寧攸涼，王 瑩，肖仁乾，何友均

（中國林業(yè)科學(xué)研究院林業(yè)科技信息研究所北京 100091）

一、引言與文獻(xiàn)綜述

草原是我國面積最大的陸地生態(tài)系統(tǒng)，保護(hù)草原生態(tài)安全對于保障我國生態(tài)安全具有重要戰(zhàn)略意義。然而，隨著氣候變化和人類對草原不合理利用，我國草原出現(xiàn)了不同程度的退化。為遏制草原退化趨勢和保護(hù)草原生態(tài)安全，我國于2011年建立“草原生態(tài)保護(hù)補助獎勵機制”（簡稱“草原補獎”）。草原補獎?wù)撸赐ㄟ^對退化嚴(yán)重的草場主要采取禁牧補助措施，對超載放牧的草場主要采取草畜平衡獎勵措施，致力于推動實現(xiàn)草原生態(tài)保護(hù)和牧民戶增收的雙贏［1］。歷經(jīng)十年，在保護(hù)草原生態(tài)的同時，草原補獎?wù)叩耐七M(jìn)對牧民戶生產(chǎn)決策行為產(chǎn)生深刻影響。因此，科學(xué)評價草原補獎?wù)邔δ撩駪羯嫴呗赃x擇具有重要的現(xiàn)實意義。

在以往有關(guān)草原補獎對農(nóng)戶（牧民戶）生產(chǎn)決策行為影響研究方面，趙雪雁等［2］研究表明，生態(tài)補償之后，盡管農(nóng)戶自然資本有所下降，但人力資本、物質(zhì)資本、金融資本、社會資本及生計資本總值均有所增加；農(nóng)戶生計方式發(fā)生變化，更多的農(nóng)戶從事非農(nóng)活動，生計策略多樣化指數(shù)明顯增加。草原生態(tài)補獎?wù)叩膶嵤沟媚撩駪羧粘ＯM活動明顯增加，同時隨著草原補獎收入的增長，牧業(yè)的生產(chǎn)性投入有明顯增加；牧民戶養(yǎng)殖牲畜數(shù)量出現(xiàn)增加，但草地實際載畜量有所降低［3］。周升強等［4］在分析草原補獎對農(nóng)牧戶減畜行為的影響后發(fā)現(xiàn)，草原補獎?wù)邔嵤┮詠?，農(nóng)牧戶養(yǎng)羊數(shù)量不降反升，且補獎金額與牧民戶減畜率存在“U”型關(guān)系，目前處于“U”型關(guān)系的左側(cè)。Yin 等［5］分析結(jié)果也表明，與預(yù)期目標(biāo)相反，草原補獎?wù)邔嵤┖笳{(diào)研區(qū)域牧民戶牲畜數(shù)量略有增加，家庭凈收入明顯下降。Hu等［6］研究發(fā)現(xiàn)，禁牧補助對不同規(guī)模牧民草場減畜沒有顯著影響，草畜平衡政策僅對大規(guī)模牧民草場減畜具有顯著影響；高雅靈等［1］的研究表明，草原補獎收入比例越高，牧戶越傾向于擴大牧業(yè)生產(chǎn)規(guī)模。

