康曉虹

(1.內(nèi)蒙古財經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院,內(nèi)蒙古 呼和浩特 010010;2.內(nèi)蒙古農(nóng)村牧區(qū)治理能力現(xiàn)代化研究基地,內(nèi)蒙古 呼和浩特 010010)

隨著工業(yè)化、城市化進(jìn)程的加速,可利用的草原面積日漸縮減,草原生態(tài)系統(tǒng)面臨嚴(yán)峻考驗。2011年起實施的草原生態(tài)保護(hù)補助獎勵(以下簡稱“草原生態(tài)補獎”)機制,不僅關(guān)系到草原生態(tài)平衡的維持和草原生態(tài)資源的可持續(xù)開發(fā),對于實現(xiàn)內(nèi)蒙古牧區(qū)的草原增綠、牧戶增收以及牧業(yè)增效也具有重大意義。2016年第2輪草原補獎機制啟動,按照該政策要求，內(nèi)蒙古要完成0.68億hm2的補獎任務(wù),包括0.27億hm2的禁牧任務(wù)和0.41億hm2的草畜平衡任務(wù)。草原補獎資金額達(dá)46.129億元,比上一輪增加5.3億元,其中內(nèi)蒙古33個牧業(yè)旗縣涉及補獎資金共計41.35億元。草原生態(tài)補獎機制的實施雖然一定程度上提升了草原植被平均蓋度和天然草原平均生產(chǎn)力,但由于牧戶被動接受該項政策,牧民對于補獎?wù)叩恼鎸崙B(tài)度或意愿、補獎后民生福祉變化情況等后續(xù)問題成為研究領(lǐng)域關(guān)注的焦點。

學(xué)術(shù)界關(guān)于生態(tài)補償意愿的研究主要集中在2個方面:一方面是從補償主體的角度出發(fā),旨在反映生態(tài)補償成本的支付意愿;另一方面是從補償客體的角度評價生態(tài)補償效益的接受意愿與受償意愿[1]。由于后者更能反映補償過程中受償主體的真實訴求,兼顧生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)的需求方(以政府為主)與生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)的供給方(牧戶)雙方的補獎意愿,因而備受學(xué)者關(guān)注。國外許多學(xué)者認(rèn)為經(jīng)濟(jì)因素是影響當(dāng)?shù)鼐用駞⑴c生態(tài)補償機制的關(guān)鍵因素,包括參與生態(tài)補償機會成本的大小、微觀主體經(jīng)濟(jì)效益評價等方面,但鮮少涉及草原生態(tài)補償機制研究[2-3],國內(nèi)近些年才開始聚焦于牧民關(guān)于草原生態(tài)補償機制的態(tài)度和意愿研究,分析戶主、被調(diào)查者的個人特征、家庭特征、地理區(qū)位特征等因素對牧戶參與草原生態(tài)補獎意愿的影響[4-6]。其中,牧戶家庭生計資本狀況是影響牧戶生態(tài)補償意愿的重要因素[7-9]。此外,牧民對于草原生態(tài)補償政策的認(rèn)知程度、對草原保護(hù)的認(rèn)識等因素都可能影響牧民對于草原生態(tài)補償?shù)膽B(tài)度[10]。通過牧民對草原生態(tài)補償機制的真實態(tài)度評價,不僅能夠全面了解受償者對于政策的認(rèn)知與意愿,幫助相關(guān)部門及時處理政策執(zhí)行過程中出現(xiàn)的問題,而且有助于實現(xiàn)差別化的生態(tài)補償政策,對于健全現(xiàn)行草原生態(tài)補償機制具有重要現(xiàn)實意義[11-12]。有鑒于此,筆者基于內(nèi)蒙古邊疆典型牧區(qū)449個牧戶的調(diào)查數(shù)據(jù),比較分析不同類型樣本牧戶對草原生態(tài)補獎的真實態(tài)度及其影響因素的差異,以期恢復(fù)和保護(hù)草原生態(tài)環(huán)境,為促進(jìn)牧區(qū)生產(chǎn)、生活、生態(tài)3者間的耦合協(xié)調(diào)發(fā)展提供微觀數(shù)據(jù)支持。

