旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展背景下高寒牧區(qū)退化草地生態(tài)治理途徑

李祥妹，彭元柳，岳 潔

（1. 南京農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江蘇 南京 210095；2. 南京農(nóng)業(yè)大學(xué)中國(guó)糧食安全研究中心，江蘇 南京 210095）

草地生態(tài)系統(tǒng)是保障生態(tài)安全、食物安全和農(nóng)牧區(qū)社會(huì)穩(wěn)定的重要自然資源和生產(chǎn)資料。我國(guó)擁有天然草地面積近4億hm2，占全國(guó)陸地面積的41.7%[1]，在我國(guó)生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)功能中具有重要地位。然而，我國(guó)天然草地資源利用存在著過(guò)度放牧、管理粗放、草地退化明顯以及生態(tài)服務(wù)功能下降等問(wèn)題，在青藏高原地區(qū)，草地生態(tài)系統(tǒng)退化嚴(yán)重影響了牧戶生產(chǎn)生活，威脅著我國(guó)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實(shí)施[2]。為遏制草地退化、恢復(fù)和重建草地生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)功能，從20世紀(jì)80年代開(kāi)始，在黨中央國(guó)務(wù)院的領(lǐng)導(dǎo)下，以原農(nóng)業(yè)部為核心，在青藏高原及內(nèi)蒙古地區(qū)實(shí)施了多樣的“自上而下”的草地管理措施[3]，然而，由于社區(qū)及牧戶缺乏有效的經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型模式，難以在短時(shí)期內(nèi)獲得有效且持續(xù)的經(jīng)濟(jì)來(lái)源[4]，不少地區(qū)草地恢復(fù)與生態(tài)重建措施(如禁牧、休牧等)影響了牧戶收入[5]，導(dǎo)致牧戶對(duì)該類(lèi)政策產(chǎn)生了抵觸，政策效果沒(méi)有充分發(fā)揮[6]。

作為農(nóng)村公共池塘資源的天然草地面臨著“公地悲劇”挑戰(zhàn)，其治理與生態(tài)恢復(fù)依賴(lài)于牧戶的充分參與及自下而上的管理途徑。牧戶草地治理行為選擇受政策導(dǎo)向、牧戶個(gè)體特征及區(qū)域產(chǎn)業(yè)發(fā)展等的影響。資源系統(tǒng)特征、群體特征、制度安排以及外部產(chǎn)業(yè)發(fā)展環(huán)境影響著公共資源管理戰(zhàn)略的實(shí)施及管理政策的制定[7]。群體規(guī)模、非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)、群體異質(zhì)性、牧戶生產(chǎn)規(guī)模、距市場(chǎng)距離和領(lǐng)導(dǎo)階層等對(duì)農(nóng)村社區(qū)自發(fā)組織集體行動(dòng)有顯著影響[8-10]；同時(shí)，牧戶戶主年齡、文化程度、家庭勞動(dòng)力個(gè)數(shù)等個(gè)體因素影響其公共池塘資源治理意愿[11-13]。區(qū)域宏觀產(chǎn)業(yè)發(fā)展趨勢(shì)影響著地方政府公共資源管理決策，如鄉(xiāng)村旅游發(fā)展在改善環(huán)境、促進(jìn)農(nóng)村基層的民主管理等方面作用明顯[14]，同時(shí)農(nóng)戶是否參與鄉(xiāng)村旅游業(yè)發(fā)展直接影響著其公共資源生態(tài)治理意愿及行為選擇。

