周升強 高原 趙凱

摘?要：基于實地調(diào)研獲取的農(nóng)牧交錯區(qū)355份農(nóng)牧戶微觀數(shù)據(jù)，運用最小二乘與分位數(shù)回歸模型分析補獎收入對貧困農(nóng)牧戶收入及其穩(wěn)定性的影響，以檢驗草原生態(tài)保護補助獎勵政策助力農(nóng)牧交錯區(qū)脫貧攻堅的有效性。研究得出：（1）補獎收入對促進貧困農(nóng)牧戶增收，尤其是對促進貧困農(nóng)牧戶中的中等收入水平群體增收效果顯著，表明草原生態(tài)補獎能夠緩解貧困農(nóng)牧戶的貧困程度，具有顯著的益貧效應(yīng);（2）補獎收入能夠顯著促進貧困農(nóng)牧戶牧業(yè)收入的增加，但對農(nóng)業(yè)與非農(nóng)牧業(yè)收入影響并不顯著，表明草原生態(tài)補獎的益貧效應(yīng)主要通過促進貧困農(nóng)牧戶牧業(yè)收入的增加來實現(xiàn);（3）補獎收入能夠顯著促進貧困農(nóng)牧戶收入穩(wěn)定性的提高，表明草原生態(tài)補獎能夠抑制貧困農(nóng)牧戶返貧?；诖耍r(nóng)牧交錯區(qū)在推行草原生態(tài)補獎的同時，應(yīng)通過“草原生態(tài)補償+牧業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展”的生態(tài)扶貧模式，合理地利用和發(fā)揮當(dāng)?shù)氐哪翗I(yè)資源稟賦優(yōu)勢，從而更好地發(fā)揮草原生態(tài)補獎緩解貧困、抑制返貧、助力脫貧攻堅的作用。

關(guān)鍵詞：草原生態(tài)補獎;貧困農(nóng)牧戶;收入;脫貧攻堅;農(nóng)牧交錯區(qū)

中圖分類號：F325.2?文獻標(biāo)識碼：A 文章編號：1009-9107（2020）02-0138-10

作者簡介：周升強（1990-），男，西北農(nóng)林科技大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院博士研究生，主要研究方向為農(nóng)業(yè)經(jīng)濟理論與政策。

引?言

當(dāng)前，我國扶貧開發(fā)工作已進入攻堅克難的關(guān)鍵階段[1]。截止到2018年底，我國仍有1 660萬農(nóng)村貧困人口[2]，其中，西部農(nóng)村貧困人口為916萬，占全國農(nóng)村貧困人口的55.18%[2]，且多分布于地理空間不經(jīng)濟和生態(tài)環(huán)境相對脆弱的區(qū)域[3]。其中，農(nóng)牧交錯區(qū)作為生態(tài)脆弱區(qū)內(nèi)草地農(nóng)業(yè)和耕地農(nóng)業(yè)的契合發(fā)展帶及東部地區(qū)重要的生態(tài)安全屏障，自20世紀(jì)80年代以來，在自然因素和人為因素的影響下，區(qū)域內(nèi)土地沙化、草地退化問題日益嚴(yán)重[4]。目前，在資源稟賦和環(huán)境保護政策的雙重約束下，農(nóng)牧戶收入總體偏低，貧困發(fā)生率與返貧率長期居高不下[5]，極易陷入“生態(tài)-貧困”的惡性循環(huán)，因此，該區(qū)域的脫貧攻堅任務(wù)成為扶貧開發(fā)中最難啃的硬骨頭[6-7]。如何實現(xiàn)以農(nóng)牧交錯區(qū)為代表的生態(tài)脆弱區(qū)生態(tài)保護與緩解貧困、抑制返貧發(fā)生的有機結(jié)合，一直是困擾理論界與實踐界的難題。2015年11月中央召開的扶貧工作會議和國務(wù)院發(fā)布的《中共中央國務(wù)院關(guān)于打贏脫貧攻堅戰(zhàn)的決定》均提出要增加重點生態(tài)功能區(qū)轉(zhuǎn)移支付，通過生態(tài)補償脫貧一批。2018年六部委聯(lián)合印發(fā)的《生態(tài)扶貧工作方案》與2019年中央“一號文件”進一步提出要扎實推進生態(tài)補償扶貧，促進扶貧開發(fā)與生態(tài)保護相協(xié)調(diào)。一系列政策文件的出臺表明，決策層已把生態(tài)補償作為統(tǒng)籌解決生態(tài)脆弱區(qū)環(huán)境保護與脫貧攻堅難題的一項行之有效的手段，對生態(tài)補償?shù)膶嵤┡c完善提出了新要求[8]。鑒于此，結(jié)合典型生態(tài)脆弱區(qū)生態(tài)補償實施的典型案例，分析和驗證生態(tài)補償助力生態(tài)脆弱區(qū)脫貧攻堅的有效性顯得尤為必要。

