生態(tài)補(bǔ)償是否有助于未來減貧
——基于貧困脆弱性的實證分析

劉宗飛， 劉曉偉， 姚順波

(1.安徽科技學(xué)院 管理學(xué)院， 安徽 鳳陽 233100； 2.西北農(nóng)林科技大學(xué) 資源經(jīng)濟(jì)與環(huán)境管理研究中心， 陜西 楊凌 712100)

一、引言

改革開放至今，我國實施的一系列反貧困措施取得了舉世矚目的成就。按照每人每年2300元(2010年不變價)貧困標(biāo)準(zhǔn)計算，1978—2016年，我國農(nóng)村貧困人口從77039萬人降低至4335萬(國家統(tǒng)計局，2016)。貧困人口絕對數(shù)量的下降預(yù)示著今后扶貧工作既要關(guān)注剩余貧困人口的消除，又要防止返貧、持續(xù)貧困的發(fā)生[1]。2015年，習(xí)近平總書記在“減貧與發(fā)展高層論壇”上明確提出了“五個一批”的精準(zhǔn)脫貧措施，“生態(tài)補(bǔ)償脫貧一批”是其中的重要內(nèi)容，然而，當(dāng)前生態(tài)補(bǔ)償政策是否有助于當(dāng)前貧困的緩解，其對未來貧困發(fā)生概率又有什么樣的影響，尚無定論。因此，深入分析生態(tài)補(bǔ)償?shù)臏p貧效果，對調(diào)整和完善當(dāng)前生態(tài)補(bǔ)償政策具有重要實踐意義。

生態(tài)補(bǔ)償是以保護(hù)和可持續(xù)利用生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)為目的，以經(jīng)濟(jì)手段調(diào)節(jié)相關(guān)者利益關(guān)系的制度安排[2]。生態(tài)補(bǔ)償?shù)闹苯幽康氖菫榱颂嵘鷳B(tài)服務(wù)供給，但從社會福利再分配的角度來看，生態(tài)補(bǔ)償是政府轉(zhuǎn)移性支出的一部分，具備一定的經(jīng)濟(jì)調(diào)節(jié)功能。當(dāng)前，大量學(xué)者對生態(tài)補(bǔ)償?shù)慕?jīng)濟(jì)調(diào)節(jié)作用進(jìn)行了研究。

現(xiàn)有研究肯定了生態(tài)補(bǔ)償對現(xiàn)有貧困的緩解作用[3，4]。然而，基于貧困脆弱性視角分析生態(tài)補(bǔ)償對未來貧困影響的研究相對較少。傳統(tǒng)貧困指標(biāo)只是靜態(tài)度量了家庭或個人的福利水平，對家庭未來福利及其風(fēng)險并未考慮[5]。世界銀行2001年正式提出貧困脆弱性的概念，用于度量負(fù)向沖擊導(dǎo)致家庭未來福利下降的可能性，隨后大量學(xué)者圍繞貧困脆弱性定義，測度方法及其影響因素展開了研究[6-10]。

在前人研究的基礎(chǔ)上，本文基于貧困脆弱性的測度原理，考察了生態(tài)補(bǔ)償對未來貧困的影響。文章余下部分安排如下：第二部分為數(shù)據(jù)與方法；第三部分為結(jié)果分析；第四部分結(jié)論與政策建議。

二、數(shù)據(jù)與方法

1.數(shù)據(jù)來源

本文所用數(shù)據(jù)來源于西北農(nóng)林科技大學(xué)資源經(jīng)濟(jì)與環(huán)境管理研究中心。2016年8月，課題組采用入戶問卷調(diào)查的方式對陜西省吳起縣2013—2015年農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營狀況進(jìn)行了調(diào)查。課題組隨機(jī)選擇了吳起鎮(zhèn)、周灣鎮(zhèn)、白豹鎮(zhèn)、五谷鎮(zhèn)、鐵邊城五個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)隨機(jī)選擇三個村、每個村隨機(jī)走訪20-30戶。剔除無效問卷，本研究共獲取有效樣本348個。