1 研究對象與研究方法

1.1 研究對象

首先從內(nèi)蒙古東部、中部和西部的邊疆牧區(qū)中選取呼倫貝爾市、錫林郭勒盟和鄂爾多斯市9個典型純牧業(yè)旗縣中18個代表性蘇木(鄉(xiāng)鎮(zhèn)),再從中篩選出40個嘎查(行政村),最終獲取有效樣本數(shù)449個,包括呼倫貝爾市138個、錫林郭勒盟169個和鄂爾多斯市142個。對數(shù)據(jù)的處理遵守盡量保留數(shù)據(jù)信息的原則,通過奇異值、變量缺失值等刪選,調(diào)查樣本中涉及禁牧型牧戶樣本222個、草畜平衡型牧戶樣本227個。研究選取的3個盟市的草場面積為0.35億hm2,約占全區(qū)草場面積的39.93%,占33個牧業(yè)旗(市)可利用草場面積的62.05%。新一輪獎補方案中,這3個盟市的禁牧面積為0.08億hm2,占禁牧總?cè)蝿?wù)的29.95%;草畜平衡任務(wù)為0.23億hm2,占草畜平衡總?cè)蝿?wù)的57.20%。截至2016年底,研究選取的3個盟市牧業(yè)總?cè)丝跀?shù)為35.34萬,占全區(qū)牧區(qū)人口數(shù)的36.18%,占33 個牧業(yè)旗(市)人口數(shù)的72.46%;從中選取的9個典型牧業(yè)旗縣的牧業(yè)人口總數(shù)為13.52萬,占全區(qū)牧業(yè)人口數(shù)的13.85%,占33 個牧業(yè)旗(市)人口數(shù)的27.73%,約占3個盟市牧業(yè)總?cè)丝跀?shù)的38.26%,樣本旗縣草地類型、資源狀況以及新一輪草原生態(tài)補獎機制實施情況如表1～2所示。

表1 樣本牧區(qū)的草地類型及資源狀況

Table 1 Grassland types and resource status of the investigated pastoral area

盟市旗縣草地類型草地生產(chǎn)力1)鮮草產(chǎn)量/〔kg·(667 m2)-1〕干草產(chǎn)量/〔kg·(667 m2)-1〕所需草地面積2)/(hm2·羊單位-1) 呼倫貝爾市陳巴爾虎旗、鄂溫克族自治旗草甸草地141～211103.900.816新巴爾虎右旗典型草地101～14152.061.652 錫林郭勒盟西烏珠穆沁旗、阿巴嘎旗、正鑲白旗、正藍(lán)旗典型草地101～14152.061.652 鄂爾多斯市杭錦旗、烏審旗荒漠草地40～6043.733.224

1)按2017年鮮草平均產(chǎn)量、干草平均單產(chǎn)計算；2)牧戶的牲畜養(yǎng)殖規(guī)模統(tǒng)一折算成羊單位：1只大羊折合1個羊單位,1只羊羔折合0.4個羊單位,一頭大牛折合6個羊單位,1頭牛犢折合3個羊單位,1匹成年馬折合6個羊單位,1匹小馬折合3個羊單位,1峰駱駝?wù)酆?個羊單位。

1.2 變量選擇及理論模型構(gòu)建

基于研究需要,將影響牧戶補獎態(tài)度的因素歸結(jié)為4大類。第1類是反映戶主及牧戶家庭基本特征的相關(guān)指標(biāo);第2類是用以分析牧戶對補獎?wù)哒J(rèn)知與評價的相關(guān)指標(biāo),屬于心理特征指標(biāo);第3類是家庭福利特征指標(biāo),反映牧區(qū)實施草原生態(tài)補獎?wù)邔彝ジ＠挠绊?第4類是地理區(qū)位特征指標(biāo),用來考察牧戶居住處距離旗政府所在地的遠(yuǎn)近對牧戶補獎態(tài)度的影響(圖1)。

表2 3個盟市樣本旗縣第2輪草原生態(tài)補獎基本情況

Table 2 Basic situation of the second round of grassland ecological protection subsidy and incentive policies in the sample county of the three cities

