史雨星，秦國慶，趙敏娟，蔡 瑜，李超瓊

（1. 西北農(nóng)林科技大學經(jīng)濟管理學院，陜西 楊凌 712100；2. 陜西農(nóng)村經(jīng)濟與社會發(fā)展協(xié)同創(chuàng)新研究中心，陜西 楊凌 712100；3. 中國人民大學農(nóng)業(yè)與農(nóng)村發(fā)展學院，北京 100872）

草畜平衡既是中國草原生態(tài)治理的宏觀目標，也是草原生態(tài)治理的微觀抓手。自2002年《國務院關(guān)于加強草原保護與建設(shè)的若干意見》（國發(fā)〔2002〕19 號）首次提出實施草畜平衡制度以來，草畜平衡管理措施幾經(jīng)完善和強化，并在退牧還草、草原生態(tài)補助獎勵等大型生態(tài)治理項目的支撐下持續(xù)實施。盡管如此，草畜平衡的實現(xiàn)并非一帆風順?！?018年度中國林業(yè)和草原發(fā)展報告》顯示，2018年全國重點天然草原牲畜超載率仍有10.2%，較上一年度僅下降1.1%；學者微觀調(diào)查數(shù)據(jù)所呈現(xiàn)的結(jié)果更加嚴峻，幾項近期牧區(qū)調(diào)查均顯示牧戶的超載過牧發(fā)生率遠高于這個結(jié)果［1-2］。與之對應的是，地方政府對草畜平衡工作的推進與中央目標任務有所偏離。2011年《國務院關(guān)于促進牧區(qū)又好又快發(fā)展的若干意見》指出，到2020年全面實現(xiàn)草畜平衡，草原生態(tài)步入良性循環(huán)軌道。然而，2016年農(nóng)業(yè)部制定的《全國草原保護建設(shè)利用“十三五”規(guī)劃》則將草畜平衡的目標任務下降為重點天然草原平均牲畜超載率不超過10%，基本實現(xiàn)草畜平衡。上述目標的松動，說明草畜平衡工作在實際運行中面臨較大阻力。牧戶是落實草畜平衡的微觀主體，也是實現(xiàn)草畜平衡的根本保障。實踐中，草畜平衡是否實現(xiàn)以牧戶載畜率為判斷依據(jù)，因此，有必要進一步從微觀層面探究影響牧戶載畜率決策的關(guān)鍵因素。

1 文獻綜述

目前，學者關(guān)于牧戶載畜率決策的研究主要集中于個體層面，重點關(guān)注了生計資本［3］、草原生態(tài)補助獎勵［2，4-7］、政府監(jiān)管［2，8］、認知和情感［1］等對于牧戶減畜行為的影響，以及草場資源稟賦、草場流轉(zhuǎn)行為等對于牧戶超載過牧的影響［9-12］。上述研究的貢獻在于，從個體層面對牧戶載畜率決策的主要影響因素進行了理論分析和實證檢驗，從而為政策優(yōu)化提供依據(jù)。但是，上述研究的明顯不足是忽視了牧戶的社會屬性。

現(xiàn)實生活中的牧戶并非孤立存在的原子化個體，而是嵌入在一定的社會空間內(nèi)，與周圍牧戶發(fā)生著長期密切聯(lián)系的社會人，其行為決策會受到周圍群體及其他個體行為的直接影響［13］。上述行為人之間的相互影響被稱為社會互動，亦可叫作鄰里效應。中國古語“近朱者赤，近墨者黑”，便形象深刻地闡明了這一道理。當前，鄰里效應已受到國內(nèi)外學者的廣泛關(guān)注，來自多個國家的經(jīng)驗證據(jù)顯示，個體的股票投資［14-15］、學習成績［16］、就業(yè)決策［17］、社會捐贈［18］等多個方面的社會經(jīng)濟活動均會受到鄰里效應的影響。不僅如此，鄰里效應也逐步走進“三農(nóng)”研究者的視野，并在農(nóng)戶技術(shù)采納［19］、投入和產(chǎn)出［20］、種植多樣化決策［21］、農(nóng)地流轉(zhuǎn)［22］以及信貸準入［23］和風險應對［24］等多個方面得到驗證。事實上，由于較強的文化嚴謹程度和集體主義，中國居民更容易受到他人的觀點或行為的影響［25］。因此，在中國特殊的社會文化背景下，若忽視牧戶的社會屬性，脫離其所處的社會空間分析載畜率決策，難以充分理解草畜平衡的實現(xiàn)為何如此步履維艱。此外，由于鄰里效應的存在，外生政策帶來的影響不再局限于特定個體，而是在一定群體之間“回蕩”［26］，產(chǎn)生社會乘數(shù)效應，進而放大公共政策的效果［27］。因此，關(guān)注牧戶載畜率決策的鄰里效應，對于優(yōu)化草原生態(tài)保護政策的實施效果具有積極意義。

不容忽視的是，部分學者注意到了社區(qū)鄰里因素對于牧戶草畜平衡實現(xiàn)的影響，如陳秋紅［28］關(guān)注了社會資本在社區(qū)主導型草場共管模式中的作用與機制，褚力其等［1］的研究揭示了牧戶生態(tài)情感中的他人情感對于牧戶草畜平衡維護行為的激勵作用，史雨星等［29］的研究揭示了社會資本對牧戶參與社區(qū)草場治理意愿的促進作用。但是，上述研究均沒有從牧戶載畜率決策的鄰里效應直接展開，未能就牧戶載畜率決策是否存在鄰里效應做出驗證，更未能進一步回答其作用機制和具體特征。鑒于此，該研究嘗試從社會經(jīng)濟學角度出發(fā)，理論分析并實證檢驗牧戶載畜率決策鄰里效應的存在性，進一步討論鄰里效應對牧戶載畜率決策的影響機理和作用效果的異質(zhì)性，以期為促進牧戶草畜平衡的實現(xiàn)提供決策依據(jù)。

