丁文強(qiáng)，楊正榮，馬馳，李西良，尹燕亭，侯向陽*

(1.蘭州大學(xué)草地農(nóng)業(yè)科技學(xué)院，甘肅 蘭州 730000；2.中國(guó)農(nóng)業(yè)科學(xué)院草原研究所，內(nèi)蒙古 呼和浩特 010000)

我國(guó)北方天然草原面積約3.13億hm2，占全國(guó)天然草原面積的79.7%，在維護(hù)國(guó)家和區(qū)域安全中起著重要的生態(tài)屏障作用[1]。在自然和人為等復(fù)雜因素的多重影響下，北方草原自然災(zāi)害呈現(xiàn)高發(fā)態(tài)勢(shì)，大面積持續(xù)干旱、沙塵暴、雪災(zāi)等災(zāi)害頻繁發(fā)生，草原生態(tài)功能不斷弱化[2]。為此，我國(guó)政府先后實(shí)施了退牧還草、津京風(fēng)沙源治理工程等草原生態(tài)建設(shè)和保護(hù)項(xiàng)目，雖然取得了一定成效，但未從根本上改變草原生態(tài)持續(xù)惡化的趨勢(shì)。為了實(shí)現(xiàn)保護(hù)草原生態(tài)環(huán)境和改善牧民生計(jì)的雙重目標(biāo)，2011年6月國(guó)務(wù)院發(fā)布《關(guān)于促進(jìn)牧區(qū)又好又快發(fā)展的若干意見》要求建立草原生態(tài)保護(hù)補(bǔ)助獎(jiǎng)勵(lì)機(jī)制，中央財(cái)政每年安排134億資金在內(nèi)蒙古、新疆、西藏、青海、四川、甘肅、寧夏、云南8個(gè)主要草原牧區(qū)實(shí)施草原生態(tài)保護(hù)補(bǔ)助獎(jiǎng)勵(lì)政策(簡(jiǎn)稱草原生態(tài)補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)?。自此，我國(guó)草原生態(tài)建設(shè)受到前所未有的重視，牧區(qū)發(fā)展進(jìn)入新階段。草原生態(tài)補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)呤俏覈?guó)繼森林生態(tài)補(bǔ)償政策實(shí)施后又一重大的生態(tài)補(bǔ)償政策，涉及人口多、區(qū)域廣、面積大，對(duì)我國(guó)草原牧區(qū)的轉(zhuǎn)型發(fā)展和生態(tài)保護(hù)具有重要意義。

