成本收益、政策認知對農牧戶禁牧補助政策滿意度的影響

周升強， 趙 凱*, 張 瑞

(1. 西北農林科技大學經濟管理學院， 陜西 楊凌 712100； 2. 西北農林科技大學應用經濟研究中心， 陜西 楊凌 712100；3. 中國人民大學農業與農村發展學院， 北京 100872)

北方農牧交錯帶作為農業區與牧業區之間的農牧過渡帶，近幾十年來，在全球氣候變暖等自然因素和超載過牧等人為因素的共同作用下[1]，始終面臨著農牧業發展與生態保護的雙重壓力[2]。為應對雙重壓力的挑戰，自2011年起我國開始在北方農牧交錯區實施禁牧補助政策，旨在對農牧戶開展草原禁牧等措施給予一定的補助，以此實現牲畜養殖方式的轉變和養殖規模的調整，使區域經濟社會發展回到“草—畜—人”動態調整的平衡狀態[3-4]。2016年《新一輪草原生態保護補助獎勵政策實施指導意見(2016-2020年)》(以下簡稱《指導意見》)的發布，標志著禁牧補助政策的實施進入到新階段。根據《指導意見》的規定：禁牧區禁牧補助標準由每年每畝6元提高到7.5元。補助標準雖然提高，但由于禁牧補助政策本著“生產生態有機結合、生態優先”的發展方針，更多的是強調環境的正外部性，不可避免的存在與農牧戶利益相悖的方面[5]。同時，農牧戶作為禁牧活動的實施主體及禁牧補助政策的實施對象，是最直接的參與主體和利益主體，其對政策的態度與評判是禁牧補助政策實施成敗和成果保持的關鍵性基礎因素。

自禁牧補助政策實施以來，圍繞政策的實施效果評價，學界已從禁牧補助政策對農牧戶生產生活的影響方面開展了諸多有益的研究。禁牧補助政策的核心在于禁牧，具體到實踐層面表現為通過“一刀切”的禁牧措施，迫使農牧戶將畜牧業生產方式由原來的粗放放牧轉變為完全的舍飼圈養，以此實現草原從放牧到不放牧的轉變[6-7]。諸多研究認為畜牧業生產方式的轉變不可避免的會導致生產成本的上升[8]，而當前“一刀切”式的禁牧補助政策下，補助標準普遍偏低[9]，彌補生產成本上升的有效性往往不足[10]，農牧戶普遍面臨畜牧業收益降低，收入增長緩慢的窘境[8]。但也有學者認為政策的實施改善了農牧戶的收入結構，使其生活水平有了一定的提高[11]?，F有研究雖已就禁牧補助政策對農牧戶生產生活的影響展開了諸多有益的研究，但尚未形成一致的結論。滿意度作為心理感知與評判的重要方式，能夠直接和綜合地反映參與者的主觀福利感知和獲取資源效用價值的質量[5]。從參與者滿意度視角對政府涉及農戶福利的公共政策實施效果進行評價是政府政策實施效果評價的重要維度，因為只有農戶認可的、滿意度高的公共政策，其績效水平才是高的[12]。農牧戶作為禁牧補助政策實施過程中最直接的參與主體和利益主體，其對禁牧補助政策的滿意度評價能夠客觀反映政策的實施對其生產生活等各方面所產生的總體影響。同時，農牧戶的滿意度將直接影響其政策執行行為，進而影響政策實施的績效[13]。即農牧戶對禁牧補助政策的滿意度評價可成為對禁牧補助政策實施效果評價的一個新視角，探究農牧戶對政策的滿意度，對于從農牧戶利益視角完善禁牧補助政策具有重要的理論與現實意義。但當前有關草原生態補償政策滿意度評價研究多集中于牧區草畜平衡獎勵政策[5-6,13-14]，鮮有研究關注我國北方農牧交錯區農牧戶對禁牧補助政策的滿意度。鑒于此，本文基于農牧交錯區寧夏鹽池縣188份農牧戶微觀調查數據，運用有序Probit模型探究影響農牧戶對禁牧補助政策滿意度評價的因素，以期為完善禁牧補助政策提供一定的實證支撐。