2 理論分析

2.1 鄰里效應存在性及其對牧戶載畜率決策的影響

在社會經(jīng)濟學理論框架內(nèi)，理性行為人在社會網(wǎng)絡中彼此連接、相互影響，其行為決策受自身特征、他人行為和特征的共同影響［13，30］。根據(jù)社會互動理論，牧戶的載畜率決策并非孤立決策，其不僅取決于自身草場資源稟賦、生計壓力、人力資本等特征，還會受所在社群中其他牧戶載畜率水平的直接影響，并將社群內(nèi)其他牧戶載畜率水平作為自身的決策依據(jù)。特質(zhì)激活理論進一步從心理學角度指出鄰里效應存在的原因。該理論認為，在適宜的外部情境下，個體某些內(nèi)在特質(zhì)將被激活［31］。個體兼具向好與向壞雙重特質(zhì)［32］，周邊牧戶的總體載畜率水平或超載過牧情況則構(gòu)成了激活上述特質(zhì)的外部環(huán)境。同時，在被動減畜的大環(huán)境下，“不患寡而患不均”的均平心理［33］，會驅(qū)使牧戶載畜率水平以鄰里為參照，從而提高公平感。較高的鄰里載畜率可能通過社會互動導致牧戶自身載畜率提升，而載畜率的提升又會在社會乘數(shù)的加速作用下導致超載過牧的惡性循環(huán)。對于實現(xiàn)草畜平衡而言，上述作用是消極的，將其稱為“近墨者黑”。

那么，鄰里效應究竟如何影響牧戶自身的載畜率決策？根據(jù)Durlauf 等［34］的研究，鄰里效應對牧戶載畜率決策的影響渠道可以分為兩種：內(nèi)生互動和情景互動。內(nèi)生互動是鄰里效應研究中關(guān)注的重點，也是社會乘數(shù)的來源，強調(diào)牧戶的載畜率決策受參照牧戶同期載畜率的影響，同時這種影響也反作用于參照牧戶的載畜率，可以理解為從眾效應，即：別人載畜率較高，我也維持較高的載畜率；別人超載過牧，我也超載過牧。其作用途徑包括口頭獲取信息、交談獲得愉悅和社會規(guī)范［15］。情景互動是單方向的影響，強調(diào)的是行為結(jié)果的示范效應［14］，即：牧戶的載畜率決策會受到參照牧戶行為結(jié)果的影響，具體表現(xiàn)為以參照牧戶特定載畜率下取得的社會、經(jīng)濟、生態(tài)等方面的結(jié)果好壞為依據(jù)，決定自己的載畜率。當牧戶認為較高的載畜率取得較好的結(jié)果時，其產(chǎn)生負向示范效應，誘發(fā)或加劇牧戶超載過牧；反之產(chǎn)生正向示范效應，抑制牧戶超載過牧。情景互動對牧戶載畜率決策的影響是不確定的，且不能產(chǎn)生社會乘數(shù)。

結(jié)合牧戶的畜牧業(yè)生產(chǎn)目標及其所處的社會環(huán)境，鄰里效應對牧戶自身載畜率決策可能存在以下兩條作用機制。一是牧戶通過觀察性學習獲得調(diào)整載畜率成本收益的先驗信息，進而作用于載畜率決策，融合了內(nèi)生互動中的口頭獲取信息機制和情景互動中的示范效應。由于牧戶的有限理性和對未來不確定性的厭惡［35］，短期家庭收益最大化通常是牧戶畜牧業(yè)生產(chǎn)決策的出發(fā)點，有關(guān)成本收益的先驗信息對牧戶調(diào)整載畜率具有指導作用。在長期畜牧業(yè)生產(chǎn)中，牧戶通過觀察學習獲取鄰里畜牧業(yè)投入產(chǎn)出情況，從而以鄰里不同載畜率水平下的成本收益情況為參考，調(diào)整自家載畜率的預期收益。不同載畜率個體的存在，為牧戶調(diào)整載畜率水平提供了充分的先驗信息；某一載畜率水平牧戶數(shù)量越多，牧戶獲得的先驗信息越準確，向該載畜率水平進行調(diào)整面臨的不確定性越小。當參照牧戶高載畜率與高收益并存時，牧戶獲得的先驗信息傾向于促進其維持高載畜率；相反，當參照牧戶低（高）載畜率與高（低）收益并存時，牧戶獲得的先驗信息傾向于促進其降低載畜率。

二是通過影響牧戶心理負擔作用于載畜率決策，體現(xiàn)的是內(nèi)生互動中的社會規(guī)范機制。牧戶的社會人屬性決定了在中國這樣一個“關(guān)系型”社會里［36］，其對自身載畜率的控制不是無節(jié)制的，而是要出于維護自身聲譽、保持較好的鄰里關(guān)系等目的［37］，考慮鄰里對于其超載過牧行為如何評價。如果超載過牧行為得到鄰里默許甚至支持，牧戶不必擔心因村莊輿論壓力造成心理負擔，或自身聲譽受損導致福利減損；相反，如果超載過牧行為受到鄰里抵制，繼續(xù)維持高載畜率將會提高牧戶的心理負擔，降低福利水平。具體而言，當鄰里載畜率水平普遍較高時，維持較高的載畜率與多數(shù)群體保持了一致行動，會降低牧戶對于鄰里就自身維持高載畜率或超載過牧行為持負面態(tài)度的預期，減輕心理負擔，獲得情感支持；相反，當鄰里載畜率普遍較低時，繼續(xù)維持高載畜率或超載過牧背離多數(shù)群體的行為，會提升牧戶對于鄰里就自身提高載畜率或超載過牧行為持負面態(tài)度的預期，加重心理負擔，減損福利。牧戶心理負擔的變化則會進一步左右其載畜率決策?；谝陨戏治觯岢鋈缦录僬f。

