智 榮， 陳梅梅， 閆 敏， 李 平*

(1. 中國農(nóng)業(yè)科學院草原研究所， 內(nèi)蒙古 呼和浩特 010010； 2. 全國畜牧總站， 北京 100125)

我國擁有豐富的草原資源，根據(jù)《第三次全國國土調(diào)查主要數(shù)據(jù)公報》，全國約有2.65億公頃草地資源，占國土面積的27.6%[1]。草原作為我國面積最大的陸地生態(tài)系統(tǒng)，在生態(tài)環(huán)境與經(jīng)濟社會發(fā)展中具有重要的戰(zhàn)略地位[2]。長期以來，由于自然和人為等多種因素的共同影響，草原出現(xiàn)了不同程度的退化、沙化現(xiàn)象，其生態(tài)系統(tǒng)的穩(wěn)定性受到一定破壞，同時也影響了地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展和牧民生計水平的提高[3]。再加上自然條件和歷史因素的限制，牧民收入低、增收難一直是國家關注的焦點[4-5]。因此，為實現(xiàn)草原生態(tài)環(huán)境保護、牧民增收、牧區(qū)可持續(xù)發(fā)展的目標，從2011年開始，我國在內(nèi)蒙古等八個牧區(qū)省份開始實施草原生態(tài)保護補助獎勵政策(2011-2015年)(以下簡稱草原補獎政策)[6]?！笆濉逼陂g，國家啟動實施了新一輪草原補獎政策，取得了顯著的階段性成效，草原生態(tài)環(huán)境得到進一步改善，草牧業(yè)生產(chǎn)方式加快轉(zhuǎn)變，農(nóng)牧民生活水平得到持續(xù)改善。為進一步鞏固提升草原生態(tài)保護成果，“十四五”期間，國家將繼續(xù)實施第三輪草原補獎政策，實現(xiàn)牧區(qū)生產(chǎn)生活生態(tài)的互促共贏[7]。2022年中央一號文件《中共中央國務院關于做好2022年全面推進鄉(xiāng)村振興重點工作的意見》中也明確指出，要接續(xù)全面推進鄉(xiāng)村振興，支持牧區(qū)發(fā)展和牧民增收，落實第三輪草原補獎政策。由此可見，草原補獎政策作為牧區(qū)一項重要的惠牧惠民政策，對于牧區(qū)的可持續(xù)發(fā)展具有重要意義。

政策實施以來，圍繞草原補獎政策效益評價的研究已成為一大熱點，過往研究主要圍繞生態(tài)恢復、生產(chǎn)方式轉(zhuǎn)型和農(nóng)牧民增收等評價角度展開。就生態(tài)恢復效益而言，學者們基于草地監(jiān)測數(shù)據(jù)，結(jié)合遙感監(jiān)測技術等，對政策實施后草地狀況進行了評價，結(jié)果表明內(nèi)蒙古、甘肅、青藏高原等地的草地生態(tài)得到一定程度的恢復[8-10]。牧民作為政策的主要參與者，其行為反應在很大程度上影響了政策的實施效果[11]。關于牧戶生產(chǎn)方式轉(zhuǎn)型的研究，學者們從草原補獎政策對減畜行為[12-13]、生產(chǎn)決策行為[14-15]等方面進行分析，表明政策對減畜行為、牧戶生產(chǎn)決策均產(chǎn)生顯著影響，但也受到其他因素的制約。圍繞草原補獎政策的增收效益，周升強等[16]認為政策實施過程中，農(nóng)牧民最關注的是政策對其收入的影響。崔亞楠等[17]發(fā)現(xiàn)草原補獎政策改變了西藏地區(qū)牧民家庭的收入結(jié)構(gòu)，政策資金成為家庭收入的重要來源，同時政策有利于縮小貧富差距。周升強等[18]采用分位數(shù)回歸模型，對寧夏和內(nèi)蒙古農(nóng)牧交錯帶地區(qū)草原補獎政策對貧困農(nóng)牧戶收入的影響進行研究，結(jié)果表明政策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。籍常婷等[19]同樣基于分位數(shù)回歸模型，對祁連山北坡不同收入水平農(nóng)牧戶家庭收入影響因素的差異性進行分析，結(jié)果表明各因素對不同收入水平的農(nóng)牧戶影響程度不同，對家庭收入的貢獻不均勻，且隨著家庭收入水平的提高，影響因素表現(xiàn)出不同的作用程度。Yin等[20]認為草原補獎政策實施后，牧戶家庭總收入得以增加，但凈收入顯著下降，牧業(yè)收入仍是家庭收入的主要來源，非牧業(yè)收入僅起到補充作用。劉宇晨等[21]基于傾向得分匹配法，對內(nèi)蒙古牧業(yè)旗縣草原補獎政策對牧戶收入的影響進行分析，結(jié)果表明，對不超載牧戶來說，政策可顯著提高其總收入和非畜牧業(yè)收入，但對畜牧業(yè)收入不具有顯著提升作用；而對于超載牧戶來說，現(xiàn)行的補償收入并不能彌補其減畜帶來的損失。李志東等[22]通過梳理已有的草原補獎政策實施效益評價，發(fā)現(xiàn)政策資金雖在一定程度上提高了牧民收入，但對牧民減畜的激勵作用是有限的。鞏芳等[23]構(gòu)建了草原生態(tài)補償標準對牧民收入影響的系統(tǒng)動力學模型，以內(nèi)蒙古錫林郭勒盟為例進行了實證模擬，結(jié)果表明當前內(nèi)蒙古草原補獎政策標準偏低，政策標準的高低變化通過直接和間接兩個渠道對牧民收入產(chǎn)生影響。