理論上看，旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展背景下，農(nóng)戶(牧戶)旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展參與度可通過(guò)3種機(jī)制影響其草地生態(tài)治理行為：其一，參與經(jīng)營(yíng)旅游產(chǎn)業(yè)改變了農(nóng)戶/牧戶的利益訴求方向。研究發(fā)現(xiàn)，參與經(jīng)營(yíng)旅游產(chǎn)業(yè)的牧戶更重視成本-收益率，其牲畜出欄率及商品率遠(yuǎn)高于普通牧戶，有利于從根本上緩解超載過(guò)牧問(wèn)題[15]；其二，牧戶參與旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展能有效增加其社會(huì)資本，提高其對(duì)公共事務(wù)管理及政策制定的參與度，有利于自下而上實(shí)施牧區(qū)公共資源管理措施[16-17]；其三，牧戶參與旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展能有效提升其對(duì)公共環(huán)境及生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)功能的認(rèn)知水平，進(jìn)而提升牧戶草地生態(tài)治理意愿[18]。可見(jiàn)，區(qū)域旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展影響牧戶利益訴求、改善社會(huì)資本分享途徑，有效提高牧戶的環(huán)境意識(shí)及其對(duì)生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)功能的認(rèn)知，進(jìn)而影響牧戶退化草地生態(tài)治理與恢復(fù)的意愿。

西藏納木錯(cuò)流域是我國(guó)典型的高寒牧區(qū)及我國(guó)草地生態(tài)恢復(fù)與重建的樣本地區(qū)，同時(shí)又是我國(guó)著名的旅游景區(qū)。近年來(lái)，區(qū)域內(nèi)旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅猛，年游客接待量平均增長(zhǎng)速率超過(guò)35%，2017年全年接待游客80余萬(wàn)人次。區(qū)域內(nèi)旅游產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展一方面影響著牧戶生產(chǎn)行為決策，另一方面又增大了區(qū)域生態(tài)與環(huán)境的壓力。為探討旅游業(yè)發(fā)展背景下區(qū)域農(nóng)戶行為選擇與生態(tài)恢復(fù)途徑，本研究以藏北高寒草地典型區(qū)納木錯(cuò)流域?yàn)槔?，以O(shè)strom的制度分析與發(fā)展框架(institutional analysis and development framework, IAD)理論為基礎(chǔ)[19]，基于牧戶參與旅游業(yè)發(fā)展及其草地管護(hù)行為微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，通過(guò)構(gòu)建Probit模型定量分析研究區(qū)旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展背景下牧戶草地生態(tài)治理行為特征，探討旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)牧戶踐行環(huán)境友好型草地利用方式的激勵(lì)機(jī)制，在此基礎(chǔ)上提出基于旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展的公共草地治理途徑。本研究一方面為我國(guó)草地資源管理政策的制定提供依據(jù)，另一方面為我國(guó)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實(shí)施提供實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)。

1 研究方法

本研究以2017年夏季牧戶調(diào)查樣本為基礎(chǔ)，基于Probit模型定量分析高寒地區(qū)旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展背景下退化草地生態(tài)恢復(fù)與重建路徑，重點(diǎn)關(guān)注牧戶旅游產(chǎn)業(yè)參與度對(duì)其生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)功能認(rèn)知、參與退化草地生態(tài)治理意愿等的影響。被解釋變量及解釋變量分述如下。

1.1 被解釋變量

由于獨(dú)特的地理位置和脆弱的自然環(huán)境特征，西藏高原牧區(qū)是保留著以村民小組為單位的“草地集體承包、集體利用、牲畜私有”的經(jīng)營(yíng)方式。在這一經(jīng)營(yíng)模式下，草地資源隸屬于典型的公共池塘資源，具有較弱非排他性和一定范圍內(nèi)競(jìng)爭(zhēng)性[19]，每個(gè)成員都可以利用草地內(nèi)的牧草飼養(yǎng)牲畜，但草地總量有限。本研究采用過(guò)程法從牧戶利用草地、保護(hù)草地兩方面反映被解釋變量—退化草地生態(tài)恢復(fù)與治理行為。其中，牧戶草地資源利用行為通過(guò)是否恪守載畜量表征，牧戶草地保護(hù)行為用是否將獲得的牧草良種等生產(chǎn)資料綜合補(bǔ)貼用于草地生態(tài)建設(shè)來(lái)表征。