調(diào)查問卷內(nèi)容包括戶主特征、農(nóng)戶家庭特征、家庭資源特征、家庭獲得生態(tài)補(bǔ)償情況、分類型土地資源數(shù)量及地塊數(shù)量、土地生產(chǎn)投入及產(chǎn)出、家庭勞動力工時分配、家庭收入來源狀況、家庭消費狀況等信息，可以很好滿足研究需要。

2.變量選取及假設(shè)提出

農(nóng)戶家庭福利函數(shù)的設(shè)定是貧困脆弱性測度及其因素分析的關(guān)鍵。在黃土高原區(qū)，農(nóng)戶家庭福利主要包括農(nóng)業(yè)收入、非農(nóng)收入及轉(zhuǎn)移性收入?，F(xiàn)有研究中，受限于數(shù)據(jù)可得性，一般將影響家庭福利的變量設(shè)定為家庭可觀測變量，如戶主特征、家庭人力資源特征、區(qū)位特征、社區(qū)關(guān)系等[11-14]，上述變量可以反映農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的基本特征，但對家庭非農(nóng)收入及轉(zhuǎn)移性收入的擬合性不強(qiáng)。

當(dāng)前，非農(nóng)收入是農(nóng)戶家庭收入的重要組成部分[15]。市場參與程度是農(nóng)戶在現(xiàn)有家庭資源稟賦的基礎(chǔ)上，依托勞動力、土地、儲蓄等生產(chǎn)要素參與市場分工，獲取收益的能力，對農(nóng)戶收入具有重要影響。除此之外，黃土高原區(qū)是典型的生態(tài)脆弱區(qū)，政府實施的一系列生態(tài)保護(hù)政策均可通過增加轉(zhuǎn)移性收入，進(jìn)而影響家庭福利函數(shù)。因此，本文在前人研究的基礎(chǔ)上，增加了市場參與程度及生態(tài)補(bǔ)償指標(biāo)，具體指標(biāo)選擇如下：

(1)生態(tài)補(bǔ)償指標(biāo)。在黃土高原區(qū)，國家實施了一系列林業(yè)重點保護(hù)工程，對農(nóng)戶的土地生產(chǎn)用途及生產(chǎn)方式進(jìn)行了管制，為彌補(bǔ)農(nóng)戶的選擇性缺失，給予了農(nóng)戶一定數(shù)量的貨幣性補(bǔ)償，這種為了實現(xiàn)生態(tài)環(huán)保目的的補(bǔ)償也被稱作生態(tài)補(bǔ)償。生態(tài)補(bǔ)償可以從以下兩個方面調(diào)整農(nóng)戶收益模式：一是生態(tài)補(bǔ)償作為一種貨幣性補(bǔ)償，直接增加了農(nóng)戶收入；二是部分土地資源由耕地向林地的強(qiáng)制性轉(zhuǎn)變，降低了土地對農(nóng)戶勞動數(shù)量的需求，解放了家庭勞動力，增加了農(nóng)戶的市場參與程度，間接提升了農(nóng)戶收益。本文選擇人均退耕還林補(bǔ)貼來衡量農(nóng)戶享受生態(tài)補(bǔ)償情況，預(yù)期與家庭收益成正比。

(2)市場參與類指標(biāo)。農(nóng)戶參與市場分工主要表現(xiàn)為家庭勞動力在農(nóng)業(yè)及非農(nóng)產(chǎn)業(yè)間的配置。本文主要選取非農(nóng)勞動時間比例來衡量農(nóng)戶參與市場分工的程度。由于非農(nóng)產(chǎn)業(yè)邊際收益高于農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)，農(nóng)戶家庭配置于非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的勞動時間越多，其家庭收益也越高，因此，預(yù)期非農(nóng)勞動時間比例與家庭收益成正比。

