草原补奖政策下牧户家庭收入的影响研究——以内蒙古锡林郭勒盟为例

智 荣， 陈梅梅， 闫 敏， 李 平*

(1. 中国农业科学院草原研究所， 内蒙古 呼和浩特 010010； 2. 全国畜牧总站， 北京 100125)

我国拥有丰富的草原资源，根据《第三次全国国土调查主要数据公报》，全国约有2.65亿公顷草地资源，占国土面积的27.6%[1]。草原作为我国面积最大的陆地生态系统，在生态环境与经济社会发展中具有重要的战略地位[2]。长期以来，由于自然和人为等多种因素的共同影响，草原出现了不同程度的退化、沙化现象，其生态系统的稳定性受到一定破坏，同时也影响了地区经济发展和牧民生计水平的提高[3]。再加上自然条件和历史因素的限制，牧民收入低、增收难一直是国家关注的焦点[4-5]。因此，为实现草原生态环境保护、牧民增收、牧区可持续发展的目标，从2011年开始，我国在内蒙古等八个牧区省份开始实施草原生态保护补助奖励政策(2011-2015年)(以下简称草原补奖政策)[6]。“十三五”期间，国家启动实施了新一轮草原补奖政策，取得了显著的阶段性成效，草原生态环境得到进一步改善，草牧业生产方式加快转变，农牧民生活水平得到持续改善。为进一步巩固提升草原生态保护成果，“十四五”期间，国家将继续实施第三轮草原补奖政策，实现牧区生产生活生态的互促共赢[7]。2022年中央一号文件《中共中央国务院关于做好2022年全面推进乡村振兴重点工作的意见》中也明确指出，要接续全面推进乡村振兴，支持牧区发展和牧民增收，落实第三轮草原补奖政策。由此可见，草原补奖政策作为牧区一项重要的惠牧惠民政策，对于牧区的可持续发展具有重要意义。

政策实施以来，围绕草原补奖政策效益评价的研究已成为一大热点，过往研究主要围绕生态恢复、生产方式转型和农牧民增收等评价角度展开。就生态恢复效益而言，学者们基于草地监测数据，结合遥感监测技术等，对政策实施后草地状况进行了评价，结果表明内蒙古、甘肃、青藏高原等地的草地生态得到一定程度的恢复[8-10]。牧民作为政策的主要参与者，其行为反应在很大程度上影响了政策的实施效果[11]。关于牧户生产方式转型的研究，学者们从草原补奖政策对减畜行为[12-13]、生产决策行为[14-15]等方面进行分析，表明政策对减畜行为、牧户生产决策均产生显著影响，但也受到其他因素的制约。围绕草原补奖政策的增收效益，周升强等[16]认为政策实施过程中，农牧民最关注的是政策对其收入的影响。崔亚楠等[17]发现草原补奖政策改变了西藏地区牧民家庭的收入结构，政策资金成为家庭收入的重要来源，同时政策有利于缩小贫富差距。周升强等[18]采用分位数回归模型，对宁夏和内蒙古农牧交错带地区草原补奖政策对贫困农牧户收入的影响进行研究，结果表明政策收入能够显著促进贫困农牧户牧业收入的增加，但对农业与非农牧业收入影响并不显著。籍常婷等[19]同样基于分位数回归模型，对祁连山北坡不同收入水平农牧户家庭收入影响因素的差异性进行分析，结果表明各因素对不同收入水平的农牧户影响程度不同，对家庭收入的贡献不均匀，且随着家庭收入水平的提高，影响因素表现出不同的作用程度。Yin等[20]认为草原补奖政策实施后，牧户家庭总收入得以增加，但净收入显著下降，牧业收入仍是家庭收入的主要来源，非牧业收入仅起到补充作用。刘宇晨等[21]基于倾向得分匹配法，对内蒙古牧业旗县草原补奖政策对牧户收入的影响进行分析，结果表明，对不超载牧户来说，政策可显著提高其总收入和非畜牧业收入，但对畜牧业收入不具有显著提升作用；而对于超载牧户来说，现行的补偿收入并不能弥补其减畜带来的损失。李志东等[22]通过梳理已有的草原补奖政策实施效益评价，发现政策资金虽在一定程度上提高了牧民收入，但对牧民减畜的激励作用是有限的。巩芳等[23]构建了草原生态补偿标准对牧民收入影响的系统动力学模型，以内蒙古锡林郭勒盟为例进行了实证模拟，结果表明当前内蒙古草原补奖政策标准偏低，政策标准的高低变化通过直接和间接两个渠道对牧民收入产生影响。

