周升強(qiáng)， 趙 凱*, 張 瑞

(1. 西北農(nóng)林科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院， 陜西 楊凌 712100； 2. 西北農(nóng)林科技大學(xué)應(yīng)用經(jīng)濟(jì)研究中心， 陜西 楊凌 712100；3. 中國人民大學(xué)農(nóng)業(yè)與農(nóng)村發(fā)展學(xué)院， 北京 100872)

北方農(nóng)牧交錯(cuò)帶作為農(nóng)業(yè)區(qū)與牧業(yè)區(qū)之間的農(nóng)牧過渡帶，近幾十年來，在全球氣候變暖等自然因素和超載過牧等人為因素的共同作用下[1]，始終面臨著農(nóng)牧業(yè)發(fā)展與生態(tài)保護(hù)的雙重壓力[2]。為應(yīng)對(duì)雙重壓力的挑戰(zhàn)，自2011年起我國開始在北方農(nóng)牧交錯(cuò)區(qū)實(shí)施禁牧補(bǔ)助政策，旨在對(duì)農(nóng)牧戶開展草原禁牧等措施給予一定的補(bǔ)助，以此實(shí)現(xiàn)牲畜養(yǎng)殖方式的轉(zhuǎn)變和養(yǎng)殖規(guī)模的調(diào)整，使區(qū)域經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展回到“草—畜—人”動(dòng)態(tài)調(diào)整的平衡狀態(tài)[3-4]。2016年《新一輪草原生態(tài)保護(hù)補(bǔ)助獎(jiǎng)勵(lì)政策實(shí)施指導(dǎo)意見(2016-2020年)》(以下簡稱《指導(dǎo)意見》)的發(fā)布，標(biāo)志著禁牧補(bǔ)助政策的實(shí)施進(jìn)入到新階段。根據(jù)《指導(dǎo)意見》的規(guī)定：禁牧區(qū)禁牧補(bǔ)助標(biāo)準(zhǔn)由每年每畝6元提高到7.5元。補(bǔ)助標(biāo)準(zhǔn)雖然提高，但由于禁牧補(bǔ)助政策本著“生產(chǎn)生態(tài)有機(jī)結(jié)合、生態(tài)優(yōu)先”的發(fā)展方針，更多的是強(qiáng)調(diào)環(huán)境的正外部性，不可避免的存在與農(nóng)牧戶利益相悖的方面[5]。同時(shí)，農(nóng)牧戶作為禁牧活動(dòng)的實(shí)施主體及禁牧補(bǔ)助政策的實(shí)施對(duì)象，是最直接的參與主體和利益主體，其對(duì)政策的態(tài)度與評(píng)判是禁牧補(bǔ)助政策實(shí)施成敗和成果保持的關(guān)鍵性基礎(chǔ)因素。