旗縣禁牧區(qū)面積/萬hm2草畜平衡區(qū)面積/萬hm2補獎模式草畜平衡標(biāo)準(zhǔn)/〔元·(667 m2)-1〕禁牧補助標(biāo)準(zhǔn)/〔元·(667 m2)-1〕 陳巴爾虎旗8.00134.22面積補償4.5813.75 鄂溫克族自治旗5.3381.33面積補償4.5813.75 新巴爾虎右旗26.67200.87面積補償4.5813.75 西烏珠穆沁旗44.93150.53面積補償3.00(打草場5.00)9.00 阿巴嘎旗20.11251.86面積補償3.00(打草場5.00)9.00 正鑲白旗21.7728.42面積補償3.00(打草場5.00)9.00 正藍(lán)旗32.5357.92面積補償3.00(打草場5.00)9.00 杭錦旗89.5559.95面積補償2.126.37 烏審旗43.1744.90面積補償2.126.37

數(shù)據(jù)來源為《盟市草原生態(tài)保護(hù)補助獎勵政策實施方案(2016—2020年)》。

圖1 牧戶對草原生態(tài)補獎態(tài)度的理論決策模型Fig.1 Theoretical decision model for the herdsmen′s willingness of grassland ecological protection subsidy and incentive policies

1.3 變量說明及描述性統(tǒng)計

研究以內(nèi)蒙古牧區(qū)牧戶是否接受草原生態(tài)補獎?wù)咦鳛楸唤忉屪兞?Y),取值為[0,1],即接受現(xiàn)行草原生態(tài)補獎?wù)邥r定義為Y=1;無所謂、說不清楚、拒絕補獎則定義為Y=0。

研究基于可行能力理論,結(jié)合研究區(qū)域牧戶主要特征、調(diào)查數(shù)據(jù)以及前文的理論決策模型,將牧戶補獎態(tài)度影響因素概括為4大類13個解釋變量,構(gòu)建牧戶對于草原生態(tài)補獎態(tài)度的影響因素函數(shù),具體的變量定義及其屬性、預(yù)計對因變量的可能影響方向詳見表3。

由于變量屬性不同,其處理方式有所區(qū)別。針對連續(xù)型變量,利用標(biāo)準(zhǔn)化公式對實際調(diào)查值進(jìn)行去量綱處理;針對虛擬定性變量,利用李克特5級量表法進(jìn)行度量,給出每個選項相應(yīng)分值。其中,對牧戶補獎態(tài)度產(chǎn)生正向作用的變量,從非常滿意到非常不滿意正向賦值,即非常滿意為5、非常不滿意為1;對牧戶補獎態(tài)度產(chǎn)生負(fù)向作用的變量,則進(jìn)行反向賦值；針對虛擬二分變量,賦值1或0進(jìn)行量化。