基于以上分析，虽然对草原补奖政策背景下牧民增收效益的研究较为丰富，但关于不同收入水平牧户家庭的收入影响及其作用程度的研究较少。鉴于此，本研究基于内蒙古锡林郭勒盟四个旗(市)的调研数据，采用普通最小二乘回归(Ordinary least squares，OLS)和分位数回归模型，探究牧户家庭收入结构及不同因素对牧民收入的影响，并揭示不同收入水平下各因素对牧民收入的影响差异及作用程度，以期为促进牧民增收、支持牧区发展和全面推进乡村振兴等提供参考。

1 材料与方法

1.1 研究区域概况

锡林郭勒盟位于内蒙古自治区中部(42°32′～46°41′ N，111°59′～120°00′ E)，总面积2 030 万hm2。其中，草原面积1 796万hm2，占总面积的89.85%。锡林郭勒盟草原是内蒙古草原的主要天然牧场之一，是我国华北地区的重要生态安全屏障，拥有草甸草原、典型草原、荒漠草原、沙地植被和其他草场类等多种草原类型。2021年，全盟户籍人口104.09万人，其中，农牧区人口56.45万，占总人口数的54.23%；年平均气温4.5℃，年平均降水量335.7 mm；年末全盟牛存栏110.92万头，比上年末增长11.1%；羊存栏584.08万只，下降0.7%；居民人均可支配收入36 173元，按常住地分，城镇居民人均可支配收入44 413元，名义增长7.3%，农村牧区居民人均可支配收入20 769元，名义增长10.1%[24]。

1.2 数据来源与样本特征

本研究采取随机分层抽样法，选择东乌珠穆沁旗、锡林浩特市、苏尼特左旗、苏尼特右旗4个旗(市)，每个旗(市)抽取4～5个苏木(乡镇)，每个苏木随机抽取2～3个嘎查，每个嘎查抽取5～9位牧民作为研究样本。调研组于2019年8～11月进行实地调研，累计获取调研问卷230户，有效问卷219份，有效率为95.22%。其中，东乌珠穆沁旗、锡林浩特市、苏尼特左旗、苏尼特右旗调研样本量分别为53份、64份、41份、61份，占样本总数的比例为24.20%，29.22%，18.72%，27.85%，样本区域见图1。表1揭示了受访牧户家庭的基本特征。受访牧民性别以男性为主(82.19%)，民族以蒙古族居多(71.69%)，身份主要为牧民，占比95.43%；受教育程度总体偏低，以小学、初中学历为主(两者合计占比73.98%)。牧户家庭规模适中，3～6人家庭户占比为84.47%。

图1 样本区域分布图Fig.1 The distribution map of sample area

表1 牧民样本特征描述Table 1 The characterization of herdsmen samples

1.3 研究方法

1.3.1变量选取 (1)被解释变量：人均总收入。测量指标选用的是人均总收入的对数值，以表征牧户家庭收入状况。由于本研究以草原补奖政策为重要背景，其政策收入需进行单独分析，因此将人均总收入划分为经营性收入、草原补奖收入和其他收入。其中经营性收入包括家畜和畜产品收入等；其他收入包括打工或工资性收入、除草原补奖政策外的其他政策补贴、礼金收入和利息收入等。

(2)核心解释变量：是否参加草原补奖政策。参考退耕还林、集体林改配套政策对林农收入影响的相关研究，将对应政策的参加与否确定为核心解释变量[25-26]。因此，本研究根据是否获得草原补奖资金，判断牧户家庭是否参加草原补奖政策，参加记为“1”，不参加则记为“0”。