基于以上分析，雖然對草原補獎政策背景下牧民增收效益的研究較為豐富，但關于不同收入水平牧戶家庭的收入影響及其作用程度的研究較少。鑒于此，本研究基于內(nèi)蒙古錫林郭勒盟四個旗(市)的調(diào)研數(shù)據(jù)，采用普通最小二乘回歸(Ordinary least squares，OLS)和分位數(shù)回歸模型，探究牧戶家庭收入結(jié)構(gòu)及不同因素對牧民收入的影響，并揭示不同收入水平下各因素對牧民收入的影響差異及作用程度，以期為促進牧民增收、支持牧區(qū)發(fā)展和全面推進鄉(xiāng)村振興等提供參考。

1 材料與方法

1.1 研究區(qū)域概況

錫林郭勒盟位于內(nèi)蒙古自治區(qū)中部(42°32′～46°41′ N，111°59′～120°00′ E)，總面積2 030 萬hm2。其中，草原面積1 796萬hm2，占總面積的89.85%。錫林郭勒盟草原是內(nèi)蒙古草原的主要天然牧場之一，是我國華北地區(qū)的重要生態(tài)安全屏障，擁有草甸草原、典型草原、荒漠草原、沙地植被和其他草場類等多種草原類型。2021年，全盟戶籍人口104.09萬人，其中，農(nóng)牧區(qū)人口56.45萬，占總?cè)丝跀?shù)的54.23%；年平均氣溫4.5℃，年平均降水量335.7 mm；年末全盟牛存欄110.92萬頭，比上年末增長11.1%；羊存欄584.08萬只，下降0.7%；居民人均可支配收入36 173元，按常住地分，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入44 413元，名義增長7.3%，農(nóng)村牧區(qū)居民人均可支配收入20 769元，名義增長10.1%[24]。

1.2 數(shù)據(jù)來源與樣本特征

本研究采取隨機分層抽樣法，選擇東烏珠穆沁旗、錫林浩特市、蘇尼特左旗、蘇尼特右旗4個旗(市)，每個旗(市)抽取4～5個蘇木(鄉(xiāng)鎮(zhèn))，每個蘇木隨機抽取2～3個嘎查，每個嘎查抽取5～9位牧民作為研究樣本。調(diào)研組于2019年8～11月進行實地調(diào)研，累計獲取調(diào)研問卷230戶，有效問卷219份，有效率為95.22%。其中，東烏珠穆沁旗、錫林浩特市、蘇尼特左旗、蘇尼特右旗調(diào)研樣本量分別為53份、64份、41份、61份，占樣本總數(shù)的比例為24.20%，29.22%，18.72%，27.85%，樣本區(qū)域見圖1。表1揭示了受訪牧戶家庭的基本特征。受訪牧民性別以男性為主(82.19%)，民族以蒙古族居多(71.69%)，身份主要為牧民，占比95.43%；受教育程度總體偏低，以小學、初中學歷為主(兩者合計占比73.98%)。牧戶家庭規(guī)模適中，3～6人家庭戶占比為84.47%。