H1：牧戶載畜率決策存在鄰里效應，鄰里載畜率越高，牧戶載畜率越高。

H2-1：預期收益在鄰里載畜率影響牧戶載畜率決策中起到中介作用；

H2-2：心理負擔在鄰里載畜率影響牧戶載畜率決策中起到中介作用。

2.2 榜樣群體在鄰里效應影響牧戶載畜率決策中的調(diào)節(jié)作用

盡管理論分析表明牧戶自身載畜率會受到鄰里牧戶載畜率的影響，但受地緣、親緣、業(yè)緣等關(guān)系紐帶結(jié)構(gòu)特征的影響，不同鄰里個體在社會網(wǎng)絡中的影響力和作用權(quán)重也不盡相同，不同類型鄰里的載畜率對于牧戶載畜率的影響程度甚至影響方向很可能存在差異。尤其是村莊中的榜樣群體，其行為會產(chǎn)生更強的示范效應，從而被其他牧戶所模仿，往往在影響牧戶畜牧業(yè)生產(chǎn)決策中發(fā)揮關(guān)鍵作用。已有關(guān)于鄰里效應的研究表明，榜樣效應是鄰里環(huán)境作用于個體行為的重要傳導機制。例如：Chetty 等［38］基于美國內(nèi)城區(qū)的研究表明，缺少榜樣人群的示范引領(lǐng)，青少年的發(fā)展會陷入不利的境地；王軍鵬等［16］基于中國CEPS 數(shù)據(jù)的研究，驗證了榜樣人群對于提高學生學習成績的鄰里效應。因此，榜樣群體的載畜率水平很可能對鄰里效應強度產(chǎn)生關(guān)鍵影響。需要辨別的是，榜樣群體并不等同于“好榜樣”，而是指村莊中具有較高影響力和權(quán)威性的關(guān)鍵人物，其在不同行為決策上的示范效應并不一致，在載畜率決策上的示范作用并不一定是積極的。當榜樣群體的載畜率水平較低時，很可能起到正向示范作用，抑制超載過牧的鄰里效應；當榜樣群體的載畜率較高甚至嚴重超載過牧時，很可能起到負向示范作用，強化超載過牧的鄰里效應。據(jù)此，提出如下假說。

H3：榜樣群體在鄰里載畜率影響牧戶載畜率決策中發(fā)揮調(diào)節(jié)作用。

2.3 鄰里效應對牧戶載畜率決策影響的異質(zhì)性

鄰里效應的異質(zhì)性意味著外生政策在不同群體中產(chǎn)生的效果具有較大差異，對于如何干預政策實施從而擴大政策效果以及實現(xiàn)有限公共資源的優(yōu)化配置，具有重要的政策含義［26］。以往研究表明，鄰里效應會因群體屬性、社區(qū)屬性的不同而存在較大差異［16，22，39］。個體的一些自身和家庭屬性，如受教育程度、收入水平等可能會影響鄰里作用的大?。煌瑯?，不同的社區(qū)因其所處的地理環(huán)境、經(jīng)濟發(fā)展水平以及村莊內(nèi)部文化不同，也會影響到鄰里效應的作用強度。例如：在金融投資領(lǐng)域，李丁等［39］的研究表明，社會互動對于高收入水平、中等學歷的家庭以及低保險參與率社區(qū)和東中部家庭參與商業(yè)保險具有更高的促進作用；在學習成績領(lǐng)域，王軍鵬等［16］則發(fā)現(xiàn)，良好鄰里環(huán)境對于優(yōu)勢家庭中的學生成績具有更高的促進作用。類似地，牧戶也并非同質(zhì)個體，即使生活在同一村莊的牧戶也會在經(jīng)濟水平、教育層次和民族文化等方面存在差異，因而鄰里效應的強度可能會因牧戶群體特征差異而存在異質(zhì)性；生活在不同村莊的牧戶，更可能因為村莊內(nèi)部監(jiān)管和政府外部監(jiān)管環(huán)境的差異而表現(xiàn)出差異化的行為特征，因而鄰里效應的強度會因村莊特征的差異存在異質(zhì)性。據(jù)此，提出如下假說。

H4：載畜率決策的鄰里效應存在群體異質(zhì)性和村域異質(zhì)性。

根據(jù)以上分析和研究假說，構(gòu)建出理論分析框架，見圖1。

圖1 鄰里效應對牧戶載畜率決策的影響機制

3 數(shù)據(jù)來源、模型設(shè)定與變量說明

3.1 數(shù)據(jù)來源與樣本特征

研究數(shù)據(jù)源于課題組2020年7—10月在內(nèi)蒙古和甘肅兩省份牧區(qū)開展的入戶調(diào)查。調(diào)查采取典型抽樣和分層隨機抽樣相結(jié)合的方式。首先，將調(diào)查區(qū)域劃分為典型草原區(qū)、荒漠化草原區(qū)和高寒草原區(qū)，并綜合考慮經(jīng)濟發(fā)展水平、牧業(yè)生產(chǎn)規(guī)模、人均草場面積和區(qū)域人口密度，選取6 個牧業(yè)旗縣（錫林浩特市、西烏珠穆沁旗、鑲黃旗、蘇尼特左旗、鄂托克旗、天祝藏族自治縣）。其次，根據(jù)每個牧業(yè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府距縣政府距離的遠近，隨機選取典型牧業(yè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)。再次，根據(jù)村委會距離鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府的遠近，隨機選取典型牧業(yè)村。最后，在每個村隨機選取受訪牧戶，并由調(diào)研員對家中主要畜牧業(yè)勞動力進行2～3 h 面對面訪談，訪談內(nèi)容主要包括牧戶家庭基本信息、草場經(jīng)營情況以及畜牧業(yè)養(yǎng)殖情況等；同時，在每個村選取一名村干部面訪，獲取村級社會經(jīng)濟信息。此次調(diào)查共在6個旗縣19 個鄉(xiāng)鎮(zhèn)65 個村完成牧戶訪談問卷857 份，最終獲得符合研究主題的有效問卷820 份，問卷有效率為95.68%。有效樣本在三個草原類型的比例分別為32.93%、34.27%、32.80%，分布較為均衡。調(diào)查地區(qū)的代表性主要體現(xiàn)在三方面：第一，均是牧業(yè)旗縣，畜牧業(yè)作為當?shù)氐谝划a(chǎn)業(yè)的支柱，是牧民主要生計來源，草場在維持區(qū)域社會經(jīng)濟生態(tài)方面的作用不可替代。第二，包含了植被恢復能力相對較弱的三種草原類型，實現(xiàn)草畜平衡對于促進草原的可持續(xù)利用更加緊迫。第三，兼顧不同經(jīng)濟發(fā)展水平的牧業(yè)旗縣，能夠充分反映各種經(jīng)濟條件下的牧戶決策。