(3)控制变量：诸多研究表明，资源禀赋作为牧户赖以生存的基础，对家庭收入产生一定影响[18]。本研究广泛借鉴牧户生计资本框架及可持续发展生计分析框架内五种生计资本理论[27]，结合研究区域实际情况，引入包含人力资本和物质资本在内的6个变量。同时，家庭成员作为经济活动的主要从事者和重要事项的主要决策者，其自身特征对家庭收入具有一定影响[26]。为控制家庭特征对收入的影响，引入户主性别、年龄、民族、劳动力比例4个变量表征家庭特征。牧户家庭成员的就业行为和畜牧业经营行为直接影响其家庭收入，特别是近年来学者们关于牧户行为的研究成为一大热点[28-29]。因此，本研究选择是否外出工作、是否参加合作社2个变量表征牧户家庭就业行为，同时引入牧户家庭自家草场状况、是否走场、家畜出生率和出售率4个变量揭示畜牧业经营行为。此外，收入问题往往与区域禀赋有关，为控制不同区域资源禀赋对收入的影响，引入旗(市)这一变量表征地理区位间的差异[18,26,30]。本研究的变量选取、解释及统计性特征如表2所示。

1.3.2模型建立 根据已有研究，关于农牧民收入问题的研究普遍采用半对数模型，多数研究证实半对数收入模型在拟合优度和正态性方面具有优势[31]。故本研究采用半对数模型，借鉴农户收入决定函数[30,32]，基于上述变量选择，扩展并建立半对数牧户家庭收入决定模型。

(1)

式(1)中，被解释变量lnYi表示第i个牧户家庭人均总收入的自然对数；β0为常数项；βi(i=1,2,…18)表示各解释变量的回归系数；解释变量Xi(i=1,2,…18)分别表示是否参加草原补奖政策，户主健康水平，户主受教育程度，户主从事畜牧业年限，是否参加过畜牧业职业培训，草场使用面积，年初家畜数量，是否外出工作，是否参加合作社，户主性别，户主年龄，户主民族，劳动力比例，是否走场，近两年自家草场状况，家畜出生率，家畜出售率和旗(市)，μ表示随机误差项。

在研究方法上，首先采用OLS进行回归，但由于OLS回归是一种均值回归，即只能得到每个变量对牧户收入的平均影响程度，无法深入分析各个影响因素对牧户收入分布情况的影响，且估计结果容易受到极端值的影响[26,33]。为此，本研究采用Koenker等提出的分位数回归模型[34]。一方面，不同收入水平下解释变量对被解释变量的影响存在一定差异，而分位数回归能够更好地揭示各解释变量对不同收入水平的影响效应；另一方面，分位数回归使用残差绝对值的加权平均作为最小化的目标函数，不易受极端值影响，回归结果也更为稳健[35-37]。为分析具体解释变量对不同收入水平牧户收入的影响及作用程度，建立如下分位数回归模型。

Quantθ(lnYi|Xi)=βθXi

(2)

(3)

在进行分位数回归时，如何确定分位数的数量和位置尚无统一规定或做法，常见的方式有(q10，q30，q50，q70，q90)(q10，q25，q50，q75，q90)(q25，q50，q75，q90)等[25,36]。本研究依据样本牧户家庭人均总收入的原始值，选取该变量在0.25，0.50，0.75和0.90分位上的数值，分别为41 973元、59 482元、86 467元和124 429元，即代表低收入牧户、中等收入牧户、较高收入牧户和高收入牧户，以反映各解释变量对不同收入水平的影响程度，进而揭示牧户家庭收入差距背后的原因。

