禁牧政策背景下宁夏盐池县农民生活满意度影响因素

王伟伟,周立华,孙 燕,陈 勇,杨国靖

1 江苏科技大学 经济管理学院, 镇江 212000 2 中国科学院科技战略咨询研究院, 北京 100190 3 中国科学院大学 公共政策与管理学院, 北京 100049 4 江苏科技大学 人文社科学院, 镇江 212000 5 中国科学院西北生态环境资源研究院, 兰州 730000

幸福被很多人认为是生活的最终目标,事实上,每个人都想得到幸福[1]。我们可能需要工作安全、社会地位、权利、特别是收入等其他东西,但那并不是因为他们自身的缘故,而是他们有机会给我们带来幸福[1]。在我国,政府和民众对幸福的关注也在不断提升,习近平总书记在十九大报告中提出“保障和改善民生要抓住人民最关心最直接最现实的利益问题,不断促进社会公平公正,形成有效的社会治理、良好的社会秩序,使人民获得感、幸福感、安全感更加充实、更有保障、更可持续”。并且,有多个省(市、区)明确提出了“幸福”的概念,很多城市提出了建设“幸福城市”的目标[2]。人民的幸福感已逐渐成为国家可持续发展考虑的重要方面。

北方农牧交错区生态环境脆弱[3-4],生态政策实施之前的几十年该区沙漠化急剧发展,已给当地人民生产、生活带来了极大危害[5]。在此背景下,国家在2002年开始实施了禁牧政策,禁牧政策实施以后北方农牧交错区生态环境显著改善,部分农牧交错区出现了明显的沙漠化逆转趋势[6- 8]。为了不影响农民的生活水平,政府给予禁牧参与农户一定的禁牧补贴和生产资料补贴。此外,国家还实施了一系列惠农政策,对农牧业生产给予一定的补助[9]。国家政策的实施显著改变了农户的家庭收入、生计方式和向城市的迁移,进而影响他们的幸福感。研究表明,具有高幸福感的人会做出更多有利于生态可持续发展的行为[10],主观幸福感评价越高的农村居民越支持政策的实施。所以,对此地区农民主观幸福感的影响因素进行研究,尤其是研究收入和禁牧政策的感知对主观幸福感的影响,可以为后续政策实施和改善提供理论支持,并为营造幸福生活、建立幸福乡村提供更多依据。关于生态政策与农民的主观幸福感的研究,现有的研究主要关注农民的人口统计学特征、获得的补贴、家庭基本情况、政策对家庭收入的影响、草原变化的程度等对生态政策满意度的影响[11- 15],而对生态政策对农民总体主观幸福感的研究相对较少。所以本文以典型农牧交错区宁夏盐池县为例,基于调查问卷数据对北方农牧交错区农村居民的主观幸福感影响因素进行研究。首先对不同社会经济属性农民的主观幸福感进行分析,然后运用最小二乘(OLS)回归分析不同因素对农民主观幸福感的影响,最后运用分位数回归研究主要解释变量在不同主观幸福感水平上的影响。

1 研究区概况

盐池县位于宁夏回族自治区东部,北临毛乌素沙地,南靠黄土高原,处于甘肃、陕西、宁夏、内蒙古四省区的交界地带(图1)。本文选择盐池县作为研究区,因为该区域是典型的北方农牧交错区,是地形、气候、植被、农牧生产方式等方面的过渡地带,是黄河中游重要的生态保护屏障和国家重点生态功能区,还是我国沙漠化发生和逆转的主要区域。盐池县气候干旱少雨、风大沙多、属于典型的温带大陆性气候,干旱是本地区突出的特点,多年平均降水量只有290 mm左右,潜在蒸发量是降水量的6—7倍[16]。禁牧政策实施之前,该区域沙漠化非常严重,一度达到全县土地面积的52%[17]。2002年11月,盐池县全县范围内实施草原禁牧封育政策,政策的实施有效的改善了生态环境,沙化土地得到了有效治理,成为率先实现沙漠化逆转的地区之一[18]。此外,“生态盐池”已经成为盐池县的3张特色名片之一。通过生态宣传,盐池县已经极大的提高其知名度。

