吳廷美，林慧龍，范迪，籍常婷，趙玉婷，魏靖瓊

（蘭州大學草地農業(yè)生態(tài)系統國家重點實驗室，蘭州大學農業(yè)農村部草牧業(yè)創(chuàng)新重點實驗室，蘭州大學草地農業(yè)科技學院，甘肅蘭州730020）

草地面積廣闊，蘊含陸地綠色植物資源中面積最大的再生性自然資源，是畜牧業(yè)發(fā)展的物質基礎［1］。但是，由于大量牧戶過載放牧，導致我國草地載畜壓力過大，草地退化嚴重。如何合理利用草地資源，采用何種措施引導牧民合理放牧，是我國草地學者亟待處理的問題。為引導牧民合理放牧，我國政府先后實施了退牧還草、生態(tài)移民、草原生態(tài)保護補助獎勵政策（以下簡稱“草原補獎政策”）等一系列草地建設和保護工程項目，在部分地區(qū)取得了一定成效。但依據中國工程院的報告，目前我國草地退化雖在局部得到改善，整體退化的趨勢卻沒有得到遏止［2－5］。

分析牧戶家畜養(yǎng)殖規(guī)模的影響因素，可以在根源上探索解決過度放牧的方法。有學者從牧戶家畜養(yǎng)殖規(guī)模的角度就我國存在的過度放牧問題展開研究。作為理性“經濟人”，牧戶追求自有載畜量的最大化是致使草地過度放牧的最主要原因［6－7］。王晶等［8］對農牧戶絨毛用羊養(yǎng)殖規(guī)模影響因素進行量化分析表明，單位養(yǎng)羊收益與成本、畜牧良種保護補貼和養(yǎng)殖時長等對養(yǎng)殖規(guī)模均有重要影響。馬梅等［9］基于錫林郭勒盟牧區(qū)的統計數據，實證分析表明在全球氣候變暖的背景下，實施草地生態(tài)保護政策和降低養(yǎng)羊收益是控制羊年末存欄量的主要手段。胡振通等［10］認為研究超載過牧，實現草畜平衡是草地資源可持續(xù)利用的核心所在。以上研究為治理草地過度放牧提供了一定的理論依據和措施，但是由于草地過度放牧的主體是中小牧戶，牧戶經營草地面積越小，其超載可能性越大，超載程度越高［6］，在分析牧戶養(yǎng)殖影響因素時應將牧戶規(guī)模的異質性納入考慮范圍，而目前這方面的研究尚不多見。

凍原高山草地是我國面積最大的草地類組，也是全國年碳匯潛力最大的草地類組，該類組的年碳匯潛力達250.7 Tg C，占全國草地年碳匯的32.4%，在維系牧區(qū)牧民生產生活和保障我國生態(tài)安全方面具有舉足輕重的地位［1］。青海省是我國凍原高山草地的主要分布地，對氣候變暖和過度放牧極為敏感，是分析牧戶家畜養(yǎng)殖規(guī)模影響因素的優(yōu)選區(qū)域之一。本研究的主要目的是：1）根據在青海凍原高山草地類組上調查獲取的牧戶數據，運用主成分分析法［11］（principal component analysis，PCA）識別凍原高山草地上相關因素對牧戶家畜養(yǎng)殖量的貢獻率；2）在主成分分析的基礎上設定計量經濟模型，采用分位數回歸［12］（quantile regression，QR）深入剖析個人特征、家庭特征、草地經營特征和外部環(huán)境因素對不同規(guī)模牧戶家畜養(yǎng)殖量的影響規(guī)律。旨在分析凍原高山草地類組中，牧戶養(yǎng)殖影響因素在牧戶規(guī)模上的異質性，為政府針對不同規(guī)模牧戶進行區(qū)分管理提供一定的科學依據。

1 材料與方法

1.1 數據與抽樣設計

牧戶調查數據，受中國工程院重點咨詢項目資助，于2017年9－10月在青海地區(qū)使用參與式農村評估法（participatory rural appraisal，PRA）以實地問卷調查的方式獲得。樣本牧戶的選取采取分層隨機抽樣法：1）根據海拔，將凍原高山草地牧戶涉及縣劃分為高、低2個級別，每個等級隨機抽取3個縣；2）根據2016年戶均家畜養(yǎng)殖量，將每個縣鄉(xiāng)鎮(zhèn)劃分為大、中、小3個級別，每個級別隨機抽取3個鄉(xiāng)鎮(zhèn)；3）根據戶均家畜養(yǎng)殖量，將每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)劃分為大、小2個級別，每個級別隨機抽取1個村，每個村隨機抽取6戶；依據上述抽樣方法，本次實際調查牧戶216戶，剔除因數據缺失、書寫模糊等導致的無效樣本，最終得到有效樣本203戶，樣本牧戶分布情況如圖1所示。