(3)資產(chǎn)類指標(biāo)。土地資源是農(nóng)戶家庭最重要的生產(chǎn)資料。本文選取了不同土地類型的數(shù)量及質(zhì)量來衡量家庭資產(chǎn)狀況。其中，耕地資源及林地資源規(guī)模用家庭承包經(jīng)營耕地及林地數(shù)量表示。由于家庭從事耕地及林地經(jīng)營目標(biāo)存在差異，耕地經(jīng)營以經(jīng)濟(jì)性目標(biāo)為主，而林地經(jīng)營則受政策限制，以生態(tài)目標(biāo)為主，因此，預(yù)期耕地資源數(shù)量與家庭收入成正比，而林地資源數(shù)量與家庭收入關(guān)系并不明確。不同土地類型的細(xì)碎化程度是土地資源質(zhì)量的重要體現(xiàn)，土地細(xì)碎化會增加農(nóng)業(yè)勞動的轉(zhuǎn)換時間并降低社會化服務(wù)的利用水平，進(jìn)而導(dǎo)致土地經(jīng)營成本上升。文章主要選擇了農(nóng)戶家庭耕地及林地經(jīng)營塊數(shù)來衡量土地資源細(xì)碎化程度，預(yù)期耕地經(jīng)營塊數(shù)與家庭收益成反比，而林地經(jīng)營塊數(shù)與家庭收益關(guān)系不明確。

(4)家庭特征類指標(biāo)。農(nóng)戶家庭收入受其生計環(huán)境的影響[13]，家庭特征會影響農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營行為的選擇，進(jìn)而引起家庭收入的變化。參照前人研究，本文選取家庭規(guī)模來衡量家庭整體特征，一方面，家庭人口數(shù)量較多可以導(dǎo)致家庭生產(chǎn)及消費的規(guī)模效應(yīng)，有利于家庭收益的增加，另一方面，家庭規(guī)模越大，勞動力擔(dān)負(fù)的撫養(yǎng)比就越高，不利于收入的增加，因此，家庭規(guī)模與收入的關(guān)系難以確定。戶主特征可以利用戶主年齡、戶主受教育年限、戶主健康狀況以及戶主社會關(guān)系等指標(biāo)進(jìn)行表示。大多研究發(fā)現(xiàn)戶主越年輕、受教育程度越高、身體越健康以及社會地位越高，家庭收入也越高，因此，預(yù)期戶主特征與收入成正比。

(5)地理區(qū)位指標(biāo)。區(qū)位條件會通過市場可達(dá)性、交通成本與技術(shù)擴(kuò)散成本等對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生影響[16]。農(nóng)戶家庭區(qū)位的不同會導(dǎo)致收入的差異，距離市場越遠(yuǎn)，信息的搜尋能力越差，市場參與成本也越高。本文選擇家庭居住地至最近縣城的距離來控制不同農(nóng)戶的區(qū)位因素，預(yù)期該指標(biāo)與收入成反比。表1對主要變量定義及其預(yù)期影響作用進(jìn)行了表述。

3.模型設(shè)定

現(xiàn)有研究中，貧困脆弱性的界定包括三種，分別是預(yù)期貧困脆弱性，低效用水平的脆弱性，以及風(fēng)險暴露貧困的脆弱性[17，18]。由于微觀面板數(shù)據(jù)收集難度較大，能夠利用截面數(shù)據(jù)進(jìn)行衡量的預(yù)期貧困脆弱性得到了廣泛應(yīng)用。因此，本文選取了預(yù)期貧困脆弱性的定義，也即測度農(nóng)戶未來陷入貧困的可能性。結(jié)合前人研究，將貧困脆弱性的測度方法設(shè)定如下：

表1 變量特征及假設(shè)

(1)

其中，Vit表示第i個農(nóng)戶t時期的貧困脆弱性，也即農(nóng)戶在t+1時期的福利水平低于貧困線Z的概率；Yi，t+1表示第i個農(nóng)戶t+1時期的福利水平(一般用收入或消費水平表示)，Z為貧困線；f(Yi，t+1)表示農(nóng)戶未來福利的概率密度分布函數(shù)。參照萬廣華等[9，18]研究，假設(shè)其服從對數(shù)正態(tài)分布。因此，本研究中假定農(nóng)戶的未來福利函數(shù)為：

lnYi=α1X1+α2X2+α3X3+α4X4+α5X5+εi

(2)