表1 為樣本牧戶和受訪者個人的基本特征。從受訪者個體特征看：受訪對象主要為男性（占比74.51%）、其他民族（占比74.15%）和中老年牧戶（45歲以上的受訪者占比61.37%），受訪者受教育程度總體不高，初中及以下學歷的受訪者占比77.56%，受訪者特征與牧區(qū)現(xiàn)實情況較為符合，也與其他學者的調(diào)查情況類似［1］。從樣本牧戶特征看：牧戶家庭規(guī)模以3～6人為主（占比82.31%），平均人口3.9 人，家庭人口規(guī)模較小；2019年家庭純收入在20萬元以下的牧戶占比63.42%，平均家庭純收入19.5萬元，總體收入較高。除牧戶收入高于政府公布的統(tǒng)計數(shù)據(jù)外，其他樣本特征均與政府統(tǒng)計年鑒相似?？傮w上，樣本具有較好的代表性。

表1 受訪者和家庭基本特征

3.2 模型設(shè)定

為了識別和估計牧戶載畜率決策的鄰里效應，構(gòu)建如下基準模型：

（1）式中：yij為牧戶自身載畜率；xij代表牧戶i的個體和家庭社會經(jīng)濟特征；Peer_yj和Peer_xj分別代表村莊j中除i牧戶之外其他受訪牧戶載畜率均值和個體、家庭社會經(jīng)濟特征均值，zj為村莊特征；εij表示隨機擾動項。參數(shù)中：λ0反映了牧戶i的載畜率對同村載畜率均值變化的響應程度，即內(nèi)生互動效應；β10反映了牧戶i的個體和家庭社會經(jīng)濟特征對其載畜率的影響；β20反映了牧戶i的載畜率對同村其他牧戶社會經(jīng)濟特征均值變化的響應程度，即情景互動效應；β30反映了牧戶i的載畜率對村莊特征變化的響應程度，即關(guān)聯(lián)效應；α0用來控制區(qū)域固定效應。但是，（1）式存在內(nèi)生互動效應識別中的映射問題［30］，后文通過空間自回歸（SAR）對此進行進一步處理。

3.3 變量定義及描述性統(tǒng)計

3.3.1 被解釋變量

載畜率。相較以往研究多采用牲畜存欄量與草場面積的比值作為載畜率衡量指標［2，9，11］，綜合考慮牧戶通過飼草料種植、購買，以及打草等途徑獲得的飼草料，采用更為嚴謹?shù)挠嬎惴椒▽δ翍魧嶋H載畜率進行核算，從而縮小這一指標的測量誤差。具體核算公式如下：

（2）式中：NT表示牧戶實際擁有飼草的理論載畜量（羊單位），S表示標準羊單位年進食量（657 kg），STj表示地區(qū)j的草畜平衡標準，Lc、Lin、Lout分別表示牧戶自家承包放牧草場面積、轉(zhuǎn)入放牧草場面積、轉(zhuǎn)出放牧草場面積，(Lc+Lin-Lout) /STj表示牧戶實際經(jīng)營放牧草場面積理論載畜量，分別表示牧戶購買的飼草料、打草場打草量以及種植的飼草料地飼草料產(chǎn)量折標準干草總量。（3）式中：STR表示載畜率，N表示牧戶實際牲畜存欄量。牲畜存欄量根據(jù)《天然草地合理載畜量的計算（NY/T 635—2015）》中每一代表性品種對應的羊單位折算系數(shù)，對牧戶飼養(yǎng)的不同牲畜品種分類核算并加總。具體地，綿羊、山羊、馬、牛及駱駝的幼崽均折算為0.5個對應成年家畜當量。同時，用牧戶是否超載來進行穩(wěn)健性檢驗，牧戶是否超載由STR來判斷（STR＜1.05，不超載；1.05≤STR＜1.35，輕度超載；1.35≤STR＜1.7，中度超載；1.7≤STR＜2，重度超載；STR≥2，嚴重超載）。樣本牧戶草畜平衡及超載過牧情況如圖2所示?？傮w而言，超載過牧情況依然嚴峻，50%牧戶仍處于超載過牧狀態(tài)，且超載牧戶中仍有51%處于重度和嚴重超載。

圖2 樣本牧戶草畜平衡及超載過牧情況

選用“載畜率”而非“是否超載”作為被解釋變量主要在于：第一，超載過牧具有普遍性。樣本牧戶載畜率均值為1.307，處于超載過牧狀態(tài)。因此，任一單位載畜率的降低都意味著向草畜平衡逼近。第二，牧戶載畜率降低是一個漸進過程，草畜平衡實現(xiàn)并非一蹴而就。第三，以是否超載過牧為被解釋變量無法反映其超載過牧的強度變化，而載畜率可以揭示這一特征。第四，在實際畜牧業(yè)經(jīng)營管理中，由于牲畜的不可分性、牧戶降低載畜率手段的多樣性和測量誤差，牧戶是否實現(xiàn)草畜平衡的界定尺度也具有一定彈性，完全準確度量牧戶恰好草畜平衡或超載過牧難以實現(xiàn)。因此，是否超載僅用于補充分析和穩(wěn)健性檢驗。

3.3.2 主要解釋變量

鄰里載畜率。指同村其他受訪牧戶的平均載畜率。在中國，同一行政村內(nèi)的牧戶具有相似的文化和制度環(huán)境，政府相關(guān)政策通常也是以行政村為單位實施，且行政村從大集體時期的牧業(yè)隊演變而來，同一行政村內(nèi)牧民交往和合作更為密切頻繁。因此，將同一行政村內(nèi)的其他牧戶稱為牧戶的“鄰里”。同樣，使用鄰里超載比例進行穩(wěn)健性檢驗。

