陜北黃土高原鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略對生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)的影響及原因研究
——以陜西省米脂縣為例

董嘉薇,陳 海,白曉娟,劉 迪,張 杰

(西北大學(xué) 城市與環(huán)境學(xué)院/陜西省地表系統(tǒng)與環(huán)境承載力重點實驗室,陜西 西安 710127)

經(jīng)濟的快速發(fā)展與人口的急劇增加導(dǎo)致了對自然資源的過度消耗,進而影響了生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)(ecosystem services, ES)的可持續(xù)供給。探討ES變化對于緩解生態(tài)影響和實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展至關(guān)重要。作為橋接生態(tài)系統(tǒng)與社會系統(tǒng)的綜合概念,ES被越來越多地納入到政策制定中[1]。因此,了解特定政策下ES的變化逐漸成為地理學(xué)、經(jīng)濟學(xué)和生態(tài)學(xué)等學(xué)科關(guān)注的領(lǐng)域之一[2-5]。其中,探討宏觀政策視角下微觀ES的政策響應(yīng)已成為學(xué)者們關(guān)注的焦點[2,6],生態(tài)脆弱區(qū)尤為如此。

目前,國內(nèi)外學(xué)者多從區(qū)域或流域等宏觀尺度出發(fā),借助價值量[7]、物質(zhì)量[8]和能值[9]等的時序變化,從整體視角探討政策對ES的影響[4-5,7-11],如鄧元杰等[10]運用單位面積生態(tài)系統(tǒng)價值當量因子法分析了退耕還林還草工程實施前后ES價值的空間分布和演化規(guī)律,揭示了退耕還林工程對ES的影響。該類研究可有效把握區(qū)域ES的宏觀格局,但對微觀層面不同群體獲取的ES差異性變化關(guān)注略有不足。目前多數(shù)研究直接探討政策與ES的關(guān)系,對政策背景下微觀主體的響應(yīng)關(guān)注較少。從政策執(zhí)行到發(fā)揮作用的過程中,當?shù)鼐用駥φ叽嬖诓煌潭鹊捻憫?yīng)以及適應(yīng)性活動[12],農(nóng)戶作為利益相關(guān)者、實際管理者和ES退化的受害者[13],其行為必然會對ES產(chǎn)生影響,如農(nóng)作物品種的更換會增加或減少作物的產(chǎn)量[14],公眾通過接觸生態(tài)系統(tǒng)以提高其感知的文化服務(wù)價值[15]等。雖有少數(shù)學(xué)者[16]注意到在政策背景下微觀主體行為對ES的影響,但多以定性說明為主,鮮有進一步對其定量關(guān)系的探討。因此,能否在關(guān)注宏觀ES格局變化的同時也能關(guān)注到微觀層面不同主體獲取的ES差異性變化,并且定量探討和分析不同主體行為響應(yīng)的差異,成為深入理解政策影響下ES變化的關(guān)鍵。鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略作為現(xiàn)代鄉(xiāng)村發(fā)展理論與實踐的重大創(chuàng)新[17],通過振興產(chǎn)業(yè)和治理生態(tài)等一系列措施引導(dǎo)農(nóng)戶的生產(chǎn)及生活行為發(fā)生改變,進而對其獲取的ES產(chǎn)生不同程度的影響。當前對鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的研究主要集中在城鄉(xiāng)融合[17-18]、鄉(xiāng)村旅游[19-20]、鄉(xiāng)村類型識別[21-22]和鄉(xiāng)村振興模式及路徑[23-24]等方面,多關(guān)注政策的理論認知和實施路徑。關(guān)于鄉(xiāng)村振興與ES關(guān)系的研究,少數(shù)學(xué)者探討了基于ES理論的鄉(xiāng)村生態(tài)振興實現(xiàn)路徑[25],但缺乏鄉(xiāng)村振興對ES影響的研究。