目前，國(guó)外學(xué)者圍繞草原生態(tài)補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)叩难芯恐仃P(guān)注生態(tài)補(bǔ)償手段與成本核算。Morris等[3]研究指出在土地生產(chǎn)力較低和產(chǎn)權(quán)明晰的地區(qū)，通過政府財(cái)政刺激有利于草原生態(tài)的恢復(fù)。Klimek等[4]研究認(rèn)為通過實(shí)施以市場(chǎng)調(diào)節(jié)為手段的區(qū)域生態(tài)補(bǔ)償項(xiàng)目，可以實(shí)現(xiàn)草地生態(tài)管理的生態(tài)保護(hù)、農(nóng)產(chǎn)品供給、農(nóng)民生計(jì)多樣化等多重目標(biāo)。在德國(guó)東北部，通過將生態(tài)補(bǔ)獎(jiǎng)和保護(hù)結(jié)果相聯(lián)系可以替代對(duì)放牧行為的管理[5]。Blignaut等[6]在南非馬洛蒂德肯拉斯山脈草原研究發(fā)現(xiàn)，通過生態(tài)補(bǔ)獎(jiǎng)實(shí)現(xiàn)的生態(tài)系統(tǒng)保護(hù)產(chǎn)生的效益遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于水資源發(fā)展項(xiàng)目?？梢?，國(guó)外關(guān)于草原生態(tài)補(bǔ)獎(jiǎng)的研究文獻(xiàn)較少，主要集中在論證草原生態(tài)補(bǔ)獎(jiǎng)的可行性，從牧民角度評(píng)價(jià)草原生態(tài)補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)叩难芯可袑倏瞻?。退牧還草、京津風(fēng)沙源治理工程等都涉及草原生態(tài)補(bǔ)償，國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)政策效益、存在的問題、相應(yīng)對(duì)策進(jìn)行了研究，這些研究更多關(guān)注生態(tài)補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)弑旧怼?011年草原生態(tài)補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)邔?shí)施以來研究者著重關(guān)注草原生態(tài)補(bǔ)償機(jī)制的實(shí)施方法和政策建議[7-16]；同時(shí)，部分學(xué)者從牧民角度分析草原生態(tài)補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)叩膶?shí)施效果。例如，李玉新等[17]在內(nèi)蒙古四子王旗研究了牧民對(duì)草原生態(tài)補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)咴u(píng)價(jià)及影響因素并提出優(yōu)化草原生態(tài)補(bǔ)獎(jiǎng)的政策建議。何晨曦等[18]以內(nèi)蒙古錫林浩特等6個(gè)地區(qū)的160戶牧民為樣本，實(shí)證分析內(nèi)蒙古地區(qū)草畜平衡獎(jiǎng)勵(lì)政策滿意度及其影響因素。雷文玉[19]以內(nèi)蒙古自治區(qū)15個(gè)嘎查的130戶牧民為樣本，實(shí)證研究草原生態(tài)補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)叩膶?shí)施效果。韓楓等[20]利用甘南牧區(qū)236戶牧民的微觀數(shù)據(jù)，將牧民生計(jì)變量作為中介變量，引入“牧民對(duì)草原生態(tài)保護(hù)政策理解”潛變量，對(duì)牧民滿意度進(jìn)行測(cè)度。王麗佳等[21]選取甘肅牧區(qū)甘南、肅南和天祝三地牧民樣本，實(shí)證研究牧民對(duì)草地生態(tài)補(bǔ)償政策實(shí)施的滿意度及其影響因素，并就完善生態(tài)補(bǔ)償政策、提高生態(tài)補(bǔ)償績(jī)效提出建議?？梢?，已有的研究關(guān)注點(diǎn)僅限某一區(qū)域牧民，研究樣本呈點(diǎn)狀分布，碎片化程度高、區(qū)域性程度低，大尺度、多草原類型的草原生態(tài)補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)咴u(píng)價(jià)研究還未見報(bào)道。

迄今為止，草原生態(tài)補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)叩牡?輪實(shí)施期(2011-2015年)已經(jīng)結(jié)束，第2輪實(shí)施期(2016-2020年)已經(jīng)開始。在轉(zhuǎn)折時(shí)期，在區(qū)域尺度上，探究牧民對(duì)草原生態(tài)補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)叩臐M意度(簡(jiǎn)稱政策滿意度)及影響因素，對(duì)完善我國(guó)草地生態(tài)補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)呔哂鞋F(xiàn)實(shí)意義。鑒于此，本研究以第一輪草原生態(tài)補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)邔?shí)施結(jié)束期為時(shí)間節(jié)點(diǎn)，以草畜平衡補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)邽榍腥朦c(diǎn)，將牧民的主觀意愿即對(duì)政策理解、行為反應(yīng)與政策實(shí)施結(jié)果共同納入分析框架，就內(nèi)蒙古自治區(qū)牧民政策滿意度及影響因素進(jìn)行實(shí)證研究，以期為草原生態(tài)補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)叩挠行?shí)施提供實(shí)證參考依據(jù)。

