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抗議性樣本與答覆「無法確定」樣本之特質:這一群人對假設市場價值評估結果之影響

 硏究論文

 

 

抗議性樣本與答覆「無法確定」樣本之特質:這一群人對假設

市場債值評估結果之影響

 

吳珮瑛  林佳穎**蘇明達***

 

 

----------------------- 摘要------------------------

*台灣大學農業經濟學系敎授* * 國家展望文敎基金會執行秘書


在過去的條件評估法硏究中,對於抗議性答覆或是答覆「無法確定」與「不知道J之樣本,慣例的處理方式是將這些樣本由總樣本中刪除,而其剩餘的則被視爲合理的有效樣本。然删除大量抗議性答覆或是答覆無法確定者,不但將縮小原來所規劃的樣本規模,更有可能因爲蓄意選擇剩餘的有效答覆而產生抽樣偏差,故只分析所謂的合理有效觀察値,對最後環境資源債値的評估結果將亦可能產生偏誤。此外,從另一個角度來看,這一些樣本之反應,事實上可視爲一種不同的意見。因此,只要系統性分析贗答有抗議成分及答覆無法確定或不知道者,與有效答覆之間的差別,進而爲這類觀察値之反應找到合宜的解釋,即可透過合理模型將這一群人重新納入效益評估範圍中。如此不僅可以減少因大量被删除樣本對最後評估結果之影響,更可能降低依此所作的資源配置決策上之偏誤。


有鑑於此,本文首先將歸納文獻中之抗議性樣本與無法確定或答覆不知道樣本的理由,進而分析一套2000年利用開放雙界二元選擇條件評估法,評估墾丁國家公園資源價値之資料,抗議性答覆與答覆無法確定或不知道樣本之特質,同時,將逐一對照檢定這些樣本及傳統所認定的有效答覆在屬性之差異。最後,則經由對這些樣本特質的掌握與瞭解及對抗議性答覆與答覆無法確定或不知道樣本選擇行爲的不同詮釋和歸類下,修正有效答覆樣本的內涵與範圍,並比較不同詮釋與歸類下,有無包括抗議性與答覆無法確定或不知道樣本,對資源效益評估結果之差異。

這一套資料中有37.13%樣本屬抗議性及無法確定答覆,而檢定結果顯示無法確定答覆在某些屬性表現上,部分偏向有效答覆的回答, 也有部分則偏向抗議的一方。對於無法確定答覆,乃分別假設這些答覆的開放式願意支付,爲其第一次所面對受訪價格、該受訪債格的一半及零債格,或是將其視爲抗議性答覆等四種方式,重新認定這一群人爲有效答覆,而不論是對於抗議性答覆或是無法確定答覆都分別以OLS Tobit與複檻式決策過程模型進行估計。

對於樣本的不同詮釋,同時採用不同的估計模式,不同樣本之《古計結果顯示,過去未將抗議性答覆與無法確定答覆納入效益評估的分析中,估計所得的墾丁國家公園資源之價値是偏高的,而高估的倍數比起加入抗議性樣本之情形,以最佳解釋能力之複檻式決策過程模型之估計結果多出66%168% ,而比起進一步將無法確定樣本,以複檻式決策過程模型之估計結果多出112%157%。這些結果與預期中認爲加入抗議性答覆與無法確定答覆,會得到較低的願付價格之平均値是一致的,而本硏究更進一步提供了 ,不納入這些樣本,同時也未採用恰當的估計模型時,平均願付價格的高估程度。

 

關鍵字:Tobit模型、複檻式決策過程模型、國家公園、開放雙界二元選擇誘導方式


The Characteristics of Protest Responses and Responses with "Uncertain": The Impacts of These Responses on WTP Estimation

Pei-Ing Wu[1]   Chia-Ying: Lin[2]   Ming-Ta Su***

ABSTRACT

The protest responses and responses with "uncertain" are normally excluded from the final analysis in the benefit estima­tion in the past research. Exclusion of these responses will not only change the planned sample size but also bias the final benefit measurement. On the other hand, the responses of these samples could be deemed as alternative opinions to the survey. As long as the characteristics of these responses are realized and the effec­tive sample size are modified accordingly the bias of benefit measurement should be controlled substantially.

*   Professor, Department of Agricultural Economics, National Taiwan University

* *   Executive Secretary, Institute for National Development


The purpose of this study is then to systematically analyze the characteristics of protest responses and responses with "un­certain" for a set of data collected through double-bounded di-chotomous choice with open-ended follow-up contingent valua­tion method for the benefit evaluation of Renting National Park. The characteristics will be accomplished by a comparison between these two types of responses and that is deemed as effec­tive sample traditionally. The results are to be used for the expla­nation and modification of traditionally effective sample. The benefit estimation will then be conducted and compared under


different modified samples.

There are about 37.13% of responses that are characterized as protests and "uncertain" responses in this data set. The test results have indicated that the "uncertain" responses have cer­tain characteristics toward effective responses and some toward protest responses. The effective samples are modified by assign­ing different offered price to the responses with "uncertain." All these modified samples are estimated by model of OLS, Tobit, and multiple-hurdle with decision process.

The benefit estimation from the sample excluding the pro­test responses and responses with "uncertain" is biased upward. That is, the traditionally effective sample has over estimated the benefit by about 66%-168% as compared with the sample modified by inclusion of protest responses under multiple-hurdle with decision process model. It is also consistent with the expec­tation that it has over estimated the benefit by about 112%-157% as compared with the sample modified by inclusion of both the protest responses and responses with "uncertain."

 

Key Word: Tobit Model, Multiple-hurdle with Decision Process Model, National Park, Double-bounded Di-chotomous Choice with Open-ended Followed up Elicitation Method

 

 

 

—、前言

 

以經濟觀點評估資源之效益,除最早運用在環境經濟學外,近年來更廣泛應用至相當多的領域。其中環境經濟學界常用的方法有假設市場價値評估法contingent valuation method, CVM ,又稱爲條件


評估法)、旅行成本法travel cost method, TCM)、特徵價格法(hedonic price method, HPM)等。在台灣利用這些方法評估環境資源價値內涵之調查,於過去十年間已蔚爲風氣。

採用這些方法,不論是評估資源的負面影響或正面價値,其中以假設巿場價値評估法的使用最爲普遍,但在採用此方法進行問卷調査蒐集資料時,經常會發現樣本中有相當比例的受訪者,在各式不同的理由下,顯示對問卷內的局部問題或是整個調査的不滿意,或對關鍵性的問題沒有給予明確的答覆。這類觀察値通常可以分成兩大類,一部分稱爲抗議性答覆protest observation),而另一類則是「無法確定」uncertainty)或「不知道」don't know, DK)的答覆。對於這兩類答覆,由於受訪者對受訪議題未顯示其心中眞正的願意支付額度(willingness to pay, WTP)或是願意接受額度willingness to accept, WTA),事實上是無法經由這類型受訪者之答覆,得知該項資源對受訪者之價値。