基于此,本文選取黃土丘陵溝壑區(qū)米脂縣為研究區(qū)域,基于雙重差分模型,從農(nóng)戶整體和農(nóng)戶群體2個層面定量評估鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略對ES的影響;其次,以農(nóng)戶行為為中介,分別利用雙重差分模型和多元逐步回歸模型,分析鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略對不同群體農(nóng)戶行為的影響,以及農(nóng)戶行為對ES的影響,以此揭示鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略影響ES的原因;最后提出對未來研究的展望,旨在為改善農(nóng)戶福祉提供參考。

1 分析框架與研究假設(shè)

為化解鄉(xiāng)村社會主要矛盾,鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略進行了經(jīng)濟、生態(tài)、文化、政治及社會等方面建設(shè)[17],通過科學(xué)的生態(tài)系統(tǒng)管理措施促進ES可持續(xù)供給與服務(wù)能力提升[25],如實施土地整治以保證糧食增產(chǎn);開展生態(tài)恢復(fù)以維持生態(tài)系統(tǒng)生物多樣性;落實農(nóng)村景觀化以提高鄉(xiāng)村宜居度,極大改善了農(nóng)戶福祉。相關(guān)研究表明,農(nóng)戶間社會與自然屬性的差異會影響其在生態(tài)系統(tǒng)中獲得的收益[2,26-27],如農(nóng)戶兼業(yè)程度越高,其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)意愿越低[28],從生態(tài)系統(tǒng)中獲得的農(nóng)產(chǎn)品收益也越低。由此提出假設(shè)1:鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略對ES有影響,且該影響在不同群體間存在差異。

國家政策通過改變農(nóng)戶行為進而影響ES[14],因此,鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實施效果取決于農(nóng)戶行為的響應(yīng)程度[3]。相關(guān)研究均表明政策對農(nóng)戶行為抉擇產(chǎn)生影響[29],且實施效果隨政策對農(nóng)戶行為的影響程度不同而不同,如強制型政策對耕作行為影響較大,自愿型政策對牲畜飼養(yǎng)影響較大等[12]。農(nóng)戶的耕作、放牧和消遣等行為亦會對ES產(chǎn)生影響,前人研究均表明農(nóng)作物品種的更換、農(nóng)民的生產(chǎn)積極性[14,16]和農(nóng)戶與生態(tài)系統(tǒng)接觸的頻率[15]均會影響其從生態(tài)系統(tǒng)中獲取的收益。由此提出假設(shè)2:鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略對農(nóng)戶群體各行為存在差異性影響;假設(shè)3:農(nóng)戶群體不同行為對ES存在差異性影響。

綜合上述分析,構(gòu)建本文的分析框架。從圖1可以看出:①該框架包含兩大部分和三大要素。其中,兩大部分為鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略對ES的影響以及影響原因的探討,三大要素分別為鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略、ES和農(nóng)戶行為;②圖1的上半部分,試圖利用箭頭的粗細、柱狀圖的顏色和高度分別闡明鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略對ES的影響大小及其在不同群體間的差異;③圖1下半部分左側(cè),試圖通過不同顏色扇形的面積,表明鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略對不同農(nóng)戶行為的差異化影響;④圖1下半部分右側(cè),通過不同顏色條形比例解釋農(nóng)戶行為對不同ES的差異化影響機制。上述框架為揭示鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略對ES的差異化影響機理,闡明鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略對農(nóng)戶行為,以及農(nóng)戶行為對ES的影響機制提供了可借鑒的途徑。

圖1 鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略對生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)的影響Fig.1 The impact of rural vitalization strategy on ecosystem services

