周 雪，董芮彤，秦昌勝，唐 增，王麗佳，張 巖

（蘭州大學草地農業(yè)生態(tài)系統國家重點實驗室 / 蘭州大學草地農業(yè)科技學院, 甘肅 蘭州 730020）

青藏高原作為我國最重要的牧區(qū)，擁有著得天獨厚的資源優(yōu)勢，在生態(tài)建設、草牧業(yè)發(fā)展及民生改善方面發(fā)揮著重要作用，對我國實現鄉(xiāng)村振興、全面建成小康社會具有重要意義。青藏高原地處氣候敏感和生態(tài)脆弱區(qū)，對氣候變化和人類活動反應強烈[1]，其生態(tài)演變與地區(qū)發(fā)展一直頗受關注。但長期以來草地承載力低、牲畜飼養(yǎng)方式粗放及草畜矛盾突出等問題[2]，極大程度限制了青藏高原牧區(qū)生產效率和經營效益的提升[3]。面對生態(tài)保護與經濟發(fā)展的雙重壓力，如何提高生產效率、促進牧民增收成為青藏高原地區(qū)發(fā)展的重要問題。

基于草原牧區(qū)實際調研情況，青藏高原牧區(qū)存在多種經營模式，聯戶經營在草原畜牧業(yè)生產變化格局中具有重要的過渡作用。牧民自愿將草地、牲畜、勞動力、資金、技術、機械等整合進行聯合生產，這可能是傳統畜牧業(yè)向現代畜牧業(yè)轉變的現實選擇。從理論上講，聯戶經營相對單戶而言，具有更大的制度收益[4]，通過優(yōu)化牧區(qū)生產要素和生產資源的配置，解放牧區(qū)剩余勞動力，增大牧戶職業(yè)選擇空間，推動牧區(qū)城鎮(zhèn)化的進程，并制定合理的草地載畜量，對生態(tài)環(huán)境有效保護[5]。通過聯戶經營釋放的剩余勞動力，是導致勞動力閑置還是實現非農轉移？聯戶經營能否真實推動農牧民實現轉產轉業(yè)？又能否有效增加農牧民非農收入，促進農牧民增收？目前仍缺乏相關實證。諸多學者致力于研究聯戶經營的生成機理和運行機制，更多地將聯戶經營與生態(tài)環(huán)境聯系起來，而對農牧民就業(yè)和收入的影響關注甚少。

據此，本研究將聯戶經營與非農就業(yè)相聯系，通過甘肅、青海農村牧區(qū)357 戶牧民的家庭數據，考察青藏高原牧戶參與聯戶經營的影響因素，并分別采用內生轉換Probit （endogenous switching probit,ESP)回歸和處理效應模型（treatment effect model,TEM)實證評估聯戶經營對青藏高原農村牧區(qū)居民非農就業(yè)和家庭收入的影響，最終根據模型結果提出合理的政策建議，以期為提高生產效率、發(fā)展當地牧區(qū)經濟、提高青藏高原農村牧區(qū)居民收入提供理論基礎。

1 文獻評述與研究假設

1.1 文獻評述

草原畜牧業(yè)是牧民最重要的生計來源，也是牧區(qū)的支柱產業(yè)，對地區(qū)的經濟發(fā)展起著舉足輕重的作用。長期以來，超載放牧、草地退化等問題嚴重影響了牧民的生產生活，對牧區(qū)生態(tài)環(huán)境與社會經濟也產生了較大壓力[6]。為解決集體草地引發(fā)的“公地悲劇”問題，借鑒農區(qū)“家庭聯產承包責任制”的成功經驗，牧區(qū)草原產權制度也轉為承包制，推行“雙權一制”[7]。在草地承包到戶初期，由歷史文化和現實情況共同催化出聯戶經營的草地利用方式，因其在應對草地退化和極端天氣等方面的優(yōu)勢，成為大量牧民應對不確定風險的有效手段[8]。曹建軍等[9]將青藏高原單戶與聯戶經營進行對比分析，發(fā)現聯戶經營在生態(tài)效益、經濟效益和社會效益方面均有相對優(yōu)勢，有利于草原生態(tài)恢復和保護、降低草地維護管理成本、節(jié)約勞動力等生產要素投入，有助于鄰里和睦和傳統文化的傳承[10]。謝芳婷等[11]在林業(yè)經營模式研究中發(fā)現，聯戶經營既可以增加資金投入概率，又可以擴大資金投入規(guī)模。申津羽等[12]將單戶、聯戶與股份經營 3 種形式的經營效率進行比較，認為在當前社會經濟條件下，南方林業(yè)采用聯戶經營的綜合效率高于單戶和股份經營。