1 材料與方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

本研究采取隨機(jī)分層典型抽樣方法，遵照抽樣代表性和可行性原則，選定內(nèi)蒙古自治區(qū)草甸草原、典型草原、

荒漠草原、沙地草原、草原化荒漠為研究區(qū)域，在各個(gè)草原類型選定3個(gè)旗縣，共15個(gè)旗縣，從每個(gè)旗縣抽取2個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)(蘇木)，每個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)抽取3個(gè)村(嘎查)，從每個(gè)村(嘎查)抽取10戶牧民為研究樣本。課題組于2015年8-11月進(jìn)行實(shí)地入戶調(diào)研，獲得有效問卷896份，將其中實(shí)施草畜平衡補(bǔ)獎(jiǎng)的632戶牧民作為研究草原生態(tài)補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)叩臉颖灸撩?。為確保調(diào)研信息準(zhǔn)確，聘請(qǐng)旗(縣)草原站和調(diào)查鄉(xiāng)鎮(zhèn)(蘇木)熟練蒙語的蒙古族干部為翻譯，每戶問卷調(diào)查時(shí)間約為2 h。調(diào)研內(nèi)容主要包括：牧民對(duì)草原生態(tài)補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)叩脑u(píng)價(jià)、人口統(tǒng)計(jì)特征、草場(chǎng)特征、草原生態(tài)補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)邔?shí)施效果。樣本分布情況如表1所示。

表1 調(diào)查樣本分布情況Table 1 Distribution of survey samples

統(tǒng)計(jì)表明(表2)，調(diào)研樣本總量632戶牧戶，受訪者性別以男性為主，占比91.77%。受訪者多為蒙古族或者滿族，占比81.17%，漢族為18.23%。戶籍身份主要為牧民，占比89.56%。教育水平小學(xué)及以下占比最高，為42.20%，其次為初中，占比38.13%，具有高中及以上教育水平的牧民相對(duì)較少，占比19.47%。草甸草原155戶(24.52%)，典型草原149戶(23.57%)，荒漠草原132戶(20.88%)，沙地草原89戶(14.08%)，草原化荒漠107戶(16.95%)。

1.2 變量設(shè)置

通過參考相關(guān)文獻(xiàn)[17-18,21-23]，牧民對(duì)政策滿意度的影響因素包括3個(gè)方面15個(gè)變量。一是人口統(tǒng)計(jì)特征，主要包括牧民年齡、性別、民族、教育水平和戶主身份5個(gè)變量；二是草場(chǎng)特征，主要包括草場(chǎng)承包面積、草場(chǎng)經(jīng)營(yíng)面積、草場(chǎng)流轉(zhuǎn)情況3個(gè)變量；三是政策實(shí)施效果，主要包括草畜平衡補(bǔ)獎(jiǎng)收入、草原生態(tài)補(bǔ)獎(jiǎng)總收入、飼草料支出、家畜數(shù)量變化、草場(chǎng)質(zhì)量變化、家庭收入變化、政策執(zhí)行情況7個(gè)變量。變量界定及說明詳見表3。

1.3 研究方法

1.3.1多元有序Logistic回歸模型 近年來，多元有序Logistic回歸模型廣泛應(yīng)用于政府公共產(chǎn)品和服務(wù)供給的效果評(píng)價(jià)。多元有序Logistic回歸模型因變量為定性變量，因變量之間存在等級(jí)和程度差異。本研究的目的是識(shí)別牧民草原生態(tài)補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)邼M意度的影響因素，因變量為牧民對(duì)已經(jīng)實(shí)施的草原生態(tài)補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)叩臐M意度，即有序分類變量，自變量為人口統(tǒng)計(jì)特征、草場(chǎng)特征、政策實(shí)施效果(表3)。 鑒于此，本研究選擇多元有序Logistic回歸模型，表達(dá)式如下：

式中:i表示亞群，即自變量向量的行數(shù)；j表示因變量Y的分類；k表示自變量的個(gè)數(shù)；?j為常數(shù)項(xiàng)；βk為回歸系數(shù)；πij為因變量Y≤j的累加概率；ln為自然對(duì)數(shù)符號(hào)。

