随着工业化、城市化进程的加速, 可利用的草原面积日渐缩减, 草原生态系统面临严峻考验。2011年起实施的草原生态保护补助奖励(以下简称“草原生态补奖”)机制, 不仅关系到草原生态平衡的维持和草原生态资源的可持续开发, 对于实现内蒙古牧区的草原增绿、牧户增收以及牧业增效也具有重大意义。2016年第2轮草原补奖机制启动, 按照该政策要求，内蒙古要完成0.68亿hm²的补奖任务, 包括0.27亿hm²的禁牧任务和0.41亿hm²的草畜平衡任务。草原补奖资金额达46.129亿元, 比上一轮增加5.3亿元, 其中内蒙古33个牧业旗县涉及补奖资金共计41.35亿元。草原生态补奖机制的实施虽然一定程度上提升了草原植被平均盖度和天然草原平均生产力, 但由于牧户被动接受该项政策, 牧民对于补奖政策的真实态度或意愿、补奖后民生福祉变化情况等后续问题成为研究领域关注的焦点。

学术界关于生态补偿意愿的研究主要集中在2个方面:一方面是从补偿主体的角度出发, 旨在反映生态补偿成本的支付意愿; 另一方面是从补偿客体的角度评价生态补偿效益的接受意愿与受偿意愿^[1]。由于后者更能反映补偿过程中受偿主体的真实诉求, 兼顾生态系统服务的需求方(以政府为主)与生态系统服务的供给方(牧户)双方的补奖意愿, 因而备受学者关注。国外许多学者认为经济因素是影响当地居民参与生态补偿机制的关键因素, 包括参与生态补偿机会成本的大小、微观主体经济效益评价等方面, 但鲜少涉及草原生态补偿机制研究^[2-3], 国内近些年才开始聚焦于牧民关于草原生态补偿机制的态度和意愿研究, 分析户主、被调查者的个人特征、家庭特征、地理区位特征等因素对牧户参与草原生态补奖意愿的影响^[4-6]。其中, 牧户家庭生计资本状况是影响牧户生态补偿意愿的重要因素^[7-9]。此外, 牧民对于草原生态补偿政策的认知程度、对草原保护的认识等因素都可能影响牧民对于草原生态补偿的态度^[10]。通过牧民对草原生态补偿机制的真实态度评价, 不仅能够全面了解受偿者对于政策的认知与意愿, 帮助相关部门及时处理政策执行过程中出现的问题, 而且有助于实现差别化的生态补偿政策, 对于健全现行草原生态补偿机制具有重要现实意义^[11-12]。有鉴于此, 笔者基于内蒙古边疆典型牧区449个牧户的调查数据, 比较分析不同类型样本牧户对草原生态补奖的真实态度及其影响因素的差异, 以期恢复和保护草原生态环境, 为促进牧区生产、生活、生态3者间的耦合协调发展提供微观数据支持。

1 研究对象与研究方法 1.1 研究对象

首先从内蒙古东部、中部和西部的边疆牧区中选取呼伦贝尔市、锡林郭勒盟和鄂尔多斯市9个典型纯牧业旗县中18个代表性苏木(乡镇), 再从中筛选出40个嘎查(行政村), 最终获取有效样本数449个, 包括呼伦贝尔市138个、锡林郭勒盟169个和鄂尔多斯市142个。对数据的处理遵守尽量保留数据信息的原则, 通过奇异值、变量缺失值等删选, 调查样本中涉及禁牧型牧户样本222个、草畜平衡型牧户样本227个。研究选取的3个盟市的草场面积为0.35亿hm², 约占全区草场面积的39.93%, 占33个牧业旗(市)可利用草场面积的62.05%。新一轮奖补方案中, 这3个盟市的禁牧面积为0.08亿hm², 占禁牧总任务的29.95%;草畜平衡任务为0.23亿hm², 占草畜平衡总任务的57.20%。截至2016年底, 研究选取的3个盟市牧业总人口数为35.34万, 占全区牧区人口数的36.18%, 占33个牧业旗(市)人口数的72.46%;从中选取的9个典型牧业旗县的牧业人口总数为13.52万, 占全区牧业人口数的13.85%, 占33个牧业旗(市)人口数的27.73%, 约占3个盟市牧业总人口数的38.26%, 样本旗县草地类型、资源状况以及新一轮草原生态补奖机制实施情况如表 1~2所示。