自禁牧補(bǔ)助政策實(shí)施以來，圍繞政策的實(shí)施效果評(píng)價(jià)，學(xué)界已從禁牧補(bǔ)助政策對(duì)農(nóng)牧戶生產(chǎn)生活的影響方面開展了諸多有益的研究。禁牧補(bǔ)助政策的核心在于禁牧，具體到實(shí)踐層面表現(xiàn)為通過“一刀切”的禁牧措施，迫使農(nóng)牧戶將畜牧業(yè)生產(chǎn)方式由原來的粗放放牧轉(zhuǎn)變?yōu)橥耆纳犸暼︷B(yǎng)，以此實(shí)現(xiàn)草原從放牧到不放牧的轉(zhuǎn)變[6-7]。諸多研究認(rèn)為畜牧業(yè)生產(chǎn)方式的轉(zhuǎn)變不可避免的會(huì)導(dǎo)致生產(chǎn)成本的上升[8]，而當(dāng)前“一刀切”式的禁牧補(bǔ)助政策下，補(bǔ)助標(biāo)準(zhǔn)普遍偏低[9]，彌補(bǔ)生產(chǎn)成本上升的有效性往往不足[10]，農(nóng)牧戶普遍面臨畜牧業(yè)收益降低，收入增長緩慢的窘境[8]。但也有學(xué)者認(rèn)為政策的實(shí)施改善了農(nóng)牧戶的收入結(jié)構(gòu)，使其生活水平有了一定的提高[11]?，F(xiàn)有研究雖已就禁牧補(bǔ)助政策對(duì)農(nóng)牧戶生產(chǎn)生活的影響展開了諸多有益的研究，但尚未形成一致的結(jié)論。滿意度作為心理感知與評(píng)判的重要方式，能夠直接和綜合地反映參與者的主觀福利感知和獲取資源效用價(jià)值的質(zhì)量[5]。從參與者滿意度視角對(duì)政府涉及農(nóng)戶福利的公共政策實(shí)施效果進(jìn)行評(píng)價(jià)是政府政策實(shí)施效果評(píng)價(jià)的重要維度，因?yàn)橹挥修r(nóng)戶認(rèn)可的、滿意度高的公共政策，其績效水平才是高的[12]。農(nóng)牧戶作為禁牧補(bǔ)助政策實(shí)施過程中最直接的參與主體和利益主體，其對(duì)禁牧補(bǔ)助政策的滿意度評(píng)價(jià)能夠客觀反映政策的實(shí)施對(duì)其生產(chǎn)生活等各方面所產(chǎn)生的總體影響。同時(shí)，農(nóng)牧戶的滿意度將直接影響其政策執(zhí)行行為，進(jìn)而影響政策實(shí)施的績效[13]。即農(nóng)牧戶對(duì)禁牧補(bǔ)助政策的滿意度評(píng)價(jià)可成為對(duì)禁牧補(bǔ)助政策實(shí)施效果評(píng)價(jià)的一個(gè)新視角，探究農(nóng)牧戶對(duì)政策的滿意度，對(duì)于從農(nóng)牧戶利益視角完善禁牧補(bǔ)助政策具有重要的理論與現(xiàn)實(shí)意義。但當(dāng)前有關(guān)草原生態(tài)補(bǔ)償政策滿意度評(píng)價(jià)研究多集中于牧區(qū)草畜平衡獎(jiǎng)勵(lì)政策[5-6,13-14]，鮮有研究關(guān)注我國北方農(nóng)牧交錯(cuò)區(qū)農(nóng)牧戶對(duì)禁牧補(bǔ)助政策的滿意度。鑒于此，本文基于農(nóng)牧交錯(cuò)區(qū)寧夏鹽池縣188份農(nóng)牧戶微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用有序Probit模型探究影響農(nóng)牧戶對(duì)禁牧補(bǔ)助政策滿意度評(píng)價(jià)的因素，以期為完善禁牧補(bǔ)助政策提供一定的實(shí)證支撐。

1 材料與方法

1.1 研究區(qū)域概況

寧夏鹽池縣地處陜、甘、寧、蒙四省(區(qū))交界地帶，位于北緯37°4′～38°10′，東經(jīng)106°30′～107°47′之間(圖1)?？h域地勢南高北低，北接毛烏素沙漠，南靠黃土高原，境內(nèi)農(nóng)業(yè)與牧業(yè)交錯(cuò)分布，屬典型的北方農(nóng)牧交錯(cuò)區(qū)。氣候?yàn)榈湫偷拇箨懶约撅L(fēng)氣候，氣溫冬冷夏熱，平均氣溫22.4℃，晴天多，降雨少，光能豐富，日照充足溫差大，冬夏兩季氣候迥異，平均溫差28℃左右，秋冬交節(jié)之際，晝夜溫差可達(dá)20℃。2010年國務(wù)院印發(fā)的《全國主體功能區(qū)規(guī)劃》中，鹽池縣被列入國家重點(diǎn)生態(tài)功能區(qū)，屬限制開發(fā)區(qū)，承擔(dān)水土保持、防沙治沙等多項(xiàng)生態(tài)功能。鹽池縣有可利用草原476 000 hm2，耕地89 333 hm2，是優(yōu)質(zhì)小雜糧集中產(chǎn)地。2016年實(shí)現(xiàn)農(nóng)林牧漁及其服務(wù)業(yè)總產(chǎn)值134 472.4萬元，其中農(nóng)牧業(yè)產(chǎn)值占比達(dá)90.93%。根據(jù)實(shí)地調(diào)研，受訪農(nóng)牧民2016年家庭農(nóng)牧收入占家庭總收入的59.72%。由此可見，農(nóng)牧業(yè)在鹽池縣農(nóng)林牧漁產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中占有重要地位，農(nóng)牧業(yè)收入是鹽池縣農(nóng)牧民收入的主要來源。

