草原補(bǔ)獎?wù)邔δ撩駵p畜意愿的影響
——以內(nèi)蒙古自治區(qū)為例

丁文強(qiáng)，侯向陽，劉慧慧，董海賓，李西良

(1. 中國農(nóng)業(yè)科學(xué)院草原研究所，內(nèi)蒙古 呼和浩特 010010； 2. 蘭州大學(xué)草地農(nóng)業(yè)科技學(xué)院，甘肅 蘭州 730020)

草原是我國面積最大的陸地生態(tài)系統(tǒng)，在維護(hù)國家和區(qū)域安全中發(fā)揮著重要的生態(tài)安全屏障作用[1-2]。在自然和人為等復(fù)雜因素的影響下，天然草原自然災(zāi)害呈現(xiàn)高發(fā)態(tài)勢，大面積持續(xù)干旱、沙塵暴、雪災(zāi)等災(zāi)害頻繁發(fā)生，草原生態(tài)功能不斷弱化[3-4]。為此，我國先后實施了退牧還草、津京風(fēng)沙源治理工程等草原生態(tài)建設(shè)和保護(hù)項目，取得一定成效，但未從根本上改變草原生態(tài)持續(xù)惡化的趨勢。為了實現(xiàn)保護(hù)草原生態(tài)環(huán)境、改善牧民生計、促進(jìn)牧區(qū)可持續(xù)發(fā)展的目標(biāo)，從2011年開始，我國政府在內(nèi)蒙古等8個主要草原牧區(qū)省實施草原生態(tài)保護(hù)補(bǔ)助獎勵政策(簡稱草原補(bǔ)獎?wù)?。

實施草原補(bǔ)獎?wù)咭詠恚瑢W(xué)者從生物學(xué)和經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度對政策實施效果進(jìn)行了評估。劉愛軍通過遙感監(jiān)測發(fā)現(xiàn)草原覆蓋度、生物量、物種數(shù)量、地表枯落物等反應(yīng)草原植被特征的指標(biāo)政策實施后明顯好轉(zhuǎn)[5]。魏琦等人研究發(fā)現(xiàn)草原補(bǔ)獎?wù)邔嵤┖?，草群高度提高?2.5%，植被蓋度增加了1.1%，干草產(chǎn)量提高 50.7%[6]。同時，胡振通等認(rèn)為草原補(bǔ)獎?wù)叽嬖跇?biāo)準(zhǔn)偏低，地區(qū)差別較大，違約成本低和監(jiān)管措施弱化等問題[7-9]。韋惠蘭認(rèn)為現(xiàn)行草原生態(tài)補(bǔ)償機(jī)制沒有充分考慮牧民的核心利益，對牧民承擔(dān)的損失考慮不夠，以致產(chǎn)生激勵不相容的問題[10]。王加亭等研究發(fā)現(xiàn)草原生態(tài)補(bǔ)獎?wù)邔嵤┖竽撩窦倚髷?shù)量雖有所減少但還存在嚴(yán)重的超載，同時牧民的生產(chǎn)和生活成本大幅增加[11]。

Engel,S等研究指出生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)付費(fèi)或者生態(tài)補(bǔ)償政策的目標(biāo)是通過機(jī)制設(shè)計的改進(jìn)提高自然資源管理的效率[12]。因此，草原補(bǔ)獎?wù)咦鳛樯鷳B(tài)補(bǔ)償政策其根本目標(biāo)在于保護(hù)草原生態(tài)環(huán)境。超載過牧是我國草原退化的主要原因[13-16]。減少牲畜放牧數(shù)量成為實現(xiàn)遏制草原退化最終目標(biāo)的主要手段和關(guān)鍵措施[17]。胡振通等認(rèn)為牧民能夠?qū)嵤p畜是草原生態(tài)補(bǔ)償政策實現(xiàn)保護(hù)草原生態(tài)環(huán)境的核心[9]。草原補(bǔ)獎?wù)叩哪康氖峭ㄟ^休牧、禁牧和草畜平衡等政策措施引導(dǎo)牧民減畜，將牲畜數(shù)量控制在合理載畜量的范圍，因此牧戶能否減畜是評估草原補(bǔ)獎?wù)邔嵤┬Ч闹饕笜?biāo)[18]。牧民是否實施減畜和愿意減畜是評估草原補(bǔ)獎?wù)呱鷳B(tài)績效的核心，具有十分重要的現(xiàn)實意義。目前，學(xué)者對第一輪草原補(bǔ)獎?wù)邔嵤┫?，牧民是否做出減畜行為進(jìn)行了研究，但對第二輪草原補(bǔ)獎?wù)邔嵤┫聹p畜意愿的研究尚未開展[19-21]。本文以內(nèi)蒙古自治區(qū)5大草原類型為例，運(yùn)用15個旗(縣)的844戶牧民調(diào)查數(shù)據(jù)，通過建立二元Logit回歸模型，以 2011-2015年第一輪草原補(bǔ)獎?wù)邔嵤┢跒閰⒖迹芯磕撩袷欠裨敢庠诘诙啿菰a(bǔ)獎?wù)邔嵤┫聹p少家畜數(shù)量，以期為草原補(bǔ)獎?wù)叩耐晟铺峁├碚撝С帧?/p>