即便在1993Arrow et al.針對有關使用假設巿場價値評估法的辯論中,也特別提及使用此種調查方式,在設計問卷時需留給受訪者有不被強迫選擇的彈性空間。但在過去的CVM問卷設計中,多數硏究不是對此一原則未有太多的著墨,不然就是對於抗議性答覆或是答覆無法確定與DK樣本,慣例的將其由資料樣本中刪除,而其剩餘的則被視爲合理的有效樣本(吳珮瑛、蘇明達2001 Morrison et al. 2000)。然刪除大量抗議性答覆或是答覆「無法確定」者,不但將縮小原來所規劃的樣本規模,更有可能因爲蓄意選擇剩餘的有效答覆而產生抽樣偏差,故只分析所謂的合理有效觀察値,對最後環境資源價値的評估結果將可能產生偏誤。此外,從另一個角度來看,抗議與無法確定或DK答覆觀察値所反應的,事實上可視爲不同的意見,因此只


要能夠爲這類觀察値之反應找到合宜的解釋,瞭解這類受訪者的特性,亦即系統性分析塡答有抗議成分及答覆無法確定或DK的人,與有效答覆之間的差別,進而透過合理模型將這一群人重新納入效益評估範圍中,如此不僅可以減少因大量被刪除樣本對最後評估結果之影響,更可能降低依此所作的資源配置決策上之偏誤。

有鑑於此,近年來在CVM的應用上,文獻上已開始針對抗議性答覆及答覆「無法確定」樣本的問題有一些討論Reaves et al. 1999 Jorgensen and Syme 2000 Yoo et al. 20002001 Kniivila 2002),然而,眞正針對這些對象進行系統性分析與處理之硏究仍屈指可數。其中,對於抗議性答覆之處理,依評估對象的不同及評估方法的差異,部份硏究已發展出一些方法嘗試將這些樣本再度納入效益評估之中,比如Yoo and Kwak (2002) Yoo and Yang (2001)Scarpa et al. (2001) Salvador and Leandro (2001)及吳珮瑛等

(2004)等人之硏究。然綜觀這些硏究,共通點是未對被刪除的抗議性樣本做系統性分析,就直接對刪除後的樣本進行處理,如此不僅無法經由被刪除樣本的屬性,而得以有效掌握將這一群樣本與其他傳統有效樣本合併所進行的分析。

進而,過去有關CVM效益評估之硏究中,除了對抗議性答覆的處理不是很普遍之外,問卷中答覆無法確定或表示DK的受訪者,對於這一類樣本有處理的硏究更不多見。一般來說選擇無法確定的答覆,可能是隱藏在抗議性理由內,此時這類樣本是被視作抗議性答覆

(Edward and Anderson 1987 Lindsey 1994 Jorgensen et al. 1999)而另一種可能是將無法確定獨立列爲受訪者可選擇的項別之一,而無法確定的理由亦相當多元,然過去文獻如Carson et al.

(1993)之硏究,亦僅概念上提及這些樣本產生之原因,並未對這一群


人有特別的分析與處理。

其中少數針對無法確定答覆有實際處理的硏究,比如Wang (1997)在評估Galveston海灘之環境品質的經濟效益時,該硏究針對無法確定的處理偏向不願意支付的一方,如此將忽略這一群可能爲有意願支付價格者。另外,Groothuis and Whitehead (2002)評估賓州鄕間的土地保育之WTA 、北卡羅那州海龜保護計畫之WTP的硏究中,對所有樣本分爲「願意支付」、「不願意支付」及DK三種等級,在WTP個案中發現DK的反應偏向不願意支付,而WTA個案中之DK反應則偏向中間選擇。此一硏究雖提供實證貢獻,但對函數設定之理論說明則顯不足,如此則無法爲這些在過去硏究中被刪除之樣本可能的選擇偏向,建立合適的理論架構,以能選擇適當的方法, 將這些樣本重新納入效益評估的模式中。

因此,本文將系統性分析一套2001年評估墾丁國家公園資源總價値之抗議性答覆與無法確定答覆資料的特質,並依此選擇適當之詮釋將這些樣本納入效益評估模型中。具體而言,本硏究目的首先將歸納文獻中經常被刪除之抗議性樣本與無法確定樣本的理由,進而分析墾丁國家公園價値評估資料之抗議性與答覆無法確定樣本之特質,同時,將逐一對照檢定這些樣本及傳統所認定的有效答覆在屬性之差異。最後,經由對這些樣本特質的掌握與瞭解,在抗議性與答覆無法確定樣本選擇行爲的不同詮釋和歸類下,修正有效答覆樣本的內涵與範圍。依此,乃修正過去所採用的效益估計模式,並比較不同詮釋與歸類下,有無包括抗議性答覆與無法確定答覆之樣本對資源效益評估結果所造成的影響。


二 、資源財貨效益評估產生抗議性答覆及無法確定答覆之原因

 

Ciriacy-Wantrup (1952)提出可以直接的方式,詢問人們對環境財貨之WTPWTA之概念以來,利用此一概念所設計之^^設巿場價値評估法的硏究已相當多。此一方法必須透過問卷調査蒐集資料,然而問卷中總有一部份觀察値由於受訪者有各種不同理由,對問卷中有關價値顯示的問題,表現出抗議性、不知道或無法確定的反應, 對於這一類答覆在效益的評估與分析中經常被刪除,而這些觀察値總數往往都超過總樣本數的三分之一甚至二分之一Macdonald and McKenney 1996 Jorgensen et al. 1999 Jorgensen et al. 2001 Shackley and Dixon 2000)

刪除這些樣本後,剩下可供分析的有效樣本與原來樣本不僅在屬性結構上有差異,依此而來的效益估算結果,也可能產生偏誤。而過去的硏究對這些被刪除的觀察値之特性,一般只做簡單的統計分析(吳珮瑛、蘇明達2001 ;鄧福麒2003 Yoo and Yang 2001)。在決定如何將這一群人納入效益評估的對象之前,以下首先將歸納過去文獻對於被刪除的抗議性與無法確定樣本或答覆DK的原因。

 