图1 盐池县区位图Fig.1 The location of Yanchi County

全县总面积8.67×105hm2,其中2017年农作物播种面积0.81×105hm2,主要种植玉米、荞麦、薯类等,畜牧业以羊为主,其中滩羊是盐池县的特色畜牧品种。2017年农业总产值5.07亿元,占农林牧渔业总产值的35.1%,牧业总产值8.10亿元,占农林牧渔业总产值的56.1%。2017年全县总人口17.26万人,人均地区生产总值5.46万元,同比增长17.1%,随着经济社会的发展,盐池县农民家庭的人均纯收入逐年升高,2017年农牧民人均纯收入达到9549元,并于2018年成功脱贫摘帽。

2 数据和方法

2.1 数据来源

本文采用参与式农户评估法(PRA),课题组于2018年9月在盐池县进行了为期10天的调查问卷,每个乡镇随机选择3—6个村庄作为样本点,8个乡镇总共36个村庄被选为样本点。根据村庄的大小每个样本点随机选择一定数量的家庭进行问卷调查,样本调查具体情况见表1,每个家庭只调查一个了解家庭基本情况的居民,此次调查总共回收253份有效问卷。主要调查内容包括受访居民的主观幸福感,个人的人口学特征和主观幸福感的主要解释变量。

表1 样本采集的基本情况

2.2 主观幸福感的概念和测量

主观幸福感(Subjective Well-being)被定义为人们对自己的生活和情感经历的总体评价[19]。主观幸福感可以分为认知成分和情感成分,生活满意度反映的是一个人对生活的总体评估,是主观幸福感比较稳定和长久的认知层面[20]。这种主观幸福感的概念划分受到众多学者的支持[21-24]。作为主观幸福感的一个重要维度,经济学家经常将生活满意度作为衡量主观幸福感的标准[25]。已有的研究表明单指标总体主观幸福感测量,其信度、效度和可比性符合研究的需要,对于截面数据而言单指标量表的信度甚至要轻微高于多指标量表[26-29]。本文调研数据属于截面数据,单指标生活满意度的测量符合主观幸福感研究的需要。并且,生活满意度概念已经被一些经济学家用来替代效用,以便能更好的研究人们的偏好和行为,这被有些学者认为是经济学的一次革命[1,30]。所以本文以单指标测量的生活满意度作为因变量,研究收入、禁牧政策感知等因素对主观幸福感的影响。借鉴世界价值观调查(WVS)调研方法,本文自评价的生活满意度用1—10刻度(从“极端不满意”到“非常满意”)进行测量。

2.3 自变量选择

表2列出了可能影响生活满意度的变量及变量的测量。已有的研究结果表明,中国的农村居民比城市居民报告更高的主观幸福感[31],这表明除了绝对收入,还有很多其他因素对主观幸福感产生影响。官皓的研究结果也表明绝对收入对生活满意度不存在显著影响,而相对收入地位则对生活满意度具有显著的正向影响,即相对收入越高,生活满意度越高[32]。由于每个村庄的调查家庭户数较少,最少的只有2—3户,不可能用实际的参照系代替感知的相对收入[33],所以在判断相对收入对幸福感的影响时,主观判断的度量方法更为合适[32]。并且,居住在同一个村中的居民具有很强的熟悉性,彼此之间存在很强的比较参照心理,他人的收入以及消费状况会对自己产生不小的冲击[34]。所以除了绝对收入水平,本文选择自评价的村庄内相对收入作为解释变量。研究表明家庭的收支情况会显著影响居民的主观幸福感[35],所以本文选择自评价的收支情况作为一个解释变量。

