素全模型參數(shù)(見表7)。

表7 修正后公眾支付意愿影響因素全模型回歸結果

結合全模型和修正模型運行結果表明：①個體水平性別(S)和整體水平人均總值(B)、地區(qū)總值增長率(C)、人均教育費用支出(D)、教育從業(yè)人員比例(G)對支付意愿均無顯著影響。②個體水平年齡(N)、受教育程度(V)、居住地(R)，在隨機效應回歸模型分析過程中顯著性系數(shù)均大于0.05，納入整體水平影響因素的修正后模型結果顯示，公眾個體層面，年齡(N)、受教育程度(V)、居住地(R)顯著性系數(shù)，分別從0.069、0.059、0.083變?yōu)?.049、0.023、0.037，回歸系數(shù)分別從-0.050 113、0.060 137、-0.102 314變?yōu)?0.027 739、0.073 018 2、-0.072 778。說明不同經(jīng)濟環(huán)境地區(qū)的公眾的支付意愿存在顯著性差異，隨著年齡的增長支付意愿越低，越接近生態(tài)功能區(qū)的居民支付意愿越低，年齡(N)、居住地(R)對支付意愿存在負面影響；月收入(P)、主觀意愿(Q)對支付意愿存在正影響。③整體水平影響因素的消費價格指數(shù)(A)、人均社會保障補助支出(E)、平均工資(F)，在全模型和修正模型中的回歸系數(shù)并不顯著，表明對支付意愿的影響區(qū)域間差異不顯著，但與個體水平影響因素的交互作用對支付意愿的影響顯著，結果表明，物價價格越高的地區(qū)，年齡越大人的支付意愿越低，主觀意愿越高支付意愿越低；保障補助支出越高的地區(qū)，年齡越大、主觀意愿越高人的支付意愿越高，職工平均工資越高的地區(qū)，月收入、主觀意愿高人的支付意愿越高。因此，人均社會保障補助支出(E)、城鎮(zhèn)職工平均工資(F)對支付意愿存在正影響；消費價格指數(shù)(A)對支付意愿存在負面影響。

3 結論與討論

不同區(qū)域的公眾對生態(tài)功能區(qū)建設的支付意愿，具有顯著差異。在公眾個體層面中的性別(S)、年齡(N)、受教育程度(V)、居住地(R)、月人均收入(P)、主觀意愿(Q)，性別對公眾對生態(tài)功能區(qū)建設支付意愿沒有顯著影響，按照影響程度從強到弱依次為Q、P、V、R、N，且在公眾支付意愿中，有95.43%取決于公眾的主觀意愿、10.75%取決于月均收入、7.30%取決于受教育程度、7.28%取決于居住地、2.72%取決于年齡。

區(qū)域經(jīng)濟環(huán)境層面，居民消費價格指數(shù)(A)、人均社會保障補助支出(E)、職工平均工資(F)對公眾對生態(tài)功能區(qū)建設支付意愿的直接影響不顯著，但與公眾個體水平的交互作用對支付意愿的影響達到了極其顯著水平。按照貢獻率從大到小依次為A×Q、A×N、E×Q、E×N、F×Q、F×P，在固定其它影響因素前提下，支付意愿有32.25%來源于居民消費價格指數(shù)與公眾對生態(tài)功能區(qū)建設主觀意愿的交互作用、8.43%來源于居民消費價格指數(shù)與年齡的交互作用。本研究認為，公眾對生態(tài)功能區(qū)建設的支付意愿，受公眾對生態(tài)功能區(qū)建設主觀意愿及其自身社會經(jīng)濟特征影響的同時，還受公眾所在區(qū)域環(huán)境以及當?shù)氐慕?jīng)濟水平制約，區(qū)域整體層面的特征起著重要的間接影響；在個體社會經(jīng)濟特征、整體區(qū)域經(jīng)濟環(huán)境的剛性指標固定的條件下，提升支付意愿額度的關鍵，在于提升公眾對生態(tài)功能區(qū)建設支付的主觀意愿。因此，相關支付意愿的研究，應將研究對象所在行政區(qū)劃的經(jīng)濟環(huán)境指標納入其中。

公眾對東北重點生態(tài)功能區(qū)建設支付意愿評價模型：Wp=2.433-0.028(N)-0.084(A×N)+ 0.004(E×N)+0.073V-0.073(R)+0.107(P)-0.009(F×P)+0.954(Q)-0.323(A×Q)+0.009(E×Q)+ 0.0003(F×Q)。

本研究引入多層線性模型分析方法，構建公眾對東北重點生態(tài)功能區(qū)建設的支付意愿模型，可將研究區(qū)域的對應指標帶入該模型，進而預測該地區(qū)公眾參與的補償額度，還可從價值實現(xiàn)角度開展森林生態(tài)資產(chǎn)價值評估。在實際中，公眾支付意愿的影響因素錯綜復雜，在影響因素選取方面仍存在許多不足；在模型運算過程中，主觀意愿的隨機效應仍處于99%置信區(qū)間的顯著水平，在未來的研究探索中進一步完善和深入。