1.2 解釋變量

本研究的關(guān)鍵解釋變量是“牧戶家庭是否參與旅游業(yè)”，研究中牧戶家庭參與旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展行為包括入股納木錯(cuò)景區(qū)“牽牛拉馬”合作社；個(gè)體經(jīng)營(yíng)餐廳、賓館、茶館以及家庭旅館等；從事其他相關(guān)的旅游服務(wù)業(yè)如導(dǎo)游、旅游車(chē)司機(jī)、牧區(qū)家庭文化體驗(yàn)、特色藏區(qū)文化表演等；以及制作、銷(xiāo)售旅游相關(guān)產(chǎn)品如奶渣、青稞酒、特色手工制品等。如果牧戶參與任何一種與旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展相關(guān)的活動(dòng)則賦值為1，其余賦值為0?？紤]到本研究對(duì)象是典型的公共池塘資源，研究中采用制度分析與發(fā)展框架(IAD)，參照蔡榮等[20]、秦國(guó)慶和朱玉春[21]關(guān)于公共事務(wù)治理的研究，分別從研究區(qū)資源特征、群體特征、制度環(huán)境特征和個(gè)體特征4個(gè)維度探討公共草地治理的影響因素。

研究中選擇草地規(guī)模、牲畜數(shù)量、牧戶家庭距中心城鎮(zhèn)遠(yuǎn)近3個(gè)變量表征資源特征；以成員戶數(shù)、村莊非牧業(yè)就業(yè)比兩個(gè)變量表征研究社區(qū)的群體特征；同時(shí)用選擇牧戶家庭成員是否曾接受草原生態(tài)補(bǔ)償獎(jiǎng)勵(lì)的相關(guān)培訓(xùn)、不同質(zhì)量畜產(chǎn)品是否有價(jià)格差異、村民小組是否安排生態(tài)崗位及村民小組內(nèi)部是否有補(bǔ)差制度4個(gè)變量表征研究區(qū)的制度環(huán)境因素；選擇戶主年齡、受教育程度、牧戶家庭實(shí)際放牧勞力個(gè)數(shù)、牧戶家庭少兒撫養(yǎng)比及牧戶家庭牧業(yè)收入比5個(gè)變量表征樣本牧戶的個(gè)體特征。

1.3 計(jì)量模型設(shè)定

本研究將回歸方程設(shè)定為基于牧戶個(gè)體層面的Probit模型以探討牧戶草地生態(tài)治理行為的影響因素，計(jì)量模型如下：

式中：下標(biāo)i表示第i個(gè)牧戶。方程左邊表示受訪牧戶進(jìn)行草地生態(tài)治理的概率，被解釋變量stocki和grasslandi是二分類(lèi)的變量，表示受訪牧戶是否恪守載畜量/進(jìn)行草地管護(hù)建設(shè)。方程右邊traveli為關(guān)鍵解釋變量，代表受訪牧戶是否參與旅游業(yè)經(jīng)營(yíng)。本研究重點(diǎn)關(guān)注旅游業(yè)發(fā)展對(duì)牧戶草地生態(tài)治理行為的影響，即α的符號(hào)正負(fù)和統(tǒng)計(jì)水平是否顯著。此外，方程右邊的Xi是指1.2中已有說(shuō)明的一系列可能同時(shí)對(duì)牧戶草地生態(tài)治理行為產(chǎn)生作用的控制變量。α、β為待估計(jì)系數(shù)，εi為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，衡量影響牧戶草地生態(tài)治理行為的不可觀測(cè)因素。

1.4 研究區(qū)域與數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究以西藏納木錯(cuò)流域的牧戶為微觀研究對(duì)象，調(diào)查范圍為整個(gè)納木錯(cuò)流域 (89°30′-91°25′ E，30°00′-31°10′ N)，行政區(qū)劃上包括當(dāng)雄縣的納木湖鄉(xiāng)，班戈縣的新吉、德慶、保吉3個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)和青龍、尼瑪鄉(xiāng)的部分行政村。