1.2 數(shù)據(jù)來源

本研究所用數(shù)據(jù)來自于2017年7月赴寧夏鹽池縣開展的實(shí)地調(diào)研。寧夏鹽池縣屬農(nóng)牧交錯(cuò)區(qū)，農(nóng)牧戶居住相對(duì)較為分散，且本研究所需樣本須為從事養(yǎng)殖業(yè)的農(nóng)牧戶，調(diào)研難度較大。在綜合考慮村落規(guī)模、養(yǎng)殖規(guī)模等因素的基礎(chǔ)上，選取寧夏鹽池縣從事養(yǎng)殖業(yè)農(nóng)牧戶數(shù)較多的七個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)，隨機(jī)抽選行政村進(jìn)行問卷訪談。為盡量確保調(diào)研數(shù)據(jù)的真實(shí)性和可靠性，在實(shí)地調(diào)研中遵循以下原則：(1)受訪對(duì)象以對(duì)家庭狀況更為熟悉的男性戶主優(yōu)先；(2)所選調(diào)研對(duì)象均為自禁牧政策實(shí)施之前就從事牧羊業(yè)的農(nóng)牧戶，通過現(xiàn)場講解，使農(nóng)牧戶對(duì)調(diào)研內(nèi)容有一定的理解；(3)為使農(nóng)牧戶能夠真實(shí)的表達(dá)個(gè)人觀點(diǎn)，在實(shí)地調(diào)研中盡量避開村干部，確保農(nóng)牧戶不存在策略性行為，能夠真實(shí)地表達(dá)對(duì)禁牧政策的看法。本次調(diào)研共發(fā)放問卷190份，收回問卷190份。問卷內(nèi)容包括：受訪者個(gè)人及家庭基本信息，農(nóng)牧戶牧業(yè)生產(chǎn)狀況，農(nóng)牧戶對(duì)禁牧補(bǔ)助政策的認(rèn)知及評(píng)價(jià)等內(nèi)容。在問卷錄入、生成數(shù)據(jù)庫后，課題組對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了邏輯檢查和區(qū)間檢查，經(jīng)過整理，刪除含有缺失值和異常值的問卷后，共獲取188個(gè)有效樣本，問卷有效率為98.9%。有效樣本的區(qū)域分布如表1所示。

圖1 鹽池縣地理位置及樣本村落分布Fig.1 Map of Yanchi County and researched places

表1 樣本的區(qū)域分布Table 1 Area distribution of the samples

1.3 變量選取

1.3.1 因變量 本文的因變量為農(nóng)牧戶對(duì)禁牧補(bǔ)助政策的滿意度。針對(duì)因變量，在問卷中設(shè)置“您對(duì)禁牧補(bǔ)助政策的滿意度”這一問題，在問卷訪談中，側(cè)重于獲取農(nóng)牧戶對(duì)禁牧補(bǔ)助政策的總體滿意度?！胺浅２粷M意”為1，“比較不滿意”為2，“一般”為3，“比較滿意”為4，“非常滿意”為5，為有序特征的五項(xiàng)離散變量。受訪農(nóng)牧戶中對(duì)禁牧補(bǔ)助政策表示“比較滿意”和“非常滿意”的共有112戶，占樣本的59.5%，仍有40.5%的農(nóng)牧戶對(duì)禁牧補(bǔ)助政策滿意度“一般”或者“不滿意”?？梢姡瑯颖巨r(nóng)牧戶對(duì)禁牧補(bǔ)助政策的滿意度并不高，有必要研究其影響因素。