1.3.2多重共線性 多重共線性是指在回歸模型中自變量之間由于存在高度相關(guān)關(guān)系而使模型估計(jì)失真的問題，降低檢驗(yàn)可靠性[25]。因此，在進(jìn)行回歸分析之前，首先要對(duì)各自變量進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，草場(chǎng)特征變量中草場(chǎng)承包面積和經(jīng)營(yíng)面積的相關(guān)性系數(shù)為0.888(P<0.01)；政策實(shí)施效果變量中草畜平衡補(bǔ)獎(jiǎng)收入和草原生態(tài)補(bǔ)獎(jiǎng)總收入的相關(guān)性系數(shù)為0.588(P<0.05)，判斷存在多重共線性問題。最終，在多元有序Logistic回歸模型中剔除草場(chǎng)經(jīng)營(yíng)面積和草原生態(tài)補(bǔ)獎(jiǎng)總收入2個(gè)自變量。

1.4 統(tǒng)計(jì)分析

表2 調(diào)研牧民樣本特征描述Table 2 Description of sample characteristics of survey herdsmen

采用SPSS 19.0軟件進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。其中對(duì)不同政策滿意度牧民的人口統(tǒng)計(jì)變量、草場(chǎng)特征變量和政策實(shí)施效果變量進(jìn)行方差分析。

2 結(jié)果與分析

2.1 牧民政策滿意度及區(qū)域差異

內(nèi)蒙古自治區(qū)草原生態(tài)補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)吣撩駶M意度均值為2.61(表4)，其值介于非常滿意和一般滿意。可見，內(nèi)蒙古自治區(qū)牧民對(duì)草原生態(tài)補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)呔哂休^高的滿意度。

內(nèi)蒙古自治區(qū)牧民對(duì)草原生態(tài)補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)邼M意度(表4)由高到低依次排序?yàn)椋荷车夭菰?2.97)>草甸草原(2.83)>荒漠草原(2.58)>草原化荒漠(2.44)>典型草原(2.32)，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量為31.05，存在區(qū)域差異。

從解釋變量角度看，內(nèi)蒙古自治區(qū)牧民對(duì)草原生態(tài)補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)邼M意度有3個(gè)方面值得關(guān)注：一是政策滿意度最高的沙地草原和次高的草甸草原牧民草畜平衡補(bǔ)獎(jiǎng)收入均值僅為4120、7898元，遠(yuǎn)低于典型草原(10709元)，草原化荒漠(11415元)，荒漠草原(20197元)?？梢姡⒎茄a(bǔ)獎(jiǎng)收入越高，政策滿意度越高。二是不同草原類型政策執(zhí)行情況排序?yàn)椋荷车夭菰?1.00)>草甸草原(0.99)>荒漠草原(0.98)>典型草原(0.85)>草原化荒漠(0.76)，不同草原類型政策執(zhí)行情況排序與政策滿意度排序相關(guān)系數(shù)為0.90，P值為0.037，兩者呈高度相關(guān)關(guān)系。三是5個(gè)解釋變量的P值存在顯著差異，變量均值體現(xiàn)出區(qū)域差異特征，可知5個(gè)解釋變量對(duì)草原生態(tài)補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)邼M意度產(chǎn)生影響。