圖1 樣本區(qū)域分布圖Fig.1 The distribution map of sample area

表1 牧民樣本特征描述Table 1 The characterization of herdsmen samples

1.3 研究方法

1.3.1變量選取 (1)被解釋變量：人均總收入。測量指標選用的是人均總收入的對數(shù)值，以表征牧戶家庭收入狀況。由于本研究以草原補獎政策為重要背景，其政策收入需進行單獨分析，因此將人均總收入劃分為經(jīng)營性收入、草原補獎收入和其他收入。其中經(jīng)營性收入包括家畜和畜產(chǎn)品收入等；其他收入包括打工或工資性收入、除草原補獎政策外的其他政策補貼、禮金收入和利息收入等。

(2)核心解釋變量：是否參加草原補獎政策。參考退耕還林、集體林改配套政策對林農(nóng)收入影響的相關研究，將對應政策的參加與否確定為核心解釋變量[25-26]。因此，本研究根據(jù)是否獲得草原補獎資金，判斷牧戶家庭是否參加草原補獎政策，參加記為“1”，不參加則記為“0”。

(3)控制變量：諸多研究表明，資源稟賦作為牧戶賴以生存的基礎，對家庭收入產(chǎn)生一定影響[18]。本研究廣泛借鑒牧戶生計資本框架及可持續(xù)發(fā)展生計分析框架內(nèi)五種生計資本理論[27]，結(jié)合研究區(qū)域?qū)嶋H情況，引入包含人力資本和物質(zhì)資本在內(nèi)的6個變量。同時，家庭成員作為經(jīng)濟活動的主要從事者和重要事項的主要決策者，其自身特征對家庭收入具有一定影響[26]。為控制家庭特征對收入的影響，引入戶主性別、年齡、民族、勞動力比例4個變量表征家庭特征。牧戶家庭成員的就業(yè)行為和畜牧業(yè)經(jīng)營行為直接影響其家庭收入，特別是近年來學者們關于牧戶行為的研究成為一大熱點[28-29]。因此，本研究選擇是否外出工作、是否參加合作社2個變量表征牧戶家庭就業(yè)行為，同時引入牧戶家庭自家草場狀況、是否走場、家畜出生率和出售率4個變量揭示畜牧業(yè)經(jīng)營行為。此外，收入問題往往與區(qū)域稟賦有關，為控制不同區(qū)域資源稟賦對收入的影響，引入旗(市)這一變量表征地理區(qū)位間的差異[18,26,30]。本研究的變量選取、解釋及統(tǒng)計性特征如表2所示。

1.3.2模型建立 根據(jù)已有研究，關于農(nóng)牧民收入問題的研究普遍采用半對數(shù)模型，多數(shù)研究證實半對數(shù)收入模型在擬合優(yōu)度和正態(tài)性方面具有優(yōu)勢[31]。故本研究采用半對數(shù)模型，借鑒農(nóng)戶收入決定函數(shù)[30,32]，基于上述變量選擇，擴展并建立半對數(shù)牧戶家庭收入決定模型。

(1)

式(1)中，被解釋變量lnYi表示第i個牧戶家庭人均總收入的自然對數(shù)；β0為常數(shù)項；βi(i=1,2,…18)表示各解釋變量的回歸系數(shù)；解釋變量Xi(i=1,2,…18)分別表示是否參加草原補獎政策，戶主健康水平，戶主受教育程度，戶主從事畜牧業(yè)年限，是否參加過畜牧業(yè)職業(yè)培訓，草場使用面積，年初家畜數(shù)量，是否外出工作，是否參加合作社，戶主性別，戶主年齡，戶主民族，勞動力比例，是否走場，近兩年自家草場狀況，家畜出生率，家畜出售率和旗(市)，μ表示隨機誤差項。