表2 相关变量的测量和统计

国家禁牧政策具有改善生态环境和政策实施区农民生活水平的双重目的,除了改善当地的生态环境,禁牧政策还可以影响农民的生产生活方式,已成为当地农民生活的一部分。所以本文选择禁牧政策满意度、禁牧政策对环境和收入的影响这三个变量作为生活满意度的解释变量。禁牧政策实施的首要目的是改善生态环境,生态环境满意度可能会影响农民的生活满意度,参加社会活动的频率作为社会资本的一个方面,也可能会影响农民的主观幸福感,所以本文选择这两个变量作为生活满意度的解释变量。此外,本文还选择了已有研究文献经常使用的个人特征作为回归的控制变量,包括被调查者的年龄、性别、受教育程度、婚姻状况和健康状况。

2.4 模型设定

本文首先选择最小二乘回归研究生活满意度的影响因素,公式如下：

yi=α+βiXi+εi

(1)

其中,yi表示农民个人的生活满意度,Xi表示主要解释变量,εi表示随机误差项。

尽管最小二乘回归能说明解释变量对因变量的作用,但这种作用是平均作用,并不能回答这些因素对解释变量不同分位点的影响。分位数回归不仅能解决这个问题,给出在各分位点上解释变量对因变量的影响,并且,对于异常值的敏感程度远小于OLS回归,其稳健性强于OLS回归[36]。所以本文应用分位数回归研究在不同生活满意度分位点上主要解释变量对生活满意度的影响。模型可以表述如下[35,37-38]：

yi=βθXi+εθi

(2)

βθXi=qθ(yi|Xi)

(3)

其中,θ(0<θ<1)表示不同的分位点,βθ为θ分位点上的影响生活满意度的系数矩阵,qθ(yi|Xi)表示生活满意度yi在给定Xi与分位点θ的情况下所对应的条件分位数。分位数回归是使加权误差绝对值之和最小,并通过下列函数来实现。本文的所有回归都是在Stata 15.0中进行。

(4)

3 实证分析

3.1 主观幸福感影响因素

为了确保结论的稳健性,本文在进行OLS回归时,通过不断加入变量的方法研究主观幸福感的主要影响因素,所得结果如表3所示。在自变量的多重共线性检测中,方差膨胀因子的测度结果均小于3,模型通过了多重共线性的检验。

3.1.1个人特征的作用

调研结果表明盐池县的生活满意度随年龄变化呈“U型”分布,40—49岁是生活满意度的低点,并且40岁以下的样本量较少,只占总样本量的6.7%,所以把40岁以下作为研究的一个变量,在回归分析时把40—49岁设为参照组。从回归结果可知,模型1和模型2,50岁以上的农村居民其生活满意度显著高于40—49岁,而全变量模型(模型4)只有69岁以上老年人的生活满意度显著高于参照组。此外,性别对生活满意度没有显著的影响。

从回归结果可知,和没有接受教育的居民相比,接受更高教育的居民,其生活满意度并没有显著的改善。虽然接受高等教育的居民其生活满意度高于其他居民,但其样本量过小,只占总样本的1.6%,未对生活满意度造成显著影响。已婚居民的主观幸福感要显著高于其他居民。健康状况对生活满意度有显著的正向影响(模型1和2),但随着其他解释变量的加入其对生活满意度的作用在减弱并且不再显著(模型3和4)。健康与禁牧政策的收入影响(r=0.131,P<0.05)、禁牧政策的环境影响(r=0.137,P<0.05)等变量具有显著相关性,加入这些变量后使得健康状况作用不再显著。

3.1.2收入对生活满意度的影响

OLS回归结果显示(表3),相对于最低家庭月收入四分位的居民,第二低家庭月收入四分位的居民其生活满意度要高,而包含所有变量的回归(模型4),其他两类家庭月收入四分位居民的生活满意度与参照组的居民没有显著差别。这说明在本研究中家庭绝对收入对主观幸福感的影响比较小。而在所有回归模型中自评价的相对收入和收支状况对生活满意度均有显著的正向影响。中国农民具有“小富即安”的生活观念,在国家社会保障和基础设施不断完善的过程中,各种惠农政策和生态补偿政策的实施,农民的生活水平不断提高,使我国农民保有“小富即安”的满足感和感恩心,会抑制绝对收入对主观幸福感的影响。由于适应性的存在,人们会很快适应自己的收入水平,而高收入者会因为自己期望的提高而限制自己主观幸福感的提高。此外,收入的内生性问题也可能会导致收入对主观幸福感的作用变小[39]。

