生態補償對國家重點生態功能區居民可持續生計的影響

袁梁　張光強　霍學喜

摘要：以陜西省調研數據為研究樣本，將生態補償政策引入英國國際發展部的可持續生計能力分析框架，采用結構方程模型研究了國家重點生態功能區的生態補償政策對居民可持續生計能力的直接影響效應和間接影響效應。結果表明：生態補償對可持續生計能力的直接影響效應為0.182；通過物質資本、人力資本、金融資本和自然資本對可持續生計能力的間接影響效應分別為0.059、0.104、0.066、0.053，總的間接效應為0.282；生態補償對可持續生計能力總的影響效應為0.464。因此，精準的生態補償政策能夠實現以可持續生計能力提升為主要內容的“造血式”扶貧。

關鍵詞：生態補償； 可持續生計； 精準扶貧；國家重點生態功能區

中圖分類號：F062.2文獻標識碼：A文章編號：10037217（2017）06011906

一、理論分析與假設

新中國成立以來，扶貧問題一直是政府工作的重點，在1949—1985年間，我國的扶貧工作采取以解決溫飽為目標的救濟式扶貧方式，在1986年之后，我國政府開始進行大規模的開發式扶貧，工作重點從“輸血式”扶貧轉向“造血式”扶貧[1]。黨的十八大以來，“精準扶貧”成為國家扶貧開發工作的新戰略，其核心要義在于從實際情況出發，改變以前大水漫灌、走馬觀花和大而化之式的扶貧方式，做到靶向治療、精準滴灌[2]。

國務院于2010年出臺了《全國主體功能區規劃》，截止2016年9月29日，我國規劃了676個國家重點生態功能區，這些生態功能區基本上與我國的貧困地區重合，生態環境狀況等客觀條件決定了這些地區的扶貧任務更加艱巨。《國家重點生態功能區轉移支付辦法》規定了國家財政對國家重點生態功能區當地政府的轉移支付辦法和標準，目標是通過實施生態補償政策改善民生和保護環境。生態補償的目標就是保護環境和減少貧困，實施生態補償已成為扶貧的一項重要方式。

在精準扶貧要義下，本文將扶貧地點選為國家重點生態功能區，扶貧方式定為生態補償，扶貧目標靶為可持續生計能力的提升，研究生態補償政策對國家重點生態功能區當地居民可持續生計能力的影響。

（一）理論分析

可持續生計是在對全球貧困問題的深入研究和討論中提出的一種新思路和新方法。英國國際發展部（DFID）、聯合國開發計劃署（UNDP）等組織都對此進行了進一步的擴展研究，提出了自己的可持續生計能力分析方法和框架。

在眾多可持續生計研究框架中，英國國際發展署（DFID）的可持續生計分析框架因其形式靈活變通和發展過程循序漸進受到國內外研究學者和機構的青睞。本文結合該框架和我國國家重點生態功能區當地居民生計資本和能力的特點，構建了研究生態補償政策對居民可持續生計能力的直接影響和通過生計資本產生間接影響的理論框架，如圖1所示。

（二）假設的提出

根據圖1，并結合其他學者的研究成果，本文提出以下七個假設（H），具體如下：

H1： 人力資本能夠正向影響可持續生計能力。

人力資本是指勞動者受到教育、實踐經驗、培訓、保健、遷移等方面的投資而獲得的知識和技能的積累，亦稱“非物力資本”。這種知識與技能可以為其所有者帶來能力的提升和收入的提高。

H2： 金融資本能夠正向影響可持續生計能力。

金融資本是指國家重點生態功能區農戶能夠獲得的未來現金流的資本化，金融資本的多少直接反映了居民未來掌握的收入多少，而收入是可持續生計能力的直接體現指標，收入越高可持續生計能力越強。