一、文獻綜述

盡管國內(nèi)外就生態(tài)補償?shù)膬?nèi)涵界定與實踐等方面存在較大差異，學(xué)者仍就生態(tài)補償與緩解貧困之間的關(guān)系展開了諸多有益的研究。部分學(xué)者認(rèn)為生態(tài)補償扶貧可以成為促進貧困地區(qū)可持續(xù)發(fā)展的一種新型扶貧方式，能夠?qū)崿F(xiàn)保護生態(tài)環(huán)境與緩解貧困二者目標(biāo)的有機結(jié)合[9-11]。生態(tài)補償緩解貧困作用的實現(xiàn)主要通過兩種方式：一是通過現(xiàn)金補貼的方式增加參與者的轉(zhuǎn)移性收入，二是通過促進參與者生計方式的轉(zhuǎn)變，實現(xiàn)其非農(nóng)收入的增加[12-14]。而就生態(tài)補償?shù)淖饔弥黧w而言，生態(tài)補償更有利于增加低收入群體的非農(nóng)收入，以緩解其貧困程度[15-17]。部分學(xué)者則持相反的觀點，認(rèn)為生態(tài)補償?shù)膶嵤┎粌H加劇了收入的不公平性，不利于緩解貧困[18]，反而會因為兼顧扶貧這一目標(biāo)導(dǎo)致保護生態(tài)的目標(biāo)難以實現(xiàn)[19]。原因在于補償區(qū)內(nèi)農(nóng)戶的生計往往相對單一，且更依賴于自然資源，生態(tài)補償可能會通過剝奪農(nóng)戶對自然資源的利用權(quán)而對其收入產(chǎn)生負(fù)向影響[20-21]。除此之外，也有學(xué)者持折中的態(tài)度，認(rèn)為生態(tài)補償是否有利于緩解貧困取決于補償機制在設(shè)計之初是否能夠?qū)ω毨Мa(chǎn)生的機理、生態(tài)系統(tǒng)的各項功能以及貧困與生態(tài)二者之間的關(guān)系形成科學(xué)合理的認(rèn)識，并在此基礎(chǔ)上采取有針對性的措施，以實現(xiàn)保護生態(tài)與緩解貧困的雙重目標(biāo)[22]。同時，補償標(biāo)準(zhǔn)的高低與補償方式的選擇也會顯著影響生態(tài)補償?shù)姆鲐毿Ч?。也有學(xué)者認(rèn)為生態(tài)補償在短期內(nèi)不可避免地會使農(nóng)戶的收入受到?jīng)_擊，但從長期來看，生態(tài)補償具有顯著的減貧作用[23]。

以上分析表明，現(xiàn)有研究雖已就生態(tài)補償與緩解貧困之間的關(guān)系做了大量的研究，但當(dāng)前尚未形成統(tǒng)一的認(rèn)識，且就生態(tài)補償政策緩解貧困方面的研究多指廣義上的增加農(nóng)戶收入，鮮有研究瞄準(zhǔn)貧困收入群體參與生態(tài)補償?shù)膶嶋H收益狀況，以檢驗生態(tài)補償是否有助于緩解貧困。同時，在以往諸多扶貧實踐中，如何確保貧困農(nóng)戶脫貧后不返貧，實現(xiàn)收入的穩(wěn)定可持續(xù)是一個特別突出且必須高度重視的問題[24]。同樣，在通過生態(tài)補償助力扶貧過程中，如何確保脫貧農(nóng)戶不返貧，實現(xiàn)脫貧后“穩(wěn)得住”，避免脫貧農(nóng)戶因收入的不穩(wěn)定性重新陷入“生態(tài)-貧困”的陷阱中顯得尤為重要。而當(dāng)前有關(guān)生態(tài)補償對農(nóng)戶收入影響的研究更多的是關(guān)注農(nóng)戶直接收入和間接收入絕對量的增加，鮮有研究從增加農(nóng)戶收入多樣性，提高收入穩(wěn)定性視角出發(fā)，就貧困農(nóng)戶收入“質(zhì)”的提高來驗證生態(tài)補償能否在抑制返貧方面發(fā)揮作用。鑒于此，本文基于實地調(diào)研獲取的農(nóng)牧交錯區(qū)355份農(nóng)牧戶微觀數(shù)據(jù)，以草原生態(tài)保護補助獎勵政策（以下簡稱“草原生態(tài)補獎”）為例，試圖從增加貧困農(nóng)牧戶收入，提高其收入穩(wěn)定性兩方面分析、驗證草原生態(tài)補獎助力脫貧攻堅的有效性，以期為發(fā)揮草原生態(tài)補獎助力脫貧攻堅的作用提供一定的實證參考。