2 结果与分析

2.1 牧户家庭收入水平及差异分析

依据调研数据，4个旗(市)牧户家庭的收入水平及收入结构存在一定差异(图2)。就收入水平看，以牧户家庭户均总收入为例，东乌珠穆沁旗最高，为286 821.83元，苏尼特左旗和锡林浩特市次之，分别为267 743.09元和265 509.83元，苏尼特右旗最低，为207 112.2元。就收入来源而言，4个旗(市)牧户家庭主要以畜牧业经营为主，户均经营性收入占总收入的比例均在80%以上。其中，东乌珠穆沁旗户均经营性收入最高，为243 406.35元，占总收入的84.86%，锡林浩特市和苏尼特左旗次之，经营性收入分别为231 021.97元和227 775.56元，占收入的87.01%和85.07%，苏尼特右旗最低，为172 886.98元，占总收入的83.48%。草原补奖收入是牧户家庭中重要的政策性收入，苏尼特左旗户均草原补奖收入最高，为30 165.46元，占总收入的11.27%，东乌珠穆沁旗和苏尼特右旗次之，补奖收入分别为26 149.21元和20 242.11元，占总收入的9.12%和9.77%，锡林浩特市最低，为16 973.56元，占总收入的6.39%。

图2 不同区域牧户家庭收入构成Fig.2 The comparison of income composition in different regions

2.2 牧民收入影响因素分析

在进行回归之前，首先进行多重共线性检验。检验结果显示，各变量方差膨胀因子VIF最大值为2.89，最小值1.08，平均值1.48，远小于经验值10，表明回归模型不存在明显的多重共线性问题[39]。OLS回归结果见表3第2～3列，分位数回归采用Bootstrap方法进行回归以便对模型稳健性进行检验，结果见表3第4～11列。

表3 牧户家庭收入影响因素OLS回归和分位数回归结果Table 3 The results of OLS regression and quantile regression on factors influencing herdsman household income

(1)就制度政策看，OLS回归结果显示，是否参加草原补奖政策与牧民人均总收入显著正相关，且回归系数在众多解释变量中最大，为0.241 7，表明牧户家庭参加草原补奖政策，牧民人均总收入提高24.17%，进一步反映了草原补奖政策对牧民增收有较大的促进作用。是否参加草原补奖政策这一变量仅在0.25分位点上具有显著影响，回归系数为0.366 6，其余分位点均未通过显著性检验，表明草原补奖政策仅对低收入牧户家庭具有明显的增收作用，而对于中等及以上收入的牧户家庭增收效果不明显。

(2)就人力资本看，户主健康水平、受教育程度、从事畜牧业年限和是否参加过畜牧业职业培训4个解释变量对牧民收入影响均未通过显著性检验，且各变量在0.25，0.50，0.75和0.90各分位点上均不显著，表明人力资本对牧民收入之间的差距并未产生显著影响。

(3)就物质资本看，选定的2个解释变量均与牧民人均总收入显著正相关，充分表明物质资本是影响牧民收入水平的重要因素。草场使用面积在OLS回归中显著，回归系数为0.000 2，表明草场使用面积每增加1公顷，牧民人均总收入增加0.02%；但该变量在0.25，0.50，0.75和0.90分位点上均未通过显著性检验，表明草场使用面积对牧民收入之间的差距并未产生显著影响。年初家畜数量在OLS回归、分位数回归4个分位点上与牧民人均总收入在1%水平上均显著正相关，表明家畜养殖仍是牧户家庭收入的重要来源，其对任何收入群体都具有显著的增收效果。4个分位点回归系数均在0.001 5上下浮动，说明年初家畜数量对不同收入牧户家庭的收入影响较为一致，差异较小。由此可见，牧民对草原仍然具有较强的依赖性，实现畜牧业的高质量发展是提高牧民生计水平的主要途径。

(4)从就业行为看，是否外出工作和是否参加合作社对牧民收入的影响均未通过显著性检验。依据调研数据，219户牧户家庭中，仅有5.48%户选择外出工作，因此外出工作对牧民增收效果并不明显。17.35%的牧户家庭表示参加了合作社，但合作社对于牧民增收作用并不显著。这一情况与调研实际相符，当地合作社较少，且运营的合作社大多处于初级起步的摸索阶段，牧民对合作社的参与仍处于观望状态，对其增收信心较为缺乏。