(一)效益評估中常見抗議性答覆之理由

彙整各類假設市場價値評估法的效益評估案例中,我們發現受訪者在財貨效益的評估上,顯示抗議性答覆的受訪者大致可歸納爲以下各式理由。


1. 政府的責任,不關我的事

EdwardsAnderson (1987)對潟湖水質改善中,3.2%受訪者認爲該由政府或污染者自行負擔成本;Jorgensen et al.(1999)之硏究中有受訪者認爲洪水爆發所造成的環境污染不是他個人的問題,因而不認爲需要出錢做防洪計畫;Jorgensen et al.(2001)調查消費者對環境公共財的願付價格,發現在受訪者的認知裡,政府對公共財應扮演管理的角色,這些事情藉由調查消費者之願付價格是不妥的,政府應提供適當的財貨與服務,而不是要再由他們付錢。此外,有些是反對新稅制而藉由問卷表達抗議,或是對公部門的效率及信用缺乏好印象,而產生不信賴政府或認爲政府無效率的想法,因而將這些理由透過問卷來表達對政府或政策的不認同;EulMia(2001)調查外科手#?後看護工作的願付價格,發現抗議答覆的受訪者認爲,政府平曰徵收的醫療保險就應將這項措施的費用包含在內,而不應該再額外收費。

2.對於資源保育或造成污染,應是使用者付費

Jorgensen et al. (1999)在調查防洪計畫中,有受訪者表示應該由山坡地開發或污染環境者來負擔這筆費用,即誰造成污染誰就有責任支付,或者是由靠該地水源維生的居民來支付;Jorgensen et al. (2001)發現調查保育生物多樣性爲環境公共財時,有些受訪者表示, 此不是他們該負擔之費用,而是問卷內未提到的其他人,這些人才是有責任對環境保護付費的人。

3. 對假設市場裡的財貨表示不認同,或對此財貨有其他意見

Edward and Anderson (1987)評估潟湖水質之改善效益,假設

巿場裡的資源財貨爲潟湖遭到污染需要改善,但有1.9%受訪者覺得潟湖並未受到污染,即與假設巿場裡的財貨看法不一致;Lindsey (1994)調查每次洪水爆發對沙灘土壤流失的問題,而設立防洪計畫,


但有受訪者表示反對問題陳述的內容,所以拒絕出價;Jorgensen et al. (1999)指出有受訪者認爲,對於以問卷詢問防洪計畫的處理方式並不恰當,因此,反對問卷中所設定的標的物做爲資源財貨;Eumiia (2001)的硏究顯示,有些受訪者不認同問卷中假設巿場的財貨描述, 他們認爲動完外科手術後,提供看護往返醫院的服務對傷患本身並不重要,因爲有家人可以協助完成;陳恭峻(1994)在評估關渡沼澤區的保護效益時,發現有一群人會因爲對問卷議題有意見或反對,而回答過高或低的願付價格;蕭代基、錢玉蘭與蔡麗雪(1998)則發現有受訪者認爲,要人民付錢改善河川水質及景觀是不合理的,所以對此種假設性的問題不肯透露其心中的眞實價値。

4. 資訊不夠充分

Edwards and Anderson (1987)之調査裡,0.6%受訪者在對潟

湖水質改善出價前,覺得要誘導出價的資訊不夠,因而拒絕出價。同樣的,在Lindsey (1994)的硏究,有些消費者也是認爲資訊不夠充分, 於是抗議支付參加問卷中所提議的防洪計畫。Jorgensen et al. (1999) 表示有些受訪者對洪水污染後造成的影響不淸楚,或是對問卷本身還存在許多模糊的概念,因此覺得資訊不夠充分,以致拒絕對防洪計畫表示贊成。而MacdonaldMcKenney (1996)針對提高加拿大野生動物保護區之面積,並且在高、低兩種不同資訊情境假設下進行價値評估,結論是在低資訊的模型中,對整體評估結果較不顯著;而在高資訊模型中,有效樣本數較多、抗議性答覆及極端値的產生都較少, 可見資訊多寡確實會影響受訪者發生抗議的程度。

5. 想付錢但是實際情況不允許

有些硏究將想付錢但實際情況不允許的選項視爲抗議性理由,所持的理由是認爲此種現象乃違反WTP之原則,即必須有意願且能夠


支付之兩條件完全成立才算通過,因此將此種單有意願而無能力出價的情形,認定爲抗議性答覆;但另一些硏究則抱持不同觀點,認爲這群人應該是不屬於完全的抗議,若這些人的經濟情況改善後就會支付,所以視爲有效的答覆。將此原因當成抗議性理由的硏究,譬如Edward and Anderson (1987)在對潟湖水質改善中,有0.4%受訪者雖然想支付金額,但因現實因素無法支付;Jorgensen et al. (1999) 表示有些受訪者不是對洪水污染不關心,而是本身經濟能力有限之故,因而對於詢問民眾在防洪計畫上願意支付多少金錢的方式感到無奈。

6. 用錢去衡量財貨價値是不適當、不道德的

Lindsey (1994)發現有些受訪者認爲,在洪水爆發會造成土壤流失,這樣的損害要用防洪計畫,是無法用貨幣金額代替價値;Jorgen­sen etal. (1999)的調查中也是有受訪者表示在防洪計畫中,可以減緩天災帶來的環境破壞,無法用貨幣價値來顯示洪水本身眞正帶來的負面影響,所以用錢衡量根本不適當;Edwards and Anderson (1987)硏究中,有1.9%受訪者認爲用錢去保護改善潟湖水質,以改善周遭環境,這樣的作法是不道德的。除了大部分表示用錢衡量財貨不適當,有受訪者認爲此舉爲不道德的強烈字眼,以強烈的語氣抗議對此種詢價方式的不滿。

7.已經支付夠多的餞,政府相關支出或稅收也足夠

Jorgensen et al. (1999)硏究中發現,有些受訪者表示將防洪計

畫當作是繳稅之後,政府該去規劃的事情,本身已付足夠的錢;而Eulalia (2001)硏究裡的部分病患接受外科手術完,對於有看護往返照料,因爲有家庭支持,可自付成本,故不願特別支付此制度。而這樣的抗議理由更顯現對支付工具的不滿,比如Jorgensen et al. (1999)


硏究中,受訪者即認爲目前政府應該還有存款可以用來做防洪計畫, 而不需要額外支付現金。8.以財產權的立場表示抗議

Jorgensen et al. (1999)在防洪計畫的調查中發現,有些受訪者會強烈表達要求他們額外支付費用是非常不公平的,而其他人何以不需要支付。同時,也有一些受訪者以財產權的觀點表示有權力要求乾淨的水,而不是要人民在繳錢之後才能享用乾淨的水,這結果突顯出受訪者對財產權的認知觀點。

 

(二)效益評估中常見無法確定答覆之理由

過去在效益評估的文獻中,對於無法確定答覆產生的理由有探討之文獻並不多,事實上大部分的硏究並未將無法確定答覆特別提出討論,而多將不知道或無法確定的選項,列在抗議性答覆的選項中,比如劉錦添(1990)在評估淡水河的水質改善效益時,將無法確定出價多少該項目,包含在不願意支付任何金額的原因選項內。Edwards and Anderson (1987)之硏究發現,2.3%表示受訪者找不到理由回答,到底要不要對改善潟湖水質支付原先設定之金額,因而答覆無法確定, 然這一群人是隱藏在不願意支付的理由中,並沒有特別被提出討論。

