基于HPM的水文化价值定量评估研究——以秦淮河风光带为例

刘素芳，陈 菁，陈 丹，王 凯，赵思远，田振宇

(1.河海大学南方地区高效灌排与农业水土环境教育部重点实验室，南京 210098；2.河海大学水利水电学院，南京 210098；3.江苏省南京市水利局，南京 210098)

水文化是指人们在社会实践中，以水为载体，创造的物质，精神财富的总和，是民族文化中以水为载体形成的各种文化现象的统称[1]。我国的水文化历史悠久、形式多样、内涵深刻，水文化遗产具有重要的历史、文化、科学、艺术、经济和水利功能价值[2]。充分认识水文化的历史意义和现实价值，对深入挖掘和弘扬水文化、保护水文化遗产及加强水文化建设有着重要的意义[3,4]。

水文化价值研究较多：刘新荣探讨了水文化的个性价值构成和评价体系并构建了个性文化和谐价值模型[5,6]；谭徐明、张念强等人阐释了水文化遗产的定义、特点、类型与价值，并运用层次分析法对京杭运河古代水利工程的综合价值进行了评估研究[7,8]；张志荣、李亮等人对大运河杭州段水文化遗产的内涵与价值进行了研究[9]；李丹阳、李小征揭示了水文化在当代的价值特性[10]；李悦、刘建林等分析了渭河水文化的内涵及功能价值[11]；王庆利对淮河水文化建设的内涵及功能价值进行了分析[12]。因水文化的非商品性，难以将其价值量化评估，以上研究大多为定性研究或半定量研究，难以直观地评估水文化的价值量。

目前，关于水文化价值定量研究的方法较少，但可参考生态价值、开放空间价值、环境价值、文化遗产价值的定量评估方法[13,14]。较常运用的有以下几种：如条件价值法(Contingent Valuation Method，CVM)，一般采用问卷调查法，具有可操作性强、适用性广等优点，但其结果的准确性与调查方案设计的严谨性及被调查对象的不同关系较大，主观性较强[15]；旅行费用法(Travel Cost Method，TCM)评估的是旅游者通过消费环境商品或服务所获得的效益，即游客对旅游场所的支付意愿，较适用于景区旅游价值量的评估；机会成本法(Opportunity Cost Approach，OCA)，是指在无市场价格的情况下，资源使用的成本可以用所牺牲的替代用途的收入来估算，适用于具有多种用途的稀缺资源的价值评估；特征价格法(HPM)，是根据住宅或土地区位差异而产生的价值变化来评估公共资源的价值，较其他价值评估方法具有容易取样、模型经济意义直观、计算相对简单等优点。

因秦淮河风光带两岸楼盘林立，且到秦淮河风光带不同距离的住宅存在价格差异，符合人们通过选择居住地点来表示他们对公共资源的偏好，即HPM的“用脚投票”(Tiebout, 1956年)的特征，同时能使秦淮河风光带的价值在市场经济中得到反映，从而定量评估秦淮河水文化得价值量。故本文尝试选用HPM对秦淮河风光带水文化价值进行定量评估研究。

1 水文化价值定量评估的HPM模型

HPM是根据人们为优质环境的享受所支付的价格来推算环境质量价值的一种估价方法。HPM结合了美国学者Lancaster的消费者理论(1996年)与经济学家Rosen的供求均衡模型(1974年)，是对异质商品中既紧密联系又相互区别的各种属性进行定价的一种研究方法[16,17]。由于组成环境商品和服务的各属性的数量及组合方式不同，商品的价格产生了差异，该方法即是通过研究每增加一单位的属性分析消费者愿意额外支付的费用，来评估该影响因子的隐含价格，又称为边际隐性价格。HPM认为房地产价格是由对房地产有影响的一系列特征所组成的，其理论依据是效用函数理论、需求函数理论、市场均衡理论以及隐含特征价格理论，因此方法理论比较完善[18,19]。据以往研究，对房地产价格有影响的特征主要可分为三大类：区位特征、建筑特征及邻里特征，每一类包含多个影响因子，如房屋装修程度、建筑年龄、教育条件、周边医院、商场数量等。而这三类特征只包括影响房地产价格的一般因素，对具有水文化价值的河流风光带两岸的住宅并不具有完全适用性，必须增加河流风光带水文化这一影响因子。通过调查发现，秦淮河风光带整治前后对两岸房地产价格产生了较明显的影响，且到秦淮河风光带不同距离的楼盘存在价格差异，到秦淮河风光带直线距离既反映出两岸居民享受水文化的便利程度，又能反映出水文化对房地产的影响程度。本文选用HPM定量分析水文化价值，将到秦淮河风光带直线距离作为评判水文化影响程度的一项影响因子，构建适用模型进行计算和分析。HPM的模型基本形式一般为：