二、數(shù)據(jù)來源、變量選取與模型設(shè)立

（一）數(shù)據(jù)來源

本文所用數(shù)據(jù)來自于2017年7月赴農(nóng)牧交錯區(qū)草原生態(tài)補獎實施的典型區(qū)域——寧夏回族自治區(qū)鹽池縣和內(nèi)蒙古自治區(qū)鄂托克旗開展的實地調(diào)研。由于兩區(qū)域貧困村與貧困農(nóng)牧戶分布均較為分散，在實地調(diào)研中采取隨機抽樣調(diào)查的方式，選取鹽池縣所轄的花馬池鎮(zhèn)、高沙窩鎮(zhèn)、大水坑鎮(zhèn)、惠安堡鎮(zhèn)、王樂井鄉(xiāng)、青山鄉(xiāng)、麻黃山鄉(xiāng)及馮記溝鄉(xiāng)等8個鄉(xiāng)鎮(zhèn)的16個村，鄂托克旗的烏蘭鎮(zhèn)、阿爾巴斯蘇木和木凱淖爾鎮(zhèn)等3個鄉(xiāng)鎮(zhèn)（蘇木）的9個村進行問卷調(diào)查。本次調(diào)研共發(fā)放并收回問卷388份。為保證樣本數(shù)據(jù)的科學(xué)性與合理性，在問卷收回后，根據(jù)樣本農(nóng)牧戶是否為政府認(rèn)定的建檔立卡貧困戶，將樣本農(nóng)牧戶分為貧困農(nóng)牧戶與非貧困農(nóng)牧戶。為最大程度上避免貧困農(nóng)牧戶和非貧困農(nóng)牧戶在家庭勞動力稟賦、牲畜數(shù)量等方面的差異而造成的草原生態(tài)補獎對其收入影響的不同，將非貧困農(nóng)牧戶按照年總收入由低到高進行排序，剔除了非貧困農(nóng)牧戶中的高收入農(nóng)牧戶，僅保留中低收入農(nóng)牧戶，這部分非貧困農(nóng)牧戶雖不屬于建檔立卡貧困農(nóng)牧戶，但其戶人均可支配收入與建檔立卡貧困農(nóng)牧戶相差并不大。最終獲得有效樣本355份，問卷有效率為91.5%。有效問卷中建檔立卡貧困農(nóng)牧戶為185份，其中寧夏回族自治區(qū)鹽池縣為130份，內(nèi)蒙古自治區(qū)鄂托克旗為55份。

（二）變量選取

1.被解釋變量。（1）家庭人均年總收入。選取家庭人均年總收入表征農(nóng)牧戶家庭收入狀況，家庭人均年總收入由包括農(nóng)業(yè)收入、牧業(yè)收入與非農(nóng)牧業(yè)收入（經(jīng)營性收入與工資性收入）在內(nèi)的2016年家庭總收入除以家庭總?cè)丝跀?shù)得出。（2）收入穩(wěn)定性。參考現(xiàn)有研究成果[25-26]，本文采用收入穩(wěn)定性指數(shù)表征農(nóng)牧戶收入穩(wěn)定性。農(nóng)牧戶收入穩(wěn)定性指數(shù)反映了其收入來源渠道的多樣性與均衡程度，通過收入來源渠道的多少與收入在各項收入中分布的均衡程度來表征農(nóng)牧戶收入穩(wěn)定性的高低[27]。本文根據(jù)香農(nóng)·威納（Shannon-wiener）多樣性測算方法對農(nóng)牧戶收入穩(wěn)定性進行測算，當(dāng)穩(wěn)定性數(shù)值為0時，表明農(nóng)牧戶僅有一種收入來源，收入穩(wěn)定性程度往往越低;穩(wěn)定性數(shù)值越高，表明收入來源越多，各收入占比越均勻，農(nóng)牧戶抗風(fēng)險能力與抗返貧的能力越強，收入的穩(wěn)定性也隨之越高。計算公式為：

式（1）中，St為農(nóng)牧戶收入穩(wěn)定性指數(shù)，pi為農(nóng)牧戶家庭的某項收入來源占總收入的比重，s表示收入來源的種類。

2.核心解釋變量。（1）是否貧困農(nóng)牧戶。根據(jù)是否屬于政府認(rèn)定的建檔立卡貧困戶對樣本農(nóng)牧戶進行分類，若農(nóng)牧戶屬于政府認(rèn)定的建檔立卡貧困戶則記為“1”，否則記為“0”。（2）補獎收入。選取補獎收入表征草原生態(tài)補獎?wù)摺，F(xiàn)有草原生態(tài)補獎?wù)邫C制下，補獎收入與農(nóng)牧戶參與禁牧或草畜平衡的草地面積嚴(yán)格掛鉤，補獎收入金額越多，表明草原生態(tài)補獎?wù)邔r(nóng)牧戶家庭收入與生計的影響強度越高。其中寧夏回族自治區(qū)鹽池縣補獎收入主要為2016年農(nóng)牧戶獲取的禁牧補助收入，內(nèi)蒙古自治區(qū)鄂托克旗包括2016年農(nóng)牧戶獲取的草畜平衡獎勵和季節(jié)性休牧補助收入兩部分。

3.控制變量。諸多研究表明，資本稟賦作為農(nóng)牧戶賴以謀生的基礎(chǔ)，會對家庭收入及其穩(wěn)定性產(chǎn)生影響[27-29]。為控制家庭稟賦特征變量對收入及其穩(wěn)定性的影響，參考現(xiàn)有研究成果[30-32]，結(jié)合樣本區(qū)域?qū)嶋H情況，引入包括人力資本、自然資本、物質(zhì)資本、金融資本與社會資本在內(nèi)的13個變量表征家庭稟賦特征。同時，在中國傳統(tǒng)的農(nóng)村社會，戶主作為家庭經(jīng)濟活動與重大事項的主要決策者，其自身特征因素勢必會對家庭收入及其穩(wěn)定性產(chǎn)生影響。為控制戶主特征對收入及其穩(wěn)定性的影響，引入戶主性別、年齡、受教育年限及是否外出務(wù)工等4個變量表征戶主特征。生態(tài)脆弱貧困區(qū)貧困問題往往與地理區(qū)位和生態(tài)問題交織在一起，為控制地理區(qū)位及生態(tài)狀況對收入及其穩(wěn)定性的影響，引入距離最近鄉(xiāng)鎮(zhèn)的距離、草地退化狀況和省份虛擬變量表征地理區(qū)位、生態(tài)狀況及省域之間的差異。