2.2 模型回歸結(jié)果分析

本研究用SPSS 19.0進(jìn)行多元有序Logistic回歸(表5)。第一次回歸結(jié)果顯示，年齡、草場(chǎng)流轉(zhuǎn)情況、草畜平衡補(bǔ)獎(jiǎng)收入、家畜數(shù)量變化情況和政策執(zhí)行情況5個(gè)變量在P<0.1水平上通過顯著性檢驗(yàn)，其余變量不顯著。然后將第一次回歸通過顯著性檢驗(yàn)的變量進(jìn)行第二次模型回歸，第二次回歸結(jié)果顯示，草場(chǎng)流轉(zhuǎn)情況在P<0.1水平上通過顯著性檢驗(yàn)，年齡和家畜數(shù)量變化情況在P<0.05水平上通過顯著性檢驗(yàn)，草畜平衡補(bǔ)獎(jiǎng)收入和政策執(zhí)行情況變量在P<0.01水平上通過顯著檢驗(yàn)。兩次模型最大似然比都通過P<0.01水平顯著性檢驗(yàn)，模型擬合效果好，應(yīng)拒絕所有自變量系數(shù)均為0的假設(shè)，這說明多元有序Logistic回歸模型估計(jì)結(jié)果科學(xué)可信。

表3 模型中的變量說明及其界定Table 3 Description and definition of variables in the model

表4 牧戶政策滿意度區(qū)域差異及其解釋變量的方差分析Table 4 Regional differences of pastoral policy satisfaction and variance analysis of explanatory variables

注：同行不同小寫字母表示差異顯著(P<0.05)。下同。

Note：The different letters in the same line mean the significant differences atP<0.05. The same below.

表5 兩次模型回歸結(jié)果分析Table 5 Analysis of regression result of two model

2.2.1人口統(tǒng)計(jì)變量 人口統(tǒng)計(jì)變量中牧民年齡對(duì)政策滿意度的影響效果顯著且系數(shù)為正(表5)，這表明牧民年齡越大，政策滿意度越高。通過個(gè)人訪談，可將其歸結(jié)為不同年齡的牧民對(duì)畜牧業(yè)的依賴程度不同，年輕人對(duì)畜牧業(yè)的依賴程度低，年齡大者依賴程度高。同時(shí)，由于從事畜牧業(yè)勞動(dòng)強(qiáng)度較大，年齡大者擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模的能力和需求較年齡輕者低，草原生態(tài)補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)咭欢ǔ潭壬掀交耸杖腼L(fēng)險(xiǎn)，保持相對(duì)穩(wěn)定的收入。隨著草原生態(tài)補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)邔?shí)施效果的顯現(xiàn)，家畜數(shù)量減少和勞動(dòng)強(qiáng)度降低，收入較為穩(wěn)定，因而滿意度較高。牧民的性別、民族、教育程度和戶主身份對(duì)滿意度的影響均不顯著。何晨曦等[18]認(rèn)為牧民文化程度與滿意度顯著正相關(guān)；王麗佳等[21]認(rèn)為牧民教育水平與其滿意度呈負(fù)相關(guān)。

2.2.2草場(chǎng)特征變量 草場(chǎng)承包面積對(duì)政策滿意度的影響效果不顯著(表5)。一是內(nèi)蒙古自治區(qū)制定了差別化的草原生態(tài)補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)邩?biāo)準(zhǔn)，根據(jù)核算提出的“標(biāo)準(zhǔn)畝”分配補(bǔ)獎(jiǎng)資金，突出草地生產(chǎn)力的核心因素，平滑了不同草原類型草地生產(chǎn)力差異，消除了草場(chǎng)承包面積對(duì)補(bǔ)獎(jiǎng)資金的正向影響；二是在實(shí)施草原生態(tài)補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)邥r(shí)實(shí)行“封頂保底”，避免出現(xiàn)補(bǔ)助過高“壘大戶”和補(bǔ)助過低影響牧民生活，縮小收入分配差距，提高政策公平性。草場(chǎng)流轉(zhuǎn)情況與政策滿意度的影響效果顯著負(fù)相關(guān)，這表明隨著牧戶參與草場(chǎng)流轉(zhuǎn)比例的增加其對(duì)政策滿意度降低。草場(chǎng)流轉(zhuǎn)后牧戶草場(chǎng)實(shí)際使用面積與草場(chǎng)承包面積存在差異，流轉(zhuǎn)草場(chǎng)補(bǔ)獎(jiǎng)資金由草場(chǎng)流出牧戶享受，草場(chǎng)使用者不能享受補(bǔ)獎(jiǎng)資金，參與草場(chǎng)流轉(zhuǎn)的牧戶對(duì)政策滿意度評(píng)價(jià)隨之下降。