1.2 变量选择及理论模型构建

基于研究需要, 将影响牧户补奖态度的因素归结为4大类。第1类是反映户主及牧户家庭基本特征的相关指标; 第2类是用以分析牧户对补奖政策认知与评价的相关指标, 属于心理特征指标; 第3类是家庭福利特征指标, 反映牧区实施草原生态补奖政策对家庭福利的影响; 第4类是地理区位特征指标, 用来考察牧户居住处距离旗政府所在地的远近对牧户补奖态度的影响(图 1)。

1.3 变量说明及描述性统计

研究以内蒙古牧区牧户是否接受草原生态补奖政策作为被解释变量(Y), 取值为[0, 1], 即接受现行草原生态补奖政策时定义为Y=1;无所谓、说不清楚、拒绝补奖则定义为Y=0。

研究基于可行能力理论, 结合研究区域牧户主要特征、调查数据以及前文的理论决策模型, 将牧户补奖态度影响因素概括为4大类13个解释变量, 构建牧户对于草原生态补奖态度的影响因素函数, 具体的变量定义及其属性、预计对因变量的可能影响方向详见表 3。

由于变量属性不同, 其处理方式有所区别。针对连续型变量, 利用标准化公式对实际调查值进行去量纲处理; 针对虚拟定性变量, 利用李克特5级量表法进行度量, 给出每个选项相应分值。其中, 对牧户补奖态度产生正向作用的变量, 从非常满意到非常不满意正向赋值, 即非常满意为5、非常不满意为1;对牧户补奖态度产生负向作用的变量, 则进行反向赋值；针对虚拟二分变量, 赋值1或0进行量化。

1.4 研究方法

Logistic回归模型常用于二分类因变量分析, 它不要求自变量的属性, 也无需考虑正态性和方差齐性, 常用以预测某事件发生某种状况的概率, 符合研究需要。根据二元Logistic模型, 因变量的量化取值方法如下:当牧户接受草原生态补奖时取值为1, 当牧户拒绝草原生态补奖时取值为0。影响牧户草原生态补奖态度的因素有i个, 为x₁~x_i, 构建模型如下:

$ {P_i} = E\left( {{Y_i} = 1/{x_1}, {x_2}, \cdots , {x_i}} \right) = \frac{{{{\rm{e}}^{{\beta _{\rm{0}}}{\rm{ + }}{\beta _{\rm{1}}}{x_{\rm{1}}} + \cdots + {\beta _i}{x_i}}}}}{{1 + {{\rm{e}}^{{\beta _{\rm{0}}}{\rm{ + }}{\beta _{\rm{1}}}{x_{\rm{1}}} + \cdots + {\beta _i}{x_i}}}}}。$

(1)

式(1)中, P_i为牧户赞成草原生态补奖的概率, 即补奖接受度; β₀为截距项; β₁, β₂, …, β_i为影响因子的回归系数。该研究运用统计分析软件Stata 12.0对13个变量的显著性进行检验。

2 模型回归结果

为明确不同类型牧户补奖态度的影响因素, 笔者将研究对象从整体与部分2个层面进行研究。整体层面指总样本牧户, 部分层面包括禁牧区的禁牧型牧户和草畜平衡区的草畜平衡型牧户, 分别建立总样本牧户回归模型1、禁牧户回归模型2和草畜平衡户回归模型3, 比较不同类型牧户对于草原生态补奖政策的态度及其影响因素差异, 实证分析结果如表 4所示。