對於有列選項由受訪者選塡無法確定的理由,主要圍繞在幾個概念上,比如可能是因爲沒有特別傾向願意支付或不願意支付的中1 生回答,對於此種現象Arrow et al. (1993)則詮釋爲答覆不知道的受訪者,由廣義上來看,是因爲塡答「是」或「否」之間沒什麼差異,所以就選無法確定,或者是受訪者因對資源財貨要付費的概念一無所知,以致在訪問的當下無法做決定,當然也有可能是對於問卷的接受時間太短,所以不能給予判斷,最後也有可能是受訪者不喜歡用這種


方式,在受訪時間當時心情無法投入塡完問卷,以完成硏究所預期的目標Edwards and Anderson 1987) Arrow et al. (1993)也發現

問卷本身無聊而影響塡答情緖,致使受訪者產生不耐煩或草草塡答。另外,Carson et al. (1993)則認爲回覆不知道的理由可能是,問卷所設計問題相對其他重要議題,包含與問卷有關或無關議題,都慕頁得較不重要,或是問卷設計的金額,讓受訪者覺得在面臨是否能出價的門檻都太高。

而在這些相關的硏究中,Wang (1997)對改善Galveston海灘環

境品質所進行的經濟價値評估,是極少數對無法確定或不知道答覆產生的原因有較完整探討的硏究之一,同時也對無法確定或不知道樣本影響經濟價値評估的層面進行分析。該硏究認爲在進行假設巿場價値評估法之調查時,整體而言問卷會產生三類答覆,分別爲有答覆、未答覆及答覆不知道者。其中對於塡答爲「不知道」的共有四種可能, 分別爲(1)無法接受假設巿場的情境設計,以致沒辦法努力來釐淸自己願意或不願意支付的答案;(2)這一群人知道自己的偏好,也能夠經由決策來做決定,但最後的答案是沒理由的給「不知道」;(3)這群受訪者經由決策過程的努力,便找到心中的資源價値,並給確切「不知道」的答案;(4)不經過相當努力以檢視偏好的一群人,不論是否經過直覺提供眼前的決定,就在受訪的當下決定塡答「不知道」。

 

三、墾丁國家公園資源總價値資料之抗議及答覆無法確定檬本之特質分析

 

(一)墾丁國家公園資源總價値資料之來源與樣本類別

爲了瞭解抗議性樣本與無法確定樣本對資源價値評估的影響,本


文將採用吳珮瑛、蘇明達在2001年對墾丁國家公園資源經濟價値的調查資料,做爲實證分析對象。該問卷所採用的支付工具是詢問受訪者每年最高願意支付多少的「資源維護費」,以使墾丁國家公園內的資源不再持續惡化。問卷採用的詢價方式是開放雙界二元選擇誘導模式, 此種詢價模式如圖1所示,首先是在第一階段提供受訪者一個願意支付價格,受訪者則據此回答願意、不願意或無法確定支付此價格。如果受訪者選擇願意支付,則在第二階段將接續提供一個更高的受訪金額;但如果選擇不願意支付,則受訪者在第二階段面對的是一個較低的受訪金額。而該問卷所採用的第二階段之更高或更低的價格,乃是仿效Kanninen (1995)的做法,使得第二階段更高的價格是第一階段的加倍,而第二階段更低的價格是第一階段的減半。

由於受訪者在經過前述兩個階段之二元選擇過程之後,對於心中的願付價格應該會有比較淸楚的輪廓,因此在最後第三階段便採用開放方式,直接由受訪者塡答一個具體的願付價格。而在此種模式之二元選擇階段,一般乃建議不應強迫受訪者需由給定的金額中,必須有明確的意願表示,而應留給受訪者「無法確定」的選擇彈性,亦即受訪者在第一階段若有特定的原因即可回答「無法確定」。而問卷中後續追問受訪者選擇無法確定的理由,包括受訪者認爲「需要多一點時間和資訊才能決定要不要支付價格」、「不喜歡金錢來解決」、以及「問卷內容無聊,希望快一點結束」等。由於這些受訪者對於評估財貨的效益顯現終止於第一階段,故無法觀察得到其在第二階段的進一步選擇,與最後第三階段的金額塡答結果,此類受訪者在800份的總調查樣本中共有52個。

而受訪者在第一次及第二次詢價選擇時,不論表達接受或不接受詢問價格,只要在開放式選項中塡寫一個大於零的願付價格,則這些



1墾丁國家公園資源資料受訪者顯示願意支付額度之決策過程

樣本將歸類爲傳統有效答覆。此外,即使受訪者在最後開放階段塡寫的願付價格是零,但如果受訪者不願意支付的原因,是由於墾丁國家公園之資源對他而言沒有任何價値,傳統上仍然會將這些樣本用於進步的效益評估分析中,所以仍舊是屬於傳統有效樣本。總計墾丁國家公園資源總價値的調查資料中,屬於所謂傳統有效答覆的樣本共有501份。

進而,如果受訪者不願意支付資源維護費的原因,並不是因爲墾丁國家公園的資源沒有任何價値,而是基於其他的理由,則這些樣本便歸屬於抗議性答覆。造成抗議性答覆的原因,包括受訪者認爲「要人民付錢來維護保存生態系統、地理景觀與史前遺址是不合理的,這些應該政府要負擔的」、「墾丁國家公園範圍內資源的維護費用應由使


用者或當地居民自行負擔」、以及「墾丁國家公園範圍內資源的維護費用應由當地各種旅遊、飯店、餐飮業者負擔」等,而屬於這一類抗議性的答覆有245份。800份總樣本中,除了 2份問卷因願付價格遠高於其他樣本而歸屬於極端値外,抗議性答覆和無法確定答覆約佔總調査樣本的37.13% ,因此在評估資源之價値時,必須對這些樣本有進一步瞭解,以決定如何將其重新納入效益評估的考量中。

 

(二)各種答覆樣本結構之初歩檢視

在對於抗議性答覆和無法確定答覆進行屬性的異同性檢定之前, 我們可以藉由長條圖或折線圖,初步檢視傳統有效答覆、抗議性答覆、無法確定答覆三類樣本在各相關屬性上的異同。長條圖是使用在只有二分類之資料上,包括性別、共同生活人數、是否曾經加入環保團體會員或是否曾經擔任環保義工、是否對環保團體捐款過等四種社會經濟變數;而其他三級以上的屬性,則以折線圖表現,包含受訪者五年內到過墾丁國家公園的次數,受訪者五年內到過國內其他國家公園的次數、年齢、敎育程度、職業分佈、所得等六種社經變數,前述十種屬性資料的初步檢視結果如圖2至圖11所示。