（三）模型設(shè)立

本文的被解釋變量家庭人均年總收入與收入穩(wěn)定性均為隨機連續(xù)變量，且二者的條件分布均服從正態(tài)分布，故采用針對此類數(shù)據(jù)常用的最小二乘回歸模型（OLS）。模型的具體設(shè)置如下：

式（2）中，I為人均年總收入，式（3）中St 為收入穩(wěn)定性指數(shù);式（2）與式（3）中P為貧困農(nóng)牧戶，Su為補獎收入，P×Su是為了考察補獎收入是否能夠緩解貧困、增強收入穩(wěn)定性而設(shè)置的交叉項，C為控制變量所構(gòu)成向量的轉(zhuǎn)置，ε和δ為隨機擾動項。在采用普通最小二乘法對式（2）和式（3）進行估計的同時，運用分位數(shù)回歸估計方法做進一步的分析。原因在于分位數(shù)回歸是以分位數(shù)為基準(zhǔn)，估計一組回歸變量與被解釋變量的分位數(shù)之間線性關(guān)系的建模方法，能精確地描述解釋變量對于被解釋變量的變化范圍以及條件分布形狀的影響，即，運用分位數(shù)回歸分析補獎收入對農(nóng)牧戶人均年總收入及收入穩(wěn)定性的影響，能夠更加精確地呈現(xiàn)出補獎收入對貧困戶中不同收入水平段農(nóng)牧戶影響程度的差異，并基于此就草原生態(tài)補獎?wù)吣芊裰γ撠毠宰龀龈涌茖W(xué)合理的判斷。變量的界定及描述性統(tǒng)計見表1。

三、回歸結(jié)果與分析

（一）草原生態(tài)補獎的益貧效應(yīng)

在進行回歸之前，首先對數(shù)據(jù)進行了多重共線性檢驗。檢驗結(jié)果表明，最大的方差膨脹因子為2.41，平均方差膨脹因子為1.39，都遠(yuǎn)小于10，故不存在明顯的多重共線性問題。為節(jié)省篇幅，檢驗結(jié)果未列出。為避免異方差的存在，采用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤最小二乘回歸進行估計，結(jié)果見表2。

表2中方程1與方程2的估計結(jié)果均顯示，在控制了家庭稟賦特征、戶主特征、地理區(qū)位、生態(tài)狀況及省域特征等因素的情況下，補獎收入均在1%的統(tǒng)計水平上顯著正向影響家庭人均年總收入，表明草原生態(tài)補獎的實施能夠顯著促進農(nóng)牧戶家庭收入的增長。方程2的估計結(jié)果顯示，補獎收入與是否貧困農(nóng)牧戶的交叉項在1%的統(tǒng)計水平上顯著正向影響家庭人均年總收入，且方程2的擬R2值為0.434，顯著大于方程1的擬R2值0.402，根據(jù)溫忠麟有關(guān)調(diào)節(jié)效應(yīng)的界定[33]，可以得出補獎收入對貧困農(nóng)牧戶與家庭人均年總收入具有積極的調(diào)節(jié)作用，表明相較于非貧困農(nóng)牧戶，貧困農(nóng)牧戶從草原生態(tài)補獎中的獲益更大，即草原生態(tài)補獎具有顯著的益貧效應(yīng)。進一步根據(jù)樣本是否為建檔立卡貧困戶，將農(nóng)牧戶分為貧困農(nóng)牧戶和非貧困農(nóng)牧戶并進行分組回歸。方程3貧困農(nóng)牧戶與方程4非貧困農(nóng)牧戶的估計結(jié)果顯示，補獎收入在1%的統(tǒng)計水平上顯著正向影響貧困農(nóng)牧戶家庭人均年總收入，而對非貧困農(nóng)牧戶家庭人均年總收入影響并不顯著。這進一步表明草原生態(tài)補獎具有顯著的益貧效應(yīng)，能夠緩解貧困農(nóng)牧戶的貧困程度。

（二）草原生態(tài)補獎益貧效應(yīng)的分解

進一步對草原生態(tài)補獎的益貧效應(yīng)進行分解，探究草原生態(tài)補獎益貧效應(yīng)的發(fā)生路徑。首先，就補獎收入對貧困農(nóng)牧戶家庭人均年總收入的影響進行分位數(shù)回歸，考察其對不同收入水平段貧困農(nóng)牧戶家庭人均年總收入影響的差異;其次，將貧困農(nóng)牧戶2016年家庭總收入分解為農(nóng)業(yè)收入、牧業(yè)收入與非農(nóng)牧業(yè)收入（不包括草原生態(tài)補獎收入），分別進行穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤最小二乘回歸，回歸結(jié)果見表3。表3的估計結(jié)果表明，補獎收入的系數(shù)在0.1～0.8分位數(shù)上均顯著為正，進一步表明草原生態(tài)補獎的益貧效應(yīng)明顯。但從系數(shù)的大小來看，補獎收入的系數(shù)大致呈現(xiàn)出“倒U型”趨勢，即草原生態(tài)補獎對貧困戶中的中等收入水平段農(nóng)牧戶的益貧效應(yīng)更加明顯，對極端貧困農(nóng)牧戶與收入水平相對較高的貧困農(nóng)牧戶益貧效應(yīng)相對較弱。這表明，草原生態(tài)補獎雖然具有顯著的益貧效應(yīng)，但對不同收入水平段貧困戶的益貧效應(yīng)存在差異，在通過草原生態(tài)補獎助力脫貧攻堅的過程中，扶貧對象的選取應(yīng)該更加“精準(zhǔn)”，著眼于草原生態(tài)補獎促進貧困戶中的中等收入群體增收的作用，以最大程度上發(fā)揮其助力脫貧攻堅的效能。