1 材料與方法

1.1 研究區域概況

寧夏鹽池縣地處陜、甘、寧、蒙四省(區)交界地帶，位于北緯37°4′～38°10′，東經106°30′～107°47′之間(圖1)。縣域地勢南高北低，北接毛烏素沙漠，南靠黃土高原，境內農業與牧業交錯分布，屬典型的北方農牧交錯區。氣候為典型的大陸性季風氣候，氣溫冬冷夏熱，平均氣溫22.4℃，晴天多，降雨少，光能豐富，日照充足溫差大，冬夏兩季氣候迥異，平均溫差28℃左右，秋冬交節之際，晝夜溫差可達20℃。2010年國務院印發的《全國主體功能區規劃》中，鹽池縣被列入國家重點生態功能區，屬限制開發區，承擔水土保持、防沙治沙等多項生態功能。鹽池縣有可利用草原476 000 hm2，耕地89 333 hm2，是優質小雜糧集中產地。2016年實現農林牧漁及其服務業總產值134 472.4萬元，其中農牧業產值占比達90.93%。根據實地調研，受訪農牧民2016年家庭農牧收入占家庭總收入的59.72%。由此可見，農牧業在鹽池縣農林牧漁產業結構中占有重要地位，農牧業收入是鹽池縣農牧民收入的主要來源。

1.2 數據來源

本研究所用數據來自于2017年7月赴寧夏鹽池縣開展的實地調研。寧夏鹽池縣屬農牧交錯區，農牧戶居住相對較為分散，且本研究所需樣本須為從事養殖業的農牧戶，調研難度較大。在綜合考慮村落規模、養殖規模等因素的基礎上，選取寧夏鹽池縣從事養殖業農牧戶數較多的七個鄉鎮，隨機抽選行政村進行問卷訪談。為盡量確保調研數據的真實性和可靠性，在實地調研中遵循以下原則：(1)受訪對象以對家庭狀況更為熟悉的男性戶主優先；(2)所選調研對象均為自禁牧政策實施之前就從事牧羊業的農牧戶，通過現場講解，使農牧戶對調研內容有一定的理解；(3)為使農牧戶能夠真實的表達個人觀點，在實地調研中盡量避開村干部，確保農牧戶不存在策略性行為，能夠真實地表達對禁牧政策的看法。本次調研共發放問卷190份，收回問卷190份。問卷內容包括：受訪者個人及家庭基本信息，農牧戶牧業生產狀況，農牧戶對禁牧補助政策的認知及評價等內容。在問卷錄入、生成數據庫后，課題組對數據進行了邏輯檢查和區間檢查，經過整理，刪除含有缺失值和異常值的問卷后，共獲取188個有效樣本，問卷有效率為98.9%。有效樣本的區域分布如表1所示。

圖1 鹽池縣地理位置及樣本村落分布Fig.1 Map of Yanchi County and researched places

表1 樣本的區域分布Table 1 Area distribution of the samples

1.3 變量選取

1.3.1 因變量 本文的因變量為農牧戶對禁牧補助政策的滿意度。針對因變量，在問卷中設置“您對禁牧補助政策的滿意度”這一問題，在問卷訪談中，側重于獲取農牧戶對禁牧補助政策的總體滿意度?！胺浅２粷M意”為1，“比較不滿意”為2，“一般”為3，“比較滿意”為4，“非常滿意”為5，為有序特征的五項離散變量。受訪農牧戶中對禁牧補助政策表示“比較滿意”和“非常滿意”的共有112戶，占樣本的59.5%，仍有40.5%的農牧戶對禁牧補助政策滿意度“一般”或者“不滿意”。可見，樣本農牧戶對禁牧補助政策的滿意度并不高，有必要研究其影響因素。

1.3.2 自變量 (1)成本收益。新制度經濟學對政策的研究中都包含一項假設，即政策的每一位參與者都是理性的經濟人，能夠根據“成本—收益”框架對政策做出評判?！俺杀尽找妗笨蚣苁歉鶕杀九c收益的關系，評判政策對主體的影響，以判斷政策的實施成效[15]。同時，政策執行的本質是主體之間考慮利益得失的博弈過程，利益推動行為主體執行或違反政策[16]。禁牧補助政策實施的初衷是希望通過加快畜牧業生產方式轉變，提高畜牧業綜合生產能力和生產效益，促進農牧民增收[17-18]。但畜牧業生產方式的轉變，不可避免的導致飼草料等養殖成本的增加，且部分農牧戶由于偷牧等行為還不得不負擔一定的罰沒支出。在此情境下，農牧戶作為理性的經濟人，在對禁牧補助政策進行滿意度評價時，會綜合考量禁牧補助政策的實施所帶來的成本和收益的變化，農牧戶對成本與收益變化的考量顯然會影響其對禁牧補助政策的滿意度評價結果?；诖?，本文通過家庭收入變化、補助對經濟狀況改善作用、飼草料支出、罰沒支出、補助對成本上升的彌補效果五個變量來衡量成本收益。這些特征是否將影響農牧戶對禁牧補助政策的滿意度評價結果，本文將對此進行驗證。