在受訪者五年內到過墾丁國家公園的次數,與受訪者五年內到過國內其他國家公園次數上,在圖2中可見,傳統有效樣本五內內去過墾丁國家公園者約略高於抗議性答覆和無法確定答覆,但是圖3顯示,這一群人五年內到過國內其他國家公園之次數,並未明顯多於其他兩群人。而在性別分佈上,傳統有效答覆中,男性受訪者略多過女性受訪者,但比例接近。然可明顯看出女性顯示抗議答覆的程度比男性高,推測是因爲對資源維護費之支付,可能需要調整在家庭某方面開銷之情況下,女性會視這種資源維護費爲一項雜支,傾向不願意調


文字方塊: 百分比 百分比
0


傳統有效答覆--^ 一抗議性答覆無法確定答覆

次數

 

1受訪者5年內曾經到過墾丁國家公園的次數

 

 

"#一傳統有效答覆

抗議性答覆無法確定答覆


次數

 

3受訪者5年內平均到過國內其他五座國家公園的次數

整家中其他雜支,使得女性塡選抗議的理由居多。至於在52份無法確定答覆中,男女比例約略相同如圖4所示。

而在六組的年齢分佈上,如圖5所示,綜合而言,六組答覆在年齢分佈的情形近似「倒U形」。只是答覆無法確定者,在31-40歲及41-50歲兩分群中,特別比起其他兩群樣本特別多。但在51-60


文字方塊: o o o w o o o
7 6 5 4 3 2 1
百分比
4受訪者之性別比例


文字方塊:  百分比40 35 30 25 20 15 10


 

 

 

傳統有效答覆抗議性答覆無法確定答覆


 


30歲以下        31-40


41-50歲        51歲以上

年齡


5受訪者之年齡分佈

60歲以上,答覆無法確定者之樣本數所佔比則明顯來得低,顯示30 50歲的受訪者無法做出明確的決策,比起其他年齢來得明顯。此外,如圖6可見在與受訪者共同生活人數的屬性上,將共同生活人數區分成包括夫妻外還有小孩共4人及4人以下的小家庭,和5人以


           
  文字方塊: o o o o o
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56.73


 

 

 

■ 4人以下國5人以上


傳統有效答覆     抗議性答覆      無法確定答覆

6受訪者之家庭人口數分配

10人以下的三代同堂之折衷家庭,如此已涵蓋各樣本的絕大多數家戶,同時亦不會使此一屬性過於細分而太瑣碎。

在傳統有效答覆的家庭結構,出現家庭人數4人以下的比例多過家有5人以上的狀況,顯示小家庭居多,而抗議性答覆的結果於此相差不大。由此可見,受訪者是家庭消費支出的決策者,在願意或不願意支付的決策過程中,因處在小家庭的環境裡,可立即做出決策而遭受其他反對阻礙較小,所以在訪談過程較易得到完整的詢價資料,以便區分傳統有效或抗議性答覆。但是無法確定答覆的家庭結構,則呈現相反的結果,是家庭人數有5人以上多過4人以下的一組。若以家庭消費決策來看,這一類折衷家庭會選擇不知道要不要支付資源維持費之比例較高,也許受訪者雖然有可以參與家庭支出的決策權,但並不是核心決策者,還要跟家人商量,以致造成受訪者無法對資源財貨進行後續的出價。

7顯示在敎育程度上,答覆無法確定與抗議者,在國中以上及



7受訪者之敎育程度分佈

專科以下的比例相對高於傳統有效答覆,亦即這種敎育程度者相對有比較高的比例會無法有明確選擇結果,要他們在極短時間內給予要或不要的答案實有困難。圖8顯示受訪者在軍公敎、農漁業從事者、工作時間彈性比較大的商、服務、醫師、律師、會計師之自由業者、及這些之外的所有其他職業別。我們發現抗議性答覆之農漁業從事者較其他兩群樣本爲高之外,答覆無法確定與抗議者之其他職業屬性與傳


       
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傳統有效答覆•抗議性答覆無法確定答覆


 

8受訪者之職業類別分佈


職業別


統有效答覆並無明顯之差異。

受訪者之家庭所得意指年收入包含薪水、利息、年終獎金等,由分爲十組所得的圖9中約略可看出,抗議性答覆及無法確定答覆之所得呈現非常兩極的狀態,一則有較高比例的低所得者,而高所得的比例亦不在少數。最後是關於二項與保育活動相關的綠色變數。其中, 一個是受訪者是否曾爲環保團體之會員或是義工,此可表示對環保相關議題之熱忱度。而另一類受訪者也可因時間無法配合,以直接捐款給環保團體表示對環境保護的關心。第一個環保團體之會員或義工的綠色變數,在三群樣本中沒有顯著差異,此外,這三群樣本沒有捐款給環保團體之比例明顯均比捐過款者高,其中顯現出抗議答覆者,未曾捐過款之比例又是三群樣本中最高者,答覆無法確定者,相較是對環保團體有比較多的捐款經驗者,推測此類受訪者面對此種詢價的方式,應該不瞭解問卷性質以致影響出價意願。附表爲前述所有相關屬性變數之數據資料。


 

 

 

傳統有效答覆«—抗議性答覆無法確定答覆


 

9受訪者在1999年之總所得分配


 

 

 

口是


傳統有效答覆      抗議性答覆       無法確定答覆

 

■ 10受訪者曾經是環境保育組織的會員或義工之比例


 

 

 

 

 

傳統有效答覆                抗議性答覆                無法確定答覆

11受訪者曾經對環境保育團體捐款之比例

 

(三)各種答覆類別樣本結構檢定

前述對於此一調查資料中受訪者所有相關屬性變數之初步檢視, 提供了我們對傳統有效樣本、抗議性答覆與無法確定答覆者,這三群樣本在樣本結構差異性的概括性瞭解,然要更精確的掌握這三群樣本在結構上之異同,則必須針對前述這些屬性變數進行相關的檢定,表1彙整了以下將進行檢定之十二個變數的定義及符號。


(四)相關屬性變數的檢定方法與撿定結果

爲瞭解不同樣本間之差異,特別是抗議性答覆及無法確定答覆, 與傳統有效答覆之差異,以下將針對傳統有效答覆、抗議性答覆與答覆無法確定者,依表1中的變數,兩兩比較其在相關特質上的差異。檢定的方法是針對各變數的平均數、變異數與分配比例進行樣本結構的檢定。首先,計算三群樣本各社經變數的平均値和標準差,分別列於表2