3.3.3 其他變量

控制變量。根據(jù)農(nóng)戶行為理論、行為經(jīng)濟學及牧戶載畜率決策的相關(guān)研究［1-3，8］，選取草畜平衡維護行為、個體和家庭社會經(jīng)濟特征、村莊制度和環(huán)境因素四方面的控制變量。草畜平衡維護行為包括舍飼圈養(yǎng)、輪牧、草場轉(zhuǎn)入和減畜。個體特征包括戶主年齡、受教育程度、是否黨員、是否村干部、宗教信仰。家庭社會經(jīng)濟特征包括牧戶家庭年初存欄量、放牧草場面積、固定資產(chǎn)、2018年純收入、家庭負擔、是否其他民族家庭及水資源可及性。村莊制度和環(huán)境因素包括村莊草畜平衡監(jiān)管、政府草畜平衡監(jiān)管和村莊草場質(zhì)量，這三個變量也用來控制村級層面的關(guān)聯(lián)效應，還控制了區(qū)域虛擬變量，從而消除區(qū)域環(huán)境或制度差異對牧戶載畜率決策的影響。

鄰里特征，即同村鄰里社會經(jīng)濟特征均值，是情景互動效應的來源。為了剝離情景互動效應對于內(nèi)生互動效應的干擾，參照牧戶個體家庭社會經(jīng)濟特征選取了鄰里特征，具體包括鄰里戶主年齡、鄰里戶主受教育年限、鄰里黨員比例、鄰里宗教信仰比例、鄰里村干部比例、鄰里其他民族比例、鄰里家庭資產(chǎn)、鄰里家庭負擔、鄰里水資源可及性。變量的具體含義和描述性統(tǒng)計見表2。

表2 主要變量定義及描述性統(tǒng)計

4 實證分析與討論

4.1 鄰里效應存在性及其對牧戶載畜率決策的影響

4.1.1 牧戶載畜率決策的鄰里效應

表3 回歸1 結(jié)果顯示，鄰里載畜率的估計系數(shù)為0.8444 且在1%統(tǒng)計水平顯著，初步說明鄰里載畜率的提高會顯著提高牧戶載畜率?；貧w2 進一步控制了影響牧戶載畜率的控制變量、鄰里特征、村莊特征以及區(qū)域效應，從而盡可能剝離其他干擾因素、情景互動效應以及關(guān)聯(lián)效應對牧戶載畜率的影響。結(jié)果顯示，鄰里載畜率的估計系數(shù)降低為0.6506，但仍然為正且在1%統(tǒng)計水平顯著，說明載畜率決策的鄰里效應確實存在。具體而言，鄰里載畜率每提高100%，牧戶載畜率將上升約65%，與理論分析中的邏輯一致，呈現(xiàn)出“近墨者黑”特征，且其作用效果不容忽視。進一步，將解釋變量和被解釋變量分別更換為鄰里超載比例和是否超載重新估計，結(jié)果見回歸3、回歸4。鄰里超載比例的估計系數(shù)為1.9692 且在1%統(tǒng)計水平顯著，即鄰里超載比例每上升10%，牧戶超載過牧概率上升2.9%，與回歸2 的結(jié)果具有一致性。上述結(jié)果意味著，牧戶載畜率決策具有一定“傳染性”，加強對超載過牧行為的監(jiān)管，抑制消極的鄰里效應，能夠避免草畜平衡秩序陷入惡性循環(huán)。H1得證。

4.1.2 鄰里效應的穩(wěn)健性檢驗

第一，排除極端值的影響，對核心解釋變量和被解釋變量進行1%縮尾、截尾后重新估計，結(jié)果見表4。鄰里載畜率、鄰里超載比例的估計系數(shù)及顯著性水平與表3中的估計結(jié)果基本一致，說明載畜率決策的鄰里效應是顯著存在的。第二，安慰劑檢驗?；谡{(diào)查樣本，通過隨機抽樣為每個村莊的牧戶生成一批來自其他村莊中的“偽鄰居”。在此基礎(chǔ)上，計算偽鄰里載畜率、偽鄰里超載比例回歸系數(shù)及其對應P值的分布，若“偽鄰里效應”與真實鄰里效應有顯著差異，即真實回歸系數(shù)偏離于“偽鄰里效應”回歸系數(shù)的主要分布范圍，則認為上文模型設(shè)定不存在嚴重偏誤，且鄰里效應的真實估計結(jié)果具有穩(wěn)健性。圖3 結(jié)果表明，真實鄰里效應估計結(jié)果均顯著偏離于“偽鄰里效應”估計結(jié)果的主要分布范圍，說明載畜率決策的鄰里效應是顯著而穩(wěn)健的。這同時意味著，以行政村作為牧戶鄰里關(guān)系界定范圍是有效的。

圖3 安慰劑檢驗：偽鄰里效應的核密度估計

表3 近墨者黑：超載過牧的鄰里效應

表4 穩(wěn)健性檢驗：排除極端值估計

4.1.3 考慮鄰里效應的內(nèi)生性

鄰里效應可能會因遺漏變量、樣本自選擇等而導致虛假相關(guān)。對于遺漏變量問題，通過在模型設(shè)定過程中控制個體、家庭、村莊和區(qū)域等多個層面影響牧戶載畜率的相關(guān)變量來減小這一問題。對于樣本自選擇問題，由于研究是以行政村為單位界定鄰里范圍，同一行政村內(nèi)鄰里關(guān)系的形成并非牧戶根據(jù)自身偏好選擇的結(jié)果，而是在草原承包經(jīng)營制度和宅基地制度下對祖輩居住習慣沿襲的綜合結(jié)果，因此鄰里效應的估計并不存在自選擇問題。此外，估計（1）式還可能面臨映射引起的內(nèi)生性，即牧戶載畜率可能與鄰里載畜率相互影響。已有研究指出，SAR 可以較好解決內(nèi)生互動的識別問題［40-41］。因此，采用SAR 重新估計。根據(jù)牧戶是否位于同一行政村構(gòu)建相鄰空間權(quán)重矩陣，并在控制個人、家庭、村莊特征和區(qū)域固定效應基礎(chǔ)上進行模型估計。表5結(jié)果顯示：鄰里載畜率估計系數(shù)為0.5608 且在1%統(tǒng)計水平顯著；與表3中回歸2 的估計系數(shù)比較，差異約為0.09，即表3 中的估計結(jié)果為摻雜了部分情景互動效應的復合社會互動效應，但并不影響內(nèi)生互動效應識別?；谏鲜龇治?，盡管載畜率決策鄰里效應存在一定內(nèi)生性，但其所造成的偏誤很小，并不影響結(jié)果判斷。為了不損失樣本信息（分組回歸或數(shù)據(jù)缺失會導致無法完整構(gòu)造SAR 模型的空間矩陣），后文仍然采用線性均值模型進行分析。