H3： 物質資本能夠正向影響可持續生計能力。

物質資本是指長期存在的用于生產或者生活的物資形式，生活用的物質資本包括個人的房屋和交通運輸工具等。國家重點生態功能區居民對應的物質資本則是居民生產賴以使用的工具和基礎設施如農用器械、道路等。物質資本可以通過收入獲得而影響重點生態功能區農戶的可持續生計能力。

H4： 社會資本能夠正向影響可持續生計能力。

社會資本是指社會主體（包括個人、群體、社會）間緊密聯系的狀態及其特征。社會資本是無形的，存在于社會結構之中，但它可以通過人與人的合作而提高社會的效率和整合度。這種個人與組織、他人之間的聯系，可以促使個人的能力提高、收入增加和社會地位的提升，進而提高居民的可持續生計能力。

H5： 自然資本能夠正向影響可持續生計能力。

自然資本是指能從中導出有利于生計的資源流和服務的自然資源存量（如土地和水）和環境服務（如水循環）。它是生產勞動的作用對象，通過將自然資本和物質資本以及人力資本相結合進行生產活動，在相同的人力資本和物質資本的情況下，自然資本提供的服務越多，產出越高，進而收入越高。

H6： 生態補償政策能夠直接正向影響可持續生計能力。

H7： 生態補償政策能夠通過影響生計資本間接正向影響可持續生計能力。

生態補償政策可以通過影響當地居民的就業能力（如智力補償或者職業教育方式給予生態補償）和收入水平（如采用政府資金補貼方式的生態補償）直接提高當地居民的可持續生計能力；也可以通過影響人力資本、物質資本、金融資本、自然資本存量間接影響可持續生計能力，如政府通過直接給予經濟補助增加生態功能區農戶的金融資本存量；通過提供經濟林種植等技術指導，使生態環境獲得保護而增加自然資本存量等。

二、問卷設計與模型方法

（一）問卷設計

基于國家重點生態功能區當地居民的客觀條件和問卷預調研的反饋狀況，在借鑒蘇芳（2009）、楊國安（2003）、夏自蘭等（2012）和Bouma（2014）等學者的研究成果基礎上[3-6]，采用物質資本、人力資本、金融資本、社會資本、自然資本、生態補償、可持續生計能力七類共計28個變量（見表1）進行測度，采用Likert5點量表法表示。endprint

本次調研地點選取為陜西省安康市，屬于國家重點生態功能區所在的白河縣、旬陽縣和嵐皋縣。共發放問卷800份，收回有效問卷724份，有效問卷達90.5%。各變量取值和占比見表1。

（二）結構方程模型

結構方程模型將路徑分析法和因子分析法融為一體，能夠有效地避免測量誤差和分析各變量之間的關系，得到變量間相互影響的直接效果、間接效果和總效果。結構方程模型包含了測量和結構兩個模型，測量模型表示可觀測變量與潛變量之間的相互關系，結構模型表示潛變量與潛變量之間的關系。

1.測量模型。

測量模型描述了潛變量ξ、η與指標變量x、y之間的聯系。方程表示如下：

x=Λxξ+δ，y=Λyη+ε。其中，x為外生指標變量；y為內生指標變量；ξ、η分別為外洐潛在變量和內洐潛在變量；Λx和Λy分別為外生指標變量和內生指標變量對應的因子負荷量；δ和ε為誤差項。