表4的估計結(jié)果顯示，補獎收入在1%的統(tǒng)計水平上對貧困農(nóng)牧戶牧業(yè)收入具有顯著的正向影響，這表明，草原生態(tài)補獎的益貧效應(yīng)更多的是通過增加貧困農(nóng)牧戶的牧業(yè)收入來實現(xiàn)。同時，根據(jù)實地調(diào)研獲取的數(shù)據(jù)，牧業(yè)收入占貧困農(nóng)牧戶家庭年總收入的比例高達44.19%，可見牧業(yè)收入已成為貧困農(nóng)牧戶家庭收入的重要組成部分，在促進貧困農(nóng)牧戶增收過程中扮演著重要的角色?？赡艿脑蛟谟冢菏紫?，無論是寧夏回族自治區(qū)鹽池縣的禁牧補助政策，還是內(nèi)蒙古自治區(qū)鄂托克旗的草畜平衡獎勵與季節(jié)性休牧補貼政策，兩區(qū)在政策實施的過程中均不是簡單的“一禁了之”，徹底地剝奪農(nóng)牧戶對草地資源的利用，而是在給予農(nóng)牧戶補獎的同時，通過舍飼圈養(yǎng)或以草定畜的方式，合理地引導(dǎo)當(dāng)?shù)啬翗I(yè)產(chǎn)業(yè)尤其是養(yǎng)羊業(yè)的發(fā)展，將養(yǎng)羊業(yè)作為重要的產(chǎn)業(yè)扶貧項目，以促進貧困農(nóng)牧戶增收。其次，草原生態(tài)補獎已進入到第二輪的政策實施期（2016-2020年），相較于第一輪政策實施期（2011-2015年），補獎標(biāo)準(zhǔn)得到較大程度提高，農(nóng)牧戶補獎收入顯著增加，牧業(yè)生產(chǎn)成本上升的壓力得到較大程度的緩解，有利于調(diào)動農(nóng)牧戶的牧業(yè)生產(chǎn)積極性。模型的這一回歸結(jié)果也驗證了現(xiàn)有研究認(rèn)為在生態(tài)脆弱區(qū)推行生態(tài)補償政策過程中，通過合理的利用和發(fā)揮當(dāng)?shù)氐馁Y源稟賦優(yōu)勢，尋求生態(tài)補償與產(chǎn)業(yè)扶貧相結(jié)合以助力脫貧攻堅具有有效性這一結(jié)論的合理性[7，34]。表4的估計結(jié)果中補獎收入對農(nóng)業(yè)收入與非農(nóng)牧業(yè)收入的影響均不顯著，且單從影響方向來看，補獎收入對非農(nóng)牧收入的增加具有不利影響?？赡艿脑蛟谟冢焊鶕?jù)實地調(diào)研的數(shù)據(jù)，樣本貧困農(nóng)牧戶戶均牲畜數(shù)量為51頭，表明農(nóng)牧戶的牧業(yè)生產(chǎn)規(guī)模較大。牧業(yè)生產(chǎn)作為勞動密集型產(chǎn)業(yè)，生產(chǎn)規(guī)模越大往往意味著需要投入的勞動力數(shù)量，尤其是青壯年勞動力數(shù)量越多[35]。而農(nóng)牧戶致貧的一個重要因素是缺乏有效的勞動供給，在勞動力數(shù)量有限的情況下，牧業(yè)生產(chǎn)的發(fā)展勢必會對外出務(wù)工勞動力的投入產(chǎn)生一定的擠出效應(yīng)。在補獎收入與牧業(yè)收入呈正向相關(guān)的情形下，補獎收入的增加勢必會通過促進牧業(yè)收入的增加對非農(nóng)牧業(yè)收入的增加產(chǎn)生不利影響。

（三）草原生態(tài)補獎對貧困農(nóng)牧戶收入穩(wěn)定性的影響

確保貧困農(nóng)牧戶收入增長的穩(wěn)定性，使其在脫貧之后不返貧，是精準(zhǔn)扶貧成敗的關(guān)鍵。鑒于此，為考察草原生態(tài)補獎能否提高貧困農(nóng)牧戶收入穩(wěn)定性，抑制返貧的發(fā)生，本文在參考香農(nóng)·威納指數(shù)測算貧困農(nóng)牧戶收入穩(wěn)定性的基礎(chǔ)上，運用最小二乘與分位數(shù)回歸，分析補獎收入與貧困農(nóng)牧戶收入穩(wěn)定性之間的關(guān)系?；貧w結(jié)果見表5與表6。