在研究方法上，首先采用OLS進行回歸，但由于OLS回歸是一種均值回歸，即只能得到每個變量對牧戶收入的平均影響程度，無法深入分析各個影響因素對牧戶收入分布情況的影響，且估計結(jié)果容易受到極端值的影響[26,33]。為此，本研究采用Koenker等提出的分位數(shù)回歸模型[34]。一方面，不同收入水平下解釋變量對被解釋變量的影響存在一定差異，而分位數(shù)回歸能夠更好地揭示各解釋變量對不同收入水平的影響效應；另一方面，分位數(shù)回歸使用殘差絕對值的加權(quán)平均作為最小化的目標函數(shù)，不易受極端值影響，回歸結(jié)果也更為穩(wěn)健[35-37]。為分析具體解釋變量對不同收入水平牧戶收入的影響及作用程度，建立如下分位數(shù)回歸模型。

Quantθ(lnYi|Xi)=βθXi

(2)

(3)

在進行分位數(shù)回歸時，如何確定分位數(shù)的數(shù)量和位置尚無統(tǒng)一規(guī)定或做法，常見的方式有(q10，q30，q50，q70，q90)(q10，q25，q50，q75，q90)(q25，q50，q75，q90)等[25,36]。本研究依據(jù)樣本牧戶家庭人均總收入的原始值，選取該變量在0.25，0.50，0.75和0.90分位上的數(shù)值，分別為41 973元、59 482元、86 467元和124 429元，即代表低收入牧戶、中等收入牧戶、較高收入牧戶和高收入牧戶，以反映各解釋變量對不同收入水平的影響程度，進而揭示牧戶家庭收入差距背后的原因。

2 結(jié)果與分析

2.1 牧戶家庭收入水平及差異分析

依據(jù)調(diào)研數(shù)據(jù)，4個旗(市)牧戶家庭的收入水平及收入結(jié)構(gòu)存在一定差異(圖2)。就收入水平看，以牧戶家庭戶均總收入為例，東烏珠穆沁旗最高，為286 821.83元，蘇尼特左旗和錫林浩特市次之，分別為267 743.09元和265 509.83元，蘇尼特右旗最低，為207 112.2元。就收入來源而言，4個旗(市)牧戶家庭主要以畜牧業(yè)經(jīng)營為主，戶均經(jīng)營性收入占總收入的比例均在80%以上。其中，東烏珠穆沁旗戶均經(jīng)營性收入最高，為243 406.35元，占總收入的84.86%，錫林浩特市和蘇尼特左旗次之，經(jīng)營性收入分別為231 021.97元和227 775.56元，占收入的87.01%和85.07%，蘇尼特右旗最低，為172 886.98元，占總收入的83.48%。草原補獎收入是牧戶家庭中重要的政策性收入，蘇尼特左旗戶均草原補獎收入最高，為30 165.46元，占總收入的11.27%，東烏珠穆沁旗和蘇尼特右旗次之，補獎收入分別為26 149.21元和20 242.11元，占總收入的9.12%和9.77%，錫林浩特市最低，為16 973.56元，占總收入的6.39%。

圖2 不同區(qū)域牧戶家庭收入構(gòu)成Fig.2 The comparison of income composition in different regions

2.2 牧民收入影響因素分析

在進行回歸之前，首先進行多重共線性檢驗。檢驗結(jié)果顯示，各變量方差膨脹因子VIF最大值為2.89，最小值1.08，平均值1.48，遠小于經(jīng)驗值10，表明回歸模型不存在明顯的多重共線性問題[39]。OLS回歸結(jié)果見表3第2～3列，分位數(shù)回歸采用Bootstrap方法進行回歸以便對模型穩(wěn)健性進行檢驗，結(jié)果見表3第4～11列。

表3 牧戶家庭收入影響因素OLS回歸和分位數(shù)回歸結(jié)果Table 3 The results of OLS regression and quantile regression on factors influencing herdsman household income