在以往有關(guān)生計資本對農(nóng)戶（牧民戶）生計策略選擇影響研究方面，楊倫等［7］圍繞生計策略轉(zhuǎn)型綜述國內(nèi)外研究，認(rèn)為近年來我國農(nóng)民總體上呈現(xiàn)由“單一生計”向“生計多樣化”和“優(yōu)勢生計”發(fā)展。定量分析生計資本對生計策略影響的方法主要包括無序多元Logistic 回歸模型［8-10］和有序Logistic 回歸模型［11-12］，前者將生計策略視為無序分類變量，后者將其視為有序分類變量。有研究者認(rèn)為：云南新平縣干熱河谷傣族地區(qū)農(nóng)戶生計策略主要包括純農(nóng)型、農(nóng)兼型和兼農(nóng)型，五類生計資本對農(nóng)戶生計策略選擇均具有顯著影響，其中對純農(nóng)型農(nóng)戶生計策略選擇的影響最為顯著的是自然資本和物質(zhì)資本，對農(nóng)兼型的影響最為顯著的是社會資本和物質(zhì)資本，對兼農(nóng)型的影響最為顯著的是金融資本［8］；也有研究者認(rèn)為，巴丹吉林沙漠牧戶的生計策略主要有純牧型、牧兼型、兼牧型和非牧型，不同時期影響生計策略轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵生計資本是不同的，但金融資本、人力資本和社會資本始終是研究區(qū)域牧戶生計策略轉(zhuǎn)型的重要因素［10］；另有研究者認(rèn)為，生計策略對不同生計資本敏感性是不同的，不同類型村莊中生計策略對生計資本的敏感性存在差異［11］。

綜上所述，現(xiàn)有文獻(xiàn)為本文的開展奠定了較好的基礎(chǔ)，具有重要的借鑒意義，但在以下三方面存在不足：分析視角上，以往研究關(guān)于草原補獎?wù)邔ι嫴呗赃x擇的影響較少考慮控制生計資本的影響；研究方法上，以往研究在分析草原補獎?wù)邔δ撩駪粜袨榈挠绊憰r，采用計量分析法，但在計量分析之前對理論分析框架構(gòu)建的關(guān)注度不夠；作用對象上，以往研究關(guān)于草原補獎對牧民戶行為影響分析尚未對草原補獎?wù)哌M(jìn)行分解，未對不同草原補獎?wù)叩挠绊戇M(jìn)行對比分析，其關(guān)注更多的是一般生產(chǎn)決策行為，而這不利于更加深入、細(xì)致地考察不同政策變量對牧民戶生計策略選擇的影響效果。為彌補上述三點不足，本文在科學(xué)評價草原補獎?wù)叩挠绊憰r，需控制牧民戶生計資本的影響；構(gòu)建理論分析框架，將草原補獎?wù)邉澐譃榻梁筒菪笃胶鈨深愓?，依?jù)牧業(yè)純收入比例高低將牧民戶生計策略劃分為純牧型、牧業(yè)兼業(yè)型、非牧兼業(yè)型與非牧型4 種類型，采用熵值法評估牧民戶生計資本，進(jìn)而運用有序Logistic 實證分析兩類草原補獎?wù)呒吧嬞Y本對牧民戶生計策略選擇的影響，從而識別影響牧民戶生計策略選擇的關(guān)鍵因素，為進(jìn)一步完善草原補獎?wù)咛峁┭芯恳罁?jù)和政策建議。

二、研究設(shè)計

（一）理論分析框架

1999 年，英國國際發(fā)展署（Department for International Development，DFID）提出可持續(xù)生計框架主要由脆弱性背景、生計資本、結(jié)構(gòu)過程、生計策略與生計結(jié)果五部分組成，認(rèn)為個體生計資本包括人力資本、社會資本、自然資本、物質(zhì)資本與金融資本5類，而這些生計資本數(shù)量和結(jié)構(gòu)影響個體生計策略選擇，生計策略的選擇則影響生計結(jié)果［13-14］。DFID 可持續(xù)生計框架具有邏輯清晰、拓展性強等突出優(yōu)點，適合農(nóng)戶生計問題研究，被眾多學(xué)者廣泛采用。根據(jù)草原牧民戶生產(chǎn)特點，建立如圖1 的理論分析框架，用以分析草原補獎?wù)邔δ撩駪羯嫴呗缘挠绊憽?/p>