圖1 研究區(qū)及調查樣本牧戶分布Fig.1 Study area and survey sample herders distribution

1.2 研究方法

調查內容重點關注牧戶家畜養(yǎng)殖情況，通過問卷收集牧戶2012－2017年5年間的家畜養(yǎng)殖數據，問卷還涉及牧戶個人特征、家庭特征、草地經營特征等方面。記錄了牧戶所處位置海拔及最常用草地的經緯度，基于草地綜合順序分類系統［13－14］（comprehensive and sequential classification system，CSCS），通過薄板樣條插值法［15］得到草地年均降水量和年積溫數據，并據此計算出草地濕潤度K值［14］。

1.2.1 主成分分析法 影響牧戶家畜養(yǎng)殖規(guī)模的因素主要包括牧戶個人特征、家庭特征、草地經營特征和外部環(huán)境因素4類，針對每一類分別選取若干指標因子，運用PCA分析確定各因子的貢獻率。其中，個人特征用戶主年齡和戶主受教育水平表征；家庭特征用家庭整體勞動力和家庭非牧就業(yè)收入占比表征；草地經營特征用人均經營草地面積和草原補獎金額表征；外部環(huán)境因素用海拔和濕潤度K表征。值得說明的是，濕潤度K反映的是水分條件和熱量狀況的交叉影響［14］，同時為確定水熱交叉條件和水熱單一條件對牧戶家畜養(yǎng)殖量的貢獻程度，在外部環(huán)境因素中引入年降水和年積溫。各影響因子的具體含義和符號見表1。

表1 影響因子含義和符號Table 1 Impact factor meaning and symbols

1.2.2 分位數回歸 由于分位數回歸的實質假定分位點滿足線性關系，并且牧戶家畜養(yǎng)殖量為連續(xù)變量，因此設定多元線性回歸模型深入分析牧戶家畜養(yǎng)殖的影響因素，模型如下：

其中，被解釋變量Y表示牧戶家畜養(yǎng)殖量，為減弱異方差性，實際估計中采用對數形式。解釋變量Ph、Hj、Gc、Ew分別表示牧戶個人特征、家庭特征、草地經營特征和外部環(huán)境因素的具體影響因子，需特別指出的是：1）由于草原補獎政策兩種方式（禁牧和草畜平衡）對牧戶家畜養(yǎng)殖量的影響存在差異，模型中加入了補獎金額和政策類型（1=禁牧；0=草畜平衡）的交互項G1×Bb；2）主成分分析時的相關系數矩陣顯示，外部環(huán)境因素中海拔和濕潤度K具有較強相關性（相關度0.8796），且海拔的貢獻率高于濕潤度K的貢獻率，因此為提高模型的穩(wěn)定性，僅將海拔作為外部環(huán)境因素的代理變量。λ、θ、ω和γ分別表示相應變量的待估計參數，ωG1+τBb衡量不同草原補獎政策對牧戶家畜養(yǎng)殖的影響；β0為常數項；μ為隨機干擾性。模型中變量的描述性統計如表2所示。為便于比較分析，本研究同時報告了普通最小二乘法（ordinary least square，OLS）和分位數回歸結果。

表2 變量的描述性統計Table 2 Descriptive statistics of variable

2 結果與分析

2.1 牧戶家畜養(yǎng)殖情況

研究區(qū)域內牧戶家畜養(yǎng)殖量整體不高，但草地仍存在一定的載畜壓力。調查樣本中戶均家畜養(yǎng)殖量為221個羊單位，規(guī)模最大的牧戶有782個羊單位，有8家牧戶的家畜養(yǎng)殖量為最小值0。從具體分布來看，有超過50%的牧戶家畜養(yǎng)殖量在0～200個羊單位區(qū)間內，不到15%的牧戶家畜養(yǎng)殖量在200～400個羊單位，剩下近33%的牧戶家畜養(yǎng)殖量超過400個羊單位（圖2）。

