開封城市水域生態系統服務價值評估及影響因素分析

苗赫萌,元 媛,李天奇,朱悅悅，焦文獻,*

1 河南大學地理與環境學院, 開封 475004 2 黃河中下游數字地理技術教育部重點實驗室(河南大學), 開封 475004 3 河南大學民生學院, 開封 475004

生態系統服務是指生態系統與生態過程所形成和維持的人類賴以生存的自然環境條件與效用[1]。千年生態系統評估指出生態系統服務包括供給、調節、文化與支持服務,認為全球60%的生態系統功能正在或已經退化,主要受到人類活動的干擾[2]。作為生態系統的重要組成部分,城市生態系統一方面能夠提供多種生態系統服務,與人類生產生活密切相關,另一方面也受到城市化帶來的巨大改變,引發諸如生態破壞、環境污染等生態問題[3]。城市河流湖泊能夠提供特殊的生態系統服務,如休閑娛樂、氣候調節、水質凈化、改善空氣質量等[4],城市水域生態質量直接影響城市居民的生活質量。在人地關系日益緊張的城市區域開展對城市生態系統尤其是城市河流、湖泊等水域生態系統的價值評估,有助于加深公眾對城市水域生態系統服務價值的認識,為政府部門引導公眾參與城市生態建設提供參考依據,具有重要現實意義。

自Daily[5]和Costanza[4]開展生態系統服務研究以來,生態系統服務價值評估的研究內容和研究方法不斷豐富,迅速成為生態經濟學研究前沿。國內早期的研究首先認識到不同類型生態系統服務價值存在差異,重點評估了森林[6- 7]、草地[8- 9]、濕地[10]、流域[11]等生態系統服務價值,其研究方法一般基于Constanza的生態系統服務分類體系,依據單位面積土地利用類型的生態系統服務價值,進行總經濟價值的核算。這種以全球平均水平評估區域實際的方法,缺乏對當地不同類型生態系統服務價值的測算。條件價值評估法(Contingent Valuation Method, CVM)引入我國后,使用CVM評估區域水生態系統服務價值的研究案例逐漸增多,現有實證分析的特點主要表現在兩個方面。一方面是CVM研究的問卷格式由早期的連續型轉變為離散型。學者們首先采用支付卡式調查問卷對黑河流域張掖地區[12]和額濟納旗[13]的生態系統服務價值進行評估,初步核算當地生態系統服務的總經濟價值,然后逐漸認識到受訪者在支付意愿的選擇上對“同意”或“不同意”的回答比直接選擇最大支付意愿額度更能模擬市場的定價行為,之后開始采用連續型的開放式、支付卡式問卷和離散型的單邊界、雙邊界二分式問卷進行分析比較[14- 15]。結果表明:采用不同類型問卷格式的評估結果有較大差異,離散型問卷設計更加符合市場中的議價過程,能夠有效提高評估結果的可靠性。相關研究[16- 17]從提高CVM有效性和可靠性的視角,對單邊界和雙邊界二分式CVM進行比較,認為雙邊界二分式CVM在單邊界二分式CVM問卷中增加一次對受訪者支付意愿的詢問,獲得受訪者更多關于支付意愿的信息,因此提高了評估結果的精度。選擇合適的CVM問卷格式是采用CVM開展生態系統服務價值評估研究成功與否的關鍵。另一方面是對支付意愿的影響因素進行更為深入的分析。對比部分生態價值評估的研究成果,不同研究區域和調查對象的支付意愿影響因素不完全相同。幾乎所有研究均表明收入是影響支付意愿的重要因素,而受訪者的其他社會經濟屬性如性別、年齡、文化程度、職業類型等因素對支付意愿的影響存在較大差異。楊凱對上海浦東張家浜城市河流生態系統服務價值評估的結果表明,受訪者的收入、文化程度、捐款經歷、環境態度與支付意愿顯著正相關,家庭人口越多其支付意愿越低[18]。梁勇對銀川市居民改善城市水環境支付意愿的研究結果表明,居民的收入、文化程度、對水務部門信任程度越高,對水環境現狀滿意程度越低,其支付意愿越高[19]。在劉耀彬對南昌城市河湖生態系統價值評估的研究結果中,不同文化程度的居民其支付意愿存在較大差異[20]。在陳紅光對三江平原生態旅游水資源價值評估的研究結果中,收入越多、文化程度越高、對水資源保護更加關心的受訪者越愿意支付,年齡越大越不愿意支付[16]。上述研究主要分析受訪者社會經濟屬性對支付意愿的作用,較少關注社會經濟屬性以外的變量。此外,部分學者在對受訪者環境認知情況和支付意愿進行相關分析時,缺乏對環境認知變量的分類討論。雖然國內對城市水域生態系統服務價值的研究已逐漸增多,但以具體城市作為研究區域的案例仍相對較少。不同類型城市的經濟發展水平和生態治理能力不盡相同,引導公眾參與城市生態建設的政策和途徑也需因地制宜,應當根據當地城市生態系統服務價值評估結果進行精準指導。