本研究所用樣本分析數(shù)據(jù)為2017年7月-8月在西藏自治區(qū)納木錯(cuò)流域內(nèi)牧戶訪談問(wèn)卷，其中村級(jí)問(wèn)卷通過(guò)對(duì)村委主要干部(村長(zhǎng)或駐村干部)的訪談獲得，訪談內(nèi)容包括村莊整體情況、人口和勞動(dòng)力、草地和牲畜、公共事務(wù)和基層組織、村莊與外界的聯(lián)系5個(gè)方面；牧戶問(wèn)卷包括牧戶個(gè)體及家庭基本概況、旅游產(chǎn)業(yè)參與現(xiàn)狀、牧業(yè)生產(chǎn)、草補(bǔ)政策認(rèn)知度和滿意度、公共草地管護(hù)與飼養(yǎng)牲畜設(shè)施5個(gè)方面。為確保調(diào)研樣本具有代表性，以分層抽樣為原則，按照村、村民小組、牧戶3級(jí)依次在流域內(nèi)的德慶鎮(zhèn)、新吉鄉(xiāng)、保吉鄉(xiāng)、納木湖鄉(xiāng)、青龍鄉(xiāng)、尼瑪鄉(xiāng)共6個(gè)鄉(xiāng)(鎮(zhèn))隨機(jī)抽取，共獲得有效牧戶樣本354個(gè)，描述性統(tǒng)計(jì)分析如表1所列。

表1 變量定義及描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果Table 1 Definition of variables and descriptive statistics

2 旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展背景下退化草地生態(tài)治理實(shí)證分析

2.1 Probit模型的估計(jì)結(jié)果

基于354個(gè)調(diào)查樣本，利用Stata 11.0軟件構(gòu)建Probit模型，檢驗(yàn)?zāi)翍魠⑴c旅游業(yè)對(duì)草地生態(tài)治理的影響 (表2)。模型的回歸顯示，R2分別為0.727 4、0.538 2，對(duì)應(yīng)的P值為 0.000，方程所有系數(shù)(除常數(shù)項(xiàng)外)的聯(lián)合顯著性很高，模型擬合度較好，模型可信度較高。

根據(jù)上述計(jì)量模型，在控制其他因素后，參與旅游產(chǎn)業(yè)的牧戶恪守載畜量的概率比未參與旅游產(chǎn)業(yè)的牧戶高出7.84%，并在10%的水平上顯著；同樣，參與旅游產(chǎn)業(yè)的牧戶更傾向于進(jìn)行草地管護(hù)建設(shè)，其管護(hù)意愿比未參與旅游產(chǎn)業(yè)的牧戶高出34.7%，并在1%的水平上顯著，說(shuō)明牧戶參與旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)草地生態(tài)治理有顯著正向影響。

從資源特征看，牧戶平均草地規(guī)模對(duì)其是否恪守載畜量的影響未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，但其估計(jì)系數(shù)為負(fù)，一定程度上說(shuō)明草地資源的稀缺性更容易導(dǎo)致牧戶的超載過(guò)牧，這一研究結(jié)果與龔大鑫等[22]的認(rèn)識(shí)一致；牧戶平均擁有的牲畜數(shù)量對(duì)是否恪守載畜量以及是否參加草地管護(hù)建設(shè)的估計(jì)系數(shù)分別為-0.007 8和0.009 0，且二者都在1%水平上顯著，證明牧戶及社區(qū)擁有較多牲畜后在資源有限的情況下容易導(dǎo)致超載，同時(shí)由于該社區(qū)草地資源的公共池塘性質(zhì)，個(gè)體農(nóng)戶對(duì)草地管護(hù)參與性沒(méi)有充分調(diào)動(dòng)，若該因素與草地資源稀缺性疊加，如果沒(méi)有農(nóng)戶生計(jì)轉(zhuǎn)型的支撐，僅靠外部政策導(dǎo)向，難以實(shí)現(xiàn)退化草地生態(tài)恢復(fù)與治理成效；牧戶與中心城鎮(zhèn)的地理距離變量無(wú)論是對(duì)其恪守載畜量還是參與草地管護(hù)的相關(guān)系數(shù)都是正相關(guān)，分別在5%和1%水平上顯著，這一結(jié)果充分顯示自上而下政策效應(yīng)的距離遞減特征，進(jìn)一步驗(yàn)證了只有充分調(diào)動(dòng)牧戶的積極性及其內(nèi)在認(rèn)知，才能保證草地生態(tài)建設(shè)政策的持續(xù)性。