表5 SAR模型估計結(jié)果

4.2 鄰里效應對牧戶載畜率決策的影響機制

4.2.1 機制驗證

為了檢驗鄰里效應對牧戶載畜率的作用機制，參照溫忠麟等［42］提出的機制驗證方法，構(gòu)建中介效應模型并進行相關(guān)檢驗。具體模型如下：

（4）—（6）式中：Yij代表牧戶載畜率，Peer_yj代表鄰里載畜率，Mij代表影響牧戶載畜率的中介變量。c為鄰里載畜率影響牧戶載畜率的總效應，a為鄰里載畜率對中介變量的直接效應，c′和ab分別為鄰里載畜率及中介變量對牧戶載畜率的直接效應。遵循溫忠麟等［42］提出的檢驗方法，依次檢驗了系數(shù)a、b是否顯著以及乘積ab的置信區(qū)間是否包含0。

（1）鄰里載畜率→預期收益→自身載畜率。牧戶在長期的畜牧業(yè)生產(chǎn)實踐中，可以通過觀察、交流、互助、學習等過程獲取鄰里畜牧業(yè)生產(chǎn)的投入產(chǎn)出情況，作為自身調(diào)整載畜率的先驗信息。由于畜牧業(yè)純收入和成本均受到牧戶養(yǎng)殖規(guī)模的影響，故選取鄰里畜牧業(yè)投資回報率表征牧戶的預期收益先驗信息。畜牧業(yè)投資回報率通過牧戶上一年度畜牧業(yè)純收入與畜牧業(yè)成本的比值來測度；預期收益用鄰里畜牧業(yè)投資回報率表征，其計算公式類似于鄰里載畜率，結(jié)果見表6。回歸1 的結(jié)果表明，鄰里載畜率的估計系數(shù)為0.3795 且在1%統(tǒng)計水平顯著，即鄰里載畜率的提高可以顯著提高牧戶畜牧業(yè)預期收益?；貧w2 的結(jié)果顯示牧戶畜牧業(yè)預期收益的估計系數(shù)為0.0699 且在5%統(tǒng)計水平顯著，即畜牧業(yè)預期收益的提高可以顯著提高牧戶自身的載畜率。最后，Bootstrap檢驗顯示畜牧業(yè)預期收益在鄰里載畜率與牧戶自身載畜率之間的中介作用是顯著存在的，即牧戶可以通過觀察性學習從鄰里處獲悉調(diào)整載畜率的先驗收益信息，而鄰里高載畜率與高投資回報率相對應，提升了牧戶向上調(diào)整載畜率的預期收益，進而驅(qū)動牧戶提升或維持較高的載畜率。H2-1得證。

（2）鄰里載畜率→心理負擔→自身載畜率。中國的基層治理體系決定了村干部在村莊治理中擁有較高話語權(quán)，因而村干部就牧戶超載過牧行為所持的態(tài)度，能在很大程度上反映鄰里對于牧戶超載過牧所持的態(tài)度。鑒于此，用牧戶因自身未實現(xiàn)草畜平衡引起村干部不滿的態(tài)度感知表征其心理負擔，具體通過問項“未實現(xiàn)草畜平衡會使嘎查（村）干部不滿”來衡量，并采取5 級里克特量表測度，從1—5 表征對上述說法的贊同程度逐漸提高。結(jié)果見表6?；貧w3 的結(jié)果表明，鄰里載畜率的估計系數(shù)為-0.4633 且在1%統(tǒng)計水平顯著，即鄰里載畜率的提高可以顯著降低牧戶心理負擔?；貧w4 的結(jié)果顯示心理負擔的估計系數(shù)為-0.1049 且在1%統(tǒng)計水平顯著，即牧戶心理負擔的下降會顯著提高自身載畜率。最后，Bootstrap檢驗顯示心理負擔在鄰里載畜率與牧戶自身載畜率之間的中介作用是顯著存在的，即較高的鄰里載畜率環(huán)境，會降低牧戶對鄰里就自身維持高載畜率持負面態(tài)度的預期，從而減輕心理負擔，心理負擔的下降則進一步促使牧戶提升或維持較高的載畜率。H2-2得證。

4.2.2 穩(wěn)健性檢驗

將解釋變量更換為鄰里超載比例重新估計，結(jié)果見表6。結(jié)果表明，“鄰里超載比例→預期收益→自身載畜率”與“鄰里超載比例→心理負擔→自身載畜率”兩條作用機制均成立。因此，上述兩條作用機制是比較穩(wěn)健的。

表6 鄰里效應對牧戶載畜率決策的影響機制

4.3 榜樣群體對載畜率決策鄰里效應的調(diào)節(jié)作用

鄰里效應的計算是基于同一村莊內(nèi)其他牧戶的均值，即假定每一個鄰居對于牧戶的影響是等權(quán)重的。事實上，這一假設(shè)難以嚴格滿足，不同鄰居對于牧戶的影響作用會存在差異，尤其是村莊內(nèi)的一些關(guān)鍵人物對于牧戶的影響會更為明顯。因此，從干部、黨員、富人和能人等多個角度選取了榜樣群體，探究其對于超載過牧鄰里效應的調(diào)節(jié)作用。干部群體是指家庭中具有現(xiàn)任村干部或曾任主要村干部的家庭；黨員群體是指家庭主要畜牧業(yè)勞動力中存在黨員的家庭；富人群體是指牧戶自評經(jīng)濟地位處于村莊前40%的家庭；能人群體則是指牧戶自評為鄉(xiāng)村精英或鄉(xiāng)村能人的家庭。在劃分榜樣群體的基礎(chǔ)上，對每個村莊各榜樣群體的平均載畜率和非榜樣群體的平均載畜率進行比較，將全部樣本分為榜樣群體載畜率高于非榜樣群體載畜率組和榜樣群體載畜率低于非榜樣群體載畜率組，通過分組回歸比較鄰里效應的大小。