圖1 理論分析框架

由圖1 可知，生計資本包含人力資本、社會資本、自然資本、物質(zhì)資本與金融資本，生計策略分為純牧型、牧業(yè)兼業(yè)型、非牧兼業(yè)型和非牧型4 種類型。牧民戶具有經(jīng)濟(jì)理性人特點，在約束條件下追求自身利益最大化。草原補獎?wù)?、生計資本相互作用使牧民戶表現(xiàn)為一定的生計策略類型，不同生計策略類型農(nóng)牧戶結(jié)合自身優(yōu)勢和劣勢，選擇一定的生計策略謀求改善自身生計，從而導(dǎo)致某種生計結(jié)果。因此，在分析草原補獎?wù)邔δ撩駪羯嫴呗赃x擇的影響作用時，需要控制生計資本的影響作用。

（二）生計資本評價指標(biāo)選取及評價方法

1.生計資本測量指標(biāo)選取 依據(jù)DFID 可持續(xù)生計框架［12］，參照以往有關(guān)生計資本的量化研究［2，8，12，16-19］，結(jié)合牧民戶生產(chǎn)生活實情，構(gòu)建牧民戶生計資本測算指標(biāo)（表1）。

表1 牧民戶生計資本評價指標(biāo)體系

（1）人力資本。它是指在生產(chǎn)過程中投入的人力數(shù)量和智力資本。其數(shù)量和質(zhì)量均可能影響牧民戶生計策略選擇、生計結(jié)果實現(xiàn)。為此，采用“勞動力數(shù)量”“家人健康狀況”“戶主受教育程度”3個二級指標(biāo)來衡量。

（2）社會資本。它是指牧民戶在生計活動中能夠使用的社會資源和關(guān)系網(wǎng)絡(luò)。采用“干群關(guān)系”“鄰里關(guān)系”“親戚關(guān)系”3個指標(biāo)來衡量。

（3）自然資本。它是指在生產(chǎn)活動中投入的耕地、草地、林地、水等自然資源。由于研究區(qū)域牧民戶主要從事牲畜養(yǎng)殖活動，用“草場面積”“草場質(zhì)量”“草場位置”3個二級指標(biāo)來衡量。

（4）物質(zhì)資本。它是指牧民戶生活生產(chǎn)的場所以及運用工具。用“牲畜數(shù)量”“住房面積”“家庭生產(chǎn)和交通工具”3個二級指標(biāo)來衡量。

（5）金融資本。它是指牧民戶家庭擁有的現(xiàn)金、銀行存款等，是保障牧民戶生計順利開展的金融基礎(chǔ)。采用“家庭銀行存款”“獲得親戚借款的可能性”“獲得銀行貸款的可能性”3個二級指標(biāo)來衡量。

2.生計資本評價 熵值法屬于客觀賦權(quán)法，具有克服人為確定指標(biāo)權(quán)重主觀性的突出優(yōu)點［19-21］。在借鑒以往研究者的經(jīng)驗做法［17-18，22-23］，首先采用等權(quán)重法對一級指標(biāo)各賦值為1，然后采用熵權(quán)法分別對每個一級指標(biāo)下屬二級指標(biāo)確權(quán)。主要包括以下步驟：

第一步，正向一致化處理。對于屬于逆向指標(biāo)的原始數(shù)據(jù)，采用“減法一致化”進(jìn)行正向一致化處理［24-25］。

第二步，生計資本指標(biāo)數(shù)值的標(biāo)準(zhǔn)化處理。為消除各指標(biāo)間的量綱影響，采用正向極差標(biāo)準(zhǔn)法對數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，以解決數(shù)據(jù)指標(biāo)之間的可比性。其公式為：

式（1）中，xij表示第i個牧民戶第j項指標(biāo)的量化值；x′ij是指由前者標(biāo)準(zhǔn)化后的指標(biāo)值，其值在0～1；xmin，j和xmax，j分別表示第j個指標(biāo)在樣本牧民戶中的最小值和最大值。

第三步，無量綱數(shù)據(jù)的坐標(biāo)平移和歸一化。為避免數(shù)值等于0不便于后面對數(shù)運算，需要使用微小量對指標(biāo)進(jìn)行平移變換。本文將微小量取值為0.001。