1.3.2 自變量 (1)成本收益。新制度經(jīng)濟(jì)學(xué)對(duì)政策的研究中都包含一項(xiàng)假設(shè)，即政策的每一位參與者都是理性的經(jīng)濟(jì)人，能夠根據(jù)“成本—收益”框架對(duì)政策做出評(píng)判?！俺杀尽找妗笨蚣苁歉鶕?jù)成本與收益的關(guān)系，評(píng)判政策對(duì)主體的影響，以判斷政策的實(shí)施成效[15]。同時(shí)，政策執(zhí)行的本質(zhì)是主體之間考慮利益得失的博弈過程，利益推動(dòng)行為主體執(zhí)行或違反政策[16]。禁牧補(bǔ)助政策實(shí)施的初衷是希望通過加快畜牧業(yè)生產(chǎn)方式轉(zhuǎn)變，提高畜牧業(yè)綜合生產(chǎn)能力和生產(chǎn)效益，促進(jìn)農(nóng)牧民增收[17-18]。但畜牧業(yè)生產(chǎn)方式的轉(zhuǎn)變，不可避免的導(dǎo)致飼草料等養(yǎng)殖成本的增加，且部分農(nóng)牧戶由于偷牧等行為還不得不負(fù)擔(dān)一定的罰沒支出。在此情境下，農(nóng)牧戶作為理性的經(jīng)濟(jì)人，在對(duì)禁牧補(bǔ)助政策進(jìn)行滿意度評(píng)價(jià)時(shí)，會(huì)綜合考量禁牧補(bǔ)助政策的實(shí)施所帶來的成本和收益的變化，農(nóng)牧戶對(duì)成本與收益變化的考量顯然會(huì)影響其對(duì)禁牧補(bǔ)助政策的滿意度評(píng)價(jià)結(jié)果?；诖?，本文通過家庭收入變化、補(bǔ)助對(duì)經(jīng)濟(jì)狀況改善作用、飼草料支出、罰沒支出、補(bǔ)助對(duì)成本上升的彌補(bǔ)效果五個(gè)變量來衡量成本收益。這些特征是否將影響農(nóng)牧戶對(duì)禁牧補(bǔ)助政策的滿意度評(píng)價(jià)結(jié)果，本文將對(duì)此進(jìn)行驗(yàn)證。

(2)政策認(rèn)知。政策是政府為調(diào)整社會(huì)利益分配、緩解社會(huì)矛盾而選擇做與選擇不做的事情，包括政策制定、執(zhí)行、評(píng)估等環(huán)節(jié)[19]。農(nóng)牧戶對(duì)政策的認(rèn)知指其對(duì)政策的了解及政策制定、執(zhí)行及實(shí)施效果的評(píng)價(jià)，而包括福利改善在內(nèi)的感知質(zhì)量評(píng)價(jià)決定著個(gè)體對(duì)政策滿意度的評(píng)價(jià)，認(rèn)知程度高，滿意程度也相應(yīng)較高[20]。禁牧補(bǔ)助政策作為帶有強(qiáng)制性色彩的行政命令性政策，農(nóng)牧戶對(duì)政策的認(rèn)知顯然會(huì)影響其對(duì)政策的滿意度評(píng)價(jià)。本文通過對(duì)政策的了解程度、對(duì)政策的支持度、政府貫徹執(zhí)行政策的力度、補(bǔ)助標(biāo)準(zhǔn)合理性評(píng)價(jià)、補(bǔ)助發(fā)放是否及時(shí)和當(dāng)?shù)厣鷳B(tài)環(huán)境總體變化情況六個(gè)變量來衡量政策認(rèn)知。這些特征是否將對(duì)農(nóng)牧戶禁牧補(bǔ)助政策滿意度產(chǎn)生顯著影響，本文將對(duì)此進(jìn)行驗(yàn)證。

(3)個(gè)人特征。按照“滿意度”的概念，滿意度往往是針對(duì)期望或者欲望而言的，由于性別、年齡、受教育程度等個(gè)體特征的差異往往會(huì)導(dǎo)致滿意度的不同。同時(shí)，不同偏好的個(gè)體實(shí)際上嵌入一個(gè)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，扮演著某種社會(huì)角色，社會(huì)角色通過一系列社會(huì)特征表現(xiàn)出來。個(gè)體的社會(huì)角色會(huì)影響其異質(zhì)性的社會(huì)偏好，即個(gè)體不同社會(huì)角色的強(qiáng)化或者凸顯會(huì)明顯影響其異質(zhì)性的行為模式[21]。農(nóng)牧戶作為理性的禁牧補(bǔ)助政策參與人，其需求具有多樣性和層次性，性別、年齡、受教育年限等單個(gè)個(gè)體特征差異往往意味著需求的不同。基于此，本文通過性別、年齡、受教育年限、是否參與技術(shù)培訓(xùn)和是否外出務(wù)工五個(gè)變量來衡量樣本農(nóng)牧戶被調(diào)查對(duì)象的個(gè)體特征。這些特征是否將對(duì)農(nóng)牧戶禁牧補(bǔ)助政策滿意度產(chǎn)生顯著影響，本文將對(duì)此進(jìn)行驗(yàn)證。