開封是典型的“北方水城”,市區水域面積達170hm2,共有河流、湖泊等11處水域(圖1)。2017—2020年實施的“一渠六河”水利連通工程通過新建河道、清理淤泥、攔污截污、修復生態和提升景觀,構建起連接新老城區的水系,真正將死水變活、污水變清,同時也完善了城市水域生態系統結構,形成內外聯通、相互循環的城市水域生態系統。在此背景下,選取開封市作為城市水域生態系統服務價值評估的研究區域具有一定代表性。本文采用雙邊界二分式CVM調查開封市居民的支付意愿,評估城市水域生態系統服務價值。在支付意愿的影響因素分析方面,本文除了考慮受訪者的社會經濟屬性,還加入生態感知、生態意識、生態行為、政府公信力評價等四類環境認知特征變量,從而更廣泛的探究支付意愿的影響因素。研究旨在通過正確評估開封城市水域生態系統服務價值,豐富不同類型城市水域生態系統服務價值評估的研究案例,為政府部門合理引導公眾參與城市生態建設提供參考依據。

圖1 開封市老城區河湖水系示意圖Fig.1 Schematic diagram of river and lake water system in the old urban area of Kaifeng City

1 研究方法與數據來源

1.1 研究方法

1.1.1雙邊界二分式CVM

條件價值評估法是一種典型的陳述偏好評估法,通過營造假想的市場環境,直接詢問受訪者對某種生態環境產品變化的最大支付意愿(Willingness To Pay, WTP)或最小受償意愿(Willingness To Accept, WTA),以此來估算某種生態環境產品改善提高或惡化損失的經濟價值[21]。原則上WTA與WTP等價,但在實際應用中WTA可能遠高于WTP[22- 23],所以人們更多使用真實性和穩定性較好的WTP[24]估算生態產品價值。

在CVM問卷調查中,如何獲得WTP是問卷設計的核心問題。常見的WTP引導技術有4種:開放式、支付卡式、單邊界二分式和雙邊界二分式。早期研究多采用開放式和支付卡式引導技術[12- 13],這種方法的特點是操作方便,無需進行復雜的數學統計。隨著CVM研究的不斷發展,WTP引導技術逐漸向二分式轉變,尤其是雙邊界二分式CVM得到廣泛應用[16- 17,25]。

雙邊界二分式問卷的設計思路是:在一組給定的投標值中,隨機給出一個值作為初始投標值,詢問受訪者是否愿意接受。如果接受,則進一步提出較高投標值詢問受訪者是否接受;反之,則詢問受訪者對較低投標值的回答。此時,受訪者的回答有“愿意-愿意(yes-yes)”、“愿意-不愿意(yes-no)”、“不愿意-愿意(no-yes)”和“不愿意-不愿意(no-no)”4種情況。本文基于雙邊界二分式引導技術,根據受訪者的4種回答情況建立與投標值之間的函數關系,估算受訪者的平均最大支付意愿。

1.1.2WTP的計算方法及模型

根據隨機效用模型,假設環境物品從Q0改善到Q1,個體獲得的效用U由可觀察項V和不可觀察項ε組成,個體效用U是環境狀態Q、個體收入Y和社會經濟屬性S的函數[26- 29]:

U=V(Q,Y,S)+ε

(1)

為了得到更好的環境服務,當受訪者需要支付的額度為T時,其接受的概率為:

P(yes)=P[U1(Q1,Y-T,S)-U0(Q0,Y,S)≥0]=P[ε≤ΔV]=1-G(T)

(2)

式中,ΔV=V1Q1,Y-T,S-V0Q0,Y,S,表示可觀察效用差,定義ΔV=α-βT;G為受訪者的WTP分布函數,假定G服從Logistic分布。

雙邊界二分式CVM中,初始投標值為T,較高投標值為TU,較低投標值為TL,那么受訪者4種不同回答的概率可以表示為:

P(yes/yes)=Pyy=1-G(TU)
P(yes/no)=Pyn=G(TU)-G(T)
P(no/yes)=Pny=G(T)-G(TL)
P(no/no)=Pnn=G(TL)

(3)

則雙邊界二分式CVM的對數函數為:

(4)

式中,dYY,dYN,dNY,dNN分別為4種回答對應的結果,均為虛擬變量。如果受訪者的回答為“同意-同意”,則dYY=1,其余情況則dYY=0。同理,對dYN,dNY,dNN分別進行定義。

1.1.3Logistic模型

(5)

式中,參數β0為截距,βj(j=1,2,…,m)為回歸系數。整理可得:

(6)

1.2 數據來源

1.2.1問卷設計

美國國家海洋和大氣管理局(NOAA)提出在CVM問卷調查前必須對調查者進行培訓,進行預調查,調查過程采取面對面訪談的形式[30]。根據NOAA提出的原則和國內外相關研究的經驗,預調查于2018年9月23日在開封部分水域附近進行。根據受訪者反饋的意見,對問卷的投標范圍和問題設置進行調整。正式調查問卷主要包括以下4個部分:

第一部分是對開封市水域生態系統現狀的描述和展望。結合正在實施的“一渠六河”水利連通工程,向受訪者闡述城市水域生態系統服務的重要性和具體體現,并對未來作了展望。通過圖文并茂的描述,為受訪者模擬真實的市場環境。

第二部分是對受訪者環境認知情況的調查。以往研究多關注支付意愿與受訪者社會經濟屬性的關系,但相關研究表明[31],環境變化感知可能影響人們的應對策略,從而對支付意愿產生影響。因此,本研究引入生態感知、生態意識、生態行為和政府公信力評價等四部分內容調查受訪者的環境認知情況。

第三部分是對受訪者社會經濟屬性的調查。主要有性別、年齡、文化程度、職業類型、家庭月收入等問題。有研究表明,近期捐款經歷可顯著提高受訪者的支付意愿[18],但鮮有研究探究其他社會經濟屬性對支付意愿的作用。結合實際情況,問卷加入了對受訪者常住地、是否沿水和捐款經歷的調查。

第四部分是對受訪者支付意愿的調查。包括采用雙邊界二分式引導技術的支付意愿調查以及受訪者同意或不同意支付原因的調查。在雙邊界二分式引導問題之后,本研究設置了開放式問題,結合受訪者不同意支付的原因,可對真實性和抗議性零支付進行區分[32-33]。其中核心估值問題如下:

開封城市水域生態系統環境改善工程需要大量資金,除市政投入外,可能還需要來自社會大眾的支持:

(1)您是否愿意以家庭為單位,未來3年內,每月支付元？

□愿 意(請轉至回答第2題) □不愿意(請轉至回答第3題)

(2)您是否愿意以家庭為單位,未來3年內,每月支付元(較高值)？

□愿 意 □不愿意

(3)您是否愿意以家庭為單位,未來3年內,每月支付元(較低值)？

□愿 意 □不愿意

(4)如果您愿意支付的金額不在上述范圍,請填寫您的真實支付意愿元 月-1戶-1。

考慮到受訪者對家庭計量單位和月收入更敏感,且開封城市水域生態系統環境改善工程(“一渠六河”水利連通過程)將在3年內(2017—2020年)完工,故本文在核心估值問題上采用每戶每月的支付額度。根據敖長林[34]、Cooper[35]的研究和預調查的結果,本研究確定8種投標值組合(單位:元),分別為:1—3—5、3—5—10、5—10—20、10—20—30、20—30—50、30—50—100、50—100—200、100—200—300。樣本總數在各投標組合中平均分配,并根據實際情況對個別組合進行數量調整。

1.2.2問卷調查

開封是著名的旅游城市,為保證本地居民在受訪者中的比例,正式調查避開節假日,選擇在2018年9—11月的工作日進行。綜合參考謝弗抽樣公式和敖長林等[34]研究,確定發放調查問卷550份。調查地區覆蓋開封市11處重點水域,根據按比例分配原則和實際人口分布,適當調整各區域問卷分配。此次調查全部采用面對面問卷調查方式,剔除填寫不完整和隨意作答的無效問卷后,得到有效問卷507份,有效率為92.18%。