當前，聯戶放牧已成為普遍存在的草地經營方式[13]，具有文化傳統、地緣和血緣關系造就的易聯性[14]，有助于規(guī)模化經營，釋放剩余勞動力[15]，影響家庭勞動力配置，進而可能影響牧民非農就業(yè)。而現有研究主要針對農民專業(yè)合作社展開，周立群和曹利群[16]認為農業(yè)產業(yè)化的進程是一個農村經濟組織演變和創(chuàng)新的過程，農民合作組織在促進農戶采用農業(yè)技術和提高農產品安全、質量和農民增收方面有一定的積極影響[17-19]，加入合作社對兼業(yè)農戶的農業(yè)收入和工資性收入產生正向效應[20]，而非農就業(yè)通過強化農村產業(yè)融合對農戶家庭人均收入也起到促進作用[21]。

1.2 理論框架

農戶非農就業(yè)選擇一方面由農業(yè)生產率和非農勞動單位報酬決定[22]，另一方面也取決于農戶個人的人力、社會資本狀況和勞動力市場條件[23]。在偏遠牧區(qū)，放牧生產活動需要大量的家庭勞動投入，在一定程度上束縛了勞動力對非農就業(yè)的參與。從理論上講，聯戶經營通過增加勞動力替代型生產要素的投入[24]，提高牧業(yè)生產能力，可以對牧區(qū)的生產經營活動和非農就業(yè)產生直接影響。由此推測其影響非農就業(yè)的可能路徑為通過統籌安排勞動力、技術、機械、草地和牲畜進行資源整合，進一步解放了牧區(qū)剩余勞動力，使牧民有更多選擇非農就業(yè)的機會，同時增強了牧戶之間的交流與信任程度，獲得更多的就業(yè)信息，從而促進牧民非農就業(yè)。

另外，在牧區(qū)經濟生產中，諸多因素影響牧民家庭收入，已有研究表明合理利用土地資源、提高勞動力資源利用度以及市場參與度可能是提高農民收入的重要途徑[25]。結合牧民生產實際可以看出，聯戶經營能夠通過聯合牧戶，有效配置勞動力和生產資源進行放牧生產活動，提高家庭生產要素的合理利用程度。在市場化體制下，聯戶經營擁有更多的信息來源和銷售渠道，有利于牧民生產與市場接軌。值得一提的是，組織化程度較低是制約農民收入增長的關鍵因素[26]，草原牧區(qū)在實行草原家庭聯產承包責任制以來，牧戶生產規(guī)模小、市場化組織程度低嚴重影響了牧民收入，通過合作組織進行產業(yè)化經營被視為一種有效途徑。因此，聯戶經營通過聯合牧戶進行生產活動，相對于家庭分散經營具有一定的優(yōu)勢，在穩(wěn)定農牧收入的同時提高非農收入，從而有利于牧民實現增收。據此，本研究構建了聯戶經營影響效應的理論框架（圖1)。

圖1 聯戶經營影響效應理論框架Figure 1 The theoretical framework of the effect ofmulti-household operation

2 研究設計

2.1 數據來源

本研究采用的數據來源于2017 年研究團隊在甘肅、青海兩省進行的實地入戶問卷調查，主要調查內容包括個人和家庭的社會經濟信息、草地和牲畜的生產經營信息以及偏好、感知等其他信息。調研采用分層隨機抽樣方法，分別在甘肅和青海兩省隨機抽取4 和6 個牧業(yè)縣，每個縣隨機抽取3 個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)隨機抽取2 個村，每個村隨機抽取6 個牧戶。調查共覆蓋10 個縣、30 個鄉(xiāng)鎮(zhèn)、60 個村，獲得牧戶調查問卷358 份。剔除異常數據1 戶，共獲得有效樣本357 戶，有效率達99.7%。樣本調查地區(qū)分布如表1 所列。