(2)政策認知。政策是政府為調整社會利益分配、緩解社會矛盾而選擇做與選擇不做的事情，包括政策制定、執行、評估等環節[19]。農牧戶對政策的認知指其對政策的了解及政策制定、執行及實施效果的評價，而包括福利改善在內的感知質量評價決定著個體對政策滿意度的評價，認知程度高，滿意程度也相應較高[20]。禁牧補助政策作為帶有強制性色彩的行政命令性政策，農牧戶對政策的認知顯然會影響其對政策的滿意度評價。本文通過對政策的了解程度、對政策的支持度、政府貫徹執行政策的力度、補助標準合理性評價、補助發放是否及時和當地生態環境總體變化情況六個變量來衡量政策認知。這些特征是否將對農牧戶禁牧補助政策滿意度產生顯著影響，本文將對此進行驗證。

(3)個人特征。按照“滿意度”的概念，滿意度往往是針對期望或者欲望而言的，由于性別、年齡、受教育程度等個體特征的差異往往會導致滿意度的不同。同時，不同偏好的個體實際上嵌入一個社會網絡，扮演著某種社會角色，社會角色通過一系列社會特征表現出來。個體的社會角色會影響其異質性的社會偏好，即個體不同社會角色的強化或者凸顯會明顯影響其異質性的行為模式[21]。農牧戶作為理性的禁牧補助政策參與人，其需求具有多樣性和層次性，性別、年齡、受教育年限等單個個體特征差異往往意味著需求的不同。基于此，本文通過性別、年齡、受教育年限、是否參與技術培訓和是否外出務工五個變量來衡量樣本農牧戶被調查對象的個體特征。這些特征是否將對農牧戶禁牧補助政策滿意度產生顯著影響，本文將對此進行驗證。

(4)家庭特征。舒爾茨(1987)在《改造傳統農業》一書中提出了“發展中國家農民在經濟上是有效率的”假說，這一假說肯定了農民是具有理性最大化行為的經濟人。事實上，農戶理性是在一定的選擇和約束條件下的理性，農戶決策是在現有資源約束條件下，為實現其預期收益而做出的理性選擇[22]，農牧戶對禁牧補助政策的滿意度評價是在現有資源約束條件下所做的選擇。因此，農牧戶對禁牧補助政策的滿意度會受其家庭資源稟賦特征影響。本文通過勞動力所占比重、生計多樣化指數、養殖規模、實際經營土地面積、實際經營草地面積和是否有養殖業借貸六個變量來衡量樣本農牧戶被調查對象的家庭特征。這些特征是否將對農牧戶禁牧補助政策滿意度產生顯著影響，本文將對此進行驗證。參考現有研究成果[23]，本文將生計多樣化指數定義為每個家庭從事的生計活動種類。即對家庭從事的每種生計活動賦值為1，如某個家庭從事種地、打工兩種生計活動，則其多樣化指數值為2。本文所選樣本農牧戶均為從事灘羊養殖的養羊戶，根據當地的養殖習慣，灘羊出欄時間均在一年以內。因此，本文將養殖規模定義為2016年出欄和2016年末存欄成羊和羊羔數量的加總。根據寧夏鹽池縣《禁牧補助實施方案》，按照1頭羊羔等于0.5頭成羊的比例進行換算。本文變量的界定及解釋如表2所示。

1.4 研究方法

本文的因變量為農牧民對禁牧補助政策的滿意度，為五項有序變量，數值越大表示農牧民的滿意度越高，故需要建立多元有序選擇模型。其中，處理多分類離散數據的有序Probit模型是理想的估計方法。在有序Probit模型中，作為被解釋變量的觀測值表示排序結果或者分類結果，其取值為整數。解釋變量是可能影響被解釋變量排序的各種因素，可以是多個解釋變量的集合，即向量。有序Probit回歸模型的一般形式是：

(1)

2 結果和分析

運用stata14.0軟件對農牧戶禁牧補助政策滿意度的影響因素進行了有序Probit回歸估計?；貧w結果如表3所示。其中，方程1中的解釋變量為成本收益，方程2中解釋變量包括成本收益和政策認知，方程3中引入個人特征和家庭特征變量。由表3可以看出，從方程1到方程3 Pseudo R2逐步提高，由0.11上升到0.3339。似然比值均在1%的統計水平上通過了顯著性檢驗，表明模型整體擬合效果較好。并且，三個方程中主要變量的系數值基本一致，主要變量的影響方向和顯著性水平也沒有發生顯著變化。這初步表明，模型估計結果整體上具有較強的穩健性。由于模型中引入的解釋變量較多，本文通過計算(方程3)各變量的方差膨脹因子對變量進行多重共線性檢驗。結果表明，最大的方差膨脹因子為2.50，平均方差膨脹因子為1.43，都遠小于10，故不存在多重共線性問題。為節省篇幅，檢驗結果未列出。