表3 變量說明及描述性統(tǒng)計

Table 3 The definition of variables and descriptive statistics

變量名稱變量定義與賦值變量屬性均值標(biāo)準(zhǔn)差預(yù)期方向 牧戶補獎態(tài)度愿意補獎=1;不愿意補獎=0Q0.770.42不確定 戶主年齡戶主的實際年齡C47.1312.45正向 戶主受教育程度高中以上=5;高中=4;初中=3;小學(xué)=2;文盲=1Q2.820.81正向 牧業(yè)勞動力占比家庭中從事牧業(yè)的勞動力人數(shù)占總?cè)丝诘谋壤鼵0.680.24負(fù)向 家庭人均可支配收入1)上期人均家庭收入的實際值C24 195.3612 433.57正向 牧戶人均草場面積2)牧戶承包草場面積與家庭總?cè)丝跀?shù)之比C1 156.561375.96正向 牧戶對于草場的依賴程度補獎后牧戶對草場的依賴程度。依賴很重或非常依賴,家庭收入45%以上來自牧業(yè)=5;比較依賴,家庭收入>35%～45%來自牧業(yè)=4;一般依賴,家庭收入>25%～35%來自牧業(yè)=3;有些依賴,家庭收入≥10%～25%來自牧業(yè)=2;完全不依賴,家庭收入10%以下來自牧業(yè)=1Q3.871.13負(fù)向 家庭生計多樣性指數(shù)家庭成員從事5項及以上生計活動=5;從事4項生計活動=4;從事3項生計活動=3;從事2項生計活動=2;僅從事1項生計活動=1Q1.560.82正向 對草原生態(tài)補獎?wù)叩恼J(rèn)知程度了解=1;不了解=0D0.900.30正向 補獎標(biāo)準(zhǔn)的公平性評價非常公平=5;比較公平=4;一般=3;不太公平=2;很不公平=1Q3.871.05正向 補獎?wù)邔彝ナ杖氲挠绊懱岣吆芏?5;提高一點=4;基本沒變=3;降低一點=2;降低很多=1Q3.140.95正向 補獎?wù)邔彝コ蓡T就業(yè)的影響非常容易=5;比較容易=4;不知道=3;比較困難=2;非常困難=1Q2.990.94正向 補獎?wù)邔彝ド鐣Ｕ系挠绊懜纳坪艽?5;有點改善=4;基本沒變=3;有點惡化=2;惡化很多=1Q2.920.92正向 與旗政府所在地距離非常遠(yuǎn)=5;比較遠(yuǎn)=4;一般=3;比較近=2;很近=1Q3.001.09負(fù)向

C為連續(xù)型變量;Q為虛擬定性變量;D為虛擬二分變量。1)單位為元；2)單元為667 m2。

1.4 研究方法

Logistic回歸模型常用于二分類因變量分析,它不要求自變量的屬性,也無需考慮正態(tài)性和方差齊性,常用以預(yù)測某事件發(fā)生某種狀況的概率,符合研究需要。根據(jù)二元Logistic模型,因變量的量化取值方法如下:當(dāng)牧戶接受草原生態(tài)補獎時取值為1,當(dāng)牧戶拒絕草原生態(tài)補獎時取值為0。影響牧戶草原生態(tài)補獎態(tài)度的因素有i個,為x1～xi,構(gòu)建模型如下:

(1)

式(1)中,Pi為牧戶贊成草原生態(tài)補獎的概率,即補獎接受度;β0為截距項;β1,β2,…,βi為影響因子的回歸系數(shù)。該研究運用統(tǒng)計分析軟件Stata 12.0對13個變量的顯著性進(jìn)行檢驗。

2 模型回歸結(jié)果

為明確不同類型牧戶補獎態(tài)度的影響因素,筆者將研究對象從整體與部分2個層面進(jìn)行研究。整體層面指總樣本牧戶,部分層面包括禁牧區(qū)的禁牧型牧戶和草畜平衡區(qū)的草畜平衡型牧戶,分別建立總樣本牧戶回歸模型1、禁牧戶回歸模型2和草畜平衡戶回歸模型3,比較不同類型牧戶對于草原生態(tài)補獎?wù)叩膽B(tài)度及其影響因素差異,實證分析結(jié)果如表4所示。