2 研究方法與數(shù)據(jù)來源

2.1 研究區(qū)概況

米脂縣位于陜西省榆林市東南部(37°39′～38°50′N,109°39′～110°29′E),總面積1 178 km2,地處黃土高原丘陵溝壑區(qū),地形破碎,水土流失嚴重,生態(tài)環(huán)境脆弱(見圖2)。鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實施以來,部分村莊憑借其從貧困村到示范村的發(fā)展速度與成果成為鄉(xiāng)村振興實踐的典范,鄉(xiāng)村振興取得較大成效。至2020年,全縣共建成2個市級鄉(xiāng)村振興標桿村,19個市級鄉(xiāng)村振興示范村。該縣鄉(xiāng)村振興示范村通過產(chǎn)業(yè)發(fā)展、公共服務(wù)以及基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等一系列措施改變了土地利用方式以及農(nóng)戶的生產(chǎn)與生活行為,從而推動ES發(fā)生變化:①在產(chǎn)業(yè)發(fā)展上,當?shù)剡M行土地整治、養(yǎng)殖基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)以及結(jié)合“互聯(lián)網(wǎng)+”和“旅游+”的農(nóng)產(chǎn)品銷售平臺搭建,推動規(guī)模經(jīng)營以降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本,拓寬農(nóng)產(chǎn)品銷售渠道,從而提高農(nóng)產(chǎn)品收益。②在公共服務(wù)上,當?shù)貙嵤┝酥T如修建綠化帶、文化廣場以及改造廢棄窯洞等一系列景觀提升工程,為農(nóng)戶提供了娛樂消遣場所,提升農(nóng)民幸福感。③在基礎(chǔ)設(shè)施上,當?shù)卣鋵嵙巳霊舻缆酚不?、院落硬化和菜園花壇花欄建設(shè)等入戶自建項目,改善農(nóng)戶出行與居家條件;同時通過蓄水池和排洪渠工程有效地提高了當?shù)厮Y源利用效率和防洪減災(zāi)能力。因此,該地區(qū)為研究鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略對不同農(nóng)戶群體的ES差異化影響提供了良好的平臺。

圖2 研究區(qū)地理位置及調(diào)研村落Fig.2 The location of the research area and villages studied

2.2 數(shù)據(jù)來源

參考相關(guān)研究[30-31],綜合考慮樣本地社會自然環(huán)境和鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實施力度等方面的差異下,選擇了13個實施時間較早,政策效果顯著的鄉(xiāng)村振興示范村。為保證示范村與非示范村基礎(chǔ)條件相似,本文以非農(nóng)產(chǎn)業(yè)勞動力占比表征勞動力結(jié)構(gòu)、梯田及壩地面積占比表征土地平整程度、人均農(nóng)機動力擁有量表征農(nóng)業(yè)發(fā)展水平、村莊綠化覆蓋率表征自然環(huán)境宜居程度、寺廟及廣場數(shù)量表征公共文化服務(wù)水平,以所選示范村各指標的極大、極小值為衡量標準,選取所有均處在極值之間的非示范村作為對照組,篩選出16個滿足條件的非示范村。課題組于2020年10月至11月,通過對陜西省米脂縣8個鄉(xiāng)鎮(zhèn)29個村莊的農(nóng)戶實地問卷調(diào)查獲取相關(guān)數(shù)據(jù)。問卷包含2018年和2020年兩個截面,其中,考慮米脂縣鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略自2018年年底開始實施,大多數(shù)建設(shè)項目于當年年底并未建成,且考慮農(nóng)戶回憶的可及性,以2018年數(shù)據(jù)表示鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實施前的狀況。最終,獲得農(nóng)戶有效問卷438份,其中包括鄉(xiāng)村振興示范村農(nóng)戶樣本數(shù)195份,非示范村農(nóng)戶樣本數(shù)243份。問卷主要包括3大部分:①農(nóng)戶個人及家庭特征,具體包括農(nóng)戶的性別、年齡、職業(yè)、收入、文化程度及家庭結(jié)構(gòu)規(guī)模等;②供給服務(wù)和文化服務(wù)的獲取情況,本文選擇經(jīng)濟作物收入、糧食收入、畜牧業(yè)收入三類供給服務(wù),審美、消遣娛樂、療養(yǎng)、文化遺產(chǎn)和社會關(guān)系5類文化服務(wù)為研究對象,問卷內(nèi)容具體包括種植與養(yǎng)殖的規(guī)模和結(jié)構(gòu)、化肥農(nóng)藥以及雇工等投入、飼料以及養(yǎng)殖設(shè)備等投入、農(nóng)作物的產(chǎn)出價值和受訪者對文化服務(wù)的感知等;③農(nóng)戶的生產(chǎn)及生活行為信息,具體包括農(nóng)作物的銷售渠道、農(nóng)戶勞動與參加培訓(xùn)的積極性及農(nóng)戶參加休閑娛樂活動的頻率等。