上述結果顯示研究區(qū)域內牧戶的養(yǎng)殖規(guī)模并不大，但是家畜總量并不能完全代表草地放牧強度，為此，使用養(yǎng)羊比容來衡量草地放牧強度。調查樣本中戶均養(yǎng)羊比容為0.90 hm2·sheep unit－1，最高一戶為11.80 hm2·sheep unit－1，最低為0.04 hm2·sheep unit－1。從分布上來看，養(yǎng)羊比容在0～0.67 hm2·sheep unit－1的牧戶最多有121戶，占比達59.61%；0.67～1.33 hm2·sheep unit－1的次之，共有47戶，占比為23.15%；1.33～2.00 hm2·sheep unit－1和2.00 hm2·sheep unit－1以上的牧戶相當，分別為16和19戶（圖2）。

圖2 牧戶家畜養(yǎng)殖特征Fig.2 Livestock breeding characteristics of herdsmen

2.2 牧戶家畜養(yǎng)殖情況PCA分析

自然因子、政策因子、教育因子和非牧因子是牧戶家畜養(yǎng)殖量的現實主導因素。綜合特征值和累積貢獻率，本研究選取了4個影響牧戶家畜養(yǎng)殖規(guī)模的主成分，累積貢獻率達到73.65%。第一主成分貢獻率為36.27%，主要體現在牧戶養(yǎng)殖場所處的海拔（0.9533）、濕潤度K（0.9457）、年積溫（－0.9371）和年降水量（0.8941），描述為自然因子；第二主成分貢獻率為15.01%，體現草原補獎金額（0.7392）貢獻，描述為政策因子；第三主成分貢獻率為11.91%，體現了戶主受教育年限（0.8510）的貢獻，描述為教育因子；第四主成分貢獻率為10.45%，體現了非牧就業(yè)收入占比（0.8537）的貢獻（圖3和表3），描述為非牧因子。

表3 主成分的載荷情況Table 3 Principal component load

圖3 牧戶家畜養(yǎng)殖情況的PCA分析Fig.3 PCA analysis of livestock breeding in herdsmen

2.3 牧戶家畜養(yǎng)殖規(guī)模影響因素分位數回歸分析

研究使用牧戶家畜養(yǎng)殖量的分位數回歸結果區(qū)分牧戶的規(guī)模，其中0.10、0.25、0.50和0.75分別代表著小規(guī)模、中小規(guī)模、中等規(guī)模和大規(guī)模養(yǎng)殖牧戶。OLS回歸結果顯示，F統計量的值在1%水平上顯著，說明模型估計結果的有效性，所有變量的方差擴大因子（variance inflation factor，VIF）（介于1.03～1.55）均小于10，說明結果不存在多重性問題（表4）。QR分析結果中，分位數回歸系數本身顯著，意味著估計結果能較好地解釋研究問題。分析分位數回歸結果發(fā)現，不同規(guī)模牧戶家畜養(yǎng)殖量的影響因素存在顯著差異，為更直觀反映牧戶家畜養(yǎng)殖量在不同分位點上的變化規(guī)律，本研究還描述分位點回歸系數的變化情況（圖4）。

圖4 分位數回歸系數變化情況Fig.4 Change of quantile regression coefficient

表4 不同規(guī)模牧戶家畜養(yǎng)殖量的分位數回歸結果Table 4 Quantile regression results of livestock breeding volume of herdsmen of different sizes

相比OLS回歸，分位數回歸能更好地解釋牧戶家畜養(yǎng)殖規(guī)模問題。OLS回歸是均值回歸，只解釋自變量對牧戶家畜養(yǎng)殖量的平均影響程度，而分位數回歸得到4個分位點（0.10、0.25、0.50和0.75）的分析結果，相比前者，描述了不同分位點上牧戶養(yǎng)殖規(guī)模的影響因素，所得結果更加精確，更能反映自變量對不同規(guī)模牧戶的影響程度（圖4）。

中等以下規(guī)模牧戶家畜養(yǎng)殖量受家庭勞動力和非牧就業(yè)收入占比的顯著影響，而中等及以上規(guī)模牧戶家畜養(yǎng)殖量受人均經營草地面積和草原補獎政策的顯著影響，其中補獎政策中禁牧比草畜平衡更能達到保護草地生態(tài)的目標。在0.10分位點處，非牧就業(yè)收入占比每增加1%，牧戶家畜養(yǎng)殖量將減少2.97%；在0.25分位點處，家庭勞動力每增加1人，牧戶家畜養(yǎng)殖量將增加18.34%；在0.50和0.75分位點處，人均經營草地面積每增加1 hm2，牧戶家畜養(yǎng)殖量將分別增加0.62%和0.66%；禁牧補助每增加1000元，牧戶家畜養(yǎng)殖量將分別減少2.68%和2.47%，而草畜平衡獎勵每增加1000元，牧戶家畜養(yǎng)殖量將分別增加3.69%和2.50%（表4）。