3 影響因素分析

3.1 總樣本牧戶對于草原生態(tài)補獎?wù)叩膽B(tài)度及其影響因素

筆者在調(diào)研過程中發(fā)現(xiàn)有69.27%的受訪牧戶贊同現(xiàn)行的草原生態(tài)補獎?wù)?愿意繼續(xù)執(zhí)行禁牧政策、草畜平衡政策的牧戶分別占43.41%和56.59%,但仍有30.73%的受訪牧戶持反對態(tài)度。可見,持肯定態(tài)度的補獎牧戶占多數(shù),其中愿意執(zhí)行草畜平衡政策的牧戶所占比例更高,有近1/3的補獎牧戶不愿繼續(xù)執(zhí)行新一輪草原生態(tài)補獎?wù)?。在模?中,戶主年齡、牧業(yè)勞動力占比、家庭人均可支配收入、牧戶人均草場面積、牧戶對草場的依賴程度、家庭生計多樣性指數(shù)、補獎標(biāo)準(zhǔn)的公平性評價以及補獎對家庭收入影響8個指標(biāo)顯著影響牧戶的補獎態(tài)度。其中,戶主年齡、家庭人均可支配收入、牧戶人均草場面積、家庭生計多樣性指數(shù)、補獎標(biāo)準(zhǔn)的公平性評價和補獎對家庭收入的影響6個變量正向影響牧戶的補獎態(tài)度,而牧業(yè)勞動力占比、牧戶對草場的依賴程度2個指標(biāo)則負(fù)向影響牧戶的補獎態(tài)度。此外,戶主的受教育程度、牧戶對草原生態(tài)補償政策的認(rèn)知程度、補獎對家庭成員就業(yè)影響、補獎對家庭社會保障影響以及與旗政府所在地距離5個變量均未通過顯著性水平檢驗。模型1中,影響總樣本牧戶補獎態(tài)度的因素主要體現(xiàn)在第1類反映戶主及家庭基本特征的大部分指標(biāo)上,涉及到第2類反映牧戶心理特征指標(biāo)、第3類反映家庭福利特征指標(biāo)各1項,地理區(qū)位特征相關(guān)指標(biāo)未產(chǎn)生顯著影響。

表4 3類樣本牧戶草原生態(tài)補獎意愿的Logistic模型回歸結(jié)果

Table 4 Logistic model regression results of three types of sample herdsmen′s willingness to the policies

變量模型1模型2模型3總樣本牧戶P值禁牧型樣本P值草畜平衡型樣本P值 戶主年齡x10.050???(0.019)0.0090.041(0.033)0.2040.048?(0.027)0.073 戶主受教育程度x20.173(0.258)0.5010.558(0.595)0.3480.109(0.326)0.737 牧業(yè)勞動力占比x3-2.445???(0.831)0.003-4.164??(1.806)0.021-2.529??(1.202)0.035 家庭人均可支配收入x40.000??(0.000)0.0120.000?(0.000)0.0770.000?(0.000)0.099 牧戶人均草場面積x50.001??(0.001)0.0230.001(0.001)0.6380.001?(0.002)0.066 牧戶對草場的依賴程度x6-0.790???(0.199)0.000-0.689??(0.385)0.043-0.936?(0.278)0.051 家庭生計多樣性指數(shù)x71.126???(0.417)0.0070.430(0.516)0.4041.683??(0.893)0.034 對補獎?wù)哒J(rèn)知程度x80.170(0.629)0.7872.618(1.609)0.104-0.447(0.789)0.571 補獎標(biāo)準(zhǔn)的公平性評價x90.50??(0.211)0.018-0.811(0.707)0.2510.717???(0.255)0.005 補獎對家庭收入影響x100.459?(0.235)0.0511.769???(0.656)0.0070.201(0.286)0.482 補獎對家庭成員就業(yè)影響x110.382(0.244)0.1170.973?(0.514)0.0580.127(0.353)0.719 補獎對家庭社會保障影響x120.331(0.263)0.2091.037?(0.565)0.066-0.086(0.349)0.805 與旗政府所在地距離x13-0.225(0.200)0.259-0.008(0.447)0.985-0.292(0.275)0.287 常數(shù)項-7.582???(2.243)0.001-17.619???(5.351)0.001-2.603(2.880)0.366

括號外數(shù)值為該變量的估計系數(shù),括號內(nèi)數(shù)值為標(biāo)準(zhǔn)誤。*、**、***分別表示達(dá)10%、5%、1%顯著水平。