线性形式：

P=∂0+∂1X1+∂2X2+…+∂nXn+ε

(1)

半对数方程形式：

lnP=∂0+∂1X1+∂2X2+…+∂nXn+ε

(2)

对数形式：

lnP=∂0+∂1lnX1+∂2lnX2+…+∂nlnXn+

∂′1X′1+∂′2X′2+…+∂′nX′n+ε

(3)

式中：P为交易市场上挂牌出售的住宅单价；X1,X2,…,Xn为自变量即各项影响因子；∂1，∂2，…，∂n、∂′1，∂′2，…，∂′n为模型系数；∂0为常数项；ε为误差项。

因针对具体的对象，无法通过经验判断来选择最佳模型形式，故需要使用SPSS软件中的回归技术对代入3种模型方程的数据进行反复试算，得到参数结果，选取能反映自变量与因变量之间线性关系的复相关系数R及R2值较大者，以及标准误差D-W值较小者对应的模型为最佳模型。将统计好的数据代入模型中，使用SPSS平台对数据进行逐步回归分析，得到自变量的弹性系数，弹性系数反映在其他变量保持不变的条件下，因变量对某一自变量的弹性，所表示的经济含义为自变量的单位变化引起的因变量的变化量。由评判水文化影响程度的自变量弹性系数可得出：在其他影响因子不变的条件下，住宅到秦淮河距离的单位变化，引起住宅价格的变化量，以此推算出秦淮河风光带水文化价值量。

2 秦淮河风光带水文化价值定量评估实例分析

2.1 基本概况

一水秦淮，蜿蜒曲折，横贯南京腹地，对古城南京的形成与发展起到重要的作用，被称为南京的母亲河。南京市于2002年始用3 a的时间治理外秦淮河，沿两岸修复、建成了包括明代城墙、两小无猜、聚宝瓮城、越城故地、牧童遥指、赛虹桥、赏心亭、石头城、河口闸及南京水利展示馆在内的10个水文化景点，对古城南京水文化遗产的保护和传承具有积极意义。本文选取草场门至清凉门一段秦淮河风光带作为研究对象，此段有斑驳沧桑的明代城墙；有东吴“金陵第一要塞”的石头城；有“鬼脸照镜”的奇妙传说；有“石城霁雪”的旖旎风光；有微波秦淮上的游船画舫；有百舸争流的传统龙舟赛……这些都是因秦淮河而生的水文化遗产的重要载体，也为两岸居民提供了休闲、娱乐、感受历史与学习文化的必要条件，其价值不可忽视。

2.2 数据来源与特征变量选取

运用HPM对秦淮河风光带水文化价值进行定量研究，调查选择的住宅类型为相似性较高的普通住宅，价格也更具有可比性，从而能够尽量减小误差。此外，不同时期市场价格会产生一定变化，需要在较短的时间段进行数据的收集工作，以期获得在同一市场的价格调查结果。本论文即选用了南京市研究选择“房天下”(http:∥fangjia.fang.com/nanjing/)网站上在2016年4-10月期间公布的住宅价格为研究的因变量，并对这些数据进行动态跟踪和更新。以秦淮河风光带两岸的22个住宅小区一共310套普通住宅作为调查对象，统计详细的住宅特征信息。