表1 調查樣本地區(qū)分布Table 1 Geographical distribution of the survey sample

2.2 變量設計與描述性統計

參與聯戶經營的牧戶為163 戶，占樣本總數的45.7%；未參與聯戶經營的牧戶為194 戶，占樣本總數的54.3%；有52.1%的牧戶家庭參與非農就業(yè)（表2)。

2.2.1 因變量和處理變量

根據本研究的試驗設計，在分析聯戶經營對牧戶參與非農就業(yè)的影響時，將非農就業(yè)作為因變量，牧戶家中有人從事非農工作賦值為1，沒有人從事非農工作賦值為0；將聯戶經營作為處理變量，參與聯戶經營賦值為1，未參與聯戶經營賦值為0。對于聯戶經營對牧戶家庭收入的影響，分別將家庭人均總收入、農牧收入和非農收入作為因變量，聯戶經營作為處理變量。其中，家庭人均總收入為年末家庭成員總收入的平均，包括家庭成員的工資、獎金、補貼以及農業(yè)收入。為縮小變量的絕對數值，將家庭人均年收入進行對數處理。

2.2.2 控制變量

借鑒高夢滔和姚洋[27]、寧光杰[28]的方法，以及結合牧區(qū)生產和生活的實際情況及數據可得性，以家庭為單位，本研究選取勞動力年齡、性別、人數和教育程度作為反映牧戶家庭的勞動力特征，選取學生、老人數量、互聯網使用情況和家庭儲蓄狀況作為反映牧戶家庭的社會特征，選取草地面積、生產財產和草地流轉情況作為反映牧戶家庭的生產經營特征，用地區(qū)變量控制地區(qū)差異帶來的影響，以青海牧區(qū)為參照組。

2.2.3 識別變量

內生轉換模型與處理效應模型均需一個識別變量來實現，合適的工具變量需與是否參與聯戶經營決策有關，但與非農就業(yè)和家庭收入無直接關系。本研究選取親戚身份地位，即“親戚中是否有人是村干部或村民代表”作為識別變量。牧戶的聯戶經營參與行為在一定程度上與政策執(zhí)行、上級領導及親戚鄰舍行為有關。一般而言，村干部或村民代表具有一定的話語權，如果牧戶親戚為村干部或村民代表可能更容易聯合親屬從事聯戶經營，與牧戶是否參與聯戶經營有直接關系。此外，親戚為村干部或村民代表是牧戶家庭本身外的沖擊變量，且村干部或村民代表一般不會選擇從事非農就業(yè)，與牧戶家庭非農就業(yè)無直接關系，同時與牧戶家庭收入也無直接關系。

2.3 模型構建

2.3.1 參與聯戶經營對非農就業(yè)影響的模型設定

鑒于是否參與聯戶經營是牧戶自我選擇的結果，參與組與非參與組的自身條件不同，存在選擇偏差，因此直接通過普通最小二乘估計（ordinary least square, OLS)會產生偏差估計?？紤]到本研究結果變量為二元變量，因此采用ESP 模型對牧戶參與聯戶經營對其非農就業(yè)的影響進行分析。

ESP 模型包括2 個階段，首先建立參與聯戶經營的選擇模型，依據Ito 等[29]的隨機效用框架，牧戶是否參與聯戶經營取決于其參與聯戶經營的效用（D1i*)和不參與聯戶經營的效用（D0i*)之差，若Di*=D1i*-D0i*＞ 0，則牧戶參與聯戶經營。本研究定義牧戶參與聯戶經營的選擇方程：

式（1)中：Di為 虛擬變量，若Di=1表示牧戶i參與聯戶經營，若Di=0表 示牧戶i未參與聯戶經營；Zi為可能影響聯戶經營選擇的外生解釋變量向量（如年齡、性別、草地面積等)，具體變量如表2 所列； εi為隨機擾動項。

表2 變量定義及描述性統計Table 2 Variable definition and descriptive statistics

聯戶經營牧戶可能進一步緩解勞動力，提高牧業(yè)生產效率，從而導致聯戶經營與非聯戶經營之間

的非農就業(yè)參與率不同。在第二階段，使用Probit模型來檢測非農就業(yè)參與變量與一組關于聯戶經營選擇的解釋變量之間的關系，為分析聯戶經營參與對牧戶非農就業(yè)的影響，構建牧戶非農就業(yè)參與決策模型：