2 結果與分析

2.1 樣本特征描述性統計分析

2.1.1社會經濟屬性統計

本文選取性別、年齡、文化程度、職業類型、常住地、居住地是否沿水、捐款經歷和家庭月收入等指標作為受訪者的社會經濟屬性變量(表1)。男性比例略高于女性,約52:48,且男性支付率高于女性,可能與男女性別比例和男性收入較高有關。受訪者年齡主要集中在18—50歲之間,占樣本總量的91.71%。年齡在18—40歲之間時,支付率隨年齡增加而逐漸增大,31—40歲時支付率最高,51歲后支付率明顯降低,可能與受訪者達到退休年齡從而導致收入減少有關。受訪者的文化程度整體較高,72.58%的受訪者接受過高中及以上教育,并且隨著文化程度的提高,支付率在不斷上升,說明高學歷在一定程度上能夠提高受訪者對模擬市場的認知從而提高支付率。受訪者的職業類型以工商、餐飲、服務業從業人員為主,占比78.7%。軍人、教師、學生和政府或企事業單位人員往往擁有較高的學歷和穩定的收入,對生態環保工作更加關心,因此支付率最高,達79.45%。根據《開封統計年鑒(2019)》[36],2018年開封市常住人口中男性占51.46%,女性占48.54%,文化程度為小學及以下的比例占9.31%,初中占23.26%,高中/中專占32.56%,本科/?？萍耙陨险?4.88%,大體上與本調查結果相當。由于CVM調查的需要,為保證受訪者對家庭情況充分了解,本調查主要選取18歲以上的受訪者。其他變量如職業類型、家庭月收入均與統計年鑒提供的信息基本接近。因此,可以認為本調查樣本具有良好的代表性。

表1 樣本社會經濟屬性統計(N=507)

盡管調查已經采取措施盡量避免游客參與,但仍有10.85%的受訪者來自外地。對比兩類人群的支付率,本地居民73.89%的支付率高于外地游客。外地游客所獲得生態系統服務的頻率和質量遠不如本地居民,因此支付率較低。62.13%的受訪者居住地沿水,其支付率為76.83%,顯著高于居住地不沿水67.19%的支付率,說明距離河湖水域越近,受訪者支付意愿越強,這與居民獲得生態系統服務的方便程度和接收到的環境信息量成正比。57%的受訪者曾有過捐款經歷,公共意識較強,對生態系統服務的公共屬性更加敏感,因此其支付率較高,達76.82%。受訪者的家庭月收入集中在3千—1萬元之間,占比70.01%,但支付率并不隨收入增加而逐漸上升,而是在5千—8千元之間達到最高。當受訪者收入在1萬—1.5萬元之間時,其支付率甚至低于3千元以下的支付率,這與邵帥等[37]得出中等收入階層環境支付意愿最大的結論相似。

2.1.2環境認知特征分析

受訪者的支付意愿除了受社會經濟屬性變量的影響外,還可能與環境認知情況有關[31]。因此本調查設計了10個環境認知問題,對其分類后將生態感知、生態意識、生態行為、政府公信力評價等四項指標作為受訪者的環境認知特征變量(表2)。根據統計數據,受訪者對所在地區的水域環境評價不高,“滿意”及“非常滿意”的比例為26.23%,普遍反映存在水質混濁、河道堵塞、污染嚴重等問題。50.3%的受訪者認為水域環境近年來在逐漸變好,尤其是正在實施的“一渠六河”水利連通工程對水域環境質量起到很大改善作用。94.08%的受訪者認為“生態保護比經濟發展更重要”或“生態保護與經濟發展一樣重要”,說明公眾的生態意識在普遍提升,“綠水青山就是金山銀山”的生態理念深入人心。73.57%的受訪者認為生態環境變化對自身產生了“很大影響”或“較大影響”,且“非常不愿意”或“不愿意”看到環境持續變差的受訪者高達95.46%,說明公眾的生態意識很強,更加關注生態環境與自身的關系,希望得到更高質量的生態服務。

表2 樣本環境認知特征統計(N=507)