综合秦淮河风光带两岸住宅特征和现实情况，选择自变量指标，并进行变量的量化与经济预测：在变量量化方式的选择上，主要有两种形式，第一种直接选取变量的实际数值；第二种形式为赋值量化，对于分类型的变量的不同类型赋予代表类型的顺序取值，涉及范围的指标均统计以住宅为中心1 km以内。各项指标的经济预期若为正相关则标记为“+”，负相关则标记为“-”。 特征变量的选择、量化过程及预期如表1所示。

表1 特征变量的选择、量化及预期表Tab.1 The selection, quantification and prediction of characteristic variables

2.3 模型的选择

以住宅单价为因变量，以表1中的特征变量为自变量，将已统计好的7130个数据分别代入HPM的3种模型方程中，并使用SPSS19.0统计软件中的回归技术进行反复的试算，试算后得到的模型参数结果与方差分析结果如表2和表3所示。

表3 模型的方差分析结果Tab.3 The results of variance analysis

从表3的方差分析结果对比可以看出，3种模型的F统计量概率P值Sig.均为0，在设定显著性水平0.05之下，说明都具有显著的线性关系。而表2中3种模型调整后的判定系数R2分别为0.904、0.885、0.959，可见对数模型调整后的R2较其他两种模型大，基本模型所能解释因变量差异约为95.9%，说明模型的拟合程度较好，具有较好的解释能力。宜选取对数模型进行数据的回归分析。

在对数模型中，变量的参数称为偏斜率系数，又称为偏弹性系数，每一个偏斜率系数度量了在其他变量保持不变的条件下，因变量对某一解释变量的偏弹性。自变量的系数所表示的经济含义是指特征变量每变化1%，引起的因变量的百分比变化。

2.4 模型的分析与检验

2.4.1 回归分析

线性对数模型选定后，将统计好的因变量及21个自变量的数据代入模型中，使用 SPSS19.0平台对数据进行逐步回归分析。在软件自动剔除存在无效数据的特征变量后，一共剩下20个特征变量(见表1)。在使用“进入”方法进行的初步回归分析中，存在部分变量相关性不显著、变量之间有轻度共线性等问题，因此需要在20个特征变量中选取出最优的回归子集，找到相关显著性水平在5%以下的变量子集。回归分析结果如表4所示。

表4 对数模型回归分析系数表Tab.4 Regression analysis of logarithm model

从表4可以看出，最终入选的变量相比较于初步回归分析的初始变量有所差别，剔除了不显著相关的变量，仅留下了9个变量，其中8个自变量，1个因变量。8个自变量分别为房屋的房间数、房屋的建筑面积、房屋所在楼层、房屋装修程度、房屋的通风采光度、建筑年龄、到商业中心的直线距离和到秦淮河风光带直线距离。

2.4.2 显著性检验和方差分析

从表2可知，各自变量对因变量的线性对数模型的复相关系数R=0.984、判定系数R2=0.969、调整R2=0.959，说明自变量和因变量之间的线性关系很强，线性对数模型所能解释因变量差异的百分比约为 95.9%，具有很好的解释能力，达到很好的效果。

从表3可知，线性对数模型回归方程方差分析F检验的显著性水平为0，说明方程的回归关系是高度显著的，全部回归系数同时为零的可能性小于0.001，即表示进入模型方程的住宅特征变量与因变量之间的线性关系是成立的(见表5)。

表5 方差分析Tab.5 Variance analysis

2.4.3 共线性检验

如表6所示，根据模型回归分析中共线性统计的结果表明，方差膨胀因子VIF值都在当0

2.4.4 残差统计

回归模型的残差统计量如表7所示。

表6 线性对数模型共线性检验结果Tab.6 Collinearity assessment of linear log model

表7 回归分析结果的残差统计Tab. 7 Residual statistic results of regression analysis

如图1所示，模型回归标准化残差的直方图趋势基本与所估计的曲线基本吻合。如图2所示，标准化残差的 P-P 图中，标准化残差的散点也基本分布在直线上，都说明标准化残差成正态分布。

图1 回归结果标准化残差直方图Fig.1 Normalized histogram of regression results

图2 回归结果标准化残差P-P图Fig.2 Normalized residual P-P diagram of regression results

2.4.5 散点统计

如图3所示，以变量“DEPENDENT”为X轴变量，变量“ADJPRED”为Y轴变量，反映的是因变量与回归标准化预测值的散点图。由图3可知，散点基本都呈一条直线状分布，说明预测值和观测值很接近，预测效果较好。