式（3）中，μij表示第i個牧民戶第j項指標(biāo)的比例，m表示牧民戶數(shù)量。

第四步，信息熵值的計算。在信息論中，信息熵是用于度量信息量的概念。若系統(tǒng)越是有序，則信息熵越低；反之則反。若變量的不確定性越大，則信息熵值也就越大。ej表示第j項指標(biāo)的信息熵值，k= 1 lnm。

第五步，指標(biāo)權(quán)重的計算。根據(jù)熵值法賦權(quán)，計算各指標(biāo)權(quán)重，計算結(jié)果如表1所示。

式（5）中，n為評價指標(biāo)數(shù)。

在得到各項指標(biāo)權(quán)重后，計算各個牧民戶生計資本，公式如下：

三、數(shù)據(jù)來源、變量選取與模型選擇

（一）數(shù)據(jù)來源

祁連、門源兩縣隸屬青海省海北州，分別屬于高原牧區(qū)和高原半農(nóng)半牧區(qū)。為提高樣本的代表性，選取牧區(qū)和半農(nóng)半牧區(qū)縣各一個作為調(diào)研區(qū)域。祁連縣可利用草原面積103.47萬公頃，其中禁牧面積34.09萬公頃，比例為32.95%；草畜平衡面積69.38萬公頃，比例為67.05%。門源縣（含門源種馬場）屬于半農(nóng)半牧區(qū)，可利用草原面積41.44 萬公頃，全部屬于草畜平衡面積。根據(jù)兩縣不同的實際情況，祁連縣同時實施禁牧和草畜平衡兩種政策措施，門源縣只實施草畜平衡單一政策措施。

本文采用問卷調(diào)查法獲取數(shù)據(jù)。2019 年10 月，課題組以草原牧民戶為對象，赴祁連縣和門源縣開展問卷調(diào)研。問卷調(diào)查內(nèi)容主要包括家庭基本信息、家庭生計資本、牲畜養(yǎng)殖和減畜情況、畜牧業(yè)收支、家庭收支、牧民戶受償意愿和草原生態(tài)補償政策評價。共回收340 份牧民戶有效問卷，其中祁連縣和門源縣分別為160份和180份。

（二）變量選取

1.因變量 本文選取生計策略作為回歸模型的因變量。參考以往有關(guān)農(nóng)戶生計策略劃分的研究成果［8，17］，并結(jié)合研究區(qū)域牧業(yè)生產(chǎn)特點，依據(jù)牧業(yè)純收入占家庭純收入的比例，將牧民戶生計策略劃分為4類：（1）純牧型，是指純牧業(yè)收入占家庭純收入的比例超過90%的牧民戶；（2）牧業(yè)主導(dǎo)型，是指牧業(yè)收入占家庭純收入的比例在50%～90%的牧民戶；（3）非牧主導(dǎo)型，是指牧業(yè)收入占家庭純收入的比例在10%～50%的牧民戶；（4）非牧型，是指牧業(yè)收入占家庭純收入的比例小于10%的牧民戶。根據(jù)牧民戶生計策略特點，將純牧型和牧業(yè)主導(dǎo)型稱為傳統(tǒng)生計策略，后兩種生計策略統(tǒng)稱為非傳統(tǒng)生計策略。因此，回歸模型因變量的取值分別為1、2、3、4，分別表示純牧業(yè)型、牧業(yè)主導(dǎo)型、非牧主導(dǎo)型與非牧業(yè)型，并將該變量視為有序多分類變量。

2.自變量 一是核心變量。草原補獎?wù)咧饕ń僚c草畜平衡兩類政策，選擇禁牧補助與草畜平衡獎勵作為草原補獎?wù)叩闹笜?biāo)變量，單位均為萬元。二是控制資本，包括人力資本、社會資本、自然資本、物質(zhì)資本與金融資本，其指標(biāo)的評價值按式（6）計算。