表2 變量的界定Table 2 Definition of variables

表3 模型回歸結果Table 3 Model regression results

注：***、**、* 分別表示相關關系分別在P<0.01，P<0.05，P<0.1的水平上顯著，下同

Note:***,**,* indicates significant difference at the 0.01,0.05,0.1 level,respectively,the same as below

2.1 成本收益

由方程3可知，補助對經濟改善的作用和補助對成本上升的彌補效果分別通過了1%和5%的顯著性檢驗，回歸系數均為正，二者均具有顯著的正向影響。禁牧補助對家庭經濟狀況改善的作用越大，對養殖成本上升的彌補越有效，農牧戶對禁牧補助政策的滿意度越高。這表明，在政策實施過程中，農牧戶更關心的是政策實施對自身經濟利益的影響，尤其是對家庭增收和由養殖方式轉變所帶來的養殖成本上升的彌補效果，這與現有研究成果一致[6,13]。飼草料支出雖未通過顯著性檢驗，但回歸系數為負，表明飼草料支出越多，農牧戶的禁牧補助政策滿意度越低，進一步印證了農牧戶對自身經濟利益的重視，成本收益對農牧戶禁牧補助政策的滿意度具有顯著影響。

2.2 政策認知

由方程3可知，對政策的支持度、補助標準合理性評價和當地生態環境總體變化情況均通過了1%的顯著性檢驗，政府貫徹執行政策的力度通過了5%的顯著性檢驗，四者回歸系數均為正，均具有顯著的正向影響。農牧戶對政策的支持度越高，補助標準越合理，生態環境改善狀況越好，政府貫徹執行政策的力度越大，農牧戶對禁牧補助政策的支持度越高。這表明，農牧戶對政策的認知包括對政策的執行度和實施效果的評價等各方面，政策認知是影響農戶政策滿意度的重要因素。實施禁牧的目的之一就是改善生態環境，當地生態環境總體變化越是趨于改善，意味著植被覆蓋度提高，相應的重視生態環境的農牧民對禁牧補助政策的滿意度越高。補助標準越是合理，對因禁牧導致的養殖成本上升的彌補效果越好，農牧戶的滿意度相應更高。政府貫徹實施禁牧補助政策的力度涉及到政策實施的公平性等環節，政府貫徹實施的力度越大，農牧戶的支持度越高，相應的滿意度越高。

2.3 個人特征

由方程3可知，性別、年齡和是否外出務工對農牧戶禁牧政策的滿意度分別通過了5%，10%和5%的顯著性檢驗，性別和年齡的回歸系數為正，是否外出務工的回歸系數為負。結果表明男性對政策的滿意度較高，年齡越大者對政策的滿意度越高，但外出務工者對政策的滿意度較低。不同性別的農民在社會生產、家庭生活中扮演的角色不同，對政策的關注程度和評價也會不同[24]。女性相對于男性在勞動力市場上競爭力差，她們所能感覺到的生計壓力較大[13]，相應的對政策的滿意度越低。不同年齡階段的農牧民經歷不同，生存狀態和追求不同[24]。老年農牧民多已完成撫育子女等家庭責任，經濟負擔較輕，對現在的生活狀態比較滿意，因而滿意度較高[13]。通過實地調研發現，外出務工者多是由于禁牧實施導致的養殖成本上升而被迫放棄養殖業，從事體力勞動獲取收入，他們的禁牧機會成本往往越高，相應的滿意度越低。

2.4 家庭特征

由方程3可知，生計多樣化指數和是否有養殖業借貸通過了10%的顯著性檢驗，實際經營土地面積和實際經營草地面積通過了5%的顯著性檢驗。其中，生計多樣化指數和實際經營土地面積的回歸系數為正，這表明，農牧戶的生計多樣化指數越高，實際經營的土地面積越多，農牧戶對養殖業和草地的依賴程度越低，禁牧對其生計的影響越小，對禁牧補助政策的滿意度越高；實際經營草地面積和是否有養殖業借貸的回歸系數均為負，表明實際經營草地面積越多，家庭有養殖業借貸，農牧戶受禁牧的影響越大，農牧戶的政策滿意度越低。

