发布时间：2019-12-09所属分类：园林工程师浏览：1次
摘 要： 提 要: 草原生态保护补助奖励政策目的是通过给牧户发放补贴鼓励其减畜，并不断拓宽牧户增收渠道，保障其收入水平的稳定提高。为了科学的评价草原补奖政策的实施效果，基于内蒙古 8 个纯牧业旗 511 户实地调研样本数据，采用倾向得分匹配法处理样本选择偏误和
提 要: 草原生态保护补助奖励政策目的是通过给牧户发放补贴鼓励其减畜，并不断拓宽牧户增收渠道，保障其收入水平的稳定提高。为了科学的评价草原补奖政策的实施效果，基于内蒙古 8 个纯牧业旗 511 户实地调研样本数据，采用倾向得分匹配法处理样本选择偏误和内生性问题，实证分析了内蒙古草原补奖政策对牧户收入结构的影响效果。研究结果表明:在控制社会经济因素的影响下，草原补奖政策的实施对不超载牧户的总收入和非畜牧业收入有显著提升作用，分别较其不参与政策情形下的收入增加了 49. 4% 和 142. 8% ，但对畜牧业收入的提升作用并不显著，这表明政策仍需进一步完善。基于此研究结论，草原补奖政策应调整补偿方式，在原有资金补偿的基础上，更应注重提升牧民执业技能，提高牧民非畜牧业就业质量，进一步保障草原牧区牧民民生水平的稳定提高。
关键词: 草原补奖政策; 牧户收入; 倾向得分匹配法; 政策评估; 内蒙古
草原作为中国面积最大的陆地生态系统，是我国重要的畜牧业生产基地、生态安全屏障和食物安全的接续地。党的十九大报告中提出要加大生态系统保护力度、提高和保障改善民生水平等重要战略决策，因此，如何实现草原生态保护并稳定提高牧区民生水平是草原牧区可持续发展的重点及难点。从 2011 年起，国务院决定在全国主要草原牧区省区实施草原生态保护补助奖励机制( 以下简称草原补奖政策) ，其目的是通过给牧民发放补贴，全面推行草原禁牧休牧轮牧和草畜平衡制度，鼓励牧民减少牲畜以保护草原生态系统，同时拓宽牧民增收渠道，保障牧民收入水平稳定提高。草原补奖政策是我国目前最重要的草原生态补偿机制[1]。因此，科学的评价草原补奖政策对牧户收入的影响对完善我国草原生态补偿机制、有效激励牧民保护草原生态环境具有重要的指导意义。国内外已有较多评估生态补偿项目( 或政策) 对受偿主体收入影响的研究，其中，国外与我国生态补偿相似的概念称为环境服务付费( Payments for Environment Services，PES) ，学者 Samii 等( 2014) 通过建立假设条件从已有关于 PES 项目的研究中( 1382 篇) 选出 20 篇文献做进一步分析，研究结果表明 PES 可以减少森林砍伐率但对缓解林区贫困、提高收入等方面并不具有显著效益[2] ; 而 Kagombe 等( 2018) 对肯尼亚 PES 项目实行的现状和机遇进行了研究，其认为 PES 计划在大多数的情况下为当地社区带来了显著的益处和增加收入的机会，如增加农业收入、社会资产、就业和生物多样性保护[3]。我国学者在评估草原生态补偿政策对牧户收入的影响时多采用定性研究通过对比牧民参与草原补奖政策后产生的机会成本与得到的补贴之间的差额衡量政策对收入的影响，研究结果表明现行的补偿标准偏低，不能够完全弥补牧户的机会成本，因此对牧户收入不具有提升作用，相应的牧户对政策满意度也较低[4 - 6]。然而，草原补奖政策实施的初衷是实行草畜平衡制度，以草定畜，原则上牧民参与草原补奖政策是减畜不减收，现有的研究忽略了牲畜质量的变化、牧户收入来源的增加以及其他可能影响牧户收入变化的社会经济因素; 此外，收入对牧户在是否减畜的选择中同样具有一定的影响，较好的经济状况可能会促进牧户减畜，保护自家草场的可持续利用，而草场质量提高又能够增加牧民的收入。为了科学的评估草原补奖政策对牧户收入的效应，需要把政策从影响牧户收入的其他社会经济因素中独立出来，否则，研究的结论可能导致错误的政策含义[7]。