（三）模型選擇

由于因變量（牧民戶生計策略）為有序分類變量，因此，在建立回歸模型時宜采用有序Logistic 回歸模型［11-12］。有序Logistic的累計概率為：

式（7）中，Pij表示牧民戶i選擇生計策略取值小于等于j的概率，y表示牧民戶生計策略，Xi表示自變量向量。其發(fā)生比對數(shù)形式如下：

式（8）中，logitPij表示“發(fā)生比對數(shù)”，α表示模型的截距，β表示回歸系數(shù)向量。

四、結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

1.草原補獎?wù)?草原補獎?wù)甙ń僚c草畜平衡政策。表2 數(shù)據(jù)顯示，對于340 個樣本牧民戶，平均每個牧民戶禁牧補助0.376 萬元，平衡獎勵0.345 萬元，兩項合計0.721 萬元。從地理區(qū)域比較看，祁連縣（牧區(qū)）和門源縣（半農(nóng)半牧區(qū)）戶均草原補獎分別為1.183 萬元和0.311 萬元，祁連縣戶均草原補獎大大高于門源縣。究其原因，祁連縣同時享受禁牧補助和草畜平衡獎勵兩項政策，但門源縣僅享受草畜平衡獎勵政策。

表2 變量描述性統(tǒng)計n=340

目前調(diào)研區(qū)域禁牧補助標(biāo)準(zhǔn)為184.5 元/公頃、草畜平衡獎勵標(biāo)準(zhǔn)為37.5 元/公頃，而樣本牧民戶對禁牧補助與草畜平衡獎勵的期望值分別為1 410 元/公頃與510 元/公頃。這表明，現(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)明顯低于牧民戶的期望值，這與韋惠蘭等［25］的結(jié)論一致。

兩縣全部樣本牧民戶禁牧補助和平衡獎勵兩項補獎金總和為245.20萬元，占兩縣樣本家庭純收入的8.49%。其中，祁連縣樣本牧民戶草原補獎金總和為189.25 萬元，占該縣樣本家庭純收入的15.98%，而門源縣樣本牧民戶草原補獎金總和為55.95 萬元，占該縣樣本家庭純收入的3.28%。這說明，草原補獎收入對牧民戶家庭增收貢獻(xiàn)有限。

2.生計資本 牧民戶生計資本指標(biāo)值取值范圍是0～5，理論最大值是5。從五類生計資本求和測算結(jié)果看，樣本牧民戶戶均生計資本指標(biāo)值為1.913，不到理論最大值的40%。這表明樣本地區(qū)牧民戶生計資本總體比較稀缺。從5 類生計資本指標(biāo)值看，社會資本戶均最高（樣本均值0.721），其次是金融資本（樣本均值0.464）和人力資本（樣本均值0.322），再次是自然資本（樣本均值0.293）和物質(zhì)資本（樣本均值0.113）。這與郭秀麗等［17］、Yang等［18］的研究結(jié)論較為一致，即農(nóng)戶生計資本總體上較為不足，且生計資本子項分布不均衡。

與祁連縣相比，門源縣樣本牧民戶戶均生計資本指標(biāo)值之和較低（1.783）。從5類生計資本指標(biāo)值看，與祁連縣相比，門源縣戶均人力資本（0.348）與物質(zhì)資本（0.127）相對較高，但社會資本（0.658）、自然資本（0.249）與金融資本（0.401）相對較低。

3.生計策略 在全部樣本中，純牧型、牧業(yè)主導(dǎo)型、非牧兼主導(dǎo)型和非牧業(yè)型戶數(shù)分別為131 戶、144 戶、34 戶和31 戶，這表明，傳統(tǒng)生計策略（前兩種類型）比例為80.88%，非傳統(tǒng)生計策略比例為19.12%（后兩種類型之和）。