榜樣群體對載畜率決策鄰里效應的調(diào)節(jié)作用回歸結(jié)果見表7?；貧w1—回歸8 的結(jié)果顯示，當村干部群體載畜率高于非村干部群體、黨員群體載畜率高于非黨員群體、富人群體載畜率高于非富人群體及能人群體的載畜率高于非能人群體時，鄰里載畜率的估計系數(shù)更大。這意味著，鄰里效應會因村干部群體、黨員群體、富人群體以及能人群體的負向示范而得到加強。值得警惕的是，部分富裕牧戶的致富原因可能并不完全歸結(jié)于載畜率的提高，但卻可能向其他牧戶傳遞超載過牧必然增收的虛假信號。需要注意的是，上述榜樣群體會存在部分重疊，即村干部往往是黨員，同時也可能是鄉(xiāng)村能人和富裕群體，但這并不會對研究結(jié)論造成影響。首先，研究重點關(guān)注的是榜樣群體的調(diào)節(jié)作用而非中介作用，只要牧戶具有“村干部”“黨員”“富人”“能人”這樣的標簽，就可能發(fā)揮相應的示范作用。其次，表7 中回歸1—回歸8 中的觀測值顯示，上述榜樣群體并非完全重疊，而是具有一定區(qū)別度。最后，榜樣群體的重疊意味著對于政策制定者而言，為了遏制榜樣群體負面示范對于鄰里效應的增強作用，可以降低目標人群的瞄準成本。上述結(jié)果的啟示在于，遏制鄰里效應的負面作用，需要把握關(guān)鍵群體。以村干部、黨員、富人和鄉(xiāng)村能人等榜樣群體為抓手，通過降低榜樣群體的載畜率，發(fā)揮上述榜樣群體的正向帶動作用從而降低鄰里效應的負面影響，對于整村實現(xiàn)草畜平衡具有現(xiàn)實意義。

穩(wěn)健性檢驗。將解釋變量更換為鄰里超載比例重新估計，結(jié)果見表7。鄰里超載比例的估計系數(shù)大小在不同分組中與鄰里載畜率估計系數(shù)一致且均在1%統(tǒng)計水平顯著。因此，榜樣群體對載畜率決策鄰里效應的調(diào)節(jié)作用是穩(wěn)健的。H3得到驗證。

表7 榜樣群體對于鄰里效應的調(diào)節(jié)作用

4.4 鄰里效應的異質(zhì)性分析

4.4.1 群體異質(zhì)性

根據(jù)受訪牧戶特征差異，重點考察了鄰里效應在不同載畜率、不同貧困程度、不同受教育程度以及不同民族屬性家庭的異質(zhì)性。

圖4結(jié)果表明，鄰里載畜率對于牧戶載畜率的影響作用并不均勻，呈現(xiàn)出“馬太效應”。對于載畜率本身較低的牧戶群體，鄰里載畜率的提升對其載畜率提升作用較小；對于載畜率較高的牧戶群體，鄰里載畜率的提升對于其載畜率提升效應更大。將解釋變量更換為鄰里超載比例進行重新估計，結(jié)果類似，對于載畜率越高的牧戶群體，鄰里超載比例的影響效應越大。這意味著，超載過牧程度越高的牧戶受周邊牧戶負向示范的影響越嚴重，加劇超載過牧的惡性循環(huán)。表8 中回歸1、回歸2 的結(jié)果顯示，相較于貧困戶，鄰里效應對于非貧困戶更大?？赡艿脑蚴?，載畜率的提升需要以牲畜存欄量的提升為前提，貧困戶受經(jīng)濟資本、人力資本所限，難以實現(xiàn)大規(guī)模的畜牧業(yè)擴張，鄰里效應因而較弱?；貧w3、回歸4 的結(jié)果顯示，相較于其他民族牧戶，鄰里效應對于漢族牧戶更小。可能的原因在于：調(diào)查地區(qū)其他民族牧戶在畜牧業(yè)經(jīng)營中占主體地位，由于文化習俗和生活習慣差異，漢族牧戶作為少數(shù)群體，難以與其他民族牧戶形成有效互動，而其他民族內(nèi)部的互動更加頻繁密切。另一方面，地方政府出于生態(tài)保護的壓力可能會存在“選擇性執(zhí)法”現(xiàn)象。因此，鄰里效應對于漢族牧戶的作用小于其他民族。回歸5、回歸6的結(jié)果顯示，相較于僅接受過初等教育的牧戶群體，鄰里效應在接受過中等教育的牧戶群體中作用更小。可能的原因是，受教育程度越高的牧戶，越能認識到草原生態(tài)的重要性，且自身獨立決策能力更強，盲目從眾行為更少。上述結(jié)果的啟示是：鄰里效應對不同牧戶群體的作用效果并非均勻的，更應該從載畜率高的牧戶、非貧困牧戶、其他民族牧戶以及受教育程度低的牧戶著手，從而在更大程度上阻斷鄰里效應的負面作用，提高草原生態(tài)保護政策的實施效率。

圖4 鄰里效應對牧戶載畜率決策影響的分位數(shù)回歸結(jié)果

4.4.2 村域異質(zhì)性

草畜平衡監(jiān)管是牧戶超載過牧的重要約束機制。目前，草畜平衡的監(jiān)管主體主要包含兩類：一類是具有行政權(quán)力的政府草原監(jiān)管部門，其主要依靠行政法規(guī)，對牧戶超載過牧行為進行規(guī)制；另一類是具有土地發(fā)包權(quán)力的農(nóng)村集體經(jīng)濟組織，其主要通過非正式制度對牧戶超載過牧行為進行約束。