(4)家庭特征。舒爾茨(1987)在《改造傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)》一書中提出了“發(fā)展中國家農(nóng)民在經(jīng)濟(jì)上是有效率的”假說，這一假說肯定了農(nóng)民是具有理性最大化行為的經(jīng)濟(jì)人。事實(shí)上，農(nóng)戶理性是在一定的選擇和約束條件下的理性，農(nóng)戶決策是在現(xiàn)有資源約束條件下，為實(shí)現(xiàn)其預(yù)期收益而做出的理性選擇[22]，農(nóng)牧戶對(duì)禁牧補(bǔ)助政策的滿意度評(píng)價(jià)是在現(xiàn)有資源約束條件下所做的選擇。因此，農(nóng)牧戶對(duì)禁牧補(bǔ)助政策的滿意度會(huì)受其家庭資源稟賦特征影響。本文通過勞動(dòng)力所占比重、生計(jì)多樣化指數(shù)、養(yǎng)殖規(guī)模、實(shí)際經(jīng)營土地面積、實(shí)際經(jīng)營草地面積和是否有養(yǎng)殖業(yè)借貸六個(gè)變量來衡量樣本農(nóng)牧戶被調(diào)查對(duì)象的家庭特征。這些特征是否將對(duì)農(nóng)牧戶禁牧補(bǔ)助政策滿意度產(chǎn)生顯著影響，本文將對(duì)此進(jìn)行驗(yàn)證。參考現(xiàn)有研究成果[23]，本文將生計(jì)多樣化指數(shù)定義為每個(gè)家庭從事的生計(jì)活動(dòng)種類。即對(duì)家庭從事的每種生計(jì)活動(dòng)賦值為1，如某個(gè)家庭從事種地、打工兩種生計(jì)活動(dòng)，則其多樣化指數(shù)值為2。本文所選樣本農(nóng)牧戶均為從事灘羊養(yǎng)殖的養(yǎng)羊戶，根據(jù)當(dāng)?shù)氐酿B(yǎng)殖習(xí)慣，灘羊出欄時(shí)間均在一年以內(nèi)。因此，本文將養(yǎng)殖規(guī)模定義為2016年出欄和2016年末存欄成羊和羊羔數(shù)量的加總。根據(jù)寧夏鹽池縣《禁牧補(bǔ)助實(shí)施方案》，按照1頭羊羔等于0.5頭成羊的比例進(jìn)行換算。本文變量的界定及解釋如表2所示。

1.4 研究方法

本文的因變量為農(nóng)牧民對(duì)禁牧補(bǔ)助政策的滿意度，為五項(xiàng)有序變量，數(shù)值越大表示農(nóng)牧民的滿意度越高，故需要建立多元有序選擇模型。其中，處理多分類離散數(shù)據(jù)的有序Probit模型是理想的估計(jì)方法。在有序Probit模型中，作為被解釋變量的觀測值表示排序結(jié)果或者分類結(jié)果，其取值為整數(shù)。解釋變量是可能影響被解釋變量排序的各種因素，可以是多個(gè)解釋變量的集合，即向量。有序Probit回歸模型的一般形式是：

(1)

2 結(jié)果和分析

運(yùn)用stata14.0軟件對(duì)農(nóng)牧戶禁牧補(bǔ)助政策滿意度的影響因素進(jìn)行了有序Probit回歸估計(jì)。回歸結(jié)果如表3所示。其中，方程1中的解釋變量為成本收益，方程2中解釋變量包括成本收益和政策認(rèn)知，方程3中引入個(gè)人特征和家庭特征變量。由表3可以看出，從方程1到方程3 Pseudo R2逐步提高，由0.11上升到0.3339。似然比值均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上通過了顯著性檢驗(yàn)，表明模型整體擬合效果較好。并且，三個(gè)方程中主要變量的系數(shù)值基本一致，主要變量的影響方向和顯著性水平也沒有發(fā)生顯著變化。這初步表明，模型估計(jì)結(jié)果整體上具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。由于模型中引入的解釋變量較多，本文通過計(jì)算(方程3)各變量的方差膨脹因子對(duì)變量進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)。結(jié)果表明，最大的方差膨脹因子為2.50，平均方差膨脹因子為1.43，都遠(yuǎn)小于10，故不存在多重共線性問題。為節(jié)省篇幅，檢驗(yàn)結(jié)果未列出。