2.3 研究方法

2.3.1 生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)類型的確定與指標的選取 ES是生態(tài)系統(tǒng)結(jié)構(gòu)和功能結(jié)合其他投入對人類福祉的貢獻[32],一般可分為供給、調(diào)節(jié)、支持和文化服務(wù)四大類[33]。鑒于鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略在研究區(qū)實施時間較短,本文僅對供給和文化服務(wù)進行評估。通過農(nóng)產(chǎn)品收益來表征鄉(xiāng)村生態(tài)系統(tǒng)提供的供給服務(wù)已成為部分學(xué)者的共識[34-35],因此,本文選擇經(jīng)濟作物收入、糧食收入和畜牧業(yè)收入3類供給服務(wù),以農(nóng)戶為切入點進行市場價值評估,通過產(chǎn)出收益與投入成本差值核算3類供給服務(wù)凈收益。借鑒DOU et al[2]、羅琦等[6]、SHI et al[36]對研究區(qū)生態(tài)系統(tǒng)文化服務(wù)的劃分,本文確定了審美、消遣娛樂、療養(yǎng)、文化遺產(chǎn)和社會關(guān)系5類文化服務(wù),并基于社會感知法通過李克特量表對農(nóng)戶的生態(tài)系統(tǒng)文化服務(wù)感知進行量化,具體見表1。

2.3.2 雙重差分模型 雙重差分計量模型主要用于評估政策給作用對象帶來的凈影響[37]。本文運用雙重差分模型來評估鄉(xiāng)村振興對農(nóng)戶獲取的ES及其行為的影響。其基本思路是將樣本分為兩組,鄉(xiāng)村振興示范村農(nóng)戶為處理組,非示范村農(nóng)戶為對照組,得出示范村和非示范村的農(nóng)戶在鄉(xiāng)村振興實施前后某一指標的變化量,上述兩個變化量的差值可反映鄉(xiāng)村振興對該指標的凈影響。選用固定效應(yīng)法進行估計,模型方程為:

ESit=α0+α1Tit+α2Rit+βTitRit+γXit+

μi+θt+εit

(1)

式中:i代表農(nóng)戶;t代表時間;ESit是農(nóng)戶i在第t期的被解釋變量,衡量農(nóng)戶i在時間t獲得的ES;Tit為時間虛擬變量,Tit=0為鄉(xiāng)村振興實施前,Tit=1為鄉(xiāng)村振興實施后;Rit為組別虛擬變量,Rit=0為對照組(非示范村),Rit=1為處理組(示范村);TitRit為解釋變量,即組別虛擬變量和時間虛擬變量的交互;α0為常數(shù)項;α1和α2分別為時間變量和組別變量的回歸系數(shù);β為鄉(xiāng)村振興對生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)影響的凈效應(yīng),是本文關(guān)心的核心系數(shù);Xit為一組可觀測的影響ESit的控制變量,γ為其回歸系數(shù);μi為個體固定效應(yīng);θt為時間固定效應(yīng);εit為隨機誤差項。

對于處理組(示范村),即Rit=1,鄉(xiāng)村振興實施前后的ES分別為

(2)

示范村農(nóng)戶在鄉(xiāng)村振興實施前后的ES變化為

diff1=(α0+α1+α2+β+γX+μ+θ+ε)-

(α0+α2+γX+μ+θ+ε)=α1+β

對于對照組(非示范村),即Rit=0,鄉(xiāng)村振興實施前后的ES分別為

(3)

非示范村農(nóng)戶在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實施前后的ES變化為:

diff2=(α0+α1+γX+μ+θ+ε)-

(α0+γX+μ+θ+ε)=α1

(4)