3.2 不同類型樣本牧戶對于草原生態(tài)補獎?wù)叩膽B(tài)度及其影響因素

從不同類型樣本牧戶來看,222個禁牧戶中有135個家庭對補獎持肯定態(tài)度,227個草畜平衡戶中認(rèn)同補獎的家庭共176個。在禁牧戶模型2、草畜平衡戶模型3中,牧業(yè)勞動力占比、家庭人均可支配收入、牧戶對草場的依賴程度3個指標(biāo)均對牧戶的補獎態(tài)度產(chǎn)生顯著影響。其中,家庭人均可支配收入指標(biāo)正向影響牧戶的補獎態(tài)度,而牧業(yè)勞動力占比、牧戶對草場的依賴程度指標(biāo)則負(fù)向影響牧戶的補獎態(tài)度。對于禁牧戶而言,除上述3個變量影響其補獎態(tài)度外,還有補獎對家庭收入的影響、補獎對家庭成員就業(yè)影響以及補獎對家庭社會保障影響3個變量對牧戶補獎態(tài)度發(fā)揮正向作用。模型2中,禁牧戶補獎態(tài)度的影響因素涵蓋第3類反映家庭福利特征的所有指標(biāo),涉及第1類反映戶主及家庭基本特征的少量指標(biāo)。對于草畜平衡戶來講,除了3個模型的共同影響因素之外,戶主年齡、牧戶人均草場面積、家庭生計多樣性指數(shù)以及補獎標(biāo)準(zhǔn)的公平性評價4個變量對該類牧戶的補獎態(tài)度起到顯著正向作用。模型3中,草畜平衡戶補獎態(tài)度的影響因素涵蓋第1類反映戶主及家庭基本特征的絕大部分指標(biāo),涉及第2類反映牧戶心理特征的1個指標(biāo)。

4 討論與結(jié)論

邊疆牧戶對草原生態(tài)補獎?wù)邞B(tài)度差異性較大?？倶颖局薪邮苎a獎的牧戶有311個,占總樣本的69.27%;拒絕補獎的牧戶為138個,占總樣本的30.73%,對補獎?wù)叱址磳B(tài)度的多為禁牧戶。究其原因,禁牧戶承包的草牧場在補獎后被全部或大部分劃入禁牧區(qū),該類牧戶的生產(chǎn)生活受到嚴(yán)重影響,雖然現(xiàn)行的禁牧補助標(biāo)準(zhǔn)比一期有所提高,但仍與牧民心理預(yù)期存在一定差距。較低的禁牧補助標(biāo)準(zhǔn)不足以彌補牧戶由于牲畜數(shù)量減少所遭受的損失,難以激發(fā)牧民參與的積極性,也不利于禁牧戶應(yīng)對未來可能出現(xiàn)的風(fēng)險沖擊?？傮w上,對補獎機制持肯定態(tài)度的牧戶占比更高,牧戶的補獎態(tài)度對于未來其是否繼續(xù)參與補獎決策將產(chǎn)生重要影響。

總樣本牧戶回歸模型1結(jié)果顯示,戶主年齡越大,其勞動能力越低,在擁有相同生產(chǎn)資料前提下,年長的牧民所創(chuàng)造出的財富價值明顯低于年富力強的牧民,為獲取晚年更有保障的生活來源,這些牧民更傾向于選擇補獎。牧業(yè)勞動力占比指標(biāo)是考察牧戶家庭勞動力多少及生活水平高低的重要指標(biāo),勞動能力越強的家庭畜牧業(yè)生產(chǎn)能力越高,越不愿意參與補獎[17]。牧戶家庭人均可支配收入越高,意味著擁有更多資源稟賦,對牧業(yè)依賴性越低,因而越愿意參與補獎。人均草場面積越大的牧戶獲得補獎資金量越多,實現(xiàn)補獎減畜要求的概率越大,因此更傾向于補獎,該發(fā)現(xiàn)也驗證了王海春等[4]和靳樂山等[18]的研究結(jié)論。牧戶對草場的依賴程度越重,家庭生計方式多樣化程度越差,其接受補獎的意愿就越不強烈。牧戶對補獎方式公平性及合理性評價越高,補獎對牧戶家庭收入的積極影響越大,牧戶就越愿意參與補獎。影響總樣本牧戶補獎態(tài)度的指標(biāo)大部分符合第1類戶主及家庭基本特征。

