基于ZTCM的八公山國家地質公園游憩價值評估目錄TOC\o"1-2"\h\u8403一、引言 ，也就是在費用等于Ci時，第i個區(qū)間的旅客都會進行一次游玩，但是與此同時，總游覽人數卻不僅僅是此區(qū)間的旅客人數Ni，它也包括愿意花費比Ci旅行費用更多的所有旅客(韓冰雪,唐嘉琪,2020)。比如,愿意花費[100，200）旅行費用的游客，也代表著其會愿意以[0，100）的花費旅行，也因此在[0，+100）的費用區(qū)間里，在這種設定里所有游客都愿意出游，則該區(qū)間的出游意愿就為100％?；谶@些初始研究成果，本文能夠構思出更多富有預見性的設想與研究路徑，促進該學科領域的知識邊界持續(xù)擴展。這些設想與研究路徑不僅立足于對當前狀況的深刻剖析，還融合了領域內的最新進展與未來走向，意在探索未知地帶、應對現實挑戰(zhàn)并引領學術發(fā)展潮流。借助后續(xù)的研究與驗證，本文有望發(fā)掘該領域更深層次的規(guī)律與機制，為理論架構的豐富和實踐應用的革新提供強大助力。此外，這些前瞻性的探索也將吸引更多學者與研究機構的目光與投入。于是，在費用為Ci時，則樣本游客中愿意出游的總人數為Mi=∑Nj(i≤j≤n），最后，我們可以再假設旅客總人數為N的游客中愿意的出行的概率為Pi，Pi=Mi/N，不妨令Qi=Pi，那么可以認為在費用為Ci時，每個游客旅游一次的意愿為Qi。（五）擬合確定需求函數由于旅客在旅行中所發(fā)生的費用對旅客的出行需求影響極為重大，所以通過考慮因變量和自變量的內在關系，以每個費用區(qū)間的中間值作為自變量，以旅客的旅游需求為因變量，分別建立線性、二次、對數和指數函數，即(龔雨晨,曾子萱,2019)：Q=f(C)。（六）計算樣本的總消費者剩余根據線性、二次、對數和指數函數，選擇擬合程度最好的函數，進而確定旅客意愿需求曲線，然后計算各個區(qū)間中的旅客的平均消費者剩余，即為CSi（公式5），接著根據對應費用區(qū)間的旅客人數，計算出各個費用區(qū)間的對應的總消費者剩余，再將各個費用區(qū)間對應總消費者剩余進行求和，從這些態(tài)度可以明白最終計算出樣本的總消費者剩余，即為SCS（公式6）(俞子和,楊俊杰,2019)。CSiSCS=i=0式中：CSiCi??(C)為單個游客的旅游意愿需求曲線；SCS為樣本的總消費者剩余；Ni為第i個區(qū)間的游客人數(0≤i≤n）。（七）評估測算游憩價值濕地公園資源的游憩價值由兩部分構成，其中一部分是總旅行費用，即為STC，主要包括交通、餐飲、時間成本等顯性和隱性費用；另外一部分則是總消費者剩余，即為SCS，其計算公式為:RV=SCS+STC式中：RV為濕地公園資源的游憩價值；SCS為樣本的總消費者剩余；STC為樣本游客的旅行費用；N為樣本數量；SN為年到訪游客總人次。四、案例應用研究——以八公山國家地質公園為例（一）八公山國家地質公園游憩價值評估過程1.確定樣本數量對八公山國家地質公園實地進行了實地勘察，并且發(fā)放了問卷進行調查，涉及游客基本個人信息、旅行費用等內容。2019年八公山國家地質公園接待游客共計約120000人次，將抽樣誤差δ設定為0.05，根據公式1計算得出八公山國家地質公園的最低調查樣本數量為399份。本次共發(fā)放問卷410份，其中有效問卷393份，從這些報告中推斷出問卷有效率為95.85%。在393份調查樣本中，游客的性別比例基本均衡，即便如此，女性的人數仍然略少于男性的人數；年齡主要集中在19~38歲之間，共占78.37%(劉佳怡,何婷琳,2019)；文化水平主要為大學本科占比最多，占比為55.22%；職業(yè)以企業(yè)高管和普通員工居多，共占43.77%；游客的經濟能力主要處于中等及中上等水平，且絕大多數來自于本地；但反觀其旅游一次的人數占比卻有62.34%之多，一方面可能是宣傳力度不夠，另一方面可能是景區(qū)偏僻，在這種設定下處于山上，且路途遙遠。此外，大部分游客是以朋友組隊或者家庭出游，且以自駕游為主，交通不便是其主要原因。