劉格格　周玉璽　葛顏祥

關鍵詞 生態(tài)補償；生態(tài)保護紅線區(qū)；富民效應；共同富裕

中圖分類號 X321 文獻標志碼 A 文章編號 1002-2104（2024）04-0197-13 DOI：10. 12062/cpre. 20230913

長期以來，生態(tài)環(huán)境保護的環(huán)境效益與經(jīng)濟成本之間的空間不匹配是一個全球性難題［1-2］。生態(tài)財政轉移支付機制應運而生，并在中國、巴西、葡萄牙、法國等國家得到廣泛應用［3］。其中，生態(tài)補償作為中國推進生態(tài)文明建設與主體功能區(qū)戰(zhàn)略的重要制度創(chuàng)新，因能兼顧經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境保護的雙重目標成為精準扶貧方略的實施手段之一，為中國減貧事業(yè)做出重要貢獻，被世界各國廣為關注［4-5］。2020 年，中國脫貧攻堅戰(zhàn)取得全面勝利，歷史性地消除了絕對貧困，開啟扎實推進共同富裕的新征程。城鄉(xiāng)間、區(qū)域間差距較大成為推進共同富裕的重點和難點［6］。值得關注的是，在具有特殊生態(tài)功能的生態(tài)保護紅線區(qū)，受限于最嚴格生態(tài)空間用途管制約束，當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展的機會成本要明顯高于其他區(qū)域，這不僅制約了經(jīng)濟快速全面發(fā)展［7］，也限制了農(nóng)戶生計選擇空間［8］，使得生態(tài)保護紅線區(qū)農(nóng)戶成為緩解相對貧困和推進共同富裕的重點關注群體。2021年，中共中央辦公廳、國務院辦公廳頒布的《關于深化生態(tài)保護補償制度改革的意見》明確提出，在新發(fā)展階段不僅要繼續(xù)對生態(tài)脆弱脫貧地區(qū)給予生態(tài)保護補償，還要加