而各個特徵變數平均數異同之撿定,依該變數之變異數是否相同而有不同的檢定公式,因此必須進行變數的變異數檢定,方可完成不

 

1評估墾丁國家公園資源效益之樣本相關變數之定義及其號


 

 

 

調查硏究一文

同樣本特定變數平均數異同之檢定。進而,必需檢定兩樣本的各種社經變數之平均數是否相等,前述的平均數、變異數經過F撿定及t檢定之後,最後將所有屬性變數進fi1齊一性檢定。齊一性檢定是要檢定兩個或兩個以上母體的某一特性分配是否齊一或相近,採用的檢定統計量是卡方分配Chi-Squares,如(1)式所示。其中r爲檢定變數之分類個數,c爲檢定的母體個數,爲樣本觀察次數,^估計的期望次數而自由度爲rl)(c1)

 

 

 

 

由表2的所有檢定結果發現,大部分的變數在傳統有效答覆與抗議性答覆中,呈現5%1%顯著水準的不同,而無法確定答覆與傳統有效答覆在平均數變異數與分配上,在5%1%顯著水準下均無差異, 而無法確定答覆也只有在極少數的屬性變數上與抗議性答覆是有差異的。由此顯示,抗議性樣本是與其他兩群樣本差異較大的一群樣本, 因此,後續如果要將這一群樣本與傳統有效樣本合併進行效益的估算時,則必須建立或是找尋適當的估算模型將二者合併。

 

四、加入抗議性及答覆無法確定樣本對經濟效益評估結果的影響

 

(一)各種有效樣本之類別

經由前述分析得知,抗議性答覆與傳統有效答覆,在一些相關之受訪者特性上,確實有顯著不同,而無法確定答覆與抗議性答覆這二群樣本的差異則較不顯著。因而,在適宜的詮釋下,這兩群樣本可以


與原來傳統有效答覆組合成新的有效樣本,使得這些原來被刪除的答覆能再進入效益評估的樣本中。依此,以下將評估的樣本分爲傳統有效樣本,此一樣本也就是過去硏究在效益估算上的分析對象,共有501 份,另一樣本則是合併抗議性答覆與傳統有效答覆共746份,最後則經分析認定無法確定答覆與抗議性答覆無差異的情況下,將二者與傳統有效答覆合併的第三類樣本共798份。

 

(二)傳統有效答覆加入抗議性答覆之估計模型的設立及估計方法

受訪者經過圖1幾次的選擇流程後,最後所呈現的是以金額表示的願意支付額度,因此,當抗議性答覆要納入效益評估模型中,可以保守的認定這一群人的願付價格是零,過去文獻上亦有Strazzera et al. (2003a 2003b) Scarpa et al. (2001) Whitehead (1994)依此法將抗議性答覆,再納入效益評估的估算模式中。然而,在開放雙界二元選擇誘導支付模式中,對於抗議性答覆更理想的處理方式,是將這一群答覆在整個誘導模式中的流程考量進來,亦即以複檻式決策過程模式處理(吳珮瑛等2004)1.以Tobit模型處理視抗議性答覆爲零願意支付金額

般而言,受訪者是否經過開放雙界二元的選擇過程,皆能經由訪談得到受訪者心中最高的WTP ,故可以取經過前述選擇流程最後所顯現的願付金額。而想要知道受訪者的特徵對於最後此一願付金額的影響,在假設受訪者不會顯示負的願付價値情況下,其願意支付金額至少爲零。因此當顯示金額爲零者,有可能是眞正的零抑或爲負値, 而在上述概念下,必須全部設爲零,此時選擇能分析受限資料之Tobit 模型Tobinl958)是可分析此類資料的一種模型。

此一模型是假設受訪者/心中的願意支付價格爲,以避免環


境資源品質惡化或數量減少,而數値大小是由及誤差項& 所決定,可表示爲(2)式,其中13爲待估計係數,爲各解釋變數。


Yl^ = l3Xi + ei


(2)


如果觀察値有AM固樣本數,誤差項stj之平均數爲零且變異數爲a2 ,並符合常態分配。當1?大於零時,受訪者i回答的願付價格17 會等於心中的願付價格1?,此時即可得到受訪者心中實際的願付價格;而當受訪者i心中的願付價格1?小於或等於零時,受訪者i所回答的願付價格17則全設爲零,因此得到的零觀察値會包含眞正的零,抑或心中實際願付金額爲負値的零觀察値,以(3)式表示


YlT^\ 7    I (3) 而受訪者i回答的願付價格17大於零時,其機率函數爲


 

 


(4)式中ch爲標準常態的機率密度函數。而當受訪者i回答的願付

價格kt等於零,其心中願付價格可能爲零也可能小於零,其機率

函數如(5)


Pro&( YlT=^0) = Pr ob( Yl^<O) = l-0i


Mi. a


(5)


.其中^爲標準常態的累積分配函數。結合(4)(5)兩個機率函數, 可以導出最大概似概似函數如(6)


 


而抗議性答覆要納入效益估計中,是假設願意支付價格爲零而進入Tobit模型,亦即在效益估算模型內的樣本數,除了傳統的有效樣本外還包含抗議性答覆,即多增加抗議性答覆所代表的零願意支付價値。由此可預期會降低原始估算的資源價値。此時由Tobit模型估計得來的平均願意支付價格之點估計値,是以每個觀察値預測所得的願付價格之平均値,做爲平均效益的點估計値,如(7)式所示


E{YT)=-


N


(7)


2.以複檻式決策過程模型處理抗議性答覆

由於Tobit模型只能對開放雙界二元選擇程序中,最後階段開放欄位得到的WTP做分析,然而卻忽略了受訪者在前面兩個階段的決策過程,因此吳珮瑛、鄭琬方和蘇明達(2004)乃提出複檻式決策過程模型來解決這樣的問題。當採用複檻式決策過程模型分析開放雙界二元選擇資料時,是結合了受訪者是否參與前二階段之二元選擇的外顯過程,與利用Double-Hurdle (D-H)模式解釋最後開放塡答結果之支付過程。其中,D-H模式是認爲受訪者在開放塡答時,是先「決定是否參與支出」再「決定支付多少金額」。因此,複檻式決策過程模

型總共包含了三個用來決定是否參與支出的參與方程式,和一個用來決定支出多少金額的支出方程式。如果受訪者不願意參與前二階段的外顯選擇過程以及最後之開放過程,此時將呈現爲抗議性樣本,否則便是傳統有效樣本。


假設受訪者i在最後開放階段的塡答金額爲,且c!是代表該

受訪者面對二元選擇第一次詢價$ At時,選擇是否願意參與支付之虛擬變數;C『則是代表第二次詢價金額$ 或選擇是否參與支付之虛擬變數;則是在開放塡答階段,受訪者i是否參與支付之虛