在祁連縣樣本牧民戶中，純牧型和牧業(yè)主導(dǎo)型分別為22 戶和86 戶；非牧兼主導(dǎo)型和非牧業(yè)型均為26 戶。在門源縣樣本牧民戶中，純牧型戶數(shù)最多，為109 戶；牧業(yè)主導(dǎo)型58 戶，比例為32.22%；非牧兼主導(dǎo)型8 戶，比例為4.44%；非牧業(yè)型最少，只有5 戶。由此可見，對于樣本牧民戶而言，傳統(tǒng)生計策略（即牧業(yè)主導(dǎo)型和純牧業(yè)型）占據(jù)主導(dǎo)地位，特別在門源縣尤為突出。從調(diào)研中了解到，與祁連縣相比，門源縣牧民戶不受禁牧政策影響，維持傳統(tǒng)生計策略相對容易。

（二）有序Logistic回歸分析

依據(jù)式（8），分別將5類生計資本作為控制變量納入Logistic 回歸模型中，運用Stata15 軟件中的“ologit”命令分別對祁連縣（牧區(qū)）和門源縣（半農(nóng)半牧區(qū)）進(jìn)行回歸分析。其回歸分析后的主要結(jié)果如表3所示。

表3 有序Logistic回歸結(jié)果

1.核心政策變量對牧民戶生計策略選擇的影響 一是禁牧政策。對于全部樣本而言，禁牧補助對牧民戶生計策略選擇具有顯著正向影響。王婭等［26］認(rèn)為，禁牧政策的實施，改變了牧民戶生計策略，有利于遏制沙漠化和恢復(fù)草原生態(tài)系統(tǒng)，政策效果明顯。分縣樣本看，禁牧補助對祁連縣牧民戶生計策略選擇具有顯著正向影響，但對門源縣牧民戶生計策略無影響。這意味著，禁牧政策成為牧民戶生計策略選擇的重要政策因素，禁牧補助標(biāo)準(zhǔn)越高，牧民戶越可能選擇非傳統(tǒng)生計策略。通過實地調(diào)研發(fā)現(xiàn)，禁牧政策落實較為容易，其對牧民戶生計策略選擇的影響更為直接。究其直接原因，屬于牧區(qū)的祁連縣同時實施禁牧補助和草畜平衡兩種政策，而門源縣屬于半農(nóng)半牧區(qū)，只實施草畜平衡單一政策。更深層次的原因則是實施禁牧政策，牧民戶不得不改變傳統(tǒng)的養(yǎng)殖模式；同時，由于禁牧補助可為牧民戶提供直接的物質(zhì)補償，能在一定程度上有效激勵牧民戶由傳統(tǒng)生計策略轉(zhuǎn)向非傳統(tǒng)生計策略。二是草畜平衡政策。對于全部樣本而言，草畜平衡獎勵對全部樣本牧民戶生計策略選擇具有正影響不顯著。分縣樣本看，草畜平衡獎勵對祁連縣牧民戶生計策略選擇的影響為正向但不顯著，對門源縣牧民戶生計策略選擇的影響為正向且顯著。這表明，若不區(qū)分單一政策和非單一政策縣，草畜平衡政策對牧民戶生計策略選擇的影響就被掩蓋。一旦區(qū)分開來，草畜平衡獎勵對門源縣牧民戶生計策略的正向促進(jìn)作用就較為明顯。