因此，文中选择倾向得分匹配法，利用内蒙古 8 个纯牧业旗实地调研数据，通过研究内蒙古草原补奖政策对牧户收入的影响，试图把该政策从其他影响牧户收入的社会因素中独立出来，定量的分析出草原补奖政策对牧户收入变化效应及其稳健性，以期能为评价我国草原补奖政策保增收效果提供新的方法，同时检验现行草原补奖政策下牧户的执行效果，在我国全面建成小康社会的大背景下，如何最大化发挥草原补奖政策对草原牧区牧民民生的正向效应，从而为缓解草原生态保护与保障牧民收入水平之间的矛盾、完善我国草原生态保护补助奖励政策提供科学、合理的实证支撑。
1、材料来源及方法
1. 1 数据来源及分析
1. 1. 1 数据来源
内蒙古草原总面积 11. 38 亿亩，约占全国草原总面积的 22% ，东西直线距离为 2400km，南北宽度 200 - 500km，跨越了温带半湿润、半干旱和干旱三个气候带。内蒙古草原类型多样，不同类型草原的载畜能力差别很大，若草原补奖政策仅考虑牧户草场面积，对于草场质量好、载畜能力高的地区就容易造成补贴的不公平，为此内蒙古提出了"标准亩" ①的概念，各区域补奖标准由标准亩折算系数确定。2016 年 7 月起，调研小组连续两年每年深入不同牧区开展实地调研，调研采用随机抽样与典型抽样相结合的方法，共收集内蒙古自治区呼伦贝尔市、锡林郭勒盟、乌兰察布市和鄂尔多斯市 4 个盟市、8 个纯牧业旗、27 个苏木 ( 镇) 、57 个嘎查( 村) 545 份牧户问卷，剔除缺失重要指标的样本，剩余有效样本 511 份，样本有效率为 93. 76% 。有效样本分布及调研地区草原补奖情况如表 1 所示。在问卷访谈过程中，我们对受访牧户同时记录了草原补奖政策实施以前( 2010 年) 和实施后( 2015 年) 的个人情况、家庭禀赋、畜牧业生产特征等内容。其中，牧户调查采用半结构式的问卷设计，本研究问卷调查的主要内容包括: 1) 牧户基本信息，包括年龄、家庭人口、受教育年限、距离集市的距离等; 2) 草场基本情况，包括承包草场的面积、草场用途的划分、草场流转情况、草原投入建设费用等; 3) 牲畜养殖结构，包括羊、牛等主要家畜的养殖情况; 4) 畜牧业收入; 5) 补贴收入及非牧业收入，包括草畜平衡补贴、禁牧补贴、务工收入、个体经营收入、种植业收入、其他收入等。
1. 1. 2 数据分析
2011 年《内蒙古草原生态保护补助奖励机制实施方案》中明确指出补偿对象为具有草原承包经营权证或联户经营权证，从事畜牧业生产的农牧民均可享受禁牧、草畜平衡等补贴。因此，调研样本中 511 户牧户全部享受该政策补贴。但在实际调研过程中发现，有很大一部分牧户并没有按照禁牧、草畜平衡制度的要求逐年进行减畜，甚至有 52. 9% 的牧户 2015 年牲畜存栏数量高于政策实施前( 2010 年) 的数量。因此，在验证草原补奖政策对牧民收入的因果关系时首先应该从总样本中识别出真实的草原补奖政策参与者，其余样本则为政策的"伪参与者"即政策的非执行者。调研区域草原补奖政策补贴的原则是禁牧区完全禁牧，草畜平衡区以草定畜。在筛选时，第一，根据各旗县 2015 年冬季草畜平衡标准核算出牧户冷季理论载畜量; 第二，计算出牧户冷季外购饲草量可承载的牲畜数量; 第三，将牧户冷季实际存栏量①与前两步核算的总量相比较，存栏量高于二者之和则意味着超载，没有真正按政策要求实行草畜平衡制度，属于" 伪参与者"，即本研究中的非政策参与者，反之则为政策参与者; 第四，对比参与完全禁牧的牧户冷季存栏量与外购饲草承载牲畜的数量，如果存栏量大于外购饲草承载量，意味着牧户没有完全执行禁牧制度，属于非政策参与者。通过以上筛选，草原补奖政策真实的参与样本为 173 户，占总样本的 33. 8% ，反映出目前牧民按政策要求减畜的执行程度并不高。不超载牧户有两种类型，一种是政策实施前不超载，占不超载牧户样本的 46. 8% ，另一种则是政策实施前超载，但通过减畜达到不超载，占样本的 53. 2% 。