因此,農(nóng)戶尺度上鄉(xiāng)村振興對ES的凈影響為

diff=diff1-diff2=β。

選取供給服務(wù)和文化服務(wù)作為被解釋變量,核心解釋變量為是否是鄉(xiāng)村振興示范村。借鑒前人研究成果[6,27,38],本文選擇年齡、受教育程度、性別、農(nóng)業(yè)勞動力個數(shù)、耕地面積、是否是種植大戶,是否是養(yǎng)殖大戶等七大控制變量以削減政策因素以外干擾因素的影響。變量解釋見表1。

2.3.3 多元逐步回歸 由于因變量數(shù)目較多,為避免由變量間高度依賴性對回歸系數(shù)造成的不合理解釋,本文采用多元逐步回歸分析農(nóng)戶生產(chǎn)和生活行為對ES的影響。模型如下:

ES=α0+α1X1+α2X2+…+αnXn+μ

(5)

式中:ES代表生態(tài)系統(tǒng)服務(wù);X1～Xn表示影響ES的農(nóng)戶行為;α0為截距項;α1～αn為各自變量的產(chǎn)出彈性;μ為隨機擾動項。

借鑒RIBOT[26,39-40]等人的準入理論,本文從土地、知識、技術(shù)、市場和勞動力5個維度表征農(nóng)戶的生產(chǎn)行為。通過實地調(diào)查,農(nóng)戶對土地的利用表現(xiàn)在種植類型或品種更換,米脂縣政策傾斜力度較大的糧食作物為谷子,經(jīng)濟作物為瓜果,因此農(nóng)戶土地利用變化用谷子規(guī)模和果園大棚規(guī)模來衡量;知識維度選擇參與培訓(xùn)的次數(shù)來衡量;技術(shù)維度選擇種植投入與養(yǎng)殖投入來衡量;選擇銷售渠道的個數(shù)來表征農(nóng)戶可選擇的出售市場;勞動力維度用家庭年勞動天數(shù)來衡量。農(nóng)戶生活行為用每月參與休閑娛樂活動的頻率[15,36,41]來表示。變量解釋見表2。

3 結(jié)果分析

3.1 雙重差分模型的可行性分析

利用雙重差分法的前提是處理組和對照組需滿足共同趨勢假設(shè)[42],即在沒有政策干預(yù)的情況下處理組和對照組具有相同的長期趨勢。因此,本文在雙重差分之前進行傾向得分匹配,其基本思路是使非示范村中某農(nóng)戶與示范村中農(nóng)戶的可觀測變量盡可能相似,以此保證假設(shè)成立,再使用匹配后的樣本進行雙重差分。

表1 雙重差分模型變量描述Tab.1 The variable description of difference-in-difference model

表2 農(nóng)戶行為變量描述Tab.2 The variable description of households′ behavior

本文采用核匹配方法,針對年齡、受教育程度、性別、農(nóng)業(yè)勞動力個數(shù)、耕地面積、是否是種植大戶,是否是養(yǎng)殖大戶等作為匹配的協(xié)變量對樣本進行傾向得分匹配。為保證處理組與對照組在匹配后特征變量上無明顯差異,在匹配后對處理組和對照組進行平衡性檢驗。若兩者存在顯著差異,說明選用的匹配方法不恰當,估計結(jié)果趨于無效[43]。本文共有4個模型進行傾向得分匹配,基于篇幅考慮,此處僅呈現(xiàn)總體樣本匹配的平衡性檢驗結(jié)果,檢驗結(jié)果如表3所示。匹配后,變量偏差比例的絕對值均小于10%[42],且多數(shù)協(xié)變量t值絕對值變小,在10%顯著性水平下偏差均不顯著。這說明通過核匹配方法,可以最大程度消除處理組與對照組的選擇性偏差[44],滿足共同趨勢假設(shè)。

表3 協(xié)變量的平衡性檢驗Tab.3 The covariate of balance test

3.2 鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略對生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)的影響