表2 變量的界定Table 2 Definition of variables

表3 模型回歸結(jié)果Table 3 Model regression results

注：***、**、* 分別表示相關(guān)關(guān)系分別在P<0.01，P<0.05，P<0.1的水平上顯著，下同

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

2.1 成本收益

由方程3可知，補(bǔ)助對(duì)經(jīng)濟(jì)改善的作用和補(bǔ)助對(duì)成本上升的彌補(bǔ)效果分別通過了1%和5%的顯著性檢驗(yàn)，回歸系數(shù)均為正，二者均具有顯著的正向影響。禁牧補(bǔ)助對(duì)家庭經(jīng)濟(jì)狀況改善的作用越大，對(duì)養(yǎng)殖成本上升的彌補(bǔ)越有效，農(nóng)牧戶對(duì)禁牧補(bǔ)助政策的滿意度越高。這表明，在政策實(shí)施過程中，農(nóng)牧戶更關(guān)心的是政策實(shí)施對(duì)自身經(jīng)濟(jì)利益的影響，尤其是對(duì)家庭增收和由養(yǎng)殖方式轉(zhuǎn)變所帶來的養(yǎng)殖成本上升的彌補(bǔ)效果，這與現(xiàn)有研究成果一致[6,13]。飼草料支出雖未通過顯著性檢驗(yàn)，但回歸系數(shù)為負(fù)，表明飼草料支出越多，農(nóng)牧戶的禁牧補(bǔ)助政策滿意度越低，進(jìn)一步印證了農(nóng)牧戶對(duì)自身經(jīng)濟(jì)利益的重視，成本收益對(duì)農(nóng)牧戶禁牧補(bǔ)助政策的滿意度具有顯著影響。

2.2 政策認(rèn)知

由方程3可知，對(duì)政策的支持度、補(bǔ)助標(biāo)準(zhǔn)合理性評(píng)價(jià)和當(dāng)?shù)厣鷳B(tài)環(huán)境總體變化情況均通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，政府貫徹執(zhí)行政策的力度通過了5%的顯著性檢驗(yàn)，四者回歸系數(shù)均為正，均具有顯著的正向影響。農(nóng)牧戶對(duì)政策的支持度越高，補(bǔ)助標(biāo)準(zhǔn)越合理，生態(tài)環(huán)境改善狀況越好，政府貫徹執(zhí)行政策的力度越大，農(nóng)牧戶對(duì)禁牧補(bǔ)助政策的支持度越高。這表明，農(nóng)牧戶對(duì)政策的認(rèn)知包括對(duì)政策的執(zhí)行度和實(shí)施效果的評(píng)價(jià)等各方面，政策認(rèn)知是影響農(nóng)戶政策滿意度的重要因素。實(shí)施禁牧的目的之一就是改善生態(tài)環(huán)境，當(dāng)?shù)厣鷳B(tài)環(huán)境總體變化越是趨于改善，意味著植被覆蓋度提高，相應(yīng)的重視生態(tài)環(huán)境的農(nóng)牧民對(duì)禁牧補(bǔ)助政策的滿意度越高。補(bǔ)助標(biāo)準(zhǔn)越是合理，對(duì)因禁牧導(dǎo)致的養(yǎng)殖成本上升的彌補(bǔ)效果越好，農(nóng)牧戶的滿意度相應(yīng)更高。政府貫徹實(shí)施禁牧補(bǔ)助政策的力度涉及到政策實(shí)施的公平性等環(huán)節(jié)，政府貫徹實(shí)施的力度越大，農(nóng)牧戶的支持度越高，相應(yīng)的滿意度越高。

2.3 個(gè)人特征

由方程3可知，性別、年齡和是否外出務(wù)工對(duì)農(nóng)牧戶禁牧政策的滿意度分別通過了5%，10%和5%的顯著性檢驗(yàn)，性別和年齡的回歸系數(shù)為正，是否外出務(wù)工的回歸系數(shù)為負(fù)。結(jié)果表明男性對(duì)政策的滿意度較高，年齡越大者對(duì)政策的滿意度越高，但外出務(wù)工者對(duì)政策的滿意度較低。不同性別的農(nóng)民在社會(huì)生產(chǎn)、家庭生活中扮演的角色不同，對(duì)政策的關(guān)注程度和評(píng)價(jià)也會(huì)不同[24]。女性相對(duì)于男性在勞動(dòng)力市場上競爭力差，她們所能感覺到的生計(jì)壓力較大[13]，相應(yīng)的對(duì)政策的滿意度越低。不同年齡階段的農(nóng)牧民經(jīng)歷不同，生存狀態(tài)和追求不同[24]。老年農(nóng)牧民多已完成撫育子女等家庭責(zé)任，經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)較輕，對(duì)現(xiàn)在的生活狀態(tài)比較滿意，因而滿意度較高[13]。通過實(shí)地調(diào)研發(fā)現(xiàn)，外出務(wù)工者多是由于禁牧實(shí)施導(dǎo)致的養(yǎng)殖成本上升而被迫放棄養(yǎng)殖業(yè)，從事體力勞動(dòng)獲取收入，他們的禁牧機(jī)會(huì)成本往往越高，相應(yīng)的滿意度越低。