(1)就制度政策看，OLS回歸結(jié)果顯示，是否參加草原補獎政策與牧民人均總收入顯著正相關，且回歸系數(shù)在眾多解釋變量中最大，為0.241 7，表明牧戶家庭參加草原補獎政策，牧民人均總收入提高24.17%，進一步反映了草原補獎政策對牧民增收有較大的促進作用。是否參加草原補獎政策這一變量僅在0.25分位點上具有顯著影響，回歸系數(shù)為0.366 6，其余分位點均未通過顯著性檢驗，表明草原補獎政策僅對低收入牧戶家庭具有明顯的增收作用，而對于中等及以上收入的牧戶家庭增收效果不明顯。

(2)就人力資本看，戶主健康水平、受教育程度、從事畜牧業(yè)年限和是否參加過畜牧業(yè)職業(yè)培訓4個解釋變量對牧民收入影響均未通過顯著性檢驗，且各變量在0.25，0.50，0.75和0.90各分位點上均不顯著，表明人力資本對牧民收入之間的差距并未產(chǎn)生顯著影響。

(3)就物質(zhì)資本看，選定的2個解釋變量均與牧民人均總收入顯著正相關，充分表明物質(zhì)資本是影響牧民收入水平的重要因素。草場使用面積在OLS回歸中顯著，回歸系數(shù)為0.000 2，表明草場使用面積每增加1公頃，牧民人均總收入增加0.02%；但該變量在0.25，0.50，0.75和0.90分位點上均未通過顯著性檢驗，表明草場使用面積對牧民收入之間的差距并未產(chǎn)生顯著影響。年初家畜數(shù)量在OLS回歸、分位數(shù)回歸4個分位點上與牧民人均總收入在1%水平上均顯著正相關，表明家畜養(yǎng)殖仍是牧戶家庭收入的重要來源，其對任何收入群體都具有顯著的增收效果。4個分位點回歸系數(shù)均在0.001 5上下浮動，說明年初家畜數(shù)量對不同收入牧戶家庭的收入影響較為一致，差異較小。由此可見，牧民對草原仍然具有較強的依賴性，實現(xiàn)畜牧業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展是提高牧民生計水平的主要途徑。

(4)從就業(yè)行為看，是否外出工作和是否參加合作社對牧民收入的影響均未通過顯著性檢驗。依據(jù)調(diào)研數(shù)據(jù)，219戶牧戶家庭中，僅有5.48%戶選擇外出工作，因此外出工作對牧民增收效果并不明顯。17.35%的牧戶家庭表示參加了合作社，但合作社對于牧民增收作用并不顯著。這一情況與調(diào)研實際相符，當?shù)睾献魃巛^少，且運營的合作社大多處于初級起步的摸索階段，牧民對合作社的參與仍處于觀望狀態(tài)，對其增收信心較為缺乏。

(5)就家庭特征看，性別、年齡、民族這3個解釋變量對牧民收入的影響均未通過顯著性檢驗，但勞動力比例這一變量與牧民人均總收入在1%水平上顯著正相關，且該變量在0.25，0.50，0.75和0.90 各分位點上均對牧民收入具有顯著正影響，回歸系數(shù)分別為0.004 0，0.005 3，0.008 9和0.009 8，呈逐步遞增趨勢，表明勞動力比例對牧民增收具有促進作用，且隨著收入水平的提高，增收作用愈發(fā)明顯。

(6)就畜牧業(yè)經(jīng)營行為看，是否走場對牧民收入的影響未通過顯著性檢驗，意味著走場行為對牧民增收效果不顯著。OLS回歸結(jié)果顯示，家畜出生率、出售率與牧民人均總收入在1%水平上均顯著正相關，回歸系數(shù)分別為0.004 3，0.018 3，表明家畜出生率、出售率每增加1%，牧民人均總收入分別提高0.43%和1.83%。家畜出生率這一變量在0.25，0.50和0.75分位點上對牧民人均總收入具有顯著影響，回歸系數(shù)分別為0.005 3，0.004 8和0.004 7，總體呈遞減趨勢，表明提高家畜出生率對多數(shù)收入群體增收都有積極作用，但這種作用隨著收入水平的提高，效果趨于減弱；該變量對高收入群體牧民收入的影響未通過顯著性檢驗。家畜出售率這一變量在0.25，0.50，0.75和0.90分位點上對牧民收入均具有顯著正向影響，回歸系數(shù)分別為0.020 4，0.018 4，0.021 9，0.015 9，表明提高家畜出售率對牧民收入有促進作用，但影響存在一定差異，即隨著牧戶收入水平的提高，家畜出售率對牧民增收影響總體趨于減小。