根據(jù)各村在“政府草畜平衡監(jiān)管”“村莊草畜平衡監(jiān)管”兩個村級控制變量上的得分，分別將村莊劃分為“年度檢查”“半年度檢查”兩組，“規(guī)則執(zhí)行嚴”“規(guī)則執(zhí)行不嚴”兩組后進行估計，結(jié)果見表9?；貧w1、回歸2 的結(jié)果表明，當草原監(jiān)管部門對牧戶載畜量的核查頻率由年度上升為半年度時，鄰里載畜率對于牧戶載畜率的影響系數(shù)由0.5161 下降到0.3019，說明提高草原生態(tài)監(jiān)管頻率可以顯著降低鄰里載畜率的負面影響。已有研究［8］指出，草原監(jiān)管呈現(xiàn)“弱監(jiān)管”的特征。上述結(jié)果意味著，提高政府的生態(tài)監(jiān)管強度對于降低載畜率決策的鄰里效應作用顯著。因此，為保障草畜平衡的長期實現(xiàn)，現(xiàn)階段政府依舊不能放松對于牧戶超載過牧的生態(tài)監(jiān)管。回歸3、回歸4 的結(jié)果顯示，規(guī)則執(zhí)行嚴的村莊鄰里效應并不顯著，而規(guī)則執(zhí)行不嚴的村莊超載過牧的鄰里效應較大且在1%統(tǒng)計水平顯著，這表明加強草場發(fā)包方對承包經(jīng)營戶的草畜平衡管理，可以顯著降低載畜率決策的鄰里效應。上述結(jié)果意味著，完善村莊非正式制度，對于抑制載畜率決策的鄰里效應具有重要作用。綜上，為保障草畜平衡的長期實現(xiàn)，不僅要依靠政府生態(tài)監(jiān)管，村莊內(nèi)部也要做出相應的努力，從而在政府正式制度與村莊非正式制度間形成合力。

4.4.3 穩(wěn)健性檢驗

進一步將解釋變量更換為鄰里超載比例重新估計。結(jié)果見表8 和表9。鄰里超載比例的估計系數(shù)在不同分組中的大小與鄰里載畜率的估計系數(shù)在不同分組中的大小具有一致性，且統(tǒng)計檢驗結(jié)果一致。因此，鄰里效應在不同牧戶群體和不同村域中具有異質(zhì)性這一結(jié)論是比較穩(wěn)健的。H4得到驗證。

表8 載畜率決策鄰里效應的群體異質(zhì)性

表9 載畜率決策鄰里效應的村域異質(zhì)性

5 結(jié)論與政策建議

從社會經(jīng)濟學角度，理論分析了牧戶載畜率決策鄰里效應的存在性，系統(tǒng)解構(gòu)了載畜率決策鄰里效應的作用機理、榜樣群體的調(diào)節(jié)作用和鄰里效應的異質(zhì)性特征，并利用內(nèi)蒙古和甘肅牧區(qū)820 戶牧戶的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)進行了實證檢驗。主要結(jié)論如下：第一，牧戶載畜率決策存在鄰里效應，表征出“近墨者黑”特征，且這一效應在控制內(nèi)生性后依舊顯著；牧戶會受其鄰里高載畜率、高超載過牧比例的消極驅(qū)動呈現(xiàn)出高載畜率和高超載過牧概率，從而陷入超載過牧的惡性循環(huán)。第二，鄰里效應通過提高牧戶畜牧業(yè)預期收益和降低牧戶心理負擔提升牧戶載畜率?，F(xiàn)階段，高鄰里載畜率與高經(jīng)濟收益相對應，驅(qū)動牧戶維持高載畜率；高鄰里載畜率與低牧戶心理負擔相對應，抑制牧戶降低載畜率。第三，載畜率決策的鄰里效應會受榜樣群體的調(diào)節(jié)，村干部、黨員、富人和能人等榜樣群體的負向示范強化了載畜率決策的鄰里效應，抑制牧戶降低載畜率。第四，載畜率決策的鄰里效應存在群體異質(zhì)性和村域異質(zhì)性。相對于載畜率高、其他民族牧戶、非貧困戶和受教育程度較低的牧戶，鄰里效應在載畜率低、漢族牧戶、貧困牧戶和受教育程度高的牧戶群體中作用更?。划斦獠可鷳B(tài)監(jiān)管嚴格和村域內(nèi)部非正式制度健全時，載畜率決策的鄰里效應較小甚至不存在。

基于上述結(jié)論，提出以下政策建議：①樹立典型?？紤]到高載畜率與高經(jīng)濟收益并存的負向示范作用，應通過政策支持，著力打造一批低載畜率與高收益并存的畜牧業(yè)經(jīng)營樣板，從而扭轉(zhuǎn)鄰里效應的傳導路徑。②強化輿論。通過多種媒介加大對草畜平衡重要性和超載過牧危害性的宣傳，尤其要注重草原生態(tài)整體性的宣傳，廣泛樹立起“自家超載過牧也是破壞鄰居生態(tài)、影響子孫后代”的生態(tài)理念，強化鄰里間超載過牧的輿論壓力。③改善監(jiān)管。一方面加強政府對牧戶超載過牧的監(jiān)管和執(zhí)行力度，提高監(jiān)管效力；另一方面盡快督促村集體將草畜平衡納入村規(guī)民約并提高干部治村能力，完善村莊非正式制度，在政府外部監(jiān)管與村域內(nèi)部監(jiān)管間形成合力。④注重瞄準。一方面，通過對村干部、黨員、富人、鄉(xiāng)村能人等榜樣群體的重點監(jiān)管，降低榜樣群體的載畜率，樹立生態(tài)保護的正面典型，真正發(fā)揮榜樣效應；另一方面，加強對高載畜率、非貧困戶、低學歷牧戶的監(jiān)管，抑制鄰里效應的作用強度。