1. 2 研究方法
牧户是否减畜不是随机分配的，而是"自选择"的结果，是由其资源禀赋特征变量 X 决定，这些变量在决定牧户是否减畜的同时也决定其收入水平。此外，即使减畜与牧户收入正相关，也很难区分是减畜增加了牧户收入还是收入水平高的牧户更可能进行减畜。因此，在研究草原补奖政策对牧户收入的因果关系中最有效的方法是对比牧户在执行政策状态下和其在不执行政策状态下的不同收入之间的差别。倾向得分匹配法( Propensity Score Matching，PSM) 的基本思想是[8]: 对处理组( 不超载牧户) 和对照组( 超载牧户) 样本根据倾向得分值的相近度进行匹配后，其他条件完全相同的情况下，通过政策参与者和" 非参与者" 在各项收入的差异表现上来衡量草原补奖政策与牧户收入之间的因果关系。
文中在采用 PSM 法来衡量草原补奖政策对牧户收入的影响中，根据草原补奖政策实施前后牧户是否完全执行政策要求将受访牧户分为处理组和对照组两组。其中，完全执行草原补奖政策( 即不超载牧户) 定义为处理组，将超载牧户定义为对照组。以此构造政策虚拟变量 dc，若牧户 i 没有超载( 处理组) ，则 dc = 1; 若牧户 i 超载，则 dc = 0，假定倾向得分匹配值 P( Xi) 已知，则牧户参加草原补奖政策的平均处理效应 ( ATT) 的估计式可以表示为:
式中，Y1i和 Y0i分别代表牧户 i 在执行草原补奖政策和不执行政策两种情况下的收入; Xi 是一组可观测到影响牧户各项收入的控制变量。通过对比牧户在两种状况下各项收入的差别，即可得到草原补奖政策对牧户收入的处理效应。但是，由于无法获取执行政策的牧户在其未执行情况下的数据，因此，想要得到一致估计量，则需要采用匹配法在控制其他影响因素的前提下，匹配出与参与样本相似的未执行牧户样本，其样本的统计值来作为执行牧户在其"未执行"情况下的对照，即作为缺失的反事实样本数据替代值。在匹配时，存在多种匹配方法，一般是通过采用不同匹配方法并比较匹配结果，如果各匹配结果相似，就可以说明结果是稳健的。文中参考以往相关研究以及本研究的特点，采用 k 近邻匹配法、Kernel 匹配、Radius 匹配来进行具体匹配。
此外，文中调研样本为纯牧户，因此，牧户收入( Y) 是指牧区中以畜牧为主的家庭总收入，该收入根据其来源与畜牧业相关程度进一步可分为畜牧业收入( Ya ) 和非畜牧业收入( Yna ) [9]。其中畜牧业收入是指牧区牧户出售牲畜以及附加畜产品的收入，而非畜牧业收入则是指畜牧业收入以外的其他收入。因此，牧户收入可表示为:
根据中国农村统计年鉴，收入按其性质不同可划分为家庭经营收入、工资性收入、财产性收入以及转移性收入，公式( 2) 中畜牧业收入由家庭经营收入中牧业经营收入( H - is) 和转移性收入中的草原生态补偿收入( Tr - ic ) 构成。理论上转移性收入应属于非畜牧业收入，但由于草原生态补偿收入是对牧户为保护草原生态环境而产生的畜牧业经营机会成本进行的补偿，因此文中将此补偿收入计入执行牧户畜牧业收入中进行评估。而未执行牧户则剔除该项补偿收入。公式( 3) 中非畜牧业收入包括除牧业经营外的其他家庭经营收入 H - ins( 如种植业收入、旅游餐饮业收入等) 、工资性收入 W - i( 如放牧工资、打草工资等) 、财产性收入 P - i( 如出售牧草收入、出租草场收入等) 以及除草原生态补偿收入外的转移性收入 Tr - inc ( 如贫困户补贴收入等) 。