(7)就區(qū)域因素看，東烏珠穆沁旗和錫林浩特市以典型草原為主，蘇尼特左旗和蘇尼特右旗為荒漠草原，兩種不同草原類型的草地由于其資源稟賦、氣候條件等不同，使得畜牧業(yè)生產(chǎn)效率有所不同，可能是影響牧民收入的重要因素，但OLS及分位數(shù)回歸結(jié)果顯示，不同旗(市)對牧民收入的影響均未通過顯著性檢驗，與牧戶樣本的選取或樣本量有限有關。

2.3 全分位數(shù)穩(wěn)健性檢驗

上述的分位數(shù)回歸分析，僅選擇了常見的0.25，0.50，0.75和0.90分位點上的結(jié)果，其雖然被多數(shù)學者采用，認為可較好地代表低收入水平、中等收入水平、較高收入水平和高收入水平，但并不能很全面地描述眾多解釋變量在全部分位點上的回歸系數(shù)，也不能很好地揭示各系數(shù)變化的總體趨勢[32]。因此，再次利用Bootstrap方法，通過有放回抽樣獲得樣本的置信區(qū)間[35]，繪制各解釋變量在全部分位點上對牧民人均總收入的回歸系數(shù)及變化趨勢(圖3)。圖中，橫軸表示分位數(shù)，縱軸表示各解釋變量分位回歸的回歸系數(shù)。由圖3可看出，OLS回歸系數(shù)變化曲線與分位點的波動范圍基本一致，基于全分位數(shù)的穩(wěn)健性分析，得到上文在0.25，0.50，0.75和0.90分位點上的主要結(jié)論與全分位數(shù)的結(jié)論保持一致。

圖3 全分位回歸系數(shù)及變化Fig.3 The coefficients and changes of full quantile regression

3 討論

關于草原補獎政策和牧民收入影響因素的研究一直是學術界的熱點，學者們在草原補獎政策對牧民收入影響的研究中，采用的收入多為平均水平，即將其作為同一收入層次對象進行研究[21,40-41]。但在實際中發(fā)現(xiàn)，草原補獎政策對不同收入水平牧戶家庭的收入影響存在差異，尤其是對貧困農(nóng)牧戶的影響更為顯著[18]。近年來，牧民行為研究成為一大熱點，而行為對牧民收入則產(chǎn)生直接影響[42]?；诖耍狙芯繉⒉菰a獎政策作為核心解釋變量，以不同收入水平的牧戶家庭作為研究對象，同時將畜牧業(yè)經(jīng)營行為、就業(yè)行為等行為因素納入指標體系，分析眾多因素對不同收入水平牧民收入的影響作用。

就草原補獎政策而言，在OLS回歸中，草原補獎政策與牧民人均總收入顯著正相關，表明草原補獎政策對全體牧民增收效果顯著，但在分位數(shù)回歸中，只有0.25分位點上這一變量通過顯著性檢驗，即在低收入牧戶群體中，政策才具有明顯的增收效果。這可能是因為低收入牧戶家庭收入來源較為單一，草原補獎政策收入在家庭總收入中占比較高，對其增收作用較大，而對于中等及以上收入牧戶家庭而言，其收入來源較為廣泛，政策收入對家庭增收效果并不顯著。這與草原補獎政策促進貧困農(nóng)牧戶增收、政策對不同收入層次農(nóng)牧戶影響不同等研究結(jié)論較為一致[18-19]。同時也說明草原補獎政策的增收效果更多的是通過增加低收入牧戶家庭的收入來實現(xiàn)的，但也反映了低收入群體對政策補貼具有較高的依賴性[19]。因此，政策的可持續(xù)性和拓寬低收入群體多元化增收手段顯得尤為必要。此外，年初家畜數(shù)量和草原補獎政策參與這兩個變量均對牧戶家庭收入產(chǎn)生正向影響，表明二者并非相悖，而是共同促進增收。一方面，草原補獎政策中禁牧、草畜平衡的實施，并非是單一禁牧、減少牲畜，而是通過轉(zhuǎn)變傳統(tǒng)畜牧業(yè)生產(chǎn)方式，減少天然草原上的放牧量，增加舍飼半舍飼圈養(yǎng)，進而達到“禁牧不禁養(yǎng)”“減畜不減收”的目的；另一方面，草原補獎政策直補到戶補貼作為草原牧區(qū)占比較高的轉(zhuǎn)移性收入，直接增加了牧民收入。此外，政策在草牧業(yè)產(chǎn)業(yè)方面的扶持，也進一步加快了地區(qū)畜牧業(yè)生產(chǎn)方式的轉(zhuǎn)型升級，助力牧民增收。