本文分別從農(nóng)戶整體和農(nóng)戶群體兩個層面分析鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略對ES的影響(見表4)。由表4可知,對于農(nóng)戶整體而言,鄉(xiāng)村振興對三大供給服務(wù)和部分文化服務(wù)均產(chǎn)生了顯著的積極影響。供給服務(wù)中畜牧業(yè)收入受影響最大,為1 899.623元,這與政策扶持部分示范村在水電路方面完善養(yǎng)殖基礎(chǔ)設(shè)施密切相關(guān)。文化服務(wù)中消遣娛樂受影響最大,其次為審美和療養(yǎng),這與示范村通過實施景觀提升工程等完善公共服務(wù),通過實施入戶自建項目美化農(nóng)戶居家環(huán)境密切相關(guān)。

分析政策效果在不同群體間的差異對后續(xù)如何有效調(diào)整政策至關(guān)重要[45]。結(jié)合實地調(diào)查情況,根據(jù)農(nóng)戶的收入來源及所占比重,將農(nóng)戶分為純農(nóng)戶(農(nóng)業(yè)收入比重≥90%,105戶)、兼業(yè)戶(10%≤農(nóng)業(yè)收入比重<90%,268戶)和非農(nóng)戶(農(nóng)業(yè)收入比重<10%,65戶)3種類型?？傮w來看,鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略對不同農(nóng)戶群體的ES類型和數(shù)量產(chǎn)生了差異性影響,影響由大到小依次為純農(nóng)戶、兼業(yè)戶、非農(nóng)戶。就供給服務(wù)而言,純農(nóng)戶的糧食收入和畜牧業(yè)收入提升幅度較大,分別提升了13.21%和35.80%。兼業(yè)戶的經(jīng)濟作物收入提升幅度較大,提升了29.92%;就文化服務(wù)而言,兼業(yè)戶的審美和消遣娛樂價值提升幅度較大,分別提升了7.54%和13.15%。純農(nóng)戶的療養(yǎng)價值提升幅度較大,提升了9.02%。因此,假設(shè)1成立。

表4 鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略對生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)影響的雙重差分模型估計結(jié)果Tab.4 Estimation results of the difference-in-difference model of the impact of rural vitalization strategy on ecosystem services

3.3 鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略對生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)影響的原因分析

為進一步探究鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略影響ES的內(nèi)在原因,本文以農(nóng)戶行為為中介,首先采用雙重差分模型分析農(nóng)戶行為的可能變化,探討鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略對農(nóng)戶行為的影響;然后運用多元逐步回歸模型分析農(nóng)戶行為對ES的影響,闡明影響不同ES的主要農(nóng)戶行為。

3.3.1 鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略對農(nóng)戶行為的影響 圖3和表5分別為鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略對不同農(nóng)戶行為的影響程度及結(jié)果。總體來看,鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略對各農(nóng)戶行為均產(chǎn)生正向影響,且影響的類別與程度在各農(nóng)戶群體間存在差異。對于農(nóng)戶整體(見圖3),影響程度由大到小依次為知識維度的參與培訓(xùn)次數(shù)、技術(shù)維度的養(yǎng)殖投入以及休閑娛樂頻率,分別增加了41.02%、28.51%和17.43%。從表5可以看出:農(nóng)戶參與培訓(xùn)的次數(shù)增加了0.313次,這主要得益于農(nóng)村不斷加強動物疫病防控體系建設(shè),增加養(yǎng)殖防疫的技術(shù)培訓(xùn)次數(shù);養(yǎng)殖投入增加了2 642.272元,這與當?shù)卣ㄟ^修建消毒池以及通電通暖等完善基礎(chǔ)設(shè)施,鼓勵引導(dǎo)農(nóng)戶進行規(guī)模專業(yè)養(yǎng)殖密切相關(guān);農(nóng)戶每月休閑娛樂的次數(shù)增加了2.546次,鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實施后,文化廣場的建設(shè)為農(nóng)戶休閑娛樂提供了場所,入村入戶道路的硬化也改善了農(nóng)戶的出行條件,增加了農(nóng)戶休閑娛樂的頻率。