3 影响因素分析 3.1 总样本牧户对于草原生态补奖政策的态度及其影响因素

笔者在调研过程中发现有69.27%的受访牧户赞同现行的草原生态补奖政策, 愿意继续执行禁牧政策、草畜平衡政策的牧户分别占43.41%和56.59%, 但仍有30.73%的受访牧户持反对态度。可见, 持肯定态度的补奖牧户占多数, 其中愿意执行草畜平衡政策的牧户所占比例更高, 有近1/3的补奖牧户不愿继续执行新一轮草原生态补奖政策。在模型1中, 户主年龄、牧业劳动力占比、家庭人均可支配收入、牧户人均草场面积、牧户对草场的依赖程度、家庭生计多样性指数、补奖标准的公平性评价以及补奖对家庭收入影响8个指标显著影响牧户的补奖态度。其中, 户主年龄、家庭人均可支配收入、牧户人均草场面积、家庭生计多样性指数、补奖标准的公平性评价和补奖对家庭收入的影响6个变量正向影响牧户的补奖态度, 而牧业劳动力占比、牧户对草场的依赖程度2个指标则负向影响牧户的补奖态度。此外, 户主的受教育程度、牧户对草原生态补偿政策的认知程度、补奖对家庭成员就业影响、补奖对家庭社会保障影响以及与旗政府所在地距离5个变量均未通过显著性水平检验。模型1中, 影响总样本牧户补奖态度的因素主要体现在第1类反映户主及家庭基本特征的大部分指标上, 涉及到第2类反映牧户心理特征指标、第3类反映家庭福利特征指标各1项, 地理区位特征相关指标未产生显著影响。

3.2 不同类型样本牧户对于草原生态补奖政策的态度及其影响因素

从不同类型样本牧户来看, 222个禁牧户中有135个家庭对补奖持肯定态度, 227个草畜平衡户中认同补奖的家庭共176个。在禁牧户模型2、草畜平衡户模型3中, 牧业劳动力占比、家庭人均可支配收入、牧户对草场的依赖程度3个指标均对牧户的补奖态度产生显著影响。其中, 家庭人均可支配收入指标正向影响牧户的补奖态度, 而牧业劳动力占比、牧户对草场的依赖程度指标则负向影响牧户的补奖态度。对于禁牧户而言, 除上述3个变量影响其补奖态度外, 还有补奖对家庭收入的影响、补奖对家庭成员就业影响以及补奖对家庭社会保障影响3个变量对牧户补奖态度发挥正向作用。模型2中, 禁牧户补奖态度的影响因素涵盖第3类反映家庭福利特征的所有指标, 涉及第1类反映户主及家庭基本特征的少量指标。对于草畜平衡户来讲, 除了3个模型的共同影响因素之外, 户主年龄、牧户人均草场面积、家庭生计多样性指数以及补奖标准的公平性评价4个变量对该类牧户的补奖态度起到显著正向作用。模型3中, 草畜平衡户补奖态度的影响因素涵盖第1类反映户主及家庭基本特征的绝大部分指标, 涉及第2类反映牧户心理特征的1个指标。

4 讨论与结论

边疆牧户对草原生态补奖政策态度差异性较大。总样本中接受补奖的牧户有311个, 占总样本的69.27%;拒绝补奖的牧户为138个, 占总样本的30.73%, 对补奖政策持反对态度的多为禁牧户。究其原因, 禁牧户承包的草牧场在补奖后被全部或大部分划入禁牧区, 该类牧户的生产生活受到严重影响, 虽然现行的禁牧补助标准比一期有所提高, 但仍与牧民心理预期存在一定差距。较低的禁牧补助标准不足以弥补牧户由于牲畜数量减少所遭受的损失, 难以激发牧民参与的积极性, 也不利于禁牧户应对未来可能出现的风险冲击。总体上, 对补奖机制持肯定态度的牧户占比更高, 牧户的补奖态度对于未来其是否继续参与补奖决策将产生重要影响。