2.4 家庭特征

由方程3可知，生計(jì)多樣化指數(shù)和是否有養(yǎng)殖業(yè)借貸通過了10%的顯著性檢驗(yàn)，實(shí)際經(jīng)營土地面積和實(shí)際經(jīng)營草地面積通過了5%的顯著性檢驗(yàn)。其中，生計(jì)多樣化指數(shù)和實(shí)際經(jīng)營土地面積的回歸系數(shù)為正，這表明，農(nóng)牧戶的生計(jì)多樣化指數(shù)越高，實(shí)際經(jīng)營的土地面積越多，農(nóng)牧戶對(duì)養(yǎng)殖業(yè)和草地的依賴程度越低，禁牧對(duì)其生計(jì)的影響越小，對(duì)禁牧補(bǔ)助政策的滿意度越高；實(shí)際經(jīng)營草地面積和是否有養(yǎng)殖業(yè)借貸的回歸系數(shù)均為負(fù)，表明實(shí)際經(jīng)營草地面積越多，家庭有養(yǎng)殖業(yè)借貸，農(nóng)牧戶受禁牧的影響越大，農(nóng)牧戶的政策滿意度越低。

3 討論

為進(jìn)一步檢驗(yàn)表3中回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文分別通過以下兩種方式進(jìn)行檢驗(yàn)：

(1)采取不同的估計(jì)方法。本文采用多元線性模型替代有序Probit模型，來檢驗(yàn)?zāi)Ｐ凸烙?jì)結(jié)果的穩(wěn)健性。對(duì)于排序數(shù)據(jù)，盡管OLS存在一定的缺陷，但其估計(jì)結(jié)果仍是值得參考的[25]。OLS擬合結(jié)果如表4中方程4所示，各變量顯著性及系數(shù)符號(hào)的狀況與方程3高度一致，表明模型估計(jì)結(jié)果不會(huì)因?yàn)椴捎貌煌墓烙?jì)方法而產(chǎn)生較大的變化。

(2) 對(duì)滿意度采用不同的操作性定義。本文進(jìn)一步將“非常不滿意”和“比較不滿意”定義為“不滿意”，將“比較滿意”和“非常滿意”定義為“滿意”，相應(yīng)地，滿意度被定義為有序特征的三項(xiàng)離散變量，運(yùn)用有序Probit模型重新進(jìn)行擬合，所得結(jié)果如表4中方程5所示。從中可以看出，各變量的顯著性及系數(shù)符號(hào)的狀況與方程3一致性程度較高，表明模型估計(jì)結(jié)果不會(huì)因?yàn)闈M意度的操作性定義差異而產(chǎn)生較大的變化。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果Table 4 Regression results of robustness test

注：方程4是線性回歸模型，其R2為0.605，F(xiàn)值為11.48

Note:Equation 4 is a linear regression model,and theR2value of the model is 0.605,Fvalue is 11.48