群體特征方面，調(diào)查社區(qū)牧戶規(guī)模在恪守載畜量及支持草地生態(tài)建設(shè)方面的估計(jì)系數(shù)分別為-0.033 3和-0.056 1，通過(guò) 10%、1% 顯著性水平檢驗(yàn)。該結(jié)果表明，相對(duì)于規(guī)模較大的社區(qū)，牧戶規(guī)模較小的社區(qū)更容易實(shí)現(xiàn)有效的公共草地自主治理，研究結(jié)論與Araral[23]、何凌霄等[24]的結(jié)論一致，這一結(jié)果顯示了熟人社會(huì)及鄰里網(wǎng)絡(luò)關(guān)系在農(nóng)村公共資源管護(hù)方面的重要性；非牧業(yè)就業(yè)比重在模型(1)中的估計(jì)系數(shù)為0.065 2，在10%水平上顯著，說(shuō)明當(dāng)群體中非牧業(yè)就業(yè)比重較高時(shí)，牧戶有較多的非牧業(yè)收入，該類(lèi)牧戶對(duì)牲畜飼養(yǎng)帶來(lái)的收益依賴(lài)性較低，因此其更愿意恪守載畜量。

制度環(huán)境特征的計(jì)量結(jié)果顯示，參與草地管護(hù)培訓(xùn)能有效提升牧戶公共草地治理意愿，對(duì)協(xié)助牧戶恪守載畜量有較大影響，二者的相關(guān)系數(shù)為0.865 0；不同質(zhì)量畜產(chǎn)品售價(jià)差異的估計(jì)系數(shù)為0.841 0，且在5%水平上顯著，該計(jì)量結(jié)果證明了市場(chǎng)發(fā)育程度對(duì)牧戶行為的影響，即當(dāng)牧戶從市場(chǎng)差異中獲得較多收益時(shí)，其能自發(fā)地選擇減少載畜量從而提高牲畜質(zhì)量[25]；生態(tài)崗位的設(shè)置對(duì)公共草地治理無(wú)顯著影響，這與以往的研究結(jié)果不一致[26]，其主要原因是當(dāng)前的生態(tài)崗位是針對(duì)貧困戶的一種扶貧補(bǔ)貼而非懲罰“搭便車(chē)”行為的手段，政策影響面較小，無(wú)法真正對(duì)公共草地治理起到有效監(jiān)督作用；補(bǔ)差制度在模型(1)的估計(jì)系數(shù)是0.981，在1%水平上顯著，這一估算結(jié)果充分說(shuō)明了以村民小組為單位的社區(qū)綜合管理及分配制度在公共草地管護(hù)中的巨大作用，證明了社區(qū)公共力量及鄉(xiāng)規(guī)鄉(xiāng)約在公共資源使用及分配中的有效性。

牧戶個(gè)人特征要素的計(jì)量分析結(jié)果主要有：一方面，牧戶戶主年齡顯著負(fù)向影響草地生態(tài)治理行為，牧戶戶主年齡越大，其生產(chǎn)意愿及生產(chǎn)方式越保守，傾向于通過(guò)增加牲畜數(shù)量來(lái)增加家庭財(cái)富，而年輕牧戶傾向于采取新途徑獲取經(jīng)濟(jì)效益，從而愿意采取新的草地管護(hù)政策，也更傾向于通過(guò)降低牲畜存欄量、提高出欄牲畜質(zhì)量來(lái)獲得相應(yīng)的收益；另一方面，牧戶戶主越年輕，其獲取新信息和采用新技術(shù)的能力越強(qiáng)[27]，容易接受新型草地管護(hù)政策和技術(shù)；從牧戶戶主受教育程度看，由于研究區(qū)域?yàn)榈湫偷那嗖馗咴羺^(qū)，牧民受教育程度普遍較低，多為文盲或半文盲，因此牧戶受教育程度對(duì)草地生態(tài)治理與管護(hù)行為沒(méi)有顯著影響；牧戶家庭中從事放牧勞力的比重在模型(2)中估計(jì)系數(shù)為0.420 0，在1%水平上顯著，說(shuō)明牧戶家庭中從事放牧的勞動(dòng)力越多，其對(duì)畜牧業(yè)的依賴(lài)性越強(qiáng)，同時(shí)對(duì)草地資源的依賴(lài)性也越強(qiáng)；從牧戶家庭少兒撫養(yǎng)比的估算結(jié)果看，當(dāng)牧戶擁有較多子女時(shí)，其更關(guān)注草地生態(tài)恢復(fù)與