家庭绝对收入对主观幸福感的作用不显著,这并不代表收入不重要,而是说明在现阶段国家政策和社会保障不断完善的基础上,加上农民以中老年人为主,导致其主观幸福感受非收入因素的影响比较大。此外,自评价的收支状况对生活满意度具有显著地正向影响,改善家庭的收支情况可以改善农民的生活满意度。增加农民的收入可以改善家庭的收支情况,从而提高农民的主观幸福感。

社会比较理论认为人们无法摆脱自己的社会属性,总是在相互比较中获得自己的满意度,从而使自评价的相对收入对主观幸福感起到显著的正向作用。自评价的收支状况对农民的生活满意度也具有显著的正向影响,存钱的居民生活满意度要显著高于那些花费存款和借钱的居民。2000年以后,盐池县农村居民人均纯收入持续增长,从2000年1 136元到2017年的9549元。中国农民具有勤俭持家的传统美德,收入的增加会显著改善其收支状况,使得盐池县农民生活满意度得分比较高。此外,农村居民人均纯收入的提高,会使人们在和过去比较时,收入水平明显改善。研究表明,和过去比收入水平的提高可以显著改善人们的主观幸福感[40,41],农民的主观幸福感是根本生活水平得到保障和改善的情况下,其心理感受的情况。

3.1.3禁牧政策感知对生活满意度的影响

如表3所示,禁牧政策的环境影响对生活满意度的正向影响不显著。禁牧政策实施的首要目的是在改善生态环境[42],禁牧政策实施以后,盐池县的生态环境明显改善,绝大多数被调查者(占样本数的96%)认为禁牧政策已经改善了当地的生态环境,从而使禁牧政策的环境影响对生活满意度的影响不显著。禁牧政策的收入影响对生活满意度有显著的正向影响(表3),禁牧政策改善居民的收入会提高他们的生活满意度,禁牧政策的实施具有恢复生态环境和改善当地居民生活水平的双重目的。禁牧政策实施以后,农村家庭人均纯收入从2002年的1 429元增长到2017年的9 549年,增长迅速,并于2018年成功脱贫摘帽。因此,盐池县农村居民的生活满意度评价比较高。此外,禁牧政策满意度对生活满意度也有显著的正向影响,提高农民的禁牧政策满意度可以显著改善其生活满意度评价,说明禁牧政策在政策参与农民日常生活中的重要性。

3.1.4其他因素的影响

参加社会活动的频率也对生活满意度有显著的正向作用,这说明人际关系在农民日常生活中的重要性。已有研究也表明当从个人关系中获得更高的生活满意度,而从物质商品和服务中获得的生活满意度相对较少时,农村居民会更幸福[33]。此外,环境满意度对生活满意度有显著的正向影响,说明改善生态环境可以改善农民的主观幸福感。虽然禁牧政策的环境影响对生活满意度的影响不显著,但改善了的生态环境可以提高农民的环境满意度,从而提高农民的生活满意度。

3.2 不同生活满意度分位点的影响

生活满意度25%、50%和75%分位点的回归结果如表4和图2所示。从25%分位点到75%分位点,自评价的相对收入的回归系数从0.605下降到0.329,并且在中分位点和75%分位点都没有通过10%的显著性检验。从25%分位点到75%分位点,自评价的收支状况的回归系数从0.508下降到0.122,禁牧政策满意度的回归系数从0.413下降到0.167,并且在75%分位点都没有通过10%的显著性检验。从低生活满意度分位点到高生活满意度分位点,自评价的相对收入、自评价的收支状况和禁牧政策满意度的影响是降低的。对高生活满意度的农民来说,自评价的相对收入、自评价的收支状况和禁牧政策满意度对生活满意度没有显著影响。