2.結構模型。

結構模型描述潛變量η和ξ之間的因果聯系，表達式如下：

η=Βη+Γξ+ζ。其中，

Β為內生潛變量之間相互影響效應系數，Γ為外生潛變量對內生潛變量影響效應系數（即路徑系數），ζ為η的殘差。

3.本文的結構模型方程。根據表1列示出七個類型變量。依據理論模型構建如下結構方程模型：

（1）結構模型：

x1=β1x6+μ1，x2=β2x6+μ2，x3=β3x6+μ3，x5=β5x6+μ5；

y=α1x1+α2x2+α3x3+α4x4+α5x5+α6x6+μ4+μ6+μ7。其中，β1、

家里的人均住房面積/平方米

1（10以下，5.0%）；2（10～20，20.0%）；3（20～30，28.4%）；4（30～40，28.6%）；5 （40及以上18.0%）

x12

村里的道路狀況

1（很不好，18.0%）；2（不好，23.0%）；3（一般，46.8%）； 4（很好，10.0%）；5（非常好，2.2%）

x13

家用電器及科技產品（電腦、空調、微波爐、冰箱、洗衣機、電視機、飲水機、電磁爐等）

1（1種，2.1%）；2（2種，41.5%）；3 （3種，26.3%）；4（4種，21.0%）；5（5種及以上，9.1%）

x14

農業機械和汽車等（家用轎車、拖拉機、農用汽車、打草機、粉碎機等）

1（1種，12.0%）；2（2種，25.2%）；3（3種，31.0%）；4（4種，20.0%）；5（5種及以上，12.8%）

人力資本

x2

x21

您的受教育水平

1（未上學，22.8%）；2（小學，25.0%）；3（初中，32.0%）；4（高中/中專，18.0%）； 5（本科及以上，2.2%）

x22

家人（配偶、子女）受教育水平

1（未上學，18.0%）；2（小學 ，23.8%）；3（初中，35.0%）；4（高中/中專，18.0%）；5（本科及以上，3.2%）

x23

家里勞動力人數/人

1（沒有，1.0%）；2（1～2，28.0%）；3（2～4，32.0%）；4（5～6，32.0%）；5（7及以上，7.0%）

x24

您及您家人的健康狀況

1（家里有長期患病者、殘疾人，12.0%）；2（家里有經常患病者，18.0%）；3（家里有偶爾患病者，37.3%）；4（家里人很少患病，29.0%）；5（都非常健康，3.7%）

金融資本

x3

x31

您家庭的平均年現金收入/元

1 （0～2000，20.0%）；2 （2000～4000，20.0%）；3（4000～6000，42.0%）； 4 （6000～8000，9.0%）；5（8000以上，9.0%）

x32

每年平均得到的生態補償額/元

1（沒有，15.0%）；2（0～50，18.0%）；3（50～100，21.0%）；4（100～150，23.0%） 5（150以上，22.0%）

x33

在需要貸款的時候，貸款是否容易

1（非常不容易，45.0%）； 2（ 不容易，23.0%）； 3 （一般，25.0%）； 4（很容易，7.0%）； 5 （非常容易，0.0%）

x34

社保種類（低保、養老、醫療、失業、其他）

1（沒有，18.0%）； 2（1種，62.0%）；3（ 2種，18.0%）；4（3種，2.0%）； 5 （4種及以上，0.0%）

社會資本

x4

x41

與親戚朋友的關系

1（很不好，18.0%）；2（不好，13.5%）；3（ 一般，53.0%）；4（很好，10.0%）； 5（非常好，5.5%）

x42

與村干部的關系

1（很不好，29.0%）；2（不好，28.0%）；3 （一般，32.0%）；4（很好，9.0%）； 5（非常好，2.0%）

x43

社區或者村里組織活動的次數

1（幾乎沒有，64.0%）；2（很少，16.8%）；3（一般，19.2%）；4（很多，0.0%）； 5（非常多，0.0%）

x44

家里有村（鎮及以上）干部endprint

1（否，88.5%）； 2（是，11.5%）

自然資本

x5

x51

家里現有耕地面積

1（沒有，0.0%）；2（小于1畝，0.0%）；3（1～3畝，25.0%）；4（3～5畝，53.0%）；5（5畝以上22.0%）

x52

家里現有耕地質量

1（非常差，15.0%）；2（較差，8.0%）；3（一般，62.0%）；4（較好，10.0%）；5（非常好，5.0%）

x53

家里現有林地面積

1（ 沒有，9.5%）；2（小于 3畝 ，18.5%）；3（3-6畝，36.0%）； 4 （6-9畝，21.0%）； 5 （9畝以上，15.0%）

x54

家里現有林地質量

1（非常差，14.0%）；2（ 較差，8.0%）； 3 （一般，65.0%）； 4（較好，10.0%）； 5 （非常好，3.0%）

生態補償政策

x6

x61

生態保護補償政策的相關信息是否透明

1（很不透明，66.0%）； 2 （不透明，26.0%）； 3 （一般，8.0 %）；4（透明，0.0%）；5（ 很透明，0.0%）

x62

贊同政府采用生產成本方法來發放補助

1（很不贊同，48.0%）； 2（ 不贊同，28.0%）； 3 （一般，15.0%）；4（贊同，9.0%）； 5（很贊同，0.0%）

x63

政府檢查水源區生態保護狀況（退耕、植樹）

1（從來不做，63.0%）； 2 （很少做 ，21.0%）； 3 （一般，11.0%）； 4 （做一些，5.0%）； 5 （經常做，0.0%）

x64

政府給予生態保護（如：植樹）技術指導

1（從來不做，52.0%）； 2（很少做，35.0%）； 3（一般，5.0%）；4（做一些 ，7.0%）； 5 （經常做，1.0%）

可持續生計

y

y1

每年都得到相對穩定的收入

1（很不穩態，18.0%）； 2（不穩定，22.0%）； 3（ 一般，25.0%）； 4（很穩定，28.0%）； 5（非常穩定，8.0%）

y2

就業能力得到提高

1（下降，5.0%）；2（不變，20.0%）；3（提高一點，40.0%）； 4（提高很多，25.0%）；5（顯著提高，10.0%）

y3

自我價值、政治權利實現等方面的提高

1（下降，35.0%）； 2（不變，60.0%）；3（提高一點，5.0%）； 4（提高很多，0.0%）；5 （顯著提高，0.0%）

y4

生活滿意度提高

1（下降，24.0%）； 2（不變，37.4%）；3（提高一點，28.0%）； 4（提高很多，8.6%）；5（顯著提高，2 .0%）

注：變量取值中，括號內兩個變量分別表示變量取值和在五個變量中的占比。

β2、β3、β5、α1、α2、α3、α4、α5、α6分別表示各潛變量之間路徑系數；μ1、μ2、μ3、μ4、μ5、μ6、μ7分別表示七個潛變量的殘差。

（2）測量模型：

x1i=γjx1ejj=1，2，3，4

x2i=γjx2ejj=5，6，7，8

x3i=γjx3ejj=9，10，11，12

x4i=γjx4ejj=13，13，15，16

x5i=γjx5ejj=17，18，19，20

x6i=γjx6ejj=21，22，23，24

yi=γjy+ejj=25，26，27，28

其中，x1i、x2i、x3i、x4i、x5i、x6i、yi（i=1，2，3，4）表示相應潛變量的觀測變量；（j=1，2，3，…，28）表示28個可觀測變量的載荷系數；ej（j=1，2，3，…，28）表示28個可觀測變量的殘差。

三、實證結果分析

本文采用克朗巴哈α信度系數（cronbach′s α值）和組合信度（CR）來檢驗數據的效度和信度，結果表明，除社會資本的克朗巴哈α信度和組合信度系數分別為0.792和0.795外，其余6個潛變量的克朗巴哈α信度和組合信度系數都大于0.8，平均方差萃取（AVE）的取值都在0.5之上，表明各潛變量對指標變量具有較強的解釋能力。此外，每個潛變量的平均方差萃取（AVE）的平方根都大于變量間的相關系數，通過了區別效度檢驗。因此，總體上來說本文的調研數據具有較好的信度和效度，能夠進行后續的分析。

在采用最大似然估計法對結構方程參數進行估計之前，還要對樣本數據的擬合優度進行檢驗。參考吳明隆的方法和思想，對運用AMOS17.0統計軟件的結構方程擬合優度進行評價，結果表明各指標均達到了理想狀態，本研究所設定模型具有很好的擬合優度①。

采用AMOS17.0對模型進行估計，測量方程的擬合狀況如表2所示。可以看到因子載荷估計值在1%或者5%的條件下通過顯著性檢驗，并且所有可觀測變量的C.R值最低都在2以上，可認為潛變量和可觀測變量間的載荷系數估計也都在相應的顯著性水平下通過檢驗。通過表2可得，物質資本的四個可觀測變量x11、x12、x13、x14的標準化因子載荷為0.629、0.753、0.514、0.402，即人均住房面積、村里的道路狀況、家用電器及科技產品和農業機械及汽車能增加國家重點生態功能區當地居民的可持續生計能力。人力資本的四個可觀測變量x21、x22、x23、x24的標準化因子載荷為0.605、0.406、0.274和0.322，表明當地居民的可持續生計能力在很大程度上受到自身的受教育水平、家人的受教育水平、家庭人口數量和家人的健康狀況的正向影響。金融資本的四個可觀測變量x31、x32、x33、x34的標準化因子載荷分別為0.639、0.791、0.534、0.363，也即國家重點生態功能區當地居民的家庭年均現金收入、年均生態補償額度、貸款難易程度以及社保的覆蓋程度同樣能夠正向影響當地居民的可持續生計能力。社會資本的四個可觀測變量x41、x42、x43、x44的標準化因子載荷分別為0.743、0.558、0.263、0.724，表明和親戚以及村干部的關系融洽程度、家里是否有村（鎮）干部以及社區和村里組織的活動次數是當地居民所擁有的社會資本的重要體現，且都endprint

能夠正向影響國家重點生態功能區當地居民的可

持續生計能力。自然資本的四個可觀測變量x51、x52、x53、x54的標準化因子載荷分別為0.421、0.246、0.354、0.602，也即家里擁有的耕地面積及其質量和家里擁有的林地面積及其質量四個指標同樣對國家重點生態功能區當地居民的可持續生計能力產生正向影響。生態補償政策的四個可觀測變量x61、x62、x63、x64的標準化因子載荷分別為0.855、0.458、0.528、0.635，表明生態補償政策相關信息透明度、政府采用生產成本方法來發放補助、地方政府檢查生態保護狀況以及政府給予生態保護后續的技術指導四個變量對生態補償政策貢獻度較大，且都能夠正向影響國家重點生態功能區當地居民的可持續生計能力。可持續生計能力的4個可觀測變量y1、y2、y3和y4的標準化因子載荷分別為0.342、0.537、0.458、0.632，可知每年收入的穩定性、就業能力的提升、自我價值、政治權利實現等方面的提高以及生活滿意度的提升能夠提高國家重點生態功能區當地居民的可持續生計能力。通過上述分析可知，本文調研問卷在一定程度上可以較好地測度當地居民的生計資本、可持續生計能力和生態補償政策。

采用AMOS17.0對結構方程進行擬合分析，直接得到的路徑系數是非標準化的，而未經過標準化的路徑系數不能直接進行比較分析，因此要對這些路徑系數進行標準化處理。結構方程的標準化路徑系數和擬合結果如表3。

由表3的模型路徑系數可以發現，當地居民的物質資本、人力資本、金融資本、社會資本、自然資本和生態補償可持續生計能力的影響路徑系數在1%的顯著性水平下通過檢驗，其系數值α1、α2、α3、α4、α5、α6分別為0.159、0.253、0.178、0.227、0.351、0.182；也即這六個潛變量都對當地居民的可持續生計能力產生了正向的促進作用，因此命題H1、H2、H3、H4、H5、H6得證。政府生態補償政策對當地居民的物質資本、人力資本、金融資本和自然資本的影響路徑系數在1%的水平下通過顯著性檢驗，系數值β1、β2、β3、β5分別為0.368、0.412、0.368、0.151，也即生態補償政策能夠顯著增加當地居民的物質資本、人力資本、金融資本以及自然資本的存量，并結合命題H1、H2、H3、H4、H5、H6，可知生態補償可以通過增加物質資本、人力資本、金融資本和自然資本的存量而間接提高當地居民可持續生計能力，命題H7得證。

路徑系數表示結構方程中潛變量間的相互影響關系，為了更深入探討潛變量間的關系，還可以通過各潛變量間的直接效應、間接效應和總效應來進一步分析作用效果。具體來說，原因變量到結果變量的路徑系數表示直接效應，當模型中有中介變量時也會有間接效應，可以用影響區間內兩路徑系數的乘積之和來衡量間接影響；總效應就是直接效應與間接效應之和，見表4。

由表4可知，國家重點生態功能區當地居民的物質資本、人力資本、金融資本、社會資本、自然資本、生態補償政策對當地居民的可持續生計能力的直接效應分別為0.159、0.253、0.178、0.227、0.351、0.182；生態補償政策對物質資本、人力資本、金融資本、自然資本的直接效應為0.368、0.421、0.368、0151，對可持續生計能力的間接效應為0.282，對可持續生計能力的總效應為0.464。生態補償作為模型的中介變量，對增加當地居民可持續生計能力的總效應為0.464，影響效應最大，因此，生態補償是提高國家重點生態功能區居民可持續生計能力的重要政策手段。

四、政策建議

根據本文的實證分析，提出以下政策建議：

第一，進一步制定和完善“精準”的生態補償政策，在保護生態環境的同時提升居民的可持續生計能力。具體來說，一方面要加大對生態補償政策的宣傳，提高其透明度，只有讓居民了解，才能更好地去遵守和執行生態保護的法規和規定，保護生態環境；另一方面，要加大對生態補償政策的效果檢查，對生態補償政策實施效果的監督檢查是一種必要的中間監管或者事后監管，它對激勵和約束當地居民的生態保護行為具有重要的影響，而對生態保護行為的技術性指導更是不可或缺的組成部分，能夠有效提高生態保護效率。

第二，重視生計資本對居民可持續生計能力的促進作用。具體來說，對于物質資本積累，政府應在加大對道路、公共設施等投入的同時，對居民自購的交通工具和農用工具加大補貼力度。對于人力資本積累，政府應采用智力補償、職業教育和培訓等多種補償方式，提高當地居民的素質水平和就業能力。對于金融資本的累積，一方面，要對當地居民的銀行或者信用社貸款給予一定的政策支持和補貼；另一方面，要擴大各類合理合法社會保障制度的覆蓋范圍，實現“普惠”金融；對于自然資本積累，應加大對當地居民的技術指導和培訓，不斷提高農業生產和林業生產的技術水平，提高單位農地和林地的產量。

注釋：

① 限于篇幅，詳細的檢驗過程及結果省略，感興趣的讀者可以向作者索要。

參考文獻：

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（責任編輯：王鐵軍）

Abstract：Taking the survey data of Shaanxi Province as the research sample， and introducing the ecological compensation policy into the analytical framework of the DFID's sustainable livelihoods， this paper study the direct effect and indirect effects on the residents' sustainable livelihood ability by using structural equation model. The results show that the direct effect of ecological compensation on the sustainable livelihoods ability is 0.182； the indirect effects via physical capital， human capital， financial capital and natural capital on sustainable livelihoods ability were 0.059， 0.104， 0.066， 0.053， and the total indirect effect is 0.282； so the total effect of ecological compensation on sustainable livelihoods ability is 0.464. Therefore， in the national key ecological function areas， the use of precise ecological compensation policy can achieve the "hematopoiesis poverty alleviation" as the main content of enhancing sustainable livelihoods ability.

Key words：ecological compensation； sustainable livelihoods； targeted poverty alleviation； national key ecological functional areasendprint