2.2.3政策實(shí)施效果變量 草畜平衡補(bǔ)獎(jiǎng)收入與政策滿意度的影響效果顯著負(fù)相關(guān)，這表明獲得草畜平衡補(bǔ)獎(jiǎng)資金越多的牧民政策滿意度越低。在同一草原類型，補(bǔ)獎(jiǎng)資金與草場(chǎng)承包面積呈正比，牧民的草場(chǎng)承包面積越大，其獲得的補(bǔ)獎(jiǎng)資金越高，受草原生態(tài)補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)哂绊懺酱?，草?chǎng)放牧量減少越多，導(dǎo)致牧民的政策滿意度越低。家畜數(shù)量變化情況與政策滿意度的影響效果顯著正相關(guān)，這表明草原生態(tài)補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)邔?shí)施后，牧民家畜數(shù)量增加，既可享受補(bǔ)獎(jiǎng)資金又可增加經(jīng)濟(jì)收入，牧民政策滿意度增高。政策執(zhí)行情況對(duì)政策滿意度的影響效果顯著且兩次回歸模型系數(shù)值分別為0.776、0.792?？梢?，草原生態(tài)補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)邎?zhí)行越嚴(yán)格，牧民政策滿意度越高。本研究首次將政策執(zhí)行情況納入草原生態(tài)補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)邼M意度影響因素分析中，且系數(shù)值高，政策執(zhí)行情況成為影響政策滿意度最重要的因素，政策實(shí)施的公平性成為牧民關(guān)注的焦點(diǎn)，這值得政策執(zhí)行者和制定者深思。飼草料支出情況、家庭收入變化情況、草場(chǎng)質(zhì)量變化情況對(duì)政策滿意度的影響效果不顯著。從理論上講，草原生態(tài)補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)邔?shí)施后，飼草料支出增加，牧民用于畜牧業(yè)生產(chǎn)的總支出增加，導(dǎo)致牧民政策滿意度降低，結(jié)果與預(yù)期不符；草場(chǎng)質(zhì)量變好，退化程度降低，家畜質(zhì)量提高，對(duì)政策滿意度評(píng)價(jià)增高，結(jié)果與預(yù)期不符；家庭收入降低，牧民生活質(zhì)量下降，政策滿意度降低，結(jié)果與預(yù)期不符。產(chǎn)生這3個(gè)結(jié)果與預(yù)期不符的原因是本模型中引入政策執(zhí)行情況，牧民對(duì)政策執(zhí)行公平性的關(guān)注程度遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于預(yù)期，并成為最重要的影響因素，削弱了其他變量的影響程度。

2.3 不同政策滿意度牧民影響因素差異分析

研究樣本牧民共632戶，政策滿意度為非常滿意的牧戶有413戶、占65.4%，一般滿意的191戶、占30.2%，不滿意的28戶、占4.4%。

2.3.1人口統(tǒng)計(jì)變量 政策滿意度為非常滿意、一般滿意和不滿意的牧民在年齡、性別、民族、教育程度和身份5個(gè)人口統(tǒng)計(jì)特征變量方面不存在顯著差異(表6)。由此可知，草原生態(tài)補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)邔?duì)不同年齡、性別、民族、教育程度和身份的牧民平等對(duì)待，體現(xiàn)出政策實(shí)施無人口特征差異性的良好特性。

表6 不同政策滿意度人口統(tǒng)計(jì)變量差異分析Table 6 Analysis of demographic variables of different policy satisfaction