表5中方程5與方程6的估計結(jié)果均顯示，在控制了家庭稟賦特征、戶主特征、地理區(qū)位、生態(tài)狀況及省域特征等因素的情況下，補獎收入均在1%的統(tǒng)計水平上顯著正向影響收入穩(wěn)定性，表明草原生態(tài)補獎的實施能夠顯著提高家庭收入的穩(wěn)定性。方程6的估計結(jié)果顯示，補獎收入與是否貧困農(nóng)牧戶的交叉項在1%的統(tǒng)計水平上顯著正向影響收入穩(wěn)定性，且方程2的擬R2值為0.293，顯著大于方程1的擬R2值0.231，根據(jù)溫忠麟有關(guān)調(diào)節(jié)效應(yīng)的界定[33]，表明補獎收入在是否貧困農(nóng)牧戶與收入穩(wěn)定性之間具有積極的調(diào)節(jié)作用，草原生態(tài)補獎能夠顯著緩解因貧困而造成的收入穩(wěn)定低下，對提高貧困農(nóng)牧戶收入的穩(wěn)定性具有積極的促進作用。進一步根據(jù)樣本農(nóng)牧戶是否為建檔立卡貧困戶，將農(nóng)牧戶分為貧困農(nóng)牧戶和非貧困農(nóng)牧戶并進行分組回歸。方程7與方程8的估計結(jié)果顯示，補獎收入在1%的統(tǒng)計水平上顯著正向影響貧困農(nóng)牧戶收入穩(wěn)定性，而對非貧困農(nóng)牧戶收入穩(wěn)定性影響并不顯著，這進一步表明草原生態(tài)補獎具有顯著的益貧效應(yīng)，能夠通過提高貧困農(nóng)牧戶的收入穩(wěn)定性，抑制返貧的發(fā)生。

表6的分位數(shù)回歸結(jié)果顯示，補獎收入的系數(shù)在0.2～0.9分位數(shù)上均顯著為正，這進一步驗證了OLS模型回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，草原生態(tài)補獎能夠提高貧困農(nóng)牧戶收入穩(wěn)定性，抑制返貧發(fā)生的結(jié)論是可靠的。但從系數(shù)的大小來看，補獎收入對極端貧困農(nóng)牧戶收入穩(wěn)定性影響的回歸系數(shù)較小，表明草原生態(tài)補獎對提高極端貧困農(nóng)牧戶收入穩(wěn)定性的作用較弱。

四、結(jié)論與討論

（一）結(jié)論

本文基于實地調(diào)研獲取的農(nóng)牧交錯區(qū)355份農(nóng)牧戶微觀數(shù)據(jù)，試圖從農(nóng)牧戶收入及其穩(wěn)定性兩方面分析、驗證草原生態(tài)補獎對于緩解貧困，抑制返貧，助力脫貧攻堅的有效性。得出如下結(jié)論：（1）補獎收入對促進貧困農(nóng)牧戶增收，尤其是對促進貧困農(nóng)牧戶中的中等收入水平群體增收效果顯著，反映出草原生態(tài)補獎具有顯著的益貧效應(yīng)，能夠緩解貧困農(nóng)牧戶的貧困程度。（2）補獎收入能夠顯著促進貧困農(nóng)牧戶牧業(yè)收入的增加，但對農(nóng)業(yè)與非農(nóng)牧業(yè)收入影響并不顯著，即草原生態(tài)補獎的益貧效應(yīng)主要通過增加貧困農(nóng)牧戶的牧業(yè)收入來實現(xiàn)，反映出在推行草原生態(tài)補獎?wù)叩耐瑫r，通過舍飼圈養(yǎng)或以草定畜的方式，合理地利用和發(fā)揮當(dāng)?shù)氐馁Y源稟賦優(yōu)勢，引導(dǎo)牧業(yè)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，尋求生態(tài)補償與產(chǎn)業(yè)扶貧相結(jié)合能夠更好地發(fā)揮草原生態(tài)補獎助力脫貧攻堅的作用。（3）補獎收入能夠顯著促進貧困農(nóng)牧戶收入穩(wěn)定性的提高，反映出草原生態(tài)補獎能夠通過提高貧困農(nóng)牧戶的收入穩(wěn)定性，在抑制貧困農(nóng)牧戶返貧，鞏固脫貧攻堅效果方面發(fā)揮積極的作用。