不同類型牧戶補獎態(tài)度及其影響因素不完全一致。牧業(yè)勞動力占比、家庭人均可支配收入、牧戶對草場的依賴程度等指標(biāo)均對不同類型牧戶的補獎態(tài)度產(chǎn)生顯著影響。模型2結(jié)果顯示,禁牧戶補獎態(tài)度影響因素涵蓋反映第3類家庭福利特征的全部指標(biāo),充分說明補獎后禁牧戶對于家庭收入、就業(yè)、社保等影響家庭福利的因素非?？粗亍？梢?政府在實施補獎機制過程中要注重禁牧戶收入、就業(yè)和社會保障等問題的解決,這對于提高禁牧戶補獎意愿、增強其抗風(fēng)險能力以及改善牧戶福利具有重要意義。對于草畜平衡戶而言,在保證補獎標(biāo)準(zhǔn)公平性、合理性前提下,牧戶擁有的草場面積越大，補獎資金額就越多,牧戶支持補獎的意愿就越強烈。此外,家庭生計多樣性指數(shù)越高,家庭生計方式越多元化，生計資產(chǎn)越豐富,其減畜難度就越小,實現(xiàn)草畜平衡的概率就越高,牧戶更愿意接受補獎?wù)遊19]。草畜平衡戶補獎態(tài)度影響因素主要涉及第1類反映戶主及家庭基本特征的大部分指標(biāo),但家庭收入、家庭成員就業(yè)和社會保障均表現(xiàn)為不顯著?？赡艿脑蛟谟?由于補獎對草畜平衡戶的草場使用限制弱于禁牧戶,只要適當(dāng)減畜牧戶就能獲得獎勵資金,因而大部分草畜平衡戶對于失業(yè)、再就業(yè)、社會保障等問題的顧慮較小,只要能保證補獎?wù)叩墓叫?、合理?他們更傾向于接受補獎?wù)摺?/p>

5 政策建議

(1)健全牧戶補獎參與機制。調(diào)研中發(fā)現(xiàn),現(xiàn)行補獎?wù)邔嵤┻^程中嘎查內(nèi)基層牧民群眾、中小牧戶難以通過有效途徑參與到補獎?wù)叩囊庖娬髟儹h(huán)節(jié)中,這部分牧戶參與政策出臺、修訂的相關(guān)機制并不完善。這種缺乏廣泛征詢基層牧民意見的草原生態(tài)補獎機制易誘發(fā)牧戶的不滿，進(jìn)而導(dǎo)致補獎效果降低。因此,建立保障基層牧民群眾、中小牧戶廣泛參與的規(guī)章和組織,確?；鶎幽翍舻膮⑴c權(quán)得到充分體現(xiàn),不僅能反映基層牧戶對補獎?wù)叩恼鎸嵰庠?也利于補獎機制的順利推進(jìn)。

(2)多措并舉提升牧戶收入。由表4可知,補獎對家庭收入影響變量以及總樣本牧戶、禁牧戶和草畜平衡戶的補獎態(tài)度均產(chǎn)生顯著影響。因此,地方政府應(yīng)在提升牧戶畜牧業(yè)收入、非牧收入方面著力。鼓勵牧戶以多種方式實現(xiàn)草場流轉(zhuǎn),有規(guī)律地劃區(qū)輪牧,通過牧戶的聯(lián)合經(jīng)營、共同使用草場資源,在提升現(xiàn)有草場生產(chǎn)力的同時,加強飼草料基地建設(shè),幫扶牧戶實現(xiàn)牲畜養(yǎng)殖方式的科學(xué)化,以提升牧戶的畜牧業(yè)收入。由于家庭生計多樣性指數(shù)是影響總樣本牧戶補獎態(tài)度的重要因素,建議在補獎過程中更多考慮牧戶生計狀況、生計類型等因素,加快牧區(qū)單一產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整,加大后續(xù)支撐產(chǎn)業(yè)投入力度,豐富牧戶生計多樣性指數(shù)以增加其非牧收入。

(3)完善補獎配套機制。模型2結(jié)果顯示,禁牧戶補獎態(tài)度的影響因素覆蓋第3類反映家庭福利特征的所有指標(biāo)。因此,為禁牧戶提供更富有針對性、多樣化的補償方案,完善禁牧配套機制,特別是加大對禁牧戶的教育投入、技術(shù)培訓(xùn)、就業(yè)指導(dǎo)服務(wù)以及社會保障力度,將有助于提升禁牧戶的福利水平。