2.3.2草場(chǎng)特征變量 政策滿意度為非常滿意、一般滿意和不滿意的牧民在草場(chǎng)承包面積和草場(chǎng)流轉(zhuǎn)情況2個(gè)變量上均存在顯著差異(表7)。一是政策滿意度為非常滿意的牧民草場(chǎng)承包面積為461.54 hm2，一般滿意525.13 hm2，不滿意657.10 hm2，可知政策滿意度與草場(chǎng)承包面積呈負(fù)相關(guān)，擁有較多自然資源的牧民政策滿意度反而較低。二是政策滿意度為非常滿意的牧民草場(chǎng)流轉(zhuǎn)情況為0.34，一般滿意0.46，不滿意0.29，可知，一般滿意的牧民流轉(zhuǎn)情況高于非常滿意的牧民，一般滿意和不滿意的牧民流轉(zhuǎn)情況總和為0.75，遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于非常滿意的牧民。

表7 不同政策滿意度草場(chǎng)特征變量差異分析Table 7 Difference analysis of characteristic variables of grassland with different policy satisfaction

2.3.3政策實(shí)施效果變量 政策滿意度為非常滿意、一般滿意和不滿意的牧民在6個(gè)政策實(shí)施效果變量上均存在顯著差異(表8)。一是政策滿意度為非常滿意的牧戶的草畜平衡補(bǔ)獎(jiǎng)收入和飼草料支出分別為10527和40196元，一般滿意12334和64903元，不滿意13234和58866元?？芍?，政策滿意度與草畜平衡補(bǔ)獎(jiǎng)收入和飼草料支出呈負(fù)相關(guān)，收入和支出越大的牧戶政策滿意度反而越低。二是從家畜數(shù)量變化來看，實(shí)施草原生態(tài)補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)吆蠹倚髷?shù)量略有增加，非常滿意和一般滿意的牧民分別為2.20和2.09，家畜數(shù)量略有增加；不滿意的為1.86，家畜數(shù)量略有減少，而且隨著滿意度增高家畜數(shù)量呈增加態(tài)勢(shì)?？梢姡S著家畜數(shù)量的增加牧民政策滿意度增高，這與回歸模型分析結(jié)果相符。三是從草場(chǎng)質(zhì)量變化和家庭收入變化情況來看，草原生態(tài)補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)邔?shí)施后草場(chǎng)質(zhì)量和家庭收入均有下降，這與理論預(yù)期不符，但牧民政策滿意度與草場(chǎng)質(zhì)量和家庭收入的變化趨勢(shì)相一致，即草場(chǎng)質(zhì)量越差，政策滿意度越低；家庭收入減少越多，政策滿意度越低。四是內(nèi)蒙古自治區(qū)的政策執(zhí)行情況較為嚴(yán)格，均值為0.92，非常滿意、一般滿意和不滿意的均值分別為：0.94、0.88、0.82?？梢?，政策執(zhí)行越嚴(yán)格，牧民政策滿意度越高，這與回歸結(jié)果分析相符。

表8 不同政策滿意度政策實(shí)施效果變量差異分析Table 8 Difference analysis of policy implementation effect variables of different satisfaction degree policies

3 討論

草原生態(tài)補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)呤菫榱藢?shí)現(xiàn)保護(hù)草原生態(tài)和改善牧民生計(jì)的雙重目標(biāo)。內(nèi)蒙古自治區(qū)草原牧民政策滿意度評(píng)價(jià)較高，非常滿意和一般滿意的總和為95.6%。何晨曦等[18]在內(nèi)蒙古地區(qū)的研究發(fā)現(xiàn)牧民對(duì)草原生態(tài)補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)叩臐M意度達(dá)75%，李玉新等[17]以內(nèi)蒙古四子王旗為研究區(qū)域，發(fā)現(xiàn)多數(shù)牧民對(duì)草原生態(tài)保護(hù)補(bǔ)助獎(jiǎng)勵(lì)政策整體滿意程度為69%，本研究與前人的研究結(jié)果相同。草原生態(tài)補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)呤艿綄?shí)施區(qū)域農(nóng)牧民的認(rèn)可。