就勞動力比例而言，其反映了家庭中具有勞動能力人數(shù)占總?cè)丝跀?shù)的比例，分位數(shù)回歸結(jié)果表明，隨著牧戶家庭收入水平的提高，該變量對牧民的增收效果趨于增強。可能原因是，收入水平的提高，意味著牧戶家庭的牧業(yè)勞動力有更多的機會轉(zhuǎn)化為非牧業(yè)勞動力，進而從事非牧就業(yè)的機會就越大，收入來源就越廣泛，因此增收作用更為明顯。

就畜牧業(yè)經(jīng)營行為而言，家畜出生率和出售率影響畜牧業(yè)生產(chǎn)效率，直接決定了牧戶家庭經(jīng)營性收入，進而影響總收入水平，兩個變量在OLS回歸中與人均總收入均顯著正相關(P<0.01)，表明對牧戶家庭有明顯的增收作用。其中，家畜出生率在0.25，0.50和0.75分位點通過顯著性檢驗，家畜出售率在0.25，0.50，0.75和0.90四個分位點通過顯著性檢驗，表明兩個變量對不同收入水平家庭的收入影響產(chǎn)生明顯效果。但是，隨著收入水平的變化，這兩個變量的影響程度是趨于減少的，即隨著收入水平的提高，牧戶選擇增大家畜出生率和出售率提高收入的效應是減小的。這一結(jié)果也進一步驗證了畜牧業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營的可行性。實際調(diào)研中發(fā)現(xiàn)，牧戶達到一定收入水平后，不會持續(xù)加大家畜出售率以提高經(jīng)營收入，而是通過定期出欄一定數(shù)量的新生幼畜、質(zhì)量差或生產(chǎn)性能低及老弱病殘牲畜，保留高質(zhì)量牲畜種群，維持一定牲畜規(guī)模，并依據(jù)自身資源稟賦、生產(chǎn)條件等，進行草場流轉(zhuǎn)、補飼或其他經(jīng)營行為，以便下一步擴大生產(chǎn)規(guī)模。有學者指出，草原畜牧業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營可優(yōu)化草地、勞動力及資金，對于提高資源利用效率以獲取最大收益具有重要作用[43-44]，且適度規(guī)模作為一個動態(tài)概念，是隨著勞動力的轉(zhuǎn)移速度、生產(chǎn)投入和技術水平的提高等逐步擴大的一個過程[45]。

4 結(jié)論

牧戶家庭仍以畜牧業(yè)經(jīng)營為主要收入來源；草原補獎政策對低收入牧戶家庭的增收作用更為顯著；草場使用面積、年初家畜數(shù)量等物質(zhì)資本是牧民提高收入的重要物質(zhì)基礎；隨著收入水平的提高，勞動力比例增收作用愈發(fā)明顯，而家畜出生率與出售率的增收作用趨于減弱。建議積極貫徹落實第三輪草原補獎政策，配套出臺相關產(chǎn)業(yè)扶持政策，實現(xiàn)政策補貼和產(chǎn)業(yè)發(fā)展的良性互動；引導牧民發(fā)展畜牧業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營，以增加經(jīng)營效益；完善畜牧業(yè)社會化服務體系建設，激發(fā)牧民生產(chǎn)積極性，從而縮小牧民收入差距。