個人特征和海拔對牧戶家畜養(yǎng)殖量無顯著影響。回歸分析結果表明戶主年齡對牧戶家畜養(yǎng)殖量無顯著影響，而戶主受教育水平對家畜養(yǎng)殖量有微弱影響且僅針對小規(guī)模牧戶；外部環(huán)境因素中，海拔對牧戶家畜養(yǎng)殖量無顯著影響。海拔的OLS回歸系數不顯著，雖然分位數回歸系數在0.25、0.50和0.75分位點上通過顯著性檢驗，但系數值過小，對牧戶家畜養(yǎng)殖量的影響可忽略（表4）。

3 討論

3.1 養(yǎng)殖影響因素存在牧戶規(guī)模上的異質性

牧戶家畜養(yǎng)殖規(guī)?？刂剖潜Ｗo草地生態(tài)，確保草地資源可持續(xù)利用的關鍵［17］。大量研究表明，作為一個理性“經濟人”和草地的直接利用者，牧戶追求自有載畜量最大化是引起草地退化的主要原因，本研究發(fā)現牧戶養(yǎng)殖影響因素表現出在牧戶規(guī)模上的異質性［6－7］。本研究使用分位數回歸分析法，將調查樣本按照分位點0.10、0.25、0.50和0.75分為小規(guī)模、中小規(guī)模、中等規(guī)模和大規(guī)模4種養(yǎng)殖牧戶（表4），研究不同規(guī)模牧戶的養(yǎng)殖影響因素，探究內在的異質性。

首先在牧戶的家庭特征中，家庭勞動力對家畜養(yǎng)殖量的顯著影響僅針對中小規(guī)模牧戶，而非牧就業(yè)收入占比的顯著影響僅針對小規(guī)模牧戶。就家庭勞動力而言，在分位數回歸中，只在0.25的分位點上通過顯著性檢驗，估計結果表明對于中小規(guī)模牧戶，家庭勞動力每增加1人，牧戶家畜養(yǎng)殖量將增加18.34%。這可能是因為相較于小規(guī)模和大規(guī)模牧戶，中小規(guī)模牧戶擴大養(yǎng)殖規(guī)模的愿望更強烈，在勞動力充足而當地又沒有其他生計來源的情況下，其增加家畜養(yǎng)殖量的可能性也就更大；就非牧就業(yè)收入占比而言，分位數回歸的結果只在0.10的分位點上通過顯著性檢驗，估計結果表明對于小規(guī)模牧戶，非牧就業(yè)收入占比每增加1%，牧戶家畜養(yǎng)殖量將減少2.97%，這可能是因為小規(guī)模牧戶對畜牧業(yè)依賴程度低，更傾向于拓展其他生計渠道。

其次在牧戶草地經營特征中，人均經營草地面積對家畜養(yǎng)殖量的顯著影響針對中等及大規(guī)模牧戶，草原補獎金額中草畜平衡獎勵對家畜養(yǎng)殖量的顯著正向影響隨規(guī)模的擴大而減弱，而禁牧補助對家畜養(yǎng)殖量的顯著負向影響僅針對中等及大規(guī)模牧戶。就人均經營草地面積而言，只在0.5和0.75分位點上通過顯著性檢驗，估計結果表明對于中等及大規(guī)模牧戶，人均經營草地面積每增加1 hm2，牧戶家畜養(yǎng)殖量將分別增加0.62%和0.66%。其原因為家庭人均經營草地面積越大，意味著牧戶有更多的自然資本進行畜牧生產，其家畜養(yǎng)殖量自然也就越多，調查發(fā)現家庭人均經營草地面積在30 hm2以上的牧戶家畜養(yǎng)殖量約為0～10 hm2的1.6倍。

就草原補獎政策而言，草畜平衡獎勵在0.10、0.25、0.50和0.75分位點均通過顯著性檢驗，估計結果表明草畜平衡獎勵每增加1000元，隨著養(yǎng)殖規(guī)模的擴大，牧戶家畜養(yǎng)殖量將依次增加4.69%、3.73%、3.69%和2.50%；禁牧補助只在0.50和0.75分位點上通過顯著性檢驗，估計結果表明對于中等及大規(guī)模牧戶，禁牧補助每增加1000元，牧戶家畜養(yǎng)殖量將分別減少2.68%和2.47%。說明草原補獎政策未能取得良好的減畜效果，尤其在草畜平衡區(qū)出現了“不減反增”的現象，究其原因可能是凍原高山草地地理環(huán)境特殊，政策監(jiān)管比較困難，牧戶將補獎金用于補給飼草料，反而增加了其抵御風險的能力。