其中，X1為一組核心解釋變量指標(biāo)，具體研究中利用人均退耕還林補(bǔ)貼(EC)進(jìn)行表示；X2表示農(nóng)戶市場參與類指標(biāo)，分別用勞動力數(shù)量(LQ)及非農(nóng)勞動時間比例(LT)進(jìn)行表示；X3為一組家庭資產(chǎn)類變量，分別用耕地規(guī)模(LC)及耕地質(zhì)量(LF)；林地規(guī)模(FC)及林地數(shù)量(FF)表示；X4表示家庭資產(chǎn)類指標(biāo)變量集，包括家庭規(guī)模(HC)、戶主年齡(HY)、戶主文化程度(HN)、戶主健康狀況(HJ)、戶主是否是村干部(HG)、戶主是否是黨員(HD)、戶主是否是合作社成員(HH)；X5表示地理區(qū)位變量，用家庭與縣城距離(DQ)表示。α為變量參數(shù)；ε為干擾項。

在公式(2)中，各農(nóng)戶干擾項ε與lnY之間并不滿足同方差的假設(shè)，因此不能直接利用最小二乘法進(jìn)行估計，參照前人的研究[13]，可以將干擾項ε的方差設(shè)為福利函數(shù)中各變量的函數(shù)：

(3)

其中，Xi(i=1～5)含義與上文相同，θ為各變量參數(shù)。

借鑒Amemiya的方法[19]，采用三階段的可行廣義最小二乘法對(2)(3)進(jìn)行估計，可得到農(nóng)戶i福利函數(shù)的均值及方差，分別為

(4)

(5)

利用(4)(5)的估計結(jié)果，可以得出農(nóng)戶i的脆弱性估計式為：

(6)

其中，Φ(·)為標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布函數(shù)，Vit即為農(nóng)戶i的貧困脆弱性。

令

(7)

(8)

則公式(6)可以變形為

(9)

對c求導(dǎo)，可得：

(10)

以上公式推導(dǎo)顯示，在假定貧困線不發(fā)生變化(國家統(tǒng)計局2010年貧困標(biāo)準(zhǔn)2300元/人)的情況下，影響貧困脆弱性的因素主要來自兩個方面，一是農(nóng)戶福利函數(shù)均值，二是農(nóng)戶福利函數(shù)方差。由公式(10)中可知，若θ<0，a0，a>lnZ，則對貧困脆弱性產(chǎn)生負(fù)向影響，也即會降低貧困脆弱性；若θ>0，alnZ，則會提升貧困脆弱性。

因此，若黃土高原區(qū)生態(tài)補(bǔ)償對農(nóng)戶福利均值及其方差均產(chǎn)生顯著性影響，說明生態(tài)補(bǔ)償是影響農(nóng)戶未來貧困的重要因素。且利用公式(10)的評判標(biāo)準(zhǔn)，通過對比生態(tài)補(bǔ)償與社會福利均值函數(shù)及其方差的影響系數(shù)大小，可以深入分析生態(tài)補(bǔ)償對貧困及貧困脆弱性的影響。

三、結(jié)果與分析

為避免單一年份數(shù)據(jù)受偶然因素的影響，在模型驗證中，所有指標(biāo)均對2013—2015年數(shù)據(jù)進(jìn)行了均值化處理。在家庭福利均值函數(shù)的驗證中，由于截面數(shù)據(jù)不滿足異方差的假設(shè)，本研究利用加權(quán)最小二乘法對其進(jìn)行了驗證，結(jié)果如表2所示。

表2 生態(tài)補(bǔ)償對貧困脆弱性檢驗結(jié)果

注：表中*、**、***分別代表在10%、5%、1%水平下顯著；下表同上。

模型檢驗結(jié)果顯示，F(xiàn)值在1%水平上通過了顯著性檢驗，且R2及其調(diào)整值均在95%以上，說明模型的整體擬合狀況較好，解釋變量可以較好地反映家庭福利均值及其方差。