式（2)中：因變量Y為一個潛在變量，表示牧戶i參與非農就業(yè)的傾向，如果牧戶參與非農就業(yè)，則Yi=1，否則為Yi=0；Xi為 控制變量向量；Di為牧戶i參與聯戶經營的變量；β和φ為待估參數； μi為隨機擾動項。為排除聯戶經營參與的潛在內生性，ESP 模型需要在第一階段估計中包含至少一個識別變量。本研究使用牧戶親戚身份變量作為識別變量。

在建立牧戶非農就業(yè)參與決策模型的基礎上，分別構建參與組與非參與組2 個子樣本的非農就業(yè)決策模型，具體表示如下：

2.3.2 牧戶參與聯戶經營決策的處理效應估計

在分析影響牧戶選擇參與聯戶經營的重要因素以及聯戶經營參與牧戶和聯戶經營未參與牧戶參與非農就業(yè)的決定因素時，通過比較真實情景與反事實假設情景下參與聯戶經營牧戶和未參與聯戶經營牧戶的非農就業(yè)參與的處理效果，從而估計牧戶聯戶經營參與決策的平均處理效應。參與者平均處理效應（average treatment effect on the treated, ATT)和未參與者平均處理效應（average treatment effect on the untreated, ATU)的計算方法如下所示：

式（4a)和（4b)中：N1和N0分別代表合作成員和非成員的樣本數；Pr(Y1=1|D=1，X=x)和Pr(Y0=1|D=0，X=x)是在觀察到的情況下參與聯戶經營牧戶和未參與聯戶經營牧戶參加非農就業(yè)的預測概率，而Pr(Y0=1|D=1，X=x)和Pr(Y1=1|D=0，X=x)分 別是在相反事實背景下這2 組牧戶的非農就業(yè)參與預測概率。

2.3.3 聯戶經營對牧民家庭收入的影響模型

牧戶參加聯戶經營有利于規(guī)?；洜I，可能提高牧民收入，縮小收入差距。因此，進一步研究了參加聯戶經營對牧戶家庭收入的作用。建立聯戶經營對牧民家庭收入的影響效應模型如下：

式中：Fi為結果變量，包括牧戶i家庭人均年收入的對數、農牧收入的對數以及非農收入的對數；Di與Xi與 上述變量一致； ρ和 ν 為 待估參數； σi為隨機擾動項，服從零均值正態(tài)分布。

如前文所述，牧戶根據自身特征選擇是否參加聯戶經營，采用OLS 回歸直接估計聯戶經營對家庭收入的影響也可能存在自選擇偏差。因此，本研究采用處理效應模型來分析聯戶經營對家庭收入的作用。

利用處理效應模型，聯戶經營的選擇機制表示如下：

式中：Di是 觀測到的聯戶經營參與情況，Di=1代表聯戶經營，Di=0代 表非聯戶經營；Xi是解釋變量的向量，與式（2)所定義的變量相同； δ和 κ為待估參數； ξi為隨機擾動項，服從零均值正態(tài)分布；Ti表示工具變量（牧戶親戚身份變量)，與前文的識別變量相同。為檢驗工具變量的有效性，對均包含識別變量的選擇方程和結果方程分別運行Probit 模型和OLS 模型。結果表明，親戚身份地位變量顯著影響牧民聯戶決策（P＜ 0.05)，但對非農就業(yè)與農戶收入無顯著影響（P＞ 0.1)，證實工具變量的有效性和高效性。

3 實證結果

3.1 聯戶經營對非農就業(yè)的影響效應

表3 中（1)列為牧戶聯戶經營選擇方程的估計，（2)、（3)兩列分別為聯戶經營參與者與未參與者的非農就業(yè)方程的ESP 估計結果。其中， ρ1、ρ0與其聯合獨立似然比檢驗至少在5%的水平上顯著，表明有必要糾正由“自選擇”引起的選擇偏誤，驗證使用內生轉換模型的正確性。負的選擇偏差意味著非農就業(yè)參與率低于平均水平的牧戶更有可能參與聯戶經營，這是由于聯戶經營相對單戶而言，有望為參與者帶來更高的生態(tài)收益與經濟收益[9]。