治理，更傾向于草地生產(chǎn)的持續(xù)性；同理，牧業(yè)收入比重越高的牧戶，對(duì)草地的依賴(lài)性越強(qiáng)，該類(lèi)牧戶在草地管護(hù)方面呈現(xiàn)出矛盾性，一方面他們不愿意減少牲畜存欄量，另一方面他們又期望草地資源得到改善，此類(lèi)牧戶在確保草地承包政策持續(xù)性的前提下，愿意投入較多的初始資金來(lái)改善草地。

表2 旅游業(yè)對(duì)草原生態(tài)治理的影響估計(jì)：Probit結(jié)果Table 2 Impact of tourism on grassland management: Results of the Probit model regression

2.2 工具變量估計(jì)結(jié)果

本研究用牧戶所在村莊至核心景區(qū)的距離作為牧戶參與旅游產(chǎn)業(yè)的工具變量來(lái)估計(jì)草地生態(tài)治理決策模型，以減輕可能存在的內(nèi)生性偏誤和遺漏變量偏誤。一方面，宏觀層面的村莊至核心景區(qū)距離與牧戶個(gè)體層面的草地生態(tài)治理決策具有較強(qiáng)的外生性，即沒(méi)有理由認(rèn)為村莊至核心景區(qū)的距離會(huì)影響到個(gè)體牧戶是否進(jìn)行草地生態(tài)治理的微觀決策；另一方面，至核心景區(qū)的距離與牧戶參與旅游產(chǎn)業(yè)有較強(qiáng)的相關(guān)性[28]，越靠近核心景區(qū)的牧戶參與旅游產(chǎn)業(yè)的機(jī)會(huì)越多(表3)。

Wald檢驗(yàn)的P值分別為0.05和0.01，表明本研究在5%和1%的顯著水平上拒絕變量外生性假設(shè)，即原模型存在內(nèi)生性問(wèn)題 (表3)。首先，在兩階段工具變量估計(jì)中，第一階段估計(jì)的F值為46.82，不存在弱工具變量問(wèn)題，因此，本研究中選擇牧戶所在村莊至核心景區(qū)距離作為參與旅游產(chǎn)業(yè)的工具變量具有合理性；其次，牧戶參與旅游產(chǎn)業(yè)的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正 (表3)，充分說(shuō)明牧戶參與旅游產(chǎn)業(yè)能有效促進(jìn)草地的生態(tài)治理；第三，本計(jì)量模型估算出牧戶參與旅游產(chǎn)業(yè)對(duì)其是否恪守載畜量及是否參與草地生態(tài)建設(shè)的邊際效應(yīng)分別為0.247 5和0.577 5，即其他條件不變時(shí)，參與旅游產(chǎn)業(yè)的牧戶與未參與旅游產(chǎn)業(yè)的牧戶相比，恪守載畜量的概率提高了24.75%，參與管護(hù)草地的概率提高了57.75%。與表2相比，工具變量估計(jì)結(jié)果的系數(shù)較Probit模型的估計(jì)系數(shù)大幅提升，這表明，如果使用一般的Probit模型進(jìn)行估計(jì)，由于忽略了參與旅游業(yè)的內(nèi)生性，將低估參與旅游業(yè)對(duì)草地生態(tài)治理的正作用。

表3 旅游業(yè)對(duì)草原生態(tài)治理的影響估計(jì)：Ⅳ Probit結(jié)果Table 3 Impact of tourism on grassland management: Results of the Ⅳ Probit model regression