現(xiàn)有研究普遍認(rèn)為，當(dāng)前我國所實(shí)施的草原生態(tài)補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)哐a(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)普遍過低，致使政府與牧民之間存在激勵(lì)不相容問題，導(dǎo)致政策缺乏有效性、可持續(xù)性[11,26]。本研究認(rèn)為農(nóng)牧戶作為理性經(jīng)濟(jì)人，其對(duì)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)高低的評(píng)判實(shí)際上是對(duì)禁牧補(bǔ)助政策的實(shí)施所造成的生產(chǎn)成本上升與補(bǔ)助彌補(bǔ)生產(chǎn)成本上升有效性的權(quán)衡，即基于“成本—收益”框架對(duì)政策做出評(píng)判。本文的實(shí)證結(jié)果表明農(nóng)牧戶對(duì)禁牧補(bǔ)助政策“成本—收益”的評(píng)判，尤其是補(bǔ)助對(duì)經(jīng)濟(jì)改善的作用和補(bǔ)助對(duì)成本上升的彌補(bǔ)效果會(huì)顯著影響其對(duì)禁牧補(bǔ)助政策的滿意度。根據(jù)實(shí)地調(diào)研獲取的188份農(nóng)牧戶微觀數(shù)據(jù)，農(nóng)牧交錯(cuò)區(qū)寧夏鹽池縣樣本農(nóng)牧戶戶均實(shí)際經(jīng)營草地面積僅為189.3畝，按照當(dāng)前的禁牧補(bǔ)助標(biāo)準(zhǔn)7.5元/畝計(jì)算，戶均可獲得的補(bǔ)助僅為1 419.75元，而實(shí)地調(diào)研中根據(jù)農(nóng)牧戶的反饋得知，在完全舍飼圈養(yǎng)的條件下，單位羊飼養(yǎng)成本在200～500元不等。且近年來隨著飼料及糧食價(jià)格的不斷上漲，飼養(yǎng)成本仍在不斷提高。相較于不斷提高的飼養(yǎng)成本，單一的資金補(bǔ)償方式及固定的補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)顯然無法彌補(bǔ)農(nóng)牧戶由于禁牧產(chǎn)生的機(jī)會(huì)成本損失，這進(jìn)一步佐證了本研究及現(xiàn)有研究認(rèn)為當(dāng)前補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)普遍過低，彌補(bǔ)生產(chǎn)成本上升有效性不足等結(jié)論的合理性與可靠性[10]?；诖?，在今后禁牧補(bǔ)助政策制定完善的過程中，應(yīng)進(jìn)一步提高補(bǔ)助標(biāo)準(zhǔn)，通過補(bǔ)助方式的多樣化及補(bǔ)助標(biāo)準(zhǔn)的靈活化以更好地彌補(bǔ)農(nóng)牧戶因禁牧而帶來的生產(chǎn)成本上升和機(jī)會(huì)成本損失。

政策的實(shí)施包括政策制定、執(zhí)行、評(píng)估等環(huán)節(jié)，基于此，本文選取包括以上三個(gè)環(huán)節(jié)在內(nèi)的六個(gè)變量表征農(nóng)牧戶對(duì)政策的認(rèn)知，實(shí)證結(jié)果表明農(nóng)牧戶對(duì)政策的支持度、補(bǔ)助標(biāo)準(zhǔn)合理性、政府貫徹執(zhí)行政策的力度和當(dāng)?shù)厣鷳B(tài)環(huán)境總體變化的評(píng)價(jià)均對(duì)禁牧政策的滿意度具有顯著的影響，即農(nóng)牧戶在關(guān)注自身經(jīng)濟(jì)利益，即成本收益的同時(shí)，對(duì)政策的制定、執(zhí)行和評(píng)估等環(huán)節(jié)同樣給予關(guān)注?；诖?，在今后禁牧補(bǔ)助政策制定完善過程中應(yīng)將農(nóng)牧戶視為重要的利益主體及參與主體，在補(bǔ)助標(biāo)準(zhǔn)的制定，補(bǔ)助形式的確定，禁牧?xí)r間和禁牧范圍的劃定以及政策的實(shí)施監(jiān)督等環(huán)節(jié)提高農(nóng)牧戶的參與度，以此提高其對(duì)禁牧補(bǔ)助政策的認(rèn)知度和滿意度。

4 結(jié)論

農(nóng)牧戶對(duì)禁牧補(bǔ)助政策的滿意度評(píng)判能夠客觀反映政策的實(shí)施對(duì)其生產(chǎn)生活等各方面所產(chǎn)生的總體影響，但當(dāng)前農(nóng)牧戶對(duì)禁牧補(bǔ)助政策的滿意度并不高，成本收益與政策認(rèn)知是影響農(nóng)牧戶對(duì)禁牧補(bǔ)助政策滿意度的重要因素。具體而言，作為理性的經(jīng)濟(jì)人，農(nóng)牧戶在對(duì)禁牧補(bǔ)助政策進(jìn)行滿意度評(píng)判時(shí)會(huì)綜合考量禁牧補(bǔ)助政策的實(shí)施所帶來的成本和收益的變化，尤其是補(bǔ)助對(duì)家庭經(jīng)濟(jì)改善的作用和補(bǔ)助對(duì)成本上升的彌補(bǔ)效果。同時(shí)，農(nóng)牧戶對(duì)禁牧補(bǔ)助政策的關(guān)注是全方面的，政策認(rèn)知層面的政府貫徹執(zhí)行政策的力度、政策的實(shí)施效果等因素也會(huì)對(duì)農(nóng)牧戶禁牧補(bǔ)助政策滿意度產(chǎn)生重要影響。