表3 聯戶經營決策模型與非農就業(yè)參與模型聯立估計結果(內生轉換Probit, ESP)Table 3 Estimation result of multi-household operation decision model and non-agricultural employment participation model (endogenous switching probit , ESP)

從選擇方程來看，草地流轉越多、儲蓄越少的牧戶更傾向于聯戶經營。這是由于草地轉入的牧戶原有草地面積較小，無法滿足規(guī)?；a經營的需求，從而需要更多的草地來提高生產效率[30]。富裕家庭相對擁有較多資源，可通過購買飼草料、搭建棚圈、調整舍飼比例等改變生計方式，多元化抵御各類風險，所以參與聯戶經營的概率較低，而儲蓄較少的牧民家庭相對生產方式單一且應對風險能力薄弱，為了能夠更強地面對牧區(qū)生產中的不確定性，從而更可能通過整合資源，選擇聯戶經營，降低風險帶來損失的可能性。對地區(qū)因素而言，青海牧區(qū)的牧戶相對于甘肅農村牧區(qū)牧戶更傾向于參與聯戶經營。

通過聯戶參與組與未參與組對非農就業(yè)水平的影響效應方程結果可知，勞動力人數越多的牧戶家庭參與非農就業(yè)的概率越大。其原因在于，隨著農業(yè)生產機械化、電氣化的發(fā)展，農業(yè)勞動強度逐漸降低，勞動力的不可替代性逐漸減弱，較少的勞動力即可滿足當前農業(yè)生產需求，而剩余勞動力隨即轉入非農就業(yè)當中[31]。另外，受教育水平和互聯網使用情況分別對未參與組和參與組的非農就業(yè)起到促進作用，加強偏遠地區(qū)教育仍是解決剩余勞動力的重要途徑[32]。而家中老人數量顯著抑制未參與組牧戶的非農就業(yè)概率（P＜ 0.05)，出于贍養(yǎng)老人等原因，牧民外出務工的傾向降低。

牧戶參與聯戶經營對非農就業(yè)決策的處理效應估計結果和基于反事實框架的假設結果如表4所列。

結合公式（4a)和（4b)，使用ESP 模型的估計系數來計算聯戶經營對非農就業(yè)參與的平均處理效果（ATT 和ATU)。結果顯示，牧戶參與聯戶經營對其非農就業(yè)的平均處理效應在1%的統計水平上有顯著的正向影響（表4)。選擇聯戶經營增加了49.2%的非農就業(yè)參與概率；同時，基于反事實框架，如果未參與聯戶經營的牧戶進行聯戶經營生產活動，其非農就業(yè)參與概率將增加50.7%，這表明聯戶經營可以顯著促進牧民非農就業(yè)。由此也可以看出，聯戶經營對非農就業(yè)的推動作用大概在50%左右，仍存在較大提升空間。另外，當地牧民聯戶經營參與率僅為45.7%，說明超過半數的牧戶可通過規(guī)?；洜I進一步釋放勞動力，提升資源配置效率。結合實地調研情況分析，當地牧民主要以少數民族為主，多為藏族和蒙古族，在生活習慣、文化習俗方面存在較大差異，受教育水平普遍偏低，語言溝通存在障礙，缺少牧業(yè)生產之外的其他職業(yè)技能。且當地市場化程度較低，非農就業(yè)機會較少，在一定程度上限制了剩余勞動力的轉移。

表4 聯戶經營對牧戶非農就業(yè)參與的平均處理效應Table 4 The average treatment effect of multi-household operation on non-agricultural employment participation of herdsmen

3.2 聯戶經營對牧民收入的影響效應

為考察聯戶經營對家庭收入的影響機理，本研究采用處理效應模型分別對家庭總收入、農牧收入和非農收入的影響進行估計，實證結果如表5 所列。需要說明的是，由于部分牧戶家庭收入為零，在取對數后造成部分樣本缺失。下表中誤差項相關系數 Ath（ρ)為負且在5%的水平上顯著，同樣驗證聯戶經營模型存在自選擇偏差，這意味著低于牧區(qū)平均家庭收入的牧戶更傾向于參加聯戶經營。簡而言之，牧戶認為參加聯戶經營可能相對單純自身放牧而言能提高家庭收入，通過聯戶經營，整合資源，產生規(guī)模效益，節(jié)約成本，釋放勞動力，獲得更大的經濟效益。