2.控制變量對牧民戶生計策略選擇的影響 一是人力資本對全部樣本及祁連縣和門源縣牧民戶生計策略選擇影響均不顯著。從實地調(diào)研中了解，牧民戶家庭成員多為藏族、回族等少數(shù)民族，戶主及主要勞動力文化程度普遍較低，外出務(wù)工經(jīng)商情況較少，同時由于地處內(nèi)陸，醫(yī)療服務(wù)水平相對較低，因此人力資本在牧民戶選擇生計策略時所起的作用較小，這可能是導(dǎo)致人力資本對牧民戶生計策略轉(zhuǎn)型影響不顯著的一個重要原因。二是社會資本對全部樣本牧民戶生計策略選擇具有顯著正向影響。究其原因，可能是以人際關(guān)系表征的社會資本越豐富，社會網(wǎng)絡(luò)越發(fā)達(dá)，牧民戶就越容易獲得有關(guān)非牧業(yè)生產(chǎn)或者非農(nóng)業(yè)的政策和市場信息，更可能實現(xiàn)由傳統(tǒng)生計策略向非傳統(tǒng)生計策略轉(zhuǎn)型。劉自強等［21］研究表明，社會資本越豐富，農(nóng)牧戶實現(xiàn)生計轉(zhuǎn)型的可能性越大。從分縣樣本看，社會資本對祁連縣和門源縣牧民戶生計策略選擇的影響方向分別為負(fù)向和正向，且均不顯著。三是自然資本對全部樣本牧民戶生計策略選擇影響方向為負(fù)向但不顯著。分縣樣本看，自然資本對祁連縣和門源縣牧民戶生計策略選擇的影響分別負(fù)向和正向，但均不顯著?？赡艿脑蚴瞧钸B縣和門源縣的自然資本雖存在一定差異，但在國家對高原生態(tài)重視程度的不斷提高及當(dāng)?shù)厣鷳B(tài)環(huán)境脆弱性的大環(huán)境下，牧民戶在選擇生計策略時對該地區(qū)自然資本的開發(fā)性利用考慮較少，以草場面積、草場質(zhì)量與草場位置為表征的自然資本對牧民戶生計策略選擇的影響較小。四是物質(zhì)資本對全部樣本牧民戶生計策略選擇具有顯著負(fù)向影響。分縣樣本看，物質(zhì)資本對祁連縣和門源縣牧民戶生計策略選擇均具有顯著負(fù)向影響。從實地調(diào)研了解到，牲畜數(shù)量越多、家庭住房面積越大和交通工具品種越豐富，牧民戶牧業(yè)生產(chǎn)投入的物質(zhì)資本越多，生計轉(zhuǎn)型成本越高，越可能維持傳統(tǒng)生計策略。Bhandari［27］與Dai等［28］研究表明，牲畜數(shù)量越多，自然資本越豐富，牧民戶越傾向于保留傳統(tǒng)牧業(yè)型生計策略，農(nóng)民戶生計策略轉(zhuǎn)型越困難。從實地調(diào)研中了解到，物質(zhì)資本豐富的牧民戶選擇非傳統(tǒng)型生計策略的機會成本較大，傾向于維持傳統(tǒng)生計策略。五是金融資本。金融資本對全部樣本牧民戶生計策略選擇的影響為正向但不顯著。分縣樣本看，金融資本對祁連縣牧民戶生計策略選擇的影響方向為負(fù)向但不顯著，對門源縣的影響也不顯著但方向為正向。

五、主要結(jié)論與政策建議

（一）主要結(jié)論

依據(jù)DFID 可持續(xù)生計框架構(gòu)建理論分析框架，將草原補獎?wù)叻纸鉃榻梁筒菪笃胶?，采用熵值法評估牧民戶生計資本，將生計資本作為控制變量，運用有序Logistic 回歸模型實證分析兩類草原補獎?wù)邔δ撩駪羯嫴呗赃x擇的影響。結(jié)果表明：（1）草原補獎標(biāo)準(zhǔn)大大低于牧民戶期望值，草原補獎規(guī)模相對有限，對牧民戶家庭增收作用相對較小，則草原補獎收入對牧民戶家庭增收貢獻(xiàn)有限。（2）調(diào)研區(qū)域牧民戶的生計資本整體比較稀缺，尤其是人力資本、自然資本以及金融資本較為匱乏，且五類生計資本分布不均衡。（3）禁牧政策的實施顯著影響牧民戶的生計策略選擇，有利于遏制沙漠化和恢復(fù)草原生態(tài)系統(tǒng)，且禁牧補助標(biāo)準(zhǔn)越高，牧民戶越可能選擇非傳統(tǒng)生計策略。（4）草畜平衡政策對門源縣牧民戶生計策略選擇的影響高于祁連縣。（5）社會資本和物質(zhì)資本是影響高原牧民戶生計策略選擇的關(guān)鍵生計資本，社會資本更豐富、物質(zhì)資本越匱乏，牧民戶更可能選擇非傳統(tǒng)生計策略。