90.53%的受訪者“非常愿意”或“較為愿意”參加環?；顒?說明公眾的生態行為意愿很高,但僅有45.56%的受訪者參加過環?；顒?調查中受訪者普遍反映缺少閑暇時間或參與機會,因此參加過環?；顒拥氖茉L者比例較低。此外,53.25%的受訪者“較多考慮”生產生活對環境的影響,普遍采取的措施是對生活垃圾的正確分類和定點投放,對生活污水合理排放。74.36%的受訪者認為政府的環保工作“幫助很大”或“幫助較大”,且77.12%的受訪者對政府的環保工作持“非常相信”或“比較相信”的態度,說明受訪者對政府環保工作的信任度較高,但對某些方面的工作評價較低,主要體現在:生態環保工程進展緩慢、影響交通出行、資金流向不透明、信息發布不及時等。

2.2 平均支付意愿的計算

對雙邊界二分式問卷投標值的樣本分布進行分析(表3),“愿意-愿意(Y-Y)”占比32.54%,“愿意-不愿意(Y-N)”占比19.53%,“不愿意-愿意(N-Y)”占比11.83%,“不愿意-不愿意(N-N)”占比36.1%,“不愿意-不愿意-愿意(N-N-Y)”的比例為9.27%。其中具有正支付意愿的受訪者達73.17%,多數受訪者愿意資金支持開封城市水域生態系統環境質量改善。隨著投標值的增加,受訪者回答“愿意-愿意”的比例呈減少趨勢。對于最小投標值1元,其支持率為82.22%,接近100%。對于最大投標值300元,其支持率為6.06%,接近0。由此判斷,樣本投標值的設定較好,問卷設計較為合理。

表3 雙邊界二分式問卷下投標值的樣本分布(N=507)

零支付問卷是指受訪者拒絕支付的問卷,包含真實性零支付和抗議性零支付兩種類型,其中抗議性零支付比例是衡量CVM有效性和可靠性的重要指標之一[38-40]。對于零支付問卷的比例,有研究認為合理區間是20%—35%[41]。本研究中零支付問卷占樣本總量的26.83%,雖然屬于合理區間,但大量零支付問卷的存在會影響計算支付意愿的效度和信度,因此對其進行合理區分是有必要的[38]。根據受訪者“不愿意支付原因”,可將零支付問卷區分為真實性零支付和抗議性零支付兩種類型。本文參考相關研究對“不愿意為開封城市水域生態系統環境質量改善支付資金的原因”設計了6個選項: a.這是政府的責任,應該由政府買單; b.擔心資金是否真正用于生態保護; c.錢花了也得不到預期效果; d.家庭收入低,沒有能力支付; e.我不常來,我不是受益者; f.對此不感興趣。

對于真實性零支付和抗議性零支付的區分,學界尚無定論。本文參考相關研究的判斷標準[32- 33],認為選項a、b、c是抗議性零支付,選項d、e、f為真實性零支付。真實性零支付主要是由于受訪者經濟能力不足所表現為拒絕支付,受訪者對調查對象的偏好是中性的,環境質量的好壞不影響其支付結果。抗議性零支付行為主要來自對政府工作的不信任,因此支付意愿為0并非他們的真實表達結果。本調查的抗議性支付率為20.12%,國外研究表明,抗議性支付率普遍分布在0—15%之間,而在發展中國家,由于公眾對于環境政策了解不充分、對政府等相關部門長期不信任等原因,公眾的抗議性支付率略高于發達國家水平[42]。

國內相關研究大多將零支付問卷直接剔除[20,25],僅對具有正支付意愿的樣本進行計算。根據敖長林[33]和袁偉[42]的研究,直接刪除零支付樣本會產生樣本選擇偏差,正確區分、處理不同類別的零支付樣本可降低調查拒絕率,提高問卷的有效性和代表性。因此,本研究考慮零支付樣本對評估結果的影響,將真實性零支付樣本納入數據分析中,根據公式6利用Stata軟件對405個樣本進行計算,得出受訪者的平均支付意愿為59.77元 月-1戶-1。

2.3 支付意愿的影響因素分析

真實性零支付主要是由于受訪者經濟能力不足所表現為拒絕支付,當經濟實力充足時,受訪者則具有正支付意愿。因此在支付意愿的影響因素分析中,應當選取包含真實性零支付的樣本。對含有真實性零支付的405個樣本建立2個Logistic模型分析社會經濟屬性和環境認知特征對支付意愿的影響,因變量均為受訪者的支付意愿,分析結果見表4。若受訪者愿意接受初始投標值,其支付意愿賦值為1,不愿意則賦值為0。模型1的自變量是社會經濟屬性,模型2的自變量在社會經濟屬性的基礎上加入了環境認知特征。