1 材料與方法

1.1 研究材料

本研究采取隨機(jī)分層典型抽樣方法，遵照抽樣代表性和可行性原則，選定內(nèi)蒙古自治區(qū)草甸草原、典型草原、荒漠草原、沙地草原、草原化荒漠為研究區(qū)域，在各個草原類型選定3個旗縣，共15個旗縣，從每個旗縣抽取3個鄉(xiāng)鎮(zhèn)(蘇木)，每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)抽取3個村(嘎查)，運(yùn)用參與式農(nóng)村評估法(participatory rural appraisal,PRA)進(jìn)行牧戶調(diào)查，從每個村抽取10戶牧民為研究樣本。課題組與2015年8-10月實地入戶調(diào)研895戶，獲得有效樣本844份，問卷有效率為94.30%。為確保調(diào)研信息準(zhǔn)確，聘請旗縣草原站和調(diào)查鄉(xiāng)鎮(zhèn)熟練蒙語的蒙族干部為語言翻譯，每戶問卷調(diào)查時間約為2 h。調(diào)查內(nèi)容主要分五個方面：一是減畜意愿，即在現(xiàn)有的草原生態(tài)補(bǔ)獎?wù)呦?，牧民是否愿意減少家畜數(shù)量；二是草原補(bǔ)獎?wù)呦硎芮闆r即草原補(bǔ)獎資金；三是牧民戶主特征；四是牧戶家庭稟賦特征；五是牧民區(qū)位稟賦特征。樣本分布情況如表1所示。

表1 調(diào)查樣本分布情況Table 1 Distribution of survey samples

1.2 研究假說

天然草原作為公共資源具有消費(fèi)的競爭性和受益的非排他性，因而產(chǎn)生價值和經(jīng)濟(jì)負(fù)外部性。因此，草原生態(tài)環(huán)境在供給和消費(fèi)市場中需要通過政策手段實行生態(tài)環(huán)境保護(hù)，使其經(jīng)濟(jì)負(fù)外部性內(nèi)在化，即通過政府實施草原生態(tài)補(bǔ)獎?wù)?，實現(xiàn)草原生態(tài)環(huán)境經(jīng)濟(jì)負(fù)外部性內(nèi)在化[20]。

牧戶生產(chǎn)決策行為受到外部信息來源和政策監(jiān)管力度以及內(nèi)部社會規(guī)范等方面的影響[20]。影響牧戶生產(chǎn)決策行為的因素包括戶主特征、家庭稟賦、生產(chǎn)特征等內(nèi)部因素[21]和政策法規(guī)、農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼、區(qū)位稟賦等外部因素[22]。農(nóng)業(yè)政策對農(nóng)牧民生產(chǎn)決策行為產(chǎn)生影響[23]，其變化機(jī)理是農(nóng)業(yè)政策通常以農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼和價格支持的方式進(jìn)行收入補(bǔ)助，影響農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)變化的速度，進(jìn)而引起農(nóng)牧民生產(chǎn)行為的變化[24]。草原補(bǔ)獎?wù)邔嵤┖?，由于生產(chǎn)資料如放牧草場面積的減少，導(dǎo)致飼養(yǎng)成本增加，牧民作為草原補(bǔ)獎?wù)叩妮d體，規(guī)避政策風(fēng)險，做出優(yōu)化選擇。本研究以第一輪草原補(bǔ)獎?wù)邽閰⒖迹{(diào)查牧民是否愿意在第二輪草原補(bǔ)獎?wù)邔嵤┫聹p少家畜數(shù)量，作為判斷草原補(bǔ)獎?wù)呱鷳B(tài)環(huán)境保護(hù)目標(biāo)能否實現(xiàn)的標(biāo)準(zhǔn)，為此，提出研究假說。