（二）討論

（1）有關(guān)生態(tài)補償能否緩解貧困一直是理論界與實踐界爭論的焦點問題。本文基于實地調(diào)研獲取的貧困農(nóng)牧戶微觀數(shù)據(jù)，從收入及其穩(wěn)定性方面驗證了草原生態(tài)補獎助力脫貧攻堅的有效性，一定程度上豐富了生態(tài)補償緩解貧困的研究。（2）草原生態(tài)補獎能夠緩解貧困，抑制返貧發(fā)生，從而助力脫貧攻堅的一個重要因素是寧夏回族自治區(qū)與內(nèi)蒙自治區(qū)在草原生態(tài)補獎實施過程中，并沒有徹底剝奪農(nóng)牧戶對草地資源的利用，而是將草原生態(tài)補獎與舍飼圈養(yǎng)或以草定畜等形式的牧業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展相結(jié)合，通過發(fā)揮草原生態(tài)補獎收入彌補農(nóng)牧戶牧業(yè)成本上升的作用，進而促進牧業(yè)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，增加農(nóng)牧戶牧業(yè)收入，以此助力貧困農(nóng)牧戶脫貧摘帽，實現(xiàn)草原生態(tài)補獎?wù)吲c牧業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的良性互動，實際上是一種“草原生態(tài)補償+牧業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展”助力脫貧攻堅的生態(tài)扶貧模式。實踐也證明該扶貧模式具有一定的有效性，寧夏回族自治區(qū)鹽池縣已于2018年退出國家級貧困縣的行列，基本實現(xiàn)脫貧摘帽。但“草原生態(tài)補償+牧業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展”這一生態(tài)扶貧模式在助力脫貧攻堅中所發(fā)揮的實際效能仍需更多的研究進行實證剝離，以檢驗其有效性。（3）本文的實證結(jié)果表明，草原生態(tài)補獎對緩解不同收入水平段貧困農(nóng)牧戶貧困程度的作用大小雖存在差異，但總體而言草原生態(tài)補獎具有顯著的益貧特征。結(jié)合諸多學(xué)者認(rèn)為當(dāng)前草原生態(tài)補獎標(biāo)準(zhǔn)仍偏低，導(dǎo)致農(nóng)牧戶違規(guī)放牧，超載放牧現(xiàn)象頻發(fā)的觀點[36]，在今后草原生態(tài)補獎?wù)邫C制完善的過程中，應(yīng)將生態(tài)補償扶貧這一目標(biāo)納入到政策機制的設(shè)計中去，通過進一步提高草原生態(tài)補獎標(biāo)準(zhǔn)，以更加有效地緩解農(nóng)牧戶牧業(yè)成本上升的困境，實現(xiàn)草原生態(tài)補償與牧業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的良性互動，以更好地發(fā)揮草原生態(tài)補獎保護草原生態(tài)環(huán)境，緩解貧困，抑制返貧發(fā)生，進而助力脫貧攻堅的作用。（4）不可否認(rèn)的是，本研究仍存在諸多不足之處。農(nóng)牧戶脫貧是一個復(fù)雜的系統(tǒng)工程，受多方面因素的影響，而草原生態(tài)補獎僅是眾多影響因素中的一方面，如何將草原生態(tài)補獎的扶貧效應(yīng)進行精準(zhǔn)的測算與剝離仍需作進一步的研究。本研究選取農(nóng)牧交錯區(qū)為研究區(qū)域，研究結(jié)果表明草原生態(tài)補獎能夠助力農(nóng)牧交錯區(qū)脫貧攻堅。而農(nóng)牧交錯區(qū)內(nèi)農(nóng)牧戶主要以農(nóng)業(yè)和牧業(yè)為經(jīng)濟來源和生活方式，顯著區(qū)別于牧戶，草原生態(tài)補獎是否有助于純牧區(qū)貧困牧戶脫貧仍需要進一步的研究。同時，農(nóng)牧戶脫貧與返貧的觀測往往需要多年的追蹤，運用多年的追蹤數(shù)據(jù)進行實證分析應(yīng)該是更加科學(xué)合理的方式。因此，在今后的研究中應(yīng)注重多年追蹤數(shù)據(jù)的收集，運用多年追蹤數(shù)據(jù)對草原生態(tài)補獎助力脫貧攻堅的有效性作進一步地分析與驗證。

參考文獻：

[1]?吳樂，孔德帥，靳樂山.生態(tài)補償有利于減貧嗎？——基于傾向得分匹配法對貴州省三縣的實證分析[J].農(nóng)村經(jīng)濟， 2017（9）：48-55.

[2]?國家統(tǒng)計局.2018年全國農(nóng)村貧困人口減少1 386萬人 [EB/OL].（2019-02-15）[2019-02-15].http：//www.stats.gov.cn/tjsj/zxfb/201902/t20190215_1649231.html.

[3]?董鎖成，吳玉萍，王海英.黃土高原生態(tài)脆弱貧困區(qū)生態(tài)經(jīng)濟發(fā)展模式研究——以甘肅省定西地區(qū)為例[J].地理研究，2003（5）：590-600.

[4]?侯向陽.立足中國北方草原、面向歐亞草原的保護和發(fā)展的思考和實踐[J].中國草地學(xué)報，2014（1）：1-2.

[5]?米文寶，梁曉磊，米楠.限制開發(fā)生態(tài)區(qū)主體功能細(xì)分研究——以寧夏同心縣為例[J].經(jīng)濟地理， 2013（1）：142-148.

[6]?丁佳俊，陳思杭.反貧困與生態(tài)保護相互關(guān)系的文獻綜述[J].生態(tài)經(jīng)濟，2019（1）：220-224.

[7]?甘庭宇.精準(zhǔn)扶貧戰(zhàn)略下的生態(tài)扶貧研究：以川西高原地區(qū)為例[J].農(nóng)村經(jīng)濟，2018（5）：40-45.

[8]?吳樂，孔德帥，靳樂山.生態(tài)補償對不同收入農(nóng)戶扶貧效果研究[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，2018（5）：134-144.

[9]?Li X E，Li Q.The Barriers and Countermeasures of Implementing Ecological Poverty Alleviation in Concentrated Poverty Areas [J].Advanced Materials Research，2013，5：734-737.

[10]?Ingram J C，Declerck F，Cristina R D R.Payment for Ecosystem Services for Energy，Biodiversity Conservation，and Poverty Reduction in Costa Rica [J].Integrating Ecology and Poverty Reduction，2012，10：191-210.

[11]?Pagiola S，Platais G.Payments for Environmental Services：From Theory to Practice Initial Lessons of Experience [Z].World Bank，2004.

[12]?Yin R，Liu C，Zhao M，et al.The Implementation and Impacts of China Largest Payment for Ecosystem Services Program as Revealed by Longitudinal Household data [J].Land Use Policy，2014，40：45-55.