表4 不同模型設定下支付意愿與影響因素的回歸分析結果(N=405)

在模型1中,性別和家庭月收入與支付意愿在1%水平上顯著相關,捐款經歷與支付意愿在5%水平上顯著相關。男性比女性的支付意愿更大,其支付意愿發生比是女性的27.55倍,表明在本研究區域內男性受訪者更愿意支持開封城市水域生態系統質量改善,與男性支付率高于女性的結論相吻合。家庭月收入同樣是顯著影響支付意愿的變量,收入越高其支付意愿發生比就越高,這與大多數研究結論一致。此外,捐款經歷也能顯著提高支付意愿的發生比,人們在捐款的同時會增加對受捐事物的關注,能夠更加深刻的理解生態系統服務的價值,其支付意愿也更加強烈。在其他社會經濟屬性變量中,是否沿水和年齡的系數為負。距離水域越遠,居民到達附近河湖的時間就越長,所獲得的直接生態系統服務就越少,因此支付意愿隨距離增加呈下降趨勢。隨著年齡的增加,受訪者所要承擔的經濟壓力增大,收入大多用于生活和撫養孩子,因此將資金投入生態保護的意愿會逐漸降低,而且還可能與退休失去工作等因素有關。

加入受訪者環境認知特征變量的模型2顯示,性別和家庭月收入與支付意愿在1%水平上顯著相關,捐款經歷與支付意愿在10%水平上顯著相關,三者的系數方向和大小與模型1接近。說明加入環境認知特征變量后,在受訪者的社會經濟屬性變量中依然是性別、家庭月收入和捐款經歷能夠顯著影響支付意愿,沒有發生大的改變。在環境認知特征變量方面,生態行為與支付意愿在5%水平上顯著相關,且生態行為變量每提高1個單位,支付意愿發生比就提高11.53倍,表明受訪者的生態行為能夠顯著影響支付意愿,因此鼓勵公眾參與生態環?；顒?、培養良好生態行為是提高支付意愿的重要舉措。其他變量對支付意愿的影響較小,說明在本案例中受訪者的生態感知、生態意識、政府公信力評價不足以影響其對生態質量改善的支付意愿。

3 結論

本研究采用模擬市場環境效果更好的雙邊界二分式CVM,在開封市11處河流、湖泊附近發放問卷550份,以此評估開封城市水域生態系統服務價值。同時,以受訪者的社會經濟屬性變量和環境認知特征變量為自變量,應用二元Logistic回歸對受訪者支付意愿的影響因素進行分析。結論如下:

①在507份有效問卷中,73.17%的受訪者具有正支付意愿,表明多數受訪者愿意支持開封城市水域生態系統環境質量改善。但是本研究的抗議性支付率為20.12%,表明居民對支付生態環保費用的抗議程度較高,主要原因是對政府環保工作缺乏信任。建議有關部門透明信息,提高辦事效率,增強自身公信力。②居民對開封城市水域生態系統服務的平均支付意愿為59.77元 戶-1月-1。由于生態系統服務具有明顯的正外部效應,這僅是對開封城市水域生態系統服務價值的粗略計算。城市水域生態系統服務價值巨大,是促進城市生態系統可持續發展的重要動力,應引起有關部門和社會公眾的重視。③受訪者的支付意愿與其性別、家庭月收入、生態行為呈顯著正相關。男性支付意愿高于女性,家庭月收入越高其支付意愿越高,提升生態行為能夠顯著提高居民的支付意愿。為提高開封城市水域生態系統服務價值,有關部門可根據評估結果有針對性的引導公眾參與城市生態建設。

開封是著名的旅游城市,城市內部廣闊的水域不僅給本地居民提供生態系統服務,還為大量游客提供休閑娛樂支持。外地游客與本地居民對開封市水域生態系統的環境認知情況不盡相同,其社會經濟屬性也千差萬別,因此探究二者的支付意愿差異和影響因素對于完善旅游地城市水域生態系統服務價值評估研究具有重要意義。鑒于本研究中游客的樣本量較小,難以具有代表性,因此未對其進行詳細討論。計劃在接下來的工作中,選取游客作為開封城市水域生態系統服務價值評估的研究對象,重點探究兩類人群的支付意愿差異和影響因素的不同。

致謝：本研究在問卷調查中得到張靜珂、張璐、劉層層等同學的幫助，特此致謝。