樣本的受訪游客情況的特征分布如表2所示(李昊天,高志強,2019)：表2受訪游客情況的特征分布Table.2Distributioncharacteristicsofinvestigatedtourists特征類別人次占比特征類別人次占比性別年齡文化程度職業(yè)男女9～18歲19～28歲29～38歲39～48歲49～58歲59～68歲小學及以下初中高中/中專高職高專大學本科碩士研究生博士研究生在校學生政府公務員企業(yè)管理者普通職員專業(yè)人員普通工人服務業(yè)職工個體經營者自由職業(yè)者農林牧漁者退休家庭主婦暫無職業(yè)其他210183511719157203518517921721217378092491212352614931653.4446.561.2729.7748.6014.505.090.761.274.5812.9820.1055.225.340.514.339.4120.3623.4112.473.053.058.916.620.251.022.290.764.07月收入客源地旅游次數旅游方式交通方式總計暫無收入2000以下2001-30003001-50005001-80008001-1500015001-2500025000以上本地北京市廣東省江蘇省遼寧省四川省1次2次3次及以上個人游朋友組隊家庭出游報團旅游其他方式自駕汽車出租車大巴公交車自行車其他方式2562584978547243851411124593555411819915735012166543936.361.536.3621.3724.6821.6311.966.1197.960.251.020.250.250.2562.3423.6614.0013.7430.0350.643.821.7889.063.054.071.531.271.022.旅行費用計算和區(qū)間劃分匯算問卷調查數據，根據公式2、公式3和公式4可得八公山國家地質公園樣本旅客的在旅行過程中所發(fā)生的費用(STC)為282079元。進一步建立旅行費用區(qū)間，劃分情況如下表3所示(崔浩宇,張雯萱,2022)。表3受訪游客旅行費用的分區(qū)情況Table3Zoningoftravelexpensesofinvestigatedvisitors費用區(qū)間區(qū)間人數樣本游客出游人數出游概率單個游客旅游需求量[Ci,Ci+1]NiMiPi(%)Qi[0~100)1393100.00%1.0000[100~200)4839299.75%0.9975[200~300)6434487.53%0.8753[300~400)3528071.25%0.7125[400~500)4424562.34%0.6234[500~600)3420151.15%0.5115[600~700)3016742.49%0.4249[700~800)2113734.86%0.3486[800~900)1611629.52%0.2952[900~1000)610025.45%0.2545[1000-1100]179423.92%0.2392[1100~1200)137719.59%0.1959[1200~1300)66416.28%0.1628[1300~1400)45814.76%0.1476[1400~1500)85413.74%0.1374[1500~1600)64611.70%0.1170[1600~1700)64010.18%0.1018[1700~1800)8348.65%0.0865[1800~1900)2266.62%0.0662[1900~2000)3246.11%0.0611[2000~2500)11215.34%0.0534[2500~3000)3102.54%0.0254[3000~3500)471.78%0.0178[3500~4000)230.76%0.0076[4000~4500)010.25%0.0025[4500~+∞）110.25%0.00253.擬合需求曲線分別采用直線回歸、多項式回歸、對數曲線回歸、指數曲線回歸四種回歸模型進行分析，得到單個游客的出游需求函數，結果如表4所示。在這般的框架下根據R2值大小，選擇指數回歸模型作為單個旅客的出游需求函數，其經過擬合得到的旅客出游意愿需求曲線正如圖1所示。