草原補(bǔ)獎?wù)吣軌蛘{(diào)節(jié)牧民的減畜意愿，即在草原補(bǔ)獎?wù)叩膶嵤┫拢撩裨敢庾龀鰷p畜行為。

1.3 研究方法

1.3.1因變量 實現(xiàn)草原生態(tài)環(huán)境穩(wěn)步恢復(fù)的關(guān)鍵點是草原減少家畜數(shù)量。本研究以 2011-2015年第一輪草原補(bǔ)獎?wù)邔嵤┢跒閰⒖?，調(diào)查牧民是否愿意在第二輪草原補(bǔ)獎?wù)邔嵤┫聹p少家畜數(shù)量作為因變量。愿意減少家畜數(shù)量取值為“1”，不愿意取“0”。

1.3.2自變量 草原補(bǔ)獎?wù)咦兞?。用草原補(bǔ)獎資金表示草原補(bǔ)獎?wù)邔嵤┣闆r。本文用牧民獲得草原補(bǔ)獎資金的數(shù)額作為草原補(bǔ)獎?wù)邔δ撩袷欠褡龀鰷p畜意愿的政策變量。

個人特征變量：包括牧戶的民族類別、戶主性別、年齡、教育水平和戶主身份5個變量。

家庭稟賦變量：包括牧業(yè)勞動力、承包草場面積、家庭總收入、非牧業(yè)收入占比、家畜資源6個變量。

區(qū)位稟賦變量：包括草原類型、公路距離和城市距離3個變量。

任繼周提出的綜合順序分類法是根據(jù)農(nóng)業(yè)生物氣候特征來劃分草原的類別,其采用草原熱量級與草原濕潤度級,以定量數(shù)據(jù)來說明不同草原類別的生物氣候條件，草原類型決定與影響著草原畜牧業(yè)產(chǎn)的基本方向與形式[25]。內(nèi)蒙古自治區(qū)的草原類型和草地生產(chǎn)力變化規(guī)律與降雨量的變化規(guī)律基本一致，牧民承包草場面積與草原生產(chǎn)力密切相關(guān)，不同草原類型的草原生產(chǎn)力具有不可比性，因此在區(qū)位稟賦變量中引入了草原類型。變量賦值和說明見表2。

表2 變量賦值及說明Table 2 Variable assignment and explanation

注：1)：教育水平：文盲接受教育年限為0年，小學(xué)為6年，初中為9年，高中為12年，大專及以上為12年以上；2)：勞動能力：牧民家庭完全勞動能力者指能夠從事全部勞動的成人勞動力賦值為1，半勞動能力者指可以做一些簡單家務(wù)或農(nóng)活(如放養(yǎng)牲畜) 的孩子以及老人賦值為0.5，無勞動能力者包括年紀(jì)太小不能勞動的兒童，年紀(jì)太大喪失勞動力的老人，以及完全不能勞動的病人賦值為0[26]；3)：家畜資源：綿羊賦值為1，山羊為0.8，牛和馬為5，駝為7

Note:1):Education level:The number of years of schooling for illiterates is 0 years,6 years for primary school,9 years for junior high school,12 years for senior high school,and more than 12 years for junior college or above；2):Ability to work:a complete adult labor in the herder family refers to a labor ability of 1,half refers to a labor ability can do some housework or farm work children and the elderly,o refers to those without labor ability,including the children who aretoo young to labor,the old man who are too old,and the patients who can't labor[26]；3):Livestock resources:sheep was assigned 1,goat 0.8,cattle and horse 5,and camel 7