[13]?Corbera E，Carmen Gonz'alez Soberanis，Brown K.Institutional Dimensions of Payments for Ecosystem Services： An analysis of Mexicoackslashs Carbon Forestry Programme [J].Ecological Economics，2009（3）：743-761.

[14]?朱長寧，王樹進.退耕還林對西部地區(qū)農(nóng)戶收入的影響分析[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，2014（10）：58-66.

[15]?Wang P，Poe G L，Wolf S A.Payments for Ecosystem Services and Wealth Distribution [J].Ecological Economics，2017（2）：63-68.

[16]?朱烈夫，殷浩棟，張志濤，等.生態(tài)補償有利于精準(zhǔn)扶貧嗎？——以三峽生態(tài)屏障建設(shè)區(qū)為例[J].西北農(nóng)林科技大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2018，18（2）：42-48.

[17]?杜洪燕，武晉.生態(tài)補償項目對緩解貧困的影響分析：基于農(nóng)戶異質(zhì)性的視角[J].北京社會科學(xué)，2016（1）：121-128.

[18]?Ingram J C.Introduction to Innovative Financing：The Role of Payments for Ecosystem Services in Poverty Reduction[M]//Integrating Ecology and Poverty Reduction. New York：Springer，2012：125-127.

[19]?Muradian R，Corbera E，Pascual U，et al.Reconciling Theory and Practice：An Alternative Conceptual Framework for Understanding Payments for Environmental Services[J].Ecological Economics，2010（6）：1 202-1 208.

[20]?Landellmills N，Porras I T.Silver Bullet or Fools Gold ？[J].International Institute of Environment Development，2002：211-219.

[21]?李欣，曹建華，李風(fēng)琦.生態(tài)補償參與對農(nóng)戶收入水平的影響——以武陵山區(qū)為例[J].華中農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2015（6）：51-57.

[22]?Fisher B.Poverty，Payments， and Ecosystem Services in the Eastern Arc Mountains of Tanzania [M]//Integrating Ecology and Poverty Reduction.New York：Springer，2012：173-189.

[23]?Locatelli B，Rojas V，Salinas Z.Impacts of Payments for Environmental Services on Local Development in Northern Costa Rica：A Fuzzy Multi-criteria Analysis [J]. Forest Policy Economics，2008（5）：275-285.

[24]?劉俊文.農(nóng)民專業(yè)合作社對貧困農(nóng)戶收入及其穩(wěn)定性的影響——以山東、貴州兩省為例[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟，2017（2）：44-55.

[25]?吳孔森，楊新軍，尹莎.環(huán)境變化影響下農(nóng)戶生計選擇與可持續(xù)性研究——以民勤綠洲社區(qū)為例[J].經(jīng)濟地理，2016（9）：141-149.

[26]?蔣維，楊新軍，王俊.基于農(nóng)戶尺度的黃土高原農(nóng)村社會生態(tài)系統(tǒng)體制轉(zhuǎn)換[J].干旱區(qū)資源與環(huán)境，2014（11）：37-41.

[27]?徐爽，胡業(yè)翠.農(nóng)戶生計資本與生計穩(wěn)定性耦合協(xié)調(diào)分析——以廣西金橋村移民安置區(qū)為例[J].經(jīng)濟地理， 2018（3）：142-164.

[28]?黃志剛，陳曉楠，李健瑜.生態(tài)移民政策對農(nóng)戶收入影響機理研究——基于形成型指標(biāo)的結(jié)構(gòu)方程模型分析[J].資源科學(xué)，2018（2）：439-451.

[29]?丁士軍，楊晶，吳海濤.失地農(nóng)戶收入流動及其影響因素分析[J].中國人口科學(xué)，2016（2）：116-125.

[30]?道日娜.農(nóng)牧交錯區(qū)域農(nóng)戶生計資本與生計策略關(guān)系研究——以內(nèi)蒙古東部四個旗為例[J].中國人口·資源與環(huán)境，2014（S2）：274-278.

[31]?烏云花，蘇日娜，許黎莉，等.牧民生計資本與生計策略關(guān)系研究——以內(nèi)蒙古錫林浩特市和西烏珠穆沁旗為例[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，2017（7）：71-77.

[32]?王一超，郝海廣，張惠遠(yuǎn)，等.農(nóng)牧交錯區(qū)農(nóng)戶生計分化及其對耕地利用的影響——以寧夏鹽池縣為例[J].自然資源學(xué)報，2018（2）：302-312.

[33]?溫忠麟，侯杰泰，張雷.調(diào)節(jié)效應(yīng)與中介效應(yīng)的比較和應(yīng)用[J].心理學(xué)報，2005（2）：268-274.

[34]?王曉毅.綠色減貧：理論、政策與實踐[J].蘭州大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2018（4）：28-35.

[35]?王丹，王征兵，趙曉鋒.草原生態(tài)保護補獎?wù)邔δ翍羯a(chǎn)決策行為的影響研究——以青海省為例[J].干旱區(qū)資源與環(huán)境，2018（3）：70-76.

[36]?胡振通，孔德帥，魏同洋，等.草原生態(tài)補償：減畜和補償?shù)膶Φ汝P(guān)系[J].自然資源學(xué)報，2015（11）：1 846-1 859.

（責(zé)任編輯：董應(yīng)才）