总样本牧户回归模型1结果显示, 户主年龄越大, 其劳动能力越低, 在拥有相同生产资料前提下, 年长的牧民所创造出的财富价值明显低于年富力强的牧民, 为获取晚年更有保障的生活来源, 这些牧民更倾向于选择补奖。牧业劳动力占比指标是考察牧户家庭劳动力多少及生活水平高低的重要指标, 劳动能力越强的家庭畜牧业生产能力越高, 越不愿意参与补奖^[17]。牧户家庭人均可支配收入越高, 意味着拥有更多资源禀赋, 对牧业依赖性越低, 因而越愿意参与补奖。人均草场面积越大的牧户获得补奖资金量越多, 实现补奖减畜要求的概率越大, 因此更倾向于补奖, 该发现也验证了王海春等^[4]和靳乐山等^[18]的研究结论。牧户对草场的依赖程度越重, 家庭生计方式多样化程度越差, 其接受补奖的意愿就越不强烈。牧户对补奖方式公平性及合理性评价越高, 补奖对牧户家庭收入的积极影响越大, 牧户就越愿意参与补奖。影响总样本牧户补奖态度的指标大部分符合第1类户主及家庭基本特征。

不同类型牧户补奖态度及其影响因素不完全一致。牧业劳动力占比、家庭人均可支配收入、牧户对草场的依赖程度等指标均对不同类型牧户的补奖态度产生显著影响。模型2结果显示, 禁牧户补奖态度影响因素涵盖反映第3类家庭福利特征的全部指标, 充分说明补奖后禁牧户对于家庭收入、就业、社保等影响家庭福利的因素非常看重。可见, 政府在实施补奖机制过程中要注重禁牧户收入、就业和社会保障等问题的解决, 这对于提高禁牧户补奖意愿、增强其抗风险能力以及改善牧户福利具有重要意义。对于草畜平衡户而言, 在保证补奖标准公平性、合理性前提下, 牧户拥有的草场面积越大，补奖资金额就越多, 牧户支持补奖的意愿就越强烈。此外, 家庭生计多样性指数越高, 家庭生计方式越多元化，生计资产越丰富, 其减畜难度就越小, 实现草畜平衡的概率就越高, 牧户更愿意接受补奖政策^[19]。草畜平衡户补奖态度影响因素主要涉及第1类反映户主及家庭基本特征的大部分指标, 但家庭收入、家庭成员就业和社会保障均表现为不显著。可能的原因在于, 由于补奖对草畜平衡户的草场使用限制弱于禁牧户, 只要适当减畜牧户就能获得奖励资金, 因而大部分草畜平衡户对于失业、再就业、社会保障等问题的顾虑较小, 只要能保证补奖政策的公平性、合理性, 他们更倾向于接受补奖政策。

5 政策建议

(1) 健全牧户补奖参与机制。调研中发现, 现行补奖政策实施过程中嘎查内基层牧民群众、中小牧户难以通过有效途径参与到补奖政策的意见征询环节中, 这部分牧户参与政策出台、修订的相关机制并不完善。这种缺乏广泛征询基层牧民意见的草原生态补奖机制易诱发牧户的不满，进而导致补奖效果降低。因此, 建立保障基层牧民群众、中小牧户广泛参与的规章和组织, 确保基层牧户的参与权得到充分体现, 不仅能反映基层牧户对补奖政策的真实意愿, 也利于补奖机制的顺利推进。

(2) 多措并举提升牧户收入。由表 4可知, 补奖对家庭收入影响变量以及总样本牧户、禁牧户和草畜平衡户的补奖态度均产生显著影响。因此, 地方政府应在提升牧户畜牧业收入、非牧收入方面着力。鼓励牧户以多种方式实现草场流转, 有规律地划区轮牧, 通过牧户的联合经营、共同使用草场资源, 在提升现有草场生产力的同时, 加强饲草料基地建设, 帮扶牧户实现牲畜养殖方式的科学化, 以提升牧户的畜牧业收入。由于家庭生计多样性指数是影响总样本牧户补奖态度的重要因素, 建议在补奖过程中更多考虑牧户生计状况、生计类型等因素, 加快牧区单一产业结构调整, 加大后续支撑产业投入力度, 丰富牧户生计多样性指数以增加其非牧收入。

(3) 完善补奖配套机制。模型2结果显示, 禁牧户补奖态度的影响因素覆盖第3类反映家庭福利特征的所有指标。因此, 为禁牧户提供更富有针对性、多样化的补偿方案, 完善禁牧配套机制, 特别是加大对禁牧户的教育投入、技术培训、就业指导服务以及社会保障力度, 将有助于提升禁牧户的福利水平。