1.4 模型構(gòu)建

二項Logit模型是將邏輯分布作為隨機(jī)誤差項的概率分布的一種二元離散選擇模型，適用于按效用最大化原則所進(jìn)行的選擇行為分析[13]。牧戶減畜意愿的選擇變量為二分類變量，因此，本研究用二項Logit模型進(jìn)行實證分析。模型的函數(shù)形式如下:

LogitP=
Ln[P/(1-P)]=β0+β1X1+β2X2+…+βmXm

P為牧民選擇減畜意愿的概率，β0為常數(shù)項，Xm(m= 1,2,...,m)為影響牧民選擇減畜意愿的因素，βm是Xm(m= 1,2,...,m)對應(yīng)的偏回歸系數(shù)，表示當(dāng)其他自變量取值保持不變時，該自變量取值增加一個單位引起比數(shù)比自然對數(shù)值的變化量，exp為以自然對數(shù)為底的指數(shù)。

2 結(jié)果與分析

2.1 減畜意愿影響因素差異分析

2.1.1草原補(bǔ)獎資金 愿意減畜的牧民所獲得的

草原補(bǔ)獎資金為20 670元顯著高于不愿意減畜的18 551元。可見，獲得更高草原補(bǔ)獎獎金的牧民減畜意愿更高(表3)。

2.1.2戶主特征 愿意減畜的牧民民族類型值為0.73顯著低于不愿意減畜的0.82?？梢?，漢族牧民比蒙和滿族牧民的減畜愿意更高。

2.1.3家庭稟賦特征 愿意減畜的牧民草場承包面積為8 729畝顯著高于不愿意減畜的7 042畝。愿意減畜牧民的家庭總收入、非牧收入比例分別為116 658元、63%顯著低于不愿意的139 662元、71%。可見，草場資源豐富、家庭總收入較低和畜牧業(yè)依賴程度較弱的牧民減畜意愿更高。

2.1.4區(qū)位稟賦特征 愿意減畜的牧民的草原類型值為3.38顯著高于不愿意減畜的2.86。可見，位于較低草原生產(chǎn)力草原類型的牧民的減畜意愿更高。

2.2 草原補(bǔ)獎?wù)邔δ撩駵p畜意愿的影響分析

在SPSS19.0中進(jìn)行二元Logit回歸模型分析。經(jīng)檢驗，回歸模型似然比卡方值為47.884，自由度為14，P<0.01，模型通過檢驗，說明模型整體擬合優(yōu)度較好，表明自變量的偏回歸系數(shù)對因變量有顯著的解釋能力(表4)。

表3 牧民減畜意愿影響因素的差異比較Table 3 T-test result of herders’ livestock reduction willingness

注:***,**,*分別表示0.01,0.05和0.1的顯著性水平，下同

Note:***,**,*indicate significant difference at the 0.01,0.05 and 0.1 level respectively,the same as below

2.2.1草原補(bǔ)獎資金 草原補(bǔ)獎資金對牧民減畜意愿的選擇有顯著正向影響，并在10%的水平下通過顯著性檢驗(表4)。研究表明，草原補(bǔ)獎?wù)邔δ撩駵p畜意愿能夠起到積極的促進(jìn)作用，草原補(bǔ)獎?wù)呖梢哉{(diào)節(jié)牧民的減畜意愿。從影響系數(shù)看，草原補(bǔ)獎資金每增加1個單位，牧民愿意減畜的概率增加0.993倍，可見，草原補(bǔ)獎?wù)邔δ撩駵p畜意愿具有顯著的激勵作用。這與王海春等，王丹等人的研究結(jié)論基本一致[18-19]。減畜帶來的收入損失和草原補(bǔ)獎?wù)哐a(bǔ)償資金之間的對等關(guān)系是決定牧民是否愿意減畜的關(guān)鍵。當(dāng)補(bǔ)償足夠抵消減畜帶來的損失時，牧民可能愿意減畜[8]。一是內(nèi)蒙古草原類型和生產(chǎn)力變化規(guī)律與降雨量的變化規(guī)律基本一致，自然降水的多少直接影響著牧草產(chǎn)量和家畜數(shù)量的變化。該地區(qū)受氣候變化的擾動強(qiáng)，降水變率和極端氣候災(zāi)害發(fā)生的頻率高，牧民從事養(yǎng)殖業(yè)的風(fēng)險高[27]，因此，與自然風(fēng)險較高的養(yǎng)殖業(yè)相比較牧民更愿意選擇減畜領(lǐng)取具有穩(wěn)定收入的草原補(bǔ)獎資金。二是牧區(qū)青壯年勞動力大量向經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)地區(qū)遷移，導(dǎo)致從事牧業(yè)生產(chǎn)人口老齡化問題嚴(yán)重，老齡勞動力難以投入更多的時間和精力從事牧業(yè)生產(chǎn)，生產(chǎn)效率較低，因此，牧民愿意減少家畜數(shù)量，享受草原補(bǔ)獎資金。