以上分析，說明各規(guī)模牧戶的養(yǎng)殖影響因素存在異質性，不能將其一概而論。為實現草地資源可持續(xù)利用的最終目標，需充分考慮牧戶規(guī)模的異質性，針對不同規(guī)模牧戶采取差別化措施，發(fā)展適度規(guī)模養(yǎng)殖［18］，以期能夠有效減輕草地的載畜壓力。

3.2 牧戶養(yǎng)殖規(guī)模對自然因子的響應大于人為因素

凍原高山草地區(qū)域地理位置較為特殊，極易受氣候變化和人為因素的雙重影響［19］。已有研究發(fā)現，氣候變暖會引起凍土地溫升高、分布下界抬升以及面積萎縮等，氣象因子對草地退化的貢獻相對高于人為影響因子［20］。本研究通過主成分分析法指出凍原高山草地上牧戶家畜養(yǎng)殖量的主導現實因素為自然因子（貢獻率36.27%），遠超第二主成分—政策因子（貢獻率15.01%），即牧戶家畜養(yǎng)殖量的多寡主要受海拔、氣溫和降水等自然因素的限制，草地政策、教育背景以及就業(yè)環(huán)境對其有干擾但不起決定性作用。

以此結果為啟示，在生態(tài)環(huán)境相似的同一草地類組中，牧戶養(yǎng)殖規(guī)模大小受到自然因素的主要支配，在全國的草地放牧研究中，不同草地類組所具備的不同生產功能和自然環(huán)境，是否會對牧戶養(yǎng)殖規(guī)模產生更大的影響？如果存在影響，對不同草地類組采用同一種治理政策是否合理？因此，以草地類型作為切入口，在其他草地類組上開展牧戶養(yǎng)殖規(guī)模影響因素研究，可能是研究草地放牧問題的新方向，可以為政府實事求是，因地施政解決過度放牧問題提供科學依據。

4 結論

本研究以草地類型為切入口，探索了在凍原高山草地類組上牧戶養(yǎng)殖規(guī)模的影響因素。根據在青海凍原高山草地上調查獲取的牧戶數據，使用主成分分析識別出相關因素對牧戶家畜養(yǎng)殖規(guī)模影響，進一步搭建經濟計量模型，通過分位數回歸分析得出不同規(guī)模牧戶家畜養(yǎng)殖量的影響因素和影響規(guī)律。研究發(fā)現：

1）對凍原高山草地類組牧戶家畜養(yǎng)殖規(guī)模貢獻率最大的4個因素分別是：自然因子、政策因子、教育因子和非牧因子。其中自然因子占主導地位，貢獻率為36.27%，政策因子、教育因子和非牧因子的貢獻率分別為15.01%、11.91%和10.45%。

2）由分位數回歸分析發(fā)現，凍原高山草地牧戶家畜養(yǎng)殖量存在牧戶規(guī)模上的異質性，主要表現有：中等以下規(guī)模牧戶家畜養(yǎng)殖量受家庭勞動力和非牧就業(yè)收入占比的顯著影響；中等及以上規(guī)模牧戶家畜養(yǎng)殖量受人均經營草地面積和草原補獎政策的顯著影響，同時補獎政策中禁牧比草畜平衡更能達到保護草地生態(tài)的目標。

基于上述結論本研究提出以下兩點建議：一是增加牧區(qū)非牧就業(yè)機會，積極引導中等以下規(guī)模牧戶參與非牧就業(yè)，減少草地放牧壓力。由于民族、語言等現實原因，牧民很難走出去，需要適當發(fā)展符合地區(qū)優(yōu)勢的特色二、三產業(yè)，實現勞動力轉移。二是依托草原補獎政策，加大凍原高山草地禁牧范圍，在補償標準上對中等及以上規(guī)模牧戶適當傾斜?，F行草原補獎政策主要是在地區(qū)間實施差別化，忽視了不同類型草地生態(tài)價值和生態(tài)貢獻的差異，也未能考慮牧戶之間的異質性，減畜效果差強人意。因此，在制定新的補獎政策時，應在地區(qū)差異的基礎上，將草地類型和牧戶異質性等納入考慮范疇，加大凍原高山草地禁牧范圍，并在補償標準上對中等及以上規(guī)模牧戶適當傾斜。