圖3 鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略對農(nóng)戶行為的影響程度Fig.3 The impact of rural vitalization strategy on households′ behavior

同時, 也可看出: 對于不同農(nóng)戶群體, 鄉(xiāng)村振興對其行為的影響類別與程度不同。 由圖3和表5可知, 對純農(nóng)戶而言, 技術(shù)維度的養(yǎng)殖投入受影響程度最大, 增加了40.21%, 增加值為7 498.272元;對兼業(yè)戶和非農(nóng)戶而言,技術(shù)維度的種植投入受影響程度最大,分別增加了21.09%和24.71%,增加值分別為1 373.336元和521.773元。這說明相比之下,純農(nóng)戶更重視養(yǎng)殖,兼業(yè)戶和非農(nóng)戶由于時間約束,往往選擇經(jīng)濟效益高、耗時少的生計方式[46],如玉米、蔬菜以及瓜果種植。所以,假設(shè)2得以驗證。

3.3.2 農(nóng)戶行為對生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)的影響 表6即農(nóng)戶行為對ES影響的估計結(jié)果?？傮w而言,不同農(nóng)戶行為對各ES的影響不同,生產(chǎn)行為主要影響供給服務(wù),生活行為主要影響文化服務(wù),且就不同農(nóng)戶群體而言,其行為對各ES影響亦有差異。對于農(nóng)戶整體,土地維度的果園大棚面積、勞動力維度的勞作天數(shù)和技術(shù)維度的養(yǎng)殖投入分別是影響經(jīng)濟作物收入、糧食收入和畜牧業(yè)收入的關(guān)鍵因素,休閑娛樂頻率是影響審美、消遣娛樂和療養(yǎng)的關(guān)鍵因素。

對于各農(nóng)戶群體,其ES的影響因素存在共性,如技術(shù)維度的種植投入是影響兼業(yè)戶和非農(nóng)戶經(jīng)濟作物收入的關(guān)鍵因素,休閑娛樂頻率是影響純農(nóng)戶、兼業(yè)戶和非農(nóng)戶各文化服務(wù)的關(guān)鍵因素。同時,其ES的影響因素亦存在差異性。如兼業(yè)戶的經(jīng)濟作物收入受土地維度、技術(shù)維度和市場維度等多因素的影響,而非農(nóng)戶的經(jīng)濟作物收入僅受技術(shù)維度的種植投入影響;土地維度的谷子面積是影響純農(nóng)戶糧食收益的關(guān)鍵因素,而勞動力維度的勞動力收入是兼業(yè)戶糧食作物收益的關(guān)鍵因素。故上述結(jié)果驗證假設(shè)3成立。

表5 鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略對農(nóng)戶行為影響的雙重差分模型估計結(jié)果Tab.5 Estimation results of the difference-in-difference model of rural vitalization strategy on households′ behavior

表6 農(nóng)戶行為對生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)影響的估計結(jié)果Tab.6 Estimation results of the impact of households′ behavior on ecosystem services

4 結(jié)論與討論

4.1 結(jié)論

本文運用雙重差分和多元逐步回歸模型,從農(nóng)戶尺度上研究了米脂縣鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略對ES的影響,并以農(nóng)戶行為為中介,進一步探究其影響原因,得到如下結(jié)論。

1)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略對包括經(jīng)濟作物收入、糧食收入和畜牧業(yè)收入的供給服務(wù)和包括審美、消遣娛樂和療養(yǎng)的文化服務(wù)均有顯著正向影響,且對不同農(nóng)戶群體獲取的ES類別和數(shù)量存在差異性影響。對于農(nóng)戶整體,供給服務(wù)中畜牧業(yè)收入受影響最大,文化服務(wù)中消遣娛樂受影響最大。對于農(nóng)戶群體,純農(nóng)戶的糧食收入和畜牧業(yè)收入以及兼業(yè)戶的經(jīng)濟作物收入提升較大,兼業(yè)戶的審美和消遣娛樂價值以及純農(nóng)戶的療養(yǎng)價值提升較大。