擬變數。在分析開放雙界二元選擇資料的複檻式決策模型中,只有如

12內(乙)之情況才會發生願付價格爲零,但也有可能觀察到正値,

而其他(甲)、(丙)、(丁)三種情況,願付價格則是大於零之正値。如果受訪者/在第一次二元選擇決策過程回答「願意」,即a=i時, 則不論第二次的二元選擇是「願意」抑或「不願意」,即不管c?=oa=i ,由於此二種情況發生的機率和爲1 ,因此可以合併於(8)式的第

種情形。經由選擇程序及最後支付金額之其他組合,所有情形如(8) 式所列

 因爲C!C\都是受訪者i在呈現外顯選擇過程中,是否參與支付之虛擬變數,因此假設其解釋變數相同,均爲,而待估計係數爲r , 且誤差項Ui服從標準常態分配,如(9)式所示。而受訪者i是否參與開放決策過程之虛擬變數,其解釋變數則以Zi表示,待估計係數爲a ,誤差項服從標準常態分配,如(10)式所示。最後,以解釋變數Xi

 

(三)傳統有效答覆加入無法確定答覆估計模型的設立及估計方法

1. 開放二元選擇詢價模式中給予無法確定答覆特定願付金額之處理

本硏究所分析的資料之無法確定選項是在選擇的第一階段發生, 選擇了此一項別後,受訪者就不再持續塡答下去,因而,這一群人事實上是沒有最後願意支付價格的金額塡答,然爲了將這一群人納入最後效益的估算樣本中,就必須假設選答無法確定者在開放塡答中之最後願付價格金額的大小,此種假設一則可以保守的認爲這一群人最後的塡答全部爲零,另一是大膽的假設這一群人最後的願意支付與其在第一階段所面對的起使金額相同,最後則可以擇中假設認爲這一群人之願付價格是第一階段所面對起始價格的一半。

2. 將無法確定答覆視爲抗議性答覆處理

由前述對於無法確定答覆與抗議性答覆樣本結構之檢定,發現此二樣本在所有相關的屬性上並無顯著的差異,此外,就第一個選擇階

段的三選一,及問卷中所設定的無法確定理由,可能隱含答覆無法確定這一群人也有一些抗議的成分,綜合所有這些因素,則可以將這一群人以抗議性答覆處理,因而,這一群人最後塡答的願付金額可以抗議零加進至Tobit模型分析,亦即可以利用前述的複檻式決策過程模型,將這一群人如前者處理抗議性答覆樣本時,合併爲更大一群的抗議性樣本。圖13則以圖示綜合呈現前述對這一群人,最後開放塡答所假設之願付價格的各種可能。

前述各估計模型使用LIMDEP軟體進行實證分析Greene 1998),對於傳統有效樣本、傳統有效樣本加入無法確定答覆將其視爲有效樣本之情況下,其估計方式是依照一般最小平方法ordinary


1)  無法確定答覆以o處理

2) 無法確定答覆以起始價格處理

3)  無法確定答覆以一半起始價格處理
_________  4)無法確定答覆以抗議性答覆處理

 

■13以完整詢價模式顯示對無法確定答覆最後開放支出之處理方式

 

least squares, OLS)Tobit進行估計,而加入抗議性答覆而成的有

效樣本,所採用的複檻式決策過程模型,則是要利用最大概似函數法估計。

 

五、效益評估結果與分析

 

(一)各樣本估計模型之設立

在複檻式決策模型的實證過程中,必須先確認(9) 、(10) 、(11)三式中, Wi Zi和等解釋變數。在決定願意支付多少金額的(11)式裡,採用的解釋變數即如表1所示,因此願付價格函數如(15)式所示

 

至於外顯選擇過程之參與方程式(9)式,及開放階段之參與方程式(10)式中,採用的解釋變數以(16)式和(17)式表示,模型係數之估計結果如表3

 

(二)墾丁國家公園價値評估資料加入抗議性答覆、無法確定答覆之模型係數估計結果

由表3係數估計結果可知,解釋變數對願意支付的影響,傳統有效答覆與加入抗議性答覆及無法確定答覆之估計結果,在OLSTobit模型,除了性別Sex)、職業爲自由業者Oc3)、曾是環保組織之會員或擔任過義工者Greenl)之變數的符號,在不同方式處理無法確定樣本而有不同方向的影響外,其他變數對願意支付的影響方向,在OLSTobit模型之估計結果皆相同。依照本硏究給予無法確定答覆三種不同願付金額之假設下,由表3可看出三種處理方式對各變數係數的估計符號及顯著程度約爲相同,而Tobit模型之估計亦大致呈現相同的結果。至於,將無法確定答覆視爲抗議性答覆,而以複檻式決策模式估計的結果,其中在支出方程式的變數方面,除是否對環保團體捐過款Green2)變數外,其他變數的正負號,與上述OLS


Tobit均相同。此外也以(18)式之/値計算各模型的配適度

 

 

其中,L表示除了常數項之外所有係數皆爲零的概似函數値,而L 表示估計所得到的最大概似函數,^/爲模型的自由度。從計算概f以比檢定之/値發現,在5%顯著水準下,以複檻式決策過程模式處理包含抗議性答覆,或將無法確定答覆以抗議性答覆處理這兩個模型最具解釋能力。其他所有估計模型,不論是估計傳統的有效樣本,或是以OLS或是Tobit ,估計包括抗議性答覆以及不同方式處理的無法確定答覆樣本的所有模型,皆不具備解釋能力。

 

(三)各種樣本每人每年願意支付價格之估算與比較

依前述傳統有效樣本,亦即不包含抗議性答覆與無法確定答覆之樣本,與加入抗議性答覆,而至加入無法確定答覆的所有估計結果, 可以一一計算各估計模型下每人每年願付價値之平均値,所有結果彙整於表4 ,依此可知,傳統上未納入抗議性答覆與無法確定答覆這二群樣本,與加入這二群樣本後對效益評估結果的影響。過去的硏究所分析的傳統有效樣本,亦即不包含抗議性答覆與無法確定答覆之樣本, 採用OLS或是Tobit估計模式,計算所得的每人每年願付價格之平均數分別爲855元與926元,而如果將抗議性樣本加入後,以OLSTobit模型估計的結果是,平均每人每年之願付價格分別爲574元與616元,然而,如果以最具解釋能力的複檻式決策過程模型估計,則結果爲346元,由此可知,過去未納入抗議性樣本,對平均效益之估計結果高估了 1.662.68倍之多。

如果進而將無法確定答覆再納入效益評估中,以複檻式決策過程


 