(5)就家庭特征看，性别、年龄、民族这3个解释变量对牧民收入的影响均未通过显著性检验，但劳动力比例这一变量与牧民人均总收入在1%水平上显著正相关，且该变量在0.25，0.50，0.75和0.90 各分位点上均对牧民收入具有显著正影响，回归系数分别为0.004 0，0.005 3，0.008 9和0.009 8，呈逐步递增趋势，表明劳动力比例对牧民增收具有促进作用，且随着收入水平的提高，增收作用愈发明显。

(6)就畜牧业经营行为看，是否走场对牧民收入的影响未通过显著性检验，意味着走场行为对牧民增收效果不显著。OLS回归结果显示，家畜出生率、出售率与牧民人均总收入在1%水平上均显著正相关，回归系数分别为0.004 3，0.018 3，表明家畜出生率、出售率每增加1%，牧民人均总收入分别提高0.43%和1.83%。家畜出生率这一变量在0.25，0.50和0.75分位点上对牧民人均总收入具有显著影响，回归系数分别为0.005 3，0.004 8和0.004 7，总体呈递减趋势，表明提高家畜出生率对多数收入群体增收都有积极作用，但这种作用随着收入水平的提高，效果趋于减弱；该变量对高收入群体牧民收入的影响未通过显著性检验。家畜出售率这一变量在0.25，0.50，0.75和0.90分位点上对牧民收入均具有显著正向影响，回归系数分别为0.020 4，0.018 4，0.021 9，0.015 9，表明提高家畜出售率对牧民收入有促进作用，但影响存在一定差异，即随着牧户收入水平的提高，家畜出售率对牧民增收影响总体趋于减小。

(7)就区域因素看，东乌珠穆沁旗和锡林浩特市以典型草原为主，苏尼特左旗和苏尼特右旗为荒漠草原，两种不同草原类型的草地由于其资源禀赋、气候条件等不同，使得畜牧业生产效率有所不同，可能是影响牧民收入的重要因素，但OLS及分位数回归结果显示，不同旗(市)对牧民收入的影响均未通过显著性检验，与牧户样本的选取或样本量有限有关。

2.3 全分位数稳健性检验

上述的分位数回归分析，仅选择了常见的0.25，0.50，0.75和0.90分位点上的结果，其虽然被多数学者采用，认为可较好地代表低收入水平、中等收入水平、较高收入水平和高收入水平，但并不能很全面地描述众多解释变量在全部分位点上的回归系数，也不能很好地揭示各系数变化的总体趋势[32]。因此，再次利用Bootstrap方法，通过有放回抽样获得样本的置信区间[35]，绘制各解释变量在全部分位点上对牧民人均总收入的回归系数及变化趋势(图3)。图中，横轴表示分位数，纵轴表示各解释变量分位回归的回归系数。由图3可看出，OLS回归系数变化曲线与分位点的波动范围基本一致，基于全分位数的稳健性分析，得到上文在0.25，0.50，0.75和0.90分位点上的主要结论与全分位数的结论保持一致。

图3 全分位回归系数及变化Fig.3 The coefficients and changes of full quantile regression

3 讨论

关于草原补奖政策和牧民收入影响因素的研究一直是学术界的热点，学者们在草原补奖政策对牧民收入影响的研究中，采用的收入多为平均水平，即将其作为同一收入层次对象进行研究[21,40-41]。但在实际中发现，草原补奖政策对不同收入水平牧户家庭的收入影响存在差异，尤其是对贫困农牧户的影响更为显著[18]。近年来，牧民行为研究成为一大热点，而行为对牧民收入则产生直接影响[42]。基于此，本研究将草原补奖政策作为核心解释变量，以不同收入水平的牧户家庭作为研究对象，同时将畜牧业经营行为、就业行为等行为因素纳入指标体系，分析众多因素对不同收入水平牧民收入的影响作用。