（二）政策建議

調(diào)研區(qū)域牧民戶生計策略選擇受到草原補獎及生計資本的影響，但有限的生計資本不利于牧民戶生計策略由傳統(tǒng)生計策略向非傳統(tǒng)生計策略的轉(zhuǎn)化，而生計策略轉(zhuǎn)化和草原生態(tài)保護(hù)密切相關(guān)，因此，為進(jìn)一步完善草原補獎?wù)?，引?dǎo)牧民戶就生計策略理性選擇，提出以下政策建議：

一是要提高草原補獎標(biāo)準(zhǔn)，加強政策執(zhí)行過程監(jiān)管。新一輪草原生態(tài)補獎?wù)咧贫?，?yīng)根據(jù)地方政府財力情況及時提高補獎標(biāo)準(zhǔn)，以促進(jìn)牧民戶生計方式的優(yōu)化調(diào)整并充分調(diào)動牧民戶保護(hù)草原生態(tài)的積極性。同時，以合理載畜量核定為基礎(chǔ)，以落實獎懲并舉的監(jiān)管員管理制度為抓手，充分利用衛(wèi)星遙感技術(shù)與無人機等現(xiàn)代化科技手段，強化對超載過牧的監(jiān)管。

二是要重視生計資本積累，提高牧民戶應(yīng)對沖擊、利用機會的能力。政府應(yīng)加大對高原牧區(qū)的投資支持力度，促進(jìn)高原經(jīng)濟(jì)發(fā)展，從而補齊物質(zhì)資本的短板。此外，為推進(jìn)五類生計資本的有機結(jié)合和均衡發(fā)展，短期內(nèi)可以實施優(yōu)惠的金融發(fā)展政策，并加強對政策的宣傳與解讀來促進(jìn)金融資本、人力資本加速形成與積累，進(jìn)而鞏固社會資本的優(yōu)勢。

三是要注意分區(qū)施策，科學(xué)引導(dǎo)牧民戶生計策略由傳統(tǒng)生計策略向非傳統(tǒng)生計策略轉(zhuǎn)型。禁牧政策的實施顯著影響牧民戶的生計策略選擇，草畜平衡政策對門源縣牧民戶生計策略選擇的影響高于祁連縣，因此需要根據(jù)不同地區(qū)的實際情況，實施合理的草原補獎?wù)?。高原牧區(qū)牧民戶地處偏僻，信息閉塞，對非牧、非農(nóng)行業(yè)情況了解甚少，生計策略轉(zhuǎn)型的渠道不通暢。地方政府應(yīng)致力于完善信息化基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，加強政策解讀與宣傳，促使牧民戶從思想認(rèn)識上降低對草地及牧民生產(chǎn)的依賴性；加大政策扶持力度，增強對牧民戶非牧就業(yè)和生計轉(zhuǎn)化能力的培養(yǎng)；鼓勵牧民戶家庭對適齡兒童的教育投資，增強牧民戶未來生計策略轉(zhuǎn)型的潛力。

四是要強化政策支持，保障牧民戶權(quán)益。一方面，政府應(yīng)該及時解決好牧民戶面臨的發(fā)展困難，妥善處理好干群矛盾，構(gòu)建良好的干群關(guān)系，同時倡導(dǎo)良好、和諧的鄰里關(guān)系和親戚關(guān)系，以增加牧民戶的社會資本，提高其生計策略選擇的彈性。另一方面，針對牲畜數(shù)量較多、草場面積較大致使生計策略單一、轉(zhuǎn)型發(fā)展困難的牧民戶，需要當(dāng)?shù)卣诩訌娬咭龑?dǎo)的同時，輔以收購、代銷等方式解決好以傳統(tǒng)牧業(yè)型生計策略的牧民戶面臨的牲畜量銷售困境及數(shù)量過載問題。