表4旅客出游需求函數的回歸情況Table.4Regressionofpassengertraveldemandfunction模型回歸方程R2值線性回歸Q=-0.0002C+0.58670.5749二次回歸Q=1E-07C2-0.0007C+0.91410.9129對數回歸Q=-0.284ln(C)+2.26530.9232指數回歸Q=1.0177e-0.001C0.9929注：Q表示單個旅客的出游概率， C表示單個旅客的旅行過程中所發(fā)生的費用。圖1旅客出游需求曲線及方程Fig.1Passengertraveldemandcurveandequation4.樣本消費者剩余根據上述確定旅客意愿需求曲線，根據公式5和公式6，可以計算出各個費用區(qū)間中的人均旅客消費者剩余CSi，接著根據對應費用區(qū)間的旅客人數，計算出各個費用區(qū)間的對應的總消費者剩余，再將各個費用區(qū)間對應總消費者剩余進行求和，最終計算出八公山國家地質公園樣本游客的消費者剩余SCS為236645元(郝瑞林,曾晗光,2023)。5.游憩價值測算八公山國家地質公園的游憩價值包括總旅行費用和總消費者剩余價值兩部分，根據公式7，其評估結果為：RV=282079+236645393（三）八公山國家地質公園游憩價值評估結果分析基于2019年度的游憩規(guī)模，采用旅行費用區(qū)間分析法評估八公山國家地質公園的濕地公園游憩價值，約為1.58億元，此評估值為當年的游憩價值(段瑞琪,胡俊杰,2022)。在這樣的背景下該方法需要一定數量的樣本，而且對其質量有一定的要求，樣本數量的確定、問卷的設計、預調查、反饋修改問卷、發(fā)放問卷的時機、方式以及后期的數據處理，都直接影響著游憩價值的評估質量。理論上，其價值為1.58億元，但實際上其游憩價值受諸多因素的影響，可以將其分為不可控因素和可控因素。從宏觀層面上看，以2020年的新冠疫情為例，當面對不可抗力的自然災害時，其估值影響是巨大的，從微觀層面上看，游客對于月收入等問題較為敏感，可能會導致信息不真實、不準確(陳嘉俊,陳一鳴,2022)；其次，在調查過程中，游客可能剛剛開始游玩，或者尚未完成旅行，其費用只能進行預估，使得評估結果會有所偏差。從這些發(fā)現中可以看出其他不可控因素還包括人們的旅游偏好、政策的施行、經濟和社會環(huán)境等因素?？煽匾蛩匕ň皡^(qū)的宣傳力度、景區(qū)的創(chuàng)意性裝扮、景區(qū)的招待服務等因素，這些都會影響客流量，進而影響其估值(朱雨彤,馮語蓉,2021)。因此，如何正確分析其影響因素，從而正確認識其游憩價值，是一個不容忽視的關鍵性問題。五、結語濕地公園資源蘊含著巨大的經濟價值，通過對濕地公園游憩價值的評估，濕地公園不僅改善了當地的生態(tài)環(huán)境、助推了當地社會效益的增加，而且也了振興了其他產業(yè)，比如房地產、旅游業(yè)等產業(yè)。對八公山國家地質公園濕地公園資源游憩價值潛力及其影響因初步探索，對于當地的旅游開發(fā)及其市場規(guī)劃具有一定的指導意義。采用旅行費用區(qū)間分析法（travelcostintervalanalysis，TCIA），進行了問卷設計與修改、問卷調查、游客旅行費用收集、費用區(qū)間化及需求函數的擬合，不僅對八公山國家地質公園的游憩價值進行了估算，也分析了影響其估值準確性的影響因素。顯然，濕地公園資源游憩價值的準確客觀評估，還依賴于調查問卷設計的合理性，以及發(fā)放問卷的形式、方式、時機等。除此之外，其評估模型的優(yōu)化仍然需要廣大專家學者再進行深入地探索和研究。參考文獻：張明杰,李思遠.濕地公園資源利用模式發(fā)展研究[J].農村經濟與科技,2022,29(01):22-25.王晨曦,劉詩雨.基于TCM的貴州花溪水利風景游憩價值評價[J].水利科技與經濟,2023,18(08):6-8+11.陳志勇,周宇飛.發(fā)展創(chuàng)意農業(yè)的思維工具[J].農產品加工(創(chuàng)新版),2021(02):77-80.徐文博,鄧小萌.應用改良的旅行費用法評估農業(yè)旅游區(qū)的游憩價值[D].重慶:西南大學,2021.鄒佳慧,孫立文.國外旅游資源經濟價值研究述評[J].經濟問題探索,2015(02):183-190.林紫薇,趙彭麗.TCIA法在濕地公園休憩旅游價值評估中的應用