图2 分位数回归系数变化Fig.2 The coefficient of quantile regression

表4 生活满意度分位数回归模型的结果

禁牧政策的收入影响只在50%分位点时通过了10%的显著性检验,并且作用系数最大,禁牧政策的收入影响只对中分位点农民的生活满意度起到显著的正向影响,而对其他生活满意度分位点农民的生活满意度影响不显著。参加活动的频率对生活满意度的影响在25%分位点系数最小,并且没有通过10%的显著性检验,而在中分为点和75%分位点都通过了5%的显著性检验,对于低生活满意度分位点的农民,参加活动的频率对其生活满意度的正向影响不显著。环境满意度只在75%分位点对农民生活满意度的影响通过了5%的显著性检验,并且系数最大,其他分位点的影响不显著,这说明生活满意度高的农民更加关注生态环境质量。

4 结论与讨论

4.1 结论

本文基于实地调查数据,采用OLS回归模型和分位数回归模型,分析了典型北方农牧交错区盐池县农民生活满意度的影响因素。得到以下结论：

(1)生活满意度随年龄变化符合“U型”分布,性别、教育水平等因素对农民的生活满意度没有显著的影响,自评价的相对收入、自评价的收支状况、禁牧政策满意度、禁牧政策的收入影响、参加社会活动的频率和环境满意度对农民生活满意度有显著的正向影响。

(2)随着农民生活满意度分位点的提高,自评价的相对收入、自评价的收支状况和禁牧政策满意度的作用是降低的。禁牧政策的收入影响只对中分位点农民的生活满意度起到显著的正向影响。参加活动的频率对低生活满意度分位点农民的正向影响不显著,而环境满意度只在高分位点对农民的生活满意度有显著的正向影响,说明生活满意度高的农民更加关注生态环境质量。

4.2 讨论

较高的生活满意度可以使农户更支持和愿意参与到生态政策中去。相关政策、基础设施和社会保障在改善草原生态环境和农村居民生活质量的同时还可以使生态政策更容易监管。本文的研究结果表明,农村居民的禁牧政策满意度和禁牧政策对农村居民收入的影响会对其生活满意度产生显著的正向影响。北方农牧交错区生态环境脆弱,是中国东部重要的生态屏障及北方农区和牧区的桥梁和纽带。所以,有必要继续完善现有生态补偿政策,在继续保护和改善北方农牧交错区生态环境的同时,提高北方农牧交错区农村居民的主观幸福感。

中国禁牧政策实施区是普遍贫困地区,农村居民是其中的弱势群体,除了因地制宜的制定合理的补贴标准,配合相关政策改善他们的生计和提高他们的收入水平,还必须加强政策实施区各项生态补贴和配套政策的宣传、监督和管理,改善农村居民对政策带来收入改变的感知,提高农村居民对保护草原重要性的认识,提高其政策的认同感和责任意识,使农村居民积极参与保护草原的行动,从而提高他们的主观幸福感。

随着经济的快速发展和城市化进程,以及农业生产方式的变化和农村居民对草原生产依赖的减弱,许多年轻的农村劳动力已经迁移到城市,这明显的提高了他们的生活水平[43]。随着农村人口的老龄化,而年纪大的居民没有精力从事草原畜牧业,导致近年来从事畜牧业的农户在不断减少,预计未来北方农牧交错区养羊的农户会进一步减少。对于不从事草原畜牧业的人员,其禁牧政策满意度和生活满意度的高低并不影响政策的实施。但这项政策可以提高他们的主观幸福感,促进社会的可持续发展。

农村居民的幸福感状况可以影响生态政策的顺利实施,幸福感比较高的人会做出更多有利于生态的行为[10],因此对生态脆弱区农村居民幸福感的研究可以为利益相关者和决策者如何完善草原生态政策提供一个全新的视角。在提高农村居民生活质量的同时,改善生态脆弱区的生态环境,顺利完成草原生态政策的目标,从而实现区域的可持续发展。