3 旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展背景下退化草地生態(tài)治理路徑

根據(jù)上述針對(duì)研究區(qū)(西藏納木錯(cuò)流域) 354個(gè)樣本牧戶的牧戶草地生態(tài)治理行為計(jì)量分析，認(rèn)為納木錯(cuò)流域旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展顯著促進(jìn)了區(qū)域公共草地的自主治理意識(shí)。平均來(lái)說(shuō)，參與旅游產(chǎn)業(yè)的無(wú)論是在恪守載畜量還是在草地生態(tài)管護(hù)方面的概率都有顯著提升，分別提高了24.75%和57.75%，這一計(jì)量結(jié)果充分顯示了旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)區(qū)域退化草地生態(tài)治理與恢復(fù)的影響程度。基于此，本研究提出以下兩種基于旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展的退化草地生態(tài)治理路徑：

1)以距離旅游景區(qū)核心區(qū)遠(yuǎn)近為關(guān)鍵變量，差異性實(shí)施牧戶參與旅游產(chǎn)業(yè)激勵(lì)機(jī)制。距離旅游景區(qū)核心區(qū)較近的牧戶，如納木錯(cuò)鄉(xiāng)牧戶，在當(dāng)前“牽牛拉馬”合作社發(fā)展的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步激勵(lì)其從事旅游相關(guān)產(chǎn)業(yè)，加強(qiáng)牧戶普通話及其他文化技能培訓(xùn)，在資金上支持牧戶開(kāi)辦藏式茶館、餐廳、民俗風(fēng)情園、民宿等旅游相關(guān)產(chǎn)業(yè)；針對(duì)距離旅游景區(qū)較遠(yuǎn)的牧戶，如班戈縣保吉鄉(xiāng)、新吉鄉(xiāng)等牧戶，組織并激勵(lì)其從事藏文化產(chǎn)品(飾品、手工藝品、羊毛制品等)制造業(yè)，從而服務(wù)流域旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展。

2)以旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展為背景，促進(jìn)區(qū)域市場(chǎng)發(fā)育，以市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)為手段引導(dǎo)牧戶減少牲畜存欄量，加大草地生態(tài)管護(hù)力度，提高畜產(chǎn)品質(zhì)量。在計(jì)量研究中發(fā)現(xiàn)，促進(jìn)牧戶減少牲畜存欄量的關(guān)鍵是牧戶能夠得到有效的經(jīng)濟(jì)收益，即在市場(chǎng)機(jī)制完善前提下，如果牧戶能夠通過(guò)高質(zhì)量畜產(chǎn)品獲得足夠的經(jīng)濟(jì)收益，則其愿意作為理性經(jīng)濟(jì)人，通過(guò)加大草地管護(hù)力度、減少牲畜存欄量、提高出欄牲畜質(zhì)量來(lái)獲得收益。因此，該區(qū)域應(yīng)基于旅游產(chǎn)業(yè)的兩性發(fā)展培育和完善市場(chǎng)體系，尤其是以納木湖鄉(xiāng)為依托，實(shí)現(xiàn)不同質(zhì)量畜產(chǎn)品的價(jià)格差異，使牧戶真正獲得優(yōu)質(zhì)優(yōu)價(jià)效益，從而自覺(jué)地實(shí)施草地管護(hù)計(jì)劃。

3)以旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展為背景，實(shí)現(xiàn)區(qū)域“自下而上”的草地管護(hù)政策。研究中發(fā)現(xiàn)，成熟的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、牧戶自發(fā)的草地管護(hù)機(jī)制等對(duì)流域草地生態(tài)治理具有正向影響，因此在未來(lái)發(fā)展中，基于流域旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展，發(fā)揮非正式制度(如村民小組內(nèi)部的監(jiān)督機(jī)制、補(bǔ)差機(jī)制、村規(guī)民約等)的作用，提升社區(qū)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)建設(shè)成熟度，建立互惠互利的處事模式，從培訓(xùn)年輕牧戶出發(fā)，實(shí)施“自下而上”的社區(qū)公共事務(wù)治理路徑。

總之，本研究以西藏納木錯(cuò)流域旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展為背景，基于354戶調(diào)查樣本，分析了旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展背景下，牧戶恪守牲畜存欄量、參與公共草地生態(tài)治理意愿的影響因素，提出了基于旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展的退化草地生態(tài)治理路徑，研究結(jié)果有望為我國(guó)高寒地區(qū)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實(shí)施提供理論依據(jù)和實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)。