1.市場參與程度是增加農(nóng)民福利，緩解貧困的重要措施

非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的勞動邊際收益高于農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)，利用非農(nóng)時間比例衡量的農(nóng)戶市場參與程度指標(biāo)與農(nóng)戶福利均值之間呈現(xiàn)顯著正相關(guān)關(guān)系，農(nóng)戶的非農(nóng)就業(yè)比例每提升1%，農(nóng)戶福利均值可以提升0.96%。且市場參與程度可以顯著降低農(nóng)戶福利方差，說明農(nóng)戶勞動力配置于非農(nóng)部門可以降低農(nóng)戶的收入波動，這一結(jié)果與黃土高原區(qū)勞動力非農(nóng)就業(yè)收益相吻合，調(diào)查顯示，黃土高原區(qū)農(nóng)戶參與非農(nóng)就業(yè)年收益在30000—35000元之間，收入波動較小。結(jié)合公式(10)可知，市場參與程度可以降低貧困的脆弱性。

2.耕地規(guī)?？梢栽黾愚r(nóng)民福利，林地資源則可降低貧困脆弱性

農(nóng)戶資產(chǎn)類指標(biāo)的研究結(jié)果顯示，耕地規(guī)模與家庭福利均值之間呈顯著正相關(guān)關(guān)系，說明黃土高原區(qū)農(nóng)戶耕地數(shù)量的增加可以提升家庭整體收益；然而，耕地細(xì)碎化程度與預(yù)期假設(shè)不相符，利用耕地塊數(shù)衡量的土地質(zhì)量與家庭福利呈顯著正相關(guān)關(guān)系，這與黃土高原區(qū)勞動力就業(yè)特征有關(guān)，由于勞動力非農(nóng)就業(yè)機(jī)會稀缺，大量家庭勞動力仍以耕地種植為主。調(diào)查顯示，黃土高原區(qū)從事土地生產(chǎn)的戶均勞動力年投入約為164.46工時，其中耕地用工約為106.83工時。盡管土地細(xì)碎化弱化了耕地生產(chǎn)的機(jī)械化操作水平，增加了經(jīng)營難度，但在勞動力就業(yè)不充分的情況下，農(nóng)戶傾向于選擇投入更多勞動時間實現(xiàn)對其他生產(chǎn)要素的替代，因此，耕地細(xì)碎化并未對家庭福利產(chǎn)生負(fù)向影響。

表2結(jié)果顯示，林地規(guī)?？娠@著提升家庭整體福利，且可以降低農(nóng)戶收入波動，說明在黃土高原區(qū)實施林業(yè)生態(tài)保護(hù)工程，不僅可以提升區(qū)域環(huán)境質(zhì)量，也可緩解區(qū)域貧困狀況，符合農(nóng)戶家庭的理性選擇。林地塊數(shù)與家庭福利方差之間呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，說明林地質(zhì)量差異會影響農(nóng)戶收入波動，不利于緩解貧困脆弱性，因此，如何通過土地整理，減少農(nóng)戶林地塊數(shù)，增加林地質(zhì)量是緩解未來貧困的重要舉措。

3.家庭特征是影響貧困的重要因素

家庭規(guī)模驗證結(jié)果顯示，家庭規(guī)模可以促進(jìn)家庭福利均值的提升，但同時會增大家庭收入波動性，這一結(jié)果與黃土高原區(qū)家庭現(xiàn)狀相符，規(guī)模較大的家庭擁有的勞動力數(shù)量較多，農(nóng)戶參與非農(nóng)市場的概率也越大，體現(xiàn)為福利均值的增加，然而，在非農(nóng)就業(yè)機(jī)會稀缺的背景下，其收入波動也相應(yīng)增加。

戶主年齡可以顯著提升家庭福利，并可降低家庭收入波動，有利促進(jìn)了貧困緩解；與預(yù)期假設(shè)不符。這與調(diào)查樣本數(shù)量有關(guān)，統(tǒng)計顯示，樣本中戶主年齡約為51.62歲，且變動范圍較小，戶主是家庭收入的主要勞動力，在調(diào)查年齡范圍內(nèi)，隨著年齡的增加其工作經(jīng)驗、技能得到了較大提升，勞動收益也較高，且戶主年齡越大其收入也越穩(wěn)定，因此，家庭收入波動較小。