2)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略對農(nóng)戶的土地利用行為、培訓(xùn)參與次數(shù)、資金投入、市場渠道的選擇、勞動力投入和休閑娛樂頻率均產(chǎn)生影響,且該影響的類別和程度在不同農(nóng)戶群體間存在差異。對于農(nóng)戶整體,影響程度由大到小依次為參與培訓(xùn)次數(shù)、養(yǎng)殖投入以及休閑娛樂頻率。對于農(nóng)戶群體,純農(nóng)戶的養(yǎng)殖投入、兼業(yè)戶和非農(nóng)戶的種植投入受影響較大。

3)農(nóng)戶的土地利用行為、培訓(xùn)參與次數(shù)、資金投入、市場渠道的選擇、勞動力投入影響供給服務(wù),休閑娛樂頻率影響文化服務(wù),且不同農(nóng)戶群體獲取的ES受行為影響亦有差異。對于農(nóng)戶整體,果園大棚面積、勞作天數(shù)和養(yǎng)殖投入的增加分別是經(jīng)濟作物收入、糧食收入和畜牧業(yè)收入提高的主要原因,休閑娛樂頻率增加是審美、消遣娛樂以及療養(yǎng)價值提高的主要原因;對于農(nóng)戶群體,種植投入增加是兼業(yè)戶和非農(nóng)戶的經(jīng)濟作物收入增加的主要原因,谷子面積增加是純農(nóng)戶糧食收入增加的主要原因。

4.2 討論

以農(nóng)戶行為為中介,開展微觀層面鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略對ES影響的研究對推動政策的落實和改善農(nóng)戶福祉意義重大。本文與先前研究的優(yōu)勢體現(xiàn)在兩方面:①目前關(guān)于政策對ES影響的研究多直接探討二者關(guān)系,較少揭示影響的可能路徑。農(nóng)戶作為ES的主要利益相關(guān)者,其行為受政策直接影響,也是ES變化的動因。因此,以農(nóng)戶行為為中介可理解政策通過何種途徑、對哪些類型的ES、產(chǎn)生多大影響的問題。通過上述研究,可為引導(dǎo)協(xié)調(diào)農(nóng)戶行為和促進鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)、文化與生態(tài)的平衡發(fā)展,提供針對性的建議和對策。②以往研究側(cè)重于從整體視角出發(fā)探究政策對ES的影響,忽視了影響的群體差異。本文從不同農(nóng)戶群體分析鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略對ES的差異性影響,為差異化政策的制定奠定基礎(chǔ)和前提。因此,在鄉(xiāng)村振興實踐中,需要考慮農(nóng)戶的多元性,如依據(jù)家庭種植面積、養(yǎng)殖規(guī)模和勞逸結(jié)構(gòu)等多方面差異,為不同類型農(nóng)戶制定差異化政策,引導(dǎo)其尋求最佳的生產(chǎn)資料配置模式。

本文的研究存在一些不足。首先,由于研究區(qū)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實施時間較短，本文并未研究鄉(xiāng)村振興對調(diào)節(jié)服務(wù)的影響。在未來研究中,將持續(xù)關(guān)注鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實施狀況,收集研究區(qū)逐年氣象、水質(zhì)及土壤等統(tǒng)計數(shù)據(jù),以及農(nóng)戶的生產(chǎn)數(shù)據(jù)和ES感知數(shù)據(jù),為分析調(diào)節(jié)服務(wù)奠定基礎(chǔ)。其次,定量探究鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略何種具體措施對農(nóng)戶何種行為的影響,對改善ES的可持續(xù)供給意義重大。在未來研究中,將構(gòu)建米脂縣鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略評價指標體系,進一步豐富和細化農(nóng)戶行為的相關(guān)指標,基于結(jié)構(gòu)方程模型建立鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略、農(nóng)戶行為、ES三者之間的內(nèi)在邏輯關(guān)系。