就草原补奖政策而言，在OLS回归中，草原补奖政策与牧民人均总收入显著正相关，表明草原补奖政策对全体牧民增收效果显著，但在分位数回归中，只有0.25分位点上这一变量通过显著性检验，即在低收入牧户群体中，政策才具有明显的增收效果。这可能是因为低收入牧户家庭收入来源较为单一，草原补奖政策收入在家庭总收入中占比较高，对其增收作用较大，而对于中等及以上收入牧户家庭而言，其收入来源较为广泛，政策收入对家庭增收效果并不显著。这与草原补奖政策促进贫困农牧户增收、政策对不同收入层次农牧户影响不同等研究结论较为一致[18-19]。同时也说明草原补奖政策的增收效果更多的是通过增加低收入牧户家庭的收入来实现的，但也反映了低收入群体对政策补贴具有较高的依赖性[19]。因此，政策的可持续性和拓宽低收入群体多元化增收手段显得尤为必要。此外，年初家畜数量和草原补奖政策参与这两个变量均对牧户家庭收入产生正向影响，表明二者并非相悖，而是共同促进增收。一方面，草原补奖政策中禁牧、草畜平衡的实施，并非是单一禁牧、减少牲畜，而是通过转变传统畜牧业生产方式，减少天然草原上的放牧量，增加舍饲半舍饲圈养，进而达到“禁牧不禁养”“减畜不减收”的目的；另一方面，草原补奖政策直补到户补贴作为草原牧区占比较高的转移性收入，直接增加了牧民收入。此外，政策在草牧业产业方面的扶持，也进一步加快了地区畜牧业生产方式的转型升级，助力牧民增收。

就劳动力比例而言，其反映了家庭中具有劳动能力人数占总人口数的比例，分位数回归结果表明，随着牧户家庭收入水平的提高，该变量对牧民的增收效果趋于增强。可能原因是，收入水平的提高，意味着牧户家庭的牧业劳动力有更多的机会转化为非牧业劳动力，进而从事非牧就业的机会就越大，收入来源就越广泛，因此增收作用更为明显。

就畜牧业经营行为而言，家畜出生率和出售率影响畜牧业生产效率，直接决定了牧户家庭经营性收入，进而影响总收入水平，两个变量在OLS回归中与人均总收入均显著正相关(P<0.01)，表明对牧户家庭有明显的增收作用。其中，家畜出生率在0.25，0.50和0.75分位点通过显著性检验，家畜出售率在0.25，0.50，0.75和0.90四个分位点通过显著性检验，表明两个变量对不同收入水平家庭的收入影响产生明显效果。但是，随着收入水平的变化，这两个变量的影响程度是趋于减少的，即随着收入水平的提高，牧户选择增大家畜出生率和出售率提高收入的效应是减小的。这一结果也进一步验证了畜牧业适度规模经营的可行性。实际调研中发现，牧户达到一定收入水平后，不会持续加大家畜出售率以提高经营收入，而是通过定期出栏一定数量的新生幼畜、质量差或生产性能低及老弱病残牲畜，保留高质量牲畜种群，维持一定牲畜规模，并依据自身资源禀赋、生产条件等，进行草场流转、补饲或其他经营行为，以便下一步扩大生产规模。有学者指出，草原畜牧业适度规模经营可优化草地、劳动力及资金，对于提高资源利用效率以获取最大收益具有重要作用[43-44]，且适度规模作为一个动态概念，是随着劳动力的转移速度、生产投入和技术水平的提高等逐步扩大的一个过程[45]。

4 结论

牧户家庭仍以畜牧业经营为主要收入来源；草原补奖政策对低收入牧户家庭的增收作用更为显著；草场使用面积、年初家畜数量等物质资本是牧民提高收入的重要物质基础；随着收入水平的提高，劳动力比例增收作用愈发明显，而家畜出生率与出售率的增收作用趋于减弱。建议积极贯彻落实第三轮草原补奖政策，配套出台相关产业扶持政策，实现政策补贴和产业发展的良性互动；引导牧民发展畜牧业适度规模经营，以增加经营效益；完善畜牧业社会化服务体系建设，激发牧民生产积极性，从而缩小牧民收入差距。