戶主受教育程度與家庭收入方差呈顯著正相關(guān)關(guān)系，與家庭收入之間呈正向關(guān)系，但并不顯著。調(diào)查顯示，黃土高原區(qū)農(nóng)戶戶主接受教育年限為5.99年，普遍教育程度不高，人力資本因素對農(nóng)戶貧困影響的作用并不顯著。

戶主健康狀況及其身份對家庭福利具有顯著性影響，且與預(yù)期相符。戶主健康可以提升農(nóng)戶參與非農(nóng)就業(yè)的機(jī)會，進(jìn)而增加家庭收入；同時，具備社會成員身份的家庭可以掌握更多市場信息，并可以降低市場競爭的風(fēng)險，因此，其收入較高。這一結(jié)果說明提升農(nóng)戶健康水平，并積極引導(dǎo)農(nóng)戶參與合作社等社會化組織有利于緩解貧困。

4.地理區(qū)位會加重農(nóng)戶貧困

地理區(qū)位與家庭福利之間呈現(xiàn)顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。這一結(jié)果主要受兩個方面的影響，一是地理區(qū)位會降低家庭市場信息獲取能力，偏遠(yuǎn)地區(qū)農(nóng)戶面臨的市場就業(yè)機(jī)會較少，收入也相對較低；二是地理區(qū)位會增加家庭的生產(chǎn)經(jīng)營成本，進(jìn)而降低家庭收入。這一結(jié)果與預(yù)期相符。

5.生態(tài)補(bǔ)償可以有效緩解貧困脆弱性

表2結(jié)果顯示，生態(tài)補(bǔ)償可以降低農(nóng)戶家庭福利方差，緩解家庭收入波動性，生態(tài)補(bǔ)償每提升1%，家庭福利方差將降低0.056%。這一結(jié)論與McSweeney，K及Chambers和Leach的研究結(jié)論相似[20，21]，生態(tài)補(bǔ)償是低收入農(nóng)戶的天然儲蓄，可以提升農(nóng)戶應(yīng)對自然災(zāi)害的能力。且根據(jù)公式(10)的評價方法可知，生態(tài)補(bǔ)償可以弱化未來貧困發(fā)生的可能性，也即可以降低貧困脆弱性。

然而，實證結(jié)果顯示生態(tài)補(bǔ)償并不能促進(jìn)家庭整體福利均值的增加，反而在一定程度上阻礙了農(nóng)戶收入水平，與文章假設(shè)不符。產(chǎn)生這一結(jié)果的可能原因是，生態(tài)補(bǔ)償增加了農(nóng)戶休閑的時間，降低了農(nóng)戶非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)的傾向，也即生態(tài)補(bǔ)償可能會通過擠出勞動市場參與程度進(jìn)而影響家庭福利。為了進(jìn)一步驗證生態(tài)補(bǔ)償對家庭福利均值的影響渠道，文章在公式(4)的基礎(chǔ)上引入了生態(tài)補(bǔ)償及農(nóng)戶市場參與程度的交互項，驗證結(jié)果如表3所示。

表3 生態(tài)補(bǔ)償對家庭福利影響渠道

表3結(jié)果顯示，當(dāng)引入生態(tài)補(bǔ)償與市場參與度的交互項后，其他變量對家庭福利均值影響并未產(chǎn)生較大變化，生態(tài)補(bǔ)償依然負(fù)向作用于家庭福利，生態(tài)補(bǔ)償每提升1%，家庭福利均值將下降0.008%；與表2系數(shù)相比，生態(tài)補(bǔ)償對家庭福利均值的負(fù)向影響出現(xiàn)了下降。生態(tài)補(bǔ)償及市場參與度交互項與家庭福利均值呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，說明生態(tài)補(bǔ)償會通過擠出家庭勞動力的非農(nóng)市場參與程度降低家庭福利。產(chǎn)生這一現(xiàn)象的原因主要有兩個：一是黃土高原區(qū)非農(nóng)就業(yè)機(jī)會較少，非農(nóng)就業(yè)的信息搜集成本較高，農(nóng)戶從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)的目的主要是滿足家庭生存消費及基本生產(chǎn)的需要，生態(tài)補(bǔ)償可以緩解家庭消費壓力，從而降低了農(nóng)戶從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的偏好。二是受區(qū)域環(huán)境的影響，由于黃土高原區(qū)地處偏遠(yuǎn)，受小農(nóng)生產(chǎn)自給自足等因素的影響，農(nóng)戶從事非農(nóng)生產(chǎn)的積極性不高，進(jìn)一步提升家庭福利的動力不足。