2.2.2戶主特征 戶主特征變量中民族類別對減畜意愿有顯著負(fù)向影響，并在5%的水平下通過顯著性檢驗(表4)。蒙和滿族牧民較漢族牧民不愿意減畜的概率更高。從影響系數(shù)來看，民族類別從漢族向蒙古族和滿族類型每增加1個單位，牧戶選擇不愿意減畜的概率提高0.471倍。蒙和滿族牧民由于受到語言交流的障礙和生活習(xí)慣的差異，他們選擇外出打工等其他生計策略能力較漢族低，更傾向于選擇養(yǎng)牧為主的生計策略，因此，蒙和滿族牧民較漢族牧民減畜意愿更低。當(dāng)前，牧業(yè)生產(chǎn)活動仍以粗放經(jīng)營的傳統(tǒng)放牧為主，對勞動力知識技能的要求不高，牧戶戶主也多為中老年男性牧民，年齡普遍偏大，受教育程度趨同，因此，戶主特征的其他變量沒有通過顯著性檢驗。

2.2.3家庭稟賦特征 家庭稟賦變量中家庭總收入對減畜意愿有顯著負(fù)向影響，并1%水平下通過顯著性檢驗(表4)。家庭總收入越高高的牧民不愿意減畜的概率越高，家庭總收入每增加1個單位，不愿意減畜的概率提高1.588倍。家畜是牧民經(jīng)濟(jì)收入的主要來源，家畜資源總量決定牧民家庭總收入水平。具有較高家庭總收入的牧民擁有較多的家畜數(shù)量，實施草原生態(tài)補(bǔ)獎?wù)邥r家庭收入越高的牧民需要減少飼養(yǎng)的家畜數(shù)量越多，進(jìn)而經(jīng)濟(jì)損失數(shù)額越高，因此，具有較高家庭總收入的牧民不愿意選擇減畜。不同草原類型的草地具有不同的草原生產(chǎn)力，將草原面積和草原類型的2個變量共同引入模型，可能是不同減畜意愿的牧民擁有的草原資源的生產(chǎn)力趨同，因此，草原面積沒有通過顯著性檢驗。非牧業(yè)收入占比即為非牧收入占牧民家庭總收入的比重?？赡苁请S著牧區(qū)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的變化和收入來源的拓寬，非牧收入成為牧戶重要的收入來源，牧民非牧收入占比差異非常大，因此，沒有通過顯著性檢驗。

2.2.4區(qū)位稟賦特征 區(qū)位稟賦變量中草原類型值對牧民的減畜意愿有顯著正向影響，均在5%水平下通過顯著性檢驗(表4)。將草甸草原、典型草原、荒漠草原、沙地草原、草原化荒漠分別賦值為1-5，在Logit回歸模型方程中將草甸草原設(shè)為參考，典型草原牧民與草甸草原、荒漠草原、沙地草原、草原化荒漠相比較，牧民減畜意愿概率分別提高2.032倍(P<0.01)，0.458倍(P<0.05)，1.387倍(P<0.01)，2.030倍(P<0.01)，可見，位于較低草原生產(chǎn)力草原類型的牧民的減畜意愿更高。丁文強(qiáng)等[3]研究發(fā)現(xiàn)內(nèi)蒙古草原區(qū)牧戶生計脆弱性存在自東向西依次增大的趨勢，環(huán)境因子成為決定牧戶脆弱性的關(guān)鍵因子，呈現(xiàn)出明顯的區(qū)域分異性和地帶性規(guī)律。這可能是由于，生產(chǎn)力越低的草原區(qū)受氣候變化的擾動越強(qiáng)，降水變率和極端氣候災(zāi)害發(fā)生的頻率越高，相對于易受自然災(zāi)害風(fēng)險沖擊的畜牧業(yè)生產(chǎn)牧民來講更愿意選擇較為穩(wěn)定的草原補(bǔ)獎資金，因此減畜意愿強(qiáng)烈。