图3 模型回归分析结果散点图Fig.3 Scatter plot of regression analysis

经验证分析可知，回归调整校正后的结果与模型拟合程度较高，回归结果是可靠的。

3 结 语

通过比较分析几种价值定量研究方法，提出了定量分析水文化价值特征价格法(HPM)。将该方法应用于南京市秦淮河风光带，选取20个特征变量对风光带两岸310套住宅进行调查统计，运用SPSS软件分析选取最佳的对数模型，并分析出每一特征变量的偏弹性系数。研究表明：①运用HPM对秦淮河风光带水文化价值进行定量评估研究是可行的，且对数模型具有可靠性。②模型分析中，自变量“到秦淮河风光带距离”的偏弹性系数为负值，说明这一自变量与因变量成负相关，即离秦淮河风光带距离越近，住宅价格越高。③由所需自变量偏弹性系数为-0.255可知，自变量“到秦淮河风光带距离”的单位变化，引起的因变量的变化为25.5%，定量反映了秦淮河风光带水文化对房地产经济的贡献度。

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[1] 李宗新. 再论水文化的深刻内涵[J]. 水利发展研究, 2009,9(7):71-73.

[2] 汪 健，陆一奇. 我国水文化遗产价值与保护开发刍议[J]. 水利发展研究，2012，12(1):77-80.

[3] 陈 雷. 弘扬和发展先进水文化促进传统水利向现代水利转变[J]. 中国水利, 2009,(22):17-22.

[4] 郑大俊, 王如高, 盛跃明. 传承, 发展和弘扬水文化的若干思考[J]. 水利发展研究, 2009,9(8):39-44.

[5] 刘新荣. 水文化个性价值初探[J]. 船山学刊，2007,(2):100-102.

[6] 刘新荣. 文化个性与和谐理论研究——水文化和谐价值解读[J]. 求索，2007,(2):76-78.

[7] 张念强，谭徐明，王英华，等. 京杭运河古代水利工程的综合价值评估研究[C]∥ 中国大运河水利遗产保护与利用战略论坛，2013:146-152.

[8] 谭徐明. 水文化遗产的定义、特点、类型与价值阐释[J]. 中国水利，2012,(21):1-4.

[9] 张志荣，李 亮. 简析京杭大运河(杭州段)水文化遗产的保护与开发[J]. 河海大学学报(哲学社会科学版)，2012,14(2):58-61.

[10] 李丹阳，李小征. 中国传统水文化及其当代价值[J]. 河南水利与南水北调， 2013,(19):33-34.

[11] 李 悦，刘建林，朱记伟. 渭河水文化的内涵及功能价值研究[J]. 新西部旬刊， 2012,(11):24-25.

[12] 王庆利. 浅析淮河水文化建设的内涵及功能价值[J]. 科技视界, 2014,(9):305-307.

[13] 毛春梅, 陈苡慈, 孙宗凤,等. 新时期水文化的内涵及其与水利文化的关系[J]. 水利经济, 2011,29(4):63-66.

[14] 周小华. 水文化研究的现代视野[J]. 中国水利, 2007,(16):12-16.

[15] 陈 丹,陈 菁,陈 祥,等. 基于支付能力和支付意愿的农民灌溉水价承受能力研究[J]. 水利学报, 2009,40(12):1 524-1 530.

[16] Bloomquist,G Worley,L.Hedonic prices,demands for urban housing gattributes and benefit estimates[J].Journal of Urban Economics,1981,(9):212-221.

[17] Rose. Hedonic prices and implicit market:product differentiation in pure competition[J].Journal of Political Economy,1974,82:34-55.

[18] Luttik J.The value of trees,water and open space as reflected by house prices in the Nether lands[J].Landscape and Urban Planning,2000,48:161-167.

[19] Anderson,Soren T, Sarah E West.Open space,residential property values,and spatial context[J].Regional Science and Urban Economics,2006,36:773-789.