模型估計的平均每人每年之願付價格爲253元,而其他加入抗議性樣本,同時爲無法確定答覆設定不同願付金額,且在0LSTobit模型之估計下,所有各種模型之估計結果均高估了平均之WTP ,分別高估2.122.57倍,平均而言,高估的情形比前一種只考量抗議性樣本的情況更爲明顯,這些結果與預期中認爲加入抗議性答覆與無法確定答覆,會得到較低的願付價格之平均値是一致的,而表4所彙整的結果則可進一步明確得知,不納入這些樣本,同時也未採用恰當的估計模型時,由各種模型估算得來之平均願付價格的高估程度。


八、結語

 

在評估資源價値時,過去硏究所分析的樣本是屬於所謂的傳統有效樣本,亦即習慣上均是將顯示抗議的受訪者,與答覆無法確定或是不知道的樣本排除在外,而這些被刪除而未納入效益評估的樣本,往往占整個調查不低的樣本比例,因此,如果刪除這部分的樣本而只分析傳統上所認定的有效答覆,可能因大量被刪除樣本而影響最後評估的結果,以致誤導對資源配置之決策。

本硏究以一套利用開放雙界二元假設巿場價値評估法,調查墾丁國家公園資源價値之資料爲對象,將受訪者分成傳統有效、抗議及無法確定三種樣本,詳細分析抗議及無法確定答覆之受訪者,會以何種抗議及無法確定的理由拒絕塡答問卷之後,進一步以敍述統計及多種相關方法檢定這些樣本之受訪者在結構上之差異。

在這一套資料中,30.63%抗議性答覆加上6.50%無法確定答覆佔了總樣本數之37.13% ,而無法確定答覆在某些屬性表現上,部分偏向有效答覆的回答,也有部分則偏向抗議的一方。有鑑於過去處理抗議性及無法確定答覆之相關硏究並不多,而本硏究在參考相關個案的處理方式後,將墾丁國家公園資源評估資料中的無法確定答覆,分成兩種處理,其中一種是假設這些答覆的開放願意支付金額,爲其第一次所面對受訪價格、該受訪價格的一半、及零等三種方式,重新認定這一群人爲有效答覆,另一種則是將無法確定答覆視爲抗議性答覆。

經由不同樣本組合,以Tobit模型只估計傳統所認定的有效答覆,其WTP爲每人每年平均926元,若加入抗議性答覆則每人每年之WTP降爲616元,而再加入無法確定答覆爲有效答覆,則每人每


年之WTP介於575649元之間。而在複檻式決策過程模型中,只加入抗議性答覆則每人每年之WTP346元,而加入無法確定答覆,此時平均每人每年之WTP調降至253元。由此可知,在不同方式的詮釋下,結合不同模型的估計,過去未將抗議性答覆與無法確定答覆納入效益評估的分析中,估計所得的墾丁國家公園資源之價値普遍是偏高的,高估的倍數比起加入抗議性樣本之情形,以最佳解釋能力之複檻式決策過程模型估計,其結果高出66%168%之多,而比起進一步加入無法確定樣本,以複檻式決策過程模型之估計結果多出112%157% 。由於使用OLSTobit模型來分析傳統有效答覆時,對於平均願付價格之估計將會產生相當比例的高估情形,所以建議後續文獻在使用假設市場價値評估法時,在不同詮釋下納入抗議性與無法確定樣本,並且採用不同的估計模式是有其必要的。

本硏究對於不同樣本間之屬性結構的檢定,目前是採兩兩比較的方式,未來可嘗試可以同時檢定三組樣本的方法,如此得出樣本間之差異的結果會有較高的一致性。此外,目前對抗議性或無法確定樣本納入估計模型時,是將抗議性樣本或無法確定樣本整群一併處理,未來可以嘗試依這兩群人不同的抗議理由與無法確定理由,更細緻的將這兩群人依據不同理由,將其納入效益評估之考量中,以能進一步討論不同抗議或無確定理由,對效益評估結果之影響。進而,在開放雙界二元選擇的支付模式中,由於無法確定答覆是發生於第一階段選擇後的結果,此時,該階段是「願意」、「不願意」與「無法確定」的三選一之選擇樹狀結構,未來可以針對選擇結構的部分,重新計算各種選擇組合的機率,以便估算由選擇階段而來的願付價格的平均値,依此可以確認過去認爲取用開放雙界二元選擇支付模式之最後願付金額,會比取用在選擇階段所估算出來的願付金額有更高之效率性,是


否同樣也會發生於選擇階段之樹狀結構改變上。當然,對於處理抗議性答覆所用的複鑑式決策過程模型,對於階段間的決策是以較簡易的無相關爲出發,這些也都是未來硏究,在以此一硏究爲基礎之上可以持續發展的空間。

附表評估墾丁國家公園資源資料各類樣本主要之社會經濟變數


敎育程度

小學及以下            23

國中畢業             49

高中畢業              139

專科畢業              129

大學畢業              142

硏究所畢業            19

職業別

軍公敎               83

農漁業從事者          11

自由業               34

其他                 373

家戶年所得

40萬元以下           48

40萬一 60萬元         74

60萬一 80萬元         89

80萬一 100萬元        88

100萬一 120萬元       75

120萬一 140萬元       34

140萬一 160萬元       33

160萬一 180萬元       12

180萬一200萬元       20

200萬元以上           28

曾經是環保組織的會員或義工

是                   32

否                   469

曾經對環保團體捐款

是                   111

否                   390

 

4.

59

29

11.

84

2

3.

.85

9.

,78

31

12.

65

8

15.

.38

27.

,74

75

30.

61

15

28.

.85

25.

,75

56

22.

86

17

32.

.69

28.

.34

52

21.

,22

8

15.

.38

3.

.79

2

0.

,82

2

3.

.85

16.

.57

27

11.

,02

9

17.

.31

2.

.20

16

6.

.53

1

1.

.92

6.

,79

16

6.

,53

3

5.

.77

74.

.45

186

75.

,92

39

75.

.00

9.

.58

58

23.

.67

10

19.

.23

14.

.77

37

15.

.10

8

15.

.38

17,

.76

45

18.

.37

9

17.

,31

17.

.56

43

17.

.55

6

11,

.54

14,

.97

23

9.

.39

7

13,

,46

6

.79

12

4.

.90

5

9,

.62

6

.59

4

1.

.63

2

3.

.85

2

.40

2

0,

.82

1

1

.92

3

• 99

9

3

.67

1

1,

• 92

5

.59

12

4,

.90

3

5

• 77

6

.39

21

8

.57

4

7

.69

93

.61

224

91

.43

48

92

• 31

22

.16

18

7

.35

12

23

.08

77

.84

227

92

.65

40

76

.92


資料來源:本硏究整理。


參考文獻

 

吳珮瑛、鄭琬方、蘇明達

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[1] * *   Assistant Professor, Department of Business Administration, China Uni­

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