3 討論與結(jié)論

草原補(bǔ)獎?wù)叩母灸繕?biāo)是保護(hù)草原生態(tài)環(huán)境。侯向陽等[28-30]研究認(rèn)為牧戶會基于以往生產(chǎn)經(jīng)驗，根據(jù)降水變率、草場狀況和市場信息等綜合因素，自主判定自家草場在單位時期、單位面積上能實際承載的家畜頭數(shù)，定義為“心理載畜率”?！靶睦磔d畜率”實際指導(dǎo)牧戶生產(chǎn)實踐，由于牧戶“心理載畜率”與政府草畜平衡標(biāo)準(zhǔn)之間存在差距，導(dǎo)致牧民表面減畜但實際少減或不減。胡振通等研究發(fā)現(xiàn)絕大多數(shù)牧民認(rèn)為草原補(bǔ)獎標(biāo)準(zhǔn)太低，其含義就是減畜的機(jī)會成本大于草原補(bǔ)獎資金[9]。因此在草原生態(tài)補(bǔ)獎機(jī)制的激勵與約束下，禁牧區(qū)及草畜平衡區(qū)超載嚴(yán)重的牧民多數(shù)選擇了部分減畜而不是完全禁牧或真正實現(xiàn)草畜平衡。牧戶草畜平衡行為主要決定于牧戶對草場狀況、放牧超載及效益的認(rèn)知程度，而這種認(rèn)知主要基于傳統(tǒng)的本土知識和慣性的從眾心理，與政府政策要求存在偏離、違背甚至沖突，使得草原生態(tài)保護(hù)政策得不到真正實施[31]。

表4 草原補(bǔ)獎?wù)邔δ撩駵p畜意愿影響的回歸結(jié)果Table 4 Regression result of grassland reward policy and herders production characteristics on livestock reduction willingness

草原補(bǔ)獎?wù)叩谋疽獠⒉皇亲屇撩窀男?，保證政策公平性的同時兼顧效率性，兼顧生態(tài)安全同時保障畜牧業(yè)有序發(fā)展是草原補(bǔ)獎?wù)哐芯恐胁豢苫乇艿闹攸c，草原補(bǔ)獎?wù)叩膶嵤﹥?nèi)容還有待完善[14]。因此，現(xiàn)行草補(bǔ)獎?wù)吣軌蛞龑?dǎo)牧民減畜，要繼續(xù)推行并完善草原補(bǔ)獎?wù)摺Ｒ淖兏＠降难a(bǔ)獎方式，實施差異化補(bǔ)獎?wù)?，提高政策目?biāo)的瞄準(zhǔn)性。要合理確定草原補(bǔ)獎資金的標(biāo)準(zhǔn)，避免出現(xiàn)因補(bǔ)貼額度過高造成貧富差距加大和補(bǔ)貼過低影響牧民生活的現(xiàn)象。

綜上所述，草原補(bǔ)獎?wù)吣軐δ撩駵p畜意愿起到激勵效果，即在第二輪草原補(bǔ)獎?wù)叩膶嵤┫履撩裨敢鉁p少家畜數(shù)量，且獲得更高的草原補(bǔ)獎資金的牧民減畜意愿更高。漢族牧民比蒙和滿族牧民的減畜愿意更高。家庭總收入對減畜意愿有顯著負(fù)向影響，且草場資源豐富、家庭總收入較低和畜牧業(yè)依賴程度較弱的牧民減畜意愿更高。草原類型值對牧民的減畜意愿有顯著正向影響，位于較低草原生產(chǎn)力草原類型的牧民的減畜意愿更高。