在指标选择上，根据已有关于生态补偿政策对收入影响的研究成果并结合本研究的特点[10，11]，选择牧户年龄、性别、家中劳动力数量、家庭负担系数、受教育程度、草场总面积、草场退化程度、离市场距离、牲畜存栏量共计 9 个变量作为控制变量 X，畜牧业收入、非畜牧业收入、总收入共 3 个指标作为因变量，而自变量则为是否真实参与政策的虚拟变量 dc。表 2 给出了处理组和控制组各变量差异性检验结果。根据检验结果可知，不超载牧户和超载牧户存在显著的差异。不超载牧户和超载牧户在非畜牧业收入、牲畜存栏数量、畜牧业收入、年龄、离市场的距离等方面具有统计学意义上显著的组间差别。其中不超载牧户距市场的平均距离比超载牧户近 10. 2km，这样更利于牧户获得市场信息，拓宽就业渠道，因此不超载牧户的非畜牧业收入显著高于超载牧户( 高出 83. 9% ) 。实际调研中，不超载牧户中发展旅游业、种植业以及其他个体经营业务的占总样本的 46. 82% ，而超载牧户中从事非牧业仅占 22. 39% 。不超载牧户和超载牧户可观测变量的显著差异从侧面反映了牧户减畜行为不是随机选择的过程，样本存在选择性偏误问题。如果忽视这种样本选择性，简单地对不超载牧户和超载牧户进行比较或者回归分析必然会导致有偏的估计结果。
2 结果与分析
2. 1 倾向得分 logit 估计结果
基于以上对牧户家庭特征变量以及收入变量的统计分析，采用 Logit 模型对牧户是否执行草原补奖政策的概率进行估计，同时控制牧户家庭特征变量 X，结果如表 3 所示。回归结果表明，草场总面积、离市场距离、牲畜存栏量、草场发生严重退化对牧户是否完全执行草原补奖政策产生显著影响。其中草场总面积、草场严重退化与牧民是否完全执行草原补奖政策呈正相关关系。假定其他变量不变，牧户草场总面积每增加一千亩，其完全执行草原补奖政策的概率增加 3. 97% ; 牧户草场退化越严重，其完全执行政策的概率增加 19. 48% 。可能的原因在于牧户草场面积越大，得到的补贴收入越高，因此，更愿意执行草原补奖政策; 而草原退化程度越严重，牧户保护草原意愿越高，则完全执行补奖政策的概率越高。而离市场的距离、牲畜存栏数量与牧民是否完全执行草原补奖政策呈负相关关系。假定其他变量不变，离市场的距离每增加一公里以及牲畜存栏量每增加一个羊单位，牧民完全执行草原补奖政策的概率分别降低 0. 15% 和 0. 16% 。可能的原因是离市场距离越远，牧户获得的市场信息越少，牧户的就业渠道减少，绝大多数牧民更愿意维持现有的生产方式; 牲畜存栏数量越多，参与草原补奖政策后减畜的机会成本越大，因此牧户选择完全执行草原补奖政策的概率越低。
期刊推荐：《干旱区资源与环境》Journal of Arid Land Resources and Environment(月刊)1987年创刊，内蒙古农业大学主管，中国自然资源学会干旱半干旱地区研究委员会;内蒙古农业大学主办的综合性学术刊物。本刊主要是反映国内外干旱区研究趋势与动态，为干旱、半干旱地区的发展与建设提供有益经验。本刊特点是综合性强、审稿快、发文量大。有投稿需求的作者，可以直接与期刊天空在线编辑联系。
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