第一階段選擇方程的估計結果如表5 中（1)所列，牧戶參與聯戶經營的決定因素與前文考察結果基本一致，本研究重點關注聯戶經營對收入的影響作用。由估計結果可知，聯戶經營對家庭總收入和非農收入均有顯著的正向影響（P＜ 0.05)，其邊際效應分別為1.211 和1.400，使用表2 中樣本均值作為參考，聯戶經營使總收入與非農收入分別提高88.40%和133.48%，非農收入翻至兩倍以上，但對農牧收入并無顯著影響（P＞ 0.1)。由此可看出，聯戶經營主要是通過提高非農收入來影響牧民家庭總收入，同時起到穩(wěn)定農牧收入的作用。但值得注意的是，家庭勞動力人數對牧戶家庭收入具有顯著負向作用（P＜ 0.01)，家庭勞動力人數越多，家庭各項收入反而越低。這主要來自兩方面的原因，一是勞動力數量越多的家庭人口規(guī)模越大，所需供養(yǎng)人口越多，分散了家庭的勞動力收益；二是勞動生產率低下，牲畜出售規(guī)模遠小于生產規(guī)模，牲畜出欄率較低，農牧收入較少，且勞動力非農參與率較低，導致非農收入受限，從而使得人均總收入處于較低水平。

表5 聯戶經營決策與家庭收入模型聯立估計結果(處理效應模型)Table 5 The results of simultaneous estimation of multi-household operation decision and household income model (treatment effect model)

理論上講，聯戶經營可通過以下2 個渠道對牧戶家庭收入產生影響：第一，節(jié)約生產成本，提高生產效率，影響農牧收入。聯戶經營可降低草地排他成本、水源獲取成本與草畜平衡監(jiān)督成本等，有利于實現規(guī)?；洜I，提高生產效率，獲得規(guī)模效益[33]。第二，資源重新配置，促進非農就業(yè)，影響非農收入。牧戶參與聯戶經營將生產要素和生產資源重新整合，提高牧業(yè)勞動力配置效率，解放牧區(qū)剩余勞動力，并有效促進其向二、三產業(yè)轉移，提高非農收入。本研究通過實證研究證實了這2 條渠道在調研地區(qū)的影響作用。

目前，聯戶經營作為一種自發(fā)性的非正式生產經營合作模式，仍然存在規(guī)模小、效益低、制約性差等問題，缺乏相應的規(guī)章制度，組織架構較為脆弱，聯戶內部利益分配不均，容易導致聯戶分散或解體狀況發(fā)生[9]。

4 結論及政策建議

本研究通過ESP 模型，研究青藏高原地區(qū)聯戶經營對牧戶非農就業(yè)的影響，分析了參與聯戶經營和未參與聯戶經營對牧戶非農就業(yè)的作用效果，采用處理效應模型評估聯戶經營對牧戶家庭收入的作用效果。主要結論如下：

第一，參與聯戶經營可有效促進牧戶非農就業(yè)。其中，參與組牧戶的非農就業(yè)參與率提高了49.2%；而未參與組牧戶若選擇聯戶經營進行生產，其參加非農就業(yè)的可能性將增加50.7%。在青藏高原牧區(qū)的勞動力轉移過程中，聯戶經營可起到重要推動作用。

第二，聯戶經營可顯著提高牧民家庭收入水平。聯戶經營一方面優(yōu)化資源配置，解放剩余勞動力，促進其向二、三產業(yè)轉移，提高牧民非農收入；另一方面降低生產、監(jiān)管等成本，提高生產效率，穩(wěn)定農牧收入。在牧區(qū)生產組織架構中，聯戶具有重要的過渡作用。

基于上述結論，本研究提出以下建議：第一，優(yōu)化牧民合作行為，正規(guī)化牧民合作組織，可通過合作社等方式代替聯戶經營模式，提升規(guī)模效益，促進牧民增收。通過引導和鼓勵牧戶整合生產和物質資本進行集約化經營，有力促進牧戶改善生產環(huán)境，降低生產成本，增加牧民收益。第二，推動牧區(qū)非農產業(yè)發(fā)展，增加適宜非農工作崗位，同時提高牧區(qū)居民受教育水平，廣泛開展牧戶就業(yè)培訓與職業(yè)技能培訓，培育更多的職業(yè)牧民。