四、結(jié)論及政策建議

1.結(jié)論

生態(tài)補(bǔ)償是我國當(dāng)前扶貧的重要措施之一，衡量生態(tài)補(bǔ)償?shù)臏p貧作用對實現(xiàn)“精準(zhǔn)扶貧”具有重要意義。然而區(qū)域貧困的動態(tài)變化又顯示，緩解貧困不僅要消除即期貧困，還要降低未來貧困的發(fā)生概率。貧困脆弱性測度過程可以說明，影響貧困脆弱性的因素分解為福利均值及方差兩個方面。在此基礎(chǔ)上，文章利用黃土高原區(qū)實地調(diào)研數(shù)據(jù)，在控制市場參與、家庭資產(chǎn)、家庭特征、地理區(qū)位的基礎(chǔ)上，驗證了生態(tài)補(bǔ)償對家庭福利均值及其方差的影響，結(jié)果顯示，生態(tài)補(bǔ)償可以降低貧困脆弱性，也即對未來貧困具備一定的緩解作用，生態(tài)補(bǔ)償每提升1%，家庭福利方差將降低0.056%。但是，生態(tài)補(bǔ)償對當(dāng)期家庭整體福利均值具有負(fù)向影響，深入分析生態(tài)補(bǔ)償與農(nóng)戶市場參與程度的交互影響可知，生態(tài)補(bǔ)償會通過擠出勞動力市場參與程度而影響家庭福利。

2.政策建議

盡管黃土高原區(qū)生態(tài)補(bǔ)償可以緩解未來貧困，但并未有效提升家庭福利均值，因此，如何提升生態(tài)補(bǔ)償?shù)木珳?zhǔn)性，弱化生態(tài)補(bǔ)償對農(nóng)戶參與市場的影響是提升生態(tài)扶貧作用的重要舉措。

第一，調(diào)整生態(tài)補(bǔ)償結(jié)構(gòu)。當(dāng)前，黃土高原區(qū)生態(tài)補(bǔ)償以貨幣化補(bǔ)償為主，然而，這種補(bǔ)償方式會影響農(nóng)戶對未來生產(chǎn)生活的預(yù)期，降低農(nóng)戶市場參與程度，不利于家庭福利的增加。因此，可以通過調(diào)整生態(tài)補(bǔ)償結(jié)構(gòu)緩解這一現(xiàn)象。一是將一定比例的生態(tài)補(bǔ)償資金進(jìn)行農(nóng)村勞動力培訓(xùn)，提升農(nóng)戶市場參與能力。二是依托區(qū)域產(chǎn)業(yè)發(fā)展，將農(nóng)戶生態(tài)補(bǔ)償資金入股地區(qū)特色產(chǎn)業(yè)，實施“資金變股金”的改革，提升農(nóng)戶持續(xù)增收的能力。

第二，高效利用生態(tài)補(bǔ)償?shù)囊?guī)模優(yōu)勢。生態(tài)補(bǔ)償在農(nóng)戶間的平均分配有助于公平的實現(xiàn)，但降低了生態(tài)補(bǔ)償資金的規(guī)模優(yōu)勢，且單一農(nóng)戶對生態(tài)補(bǔ)償資金的利用效率較低?；诖?，政府可以集中農(nóng)戶生態(tài)補(bǔ)償資金，用于提升土地資源整理、公共設(shè)施建設(shè)等公共物品投資，充分發(fā)揮生態(tài)補(bǔ)償資金的規(guī)模優(yōu)勢。同時，依托政府投資可充分吸收貧困農(nóng)戶參與就業(yè)，實現(xiàn)貧困的減緩。