本研究創(chuàng)新點(diǎn)為發(fā)現(xiàn)了兩個(gè)“相?！爆F(xiàn)象，牧民政策滿意度評(píng)價(jià)結(jié)果與政策實(shí)施效果即草原生態(tài)環(huán)境和改善牧民生計(jì)的雙重目標(biāo)“相?！?。政策滿意度評(píng)價(jià)結(jié)果不同的3類牧民認(rèn)為草場(chǎng)質(zhì)量變化情況均值為1.95，略有變差，牧民認(rèn)為自家草場(chǎng)質(zhì)量較草原生態(tài)補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)邔?shí)施前變差的占34.8%。政策滿意度評(píng)價(jià)結(jié)果不同的3類牧民認(rèn)為家畜數(shù)量變化情況均值為2.15，略有增加，牧民認(rèn)為自家家畜數(shù)量較草原生態(tài)補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)邔?shí)施前增加的占39.4%。政策滿意度評(píng)價(jià)結(jié)果不同的3類牧民認(rèn)為家庭收入變化情況均值為1.89，略有減少，牧民認(rèn)為自家家庭收入較草原生態(tài)補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)邔?shí)施前減少的占45.7%。牧民政策滿意度評(píng)價(jià)結(jié)果與牧民資源儲(chǔ)量存在“相?！?。政策滿意度為非常滿意的牧民草場(chǎng)承包面積為461.54 hm2，一般滿意的525.13 hm2，不滿意為的657.10 hm2，可知擁有較多草場(chǎng)資源的牧民政策滿意度反而較低。政策滿意度為非常滿意的牧民在草畜平衡補(bǔ)獎(jiǎng)收入為10527元，一般滿意的12334元，不滿意的13234元，可知補(bǔ)獎(jiǎng)收入越高的牧民政策滿意度反而較低。這兩個(gè)“相悖”現(xiàn)象值得政策制定者關(guān)注和研究者深思。

4 結(jié)論與建議

內(nèi)蒙古自治區(qū)草原生態(tài)補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)吣翍魸M意度較高，牧民對(duì)國(guó)家實(shí)施的草原生態(tài)補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)呔哂休^高的認(rèn)可度。牧民政策滿意度存在顯著的區(qū)域差異，國(guó)家層面和區(qū)域?qū)用嬉虻刂埔说貙?shí)施和調(diào)整草原生態(tài)補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)?。政策制定者要關(guān)注政策執(zhí)行情況對(duì)牧民政策滿意度的影響。多措并舉，嚴(yán)格執(zhí)行政策，加大執(zhí)法力度，探討建立公平性和長(zhǎng)效性相結(jié)合的生態(tài)補(bǔ)償長(zhǎng)效機(jī)制，協(xié)調(diào)草原資源的多重功能、實(shí)現(xiàn)生態(tài)生產(chǎn)生活實(shí)現(xiàn)“多贏”，確保草原資源保護(hù)利用可持續(xù)性，既可提高政策有效性，又可促進(jìn)社會(huì)公平[25]。

政策滿意度為非常滿意、一般滿意和不滿意的牧民在人口統(tǒng)計(jì)特征變量上無顯著差異，表現(xiàn)出政策實(shí)施無人口特征差異的良好特性；3類牧戶的草場(chǎng)特征變量和政策實(shí)施效果變量存在顯著差異，政策滿意度評(píng)價(jià)與草場(chǎng)資源擁有量和草原生態(tài)補(bǔ)助獎(jiǎng)勵(lì)收入呈逆向關(guān)系，與政策實(shí)施執(zhí)行情況呈正向關(guān)系。為此，應(yīng)該通過政策手段、財(cái)政手段，在保持草地資源產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定的前提下提高草場(chǎng)資源的流動(dòng)性，繼續(xù)實(shí)行“封頂保底”原則，縮小牧戶收入分配差距[26]。