3 討論

為進一步檢驗表3中回歸結果的穩健性，本文分別通過以下兩種方式進行檢驗：

(1)采取不同的估計方法。本文采用多元線性模型替代有序Probit模型，來檢驗模型估計結果的穩健性。對于排序數據，盡管OLS存在一定的缺陷，但其估計結果仍是值得參考的[25]。OLS擬合結果如表4中方程4所示，各變量顯著性及系數符號的狀況與方程3高度一致，表明模型估計結果不會因為采用不同的估計方法而產生較大的變化。

(2) 對滿意度采用不同的操作性定義。本文進一步將“非常不滿意”和“比較不滿意”定義為“不滿意”，將“比較滿意”和“非常滿意”定義為“滿意”，相應地，滿意度被定義為有序特征的三項離散變量，運用有序Probit模型重新進行擬合，所得結果如表4中方程5所示。從中可以看出，各變量的顯著性及系數符號的狀況與方程3一致性程度較高，表明模型估計結果不會因為滿意度的操作性定義差異而產生較大的變化。

表4 穩健性檢驗結果Table 4 Regression results of robustness test

注：方程4是線性回歸模型，其R2為0.605，F值為11.48

Note:Equation 4 is a linear regression model,and theR2value of the model is 0.605,Fvalue is 11.48

現有研究普遍認為，當前我國所實施的草原生態補獎政策補償標準普遍過低，致使政府與牧民之間存在激勵不相容問題，導致政策缺乏有效性、可持續性[11,26]。本研究認為農牧戶作為理性經濟人，其對補償標準高低的評判實際上是對禁牧補助政策的實施所造成的生產成本上升與補助彌補生產成本上升有效性的權衡，即基于“成本—收益”框架對政策做出評判。本文的實證結果表明農牧戶對禁牧補助政策“成本—收益”的評判，尤其是補助對經濟改善的作用和補助對成本上升的彌補效果會顯著影響其對禁牧補助政策的滿意度。根據實地調研獲取的188份農牧戶微觀數據，農牧交錯區寧夏鹽池縣樣本農牧戶戶均實際經營草地面積僅為189.3畝，按照當前的禁牧補助標準7.5元/畝計算，戶均可獲得的補助僅為1 419.75元，而實地調研中根據農牧戶的反饋得知，在完全舍飼圈養的條件下，單位羊飼養成本在200～500元不等。且近年來隨著飼料及糧食價格的不斷上漲，飼養成本仍在不斷提高。相較于不斷提高的飼養成本，單一的資金補償方式及固定的補償標準顯然無法彌補農牧戶由于禁牧產生的機會成本損失，這進一步佐證了本研究及現有研究認為當前補償標準普遍過低，彌補生產成本上升有效性不足等結論的合理性與可靠性[10]。基于此，在今后禁牧補助政策制定完善的過程中，應進一步提高補助標準，通過補助方式的多樣化及補助標準的靈活化以更好地彌補農牧戶因禁牧而帶來的生產成本上升和機會成本損失。

政策的實施包括政策制定、執行、評估等環節，基于此，本文選取包括以上三個環節在內的六個變量表征農牧戶對政策的認知，實證結果表明農牧戶對政策的支持度、補助標準合理性、政府貫徹執行政策的力度和當地生態環境總體變化的評價均對禁牧政策的滿意度具有顯著的影響，即農牧戶在關注自身經濟利益，即成本收益的同時，對政策的制定、執行和評估等環節同樣給予關注。基于此，在今后禁牧補助政策制定完善過程中應將農牧戶視為重要的利益主體及參與主體，在補助標準的制定，補助形式的確定，禁牧時間和禁牧范圍的劃定以及政策的實施監督等環節提高農牧戶的參與度，以此提高其對禁牧補助政策的認知度和滿意度。

4 結論

農牧戶對禁牧補助政策的滿意度評判能夠客觀反映政策的實施對其生產生活等各方面所產生的總體影響，但當前農牧戶對禁牧補助政策的滿意度并不高，成本收益與政策認知是影響農牧戶對禁牧補助政策滿意度的重要因素。具體而言，作為理性的經濟人，農牧戶在對禁牧補助政策進行滿意度評判時會綜合考量禁牧補助政策的實施所帶來的成本和收益的變化，尤其是補助對家庭經濟改善的作用和補助對成本上升的彌補效果。同時，農牧戶對禁牧補助政策的關注是全方面的，政策認知層面的政府貫徹執行政策的力度、政策的實施效果等因素也會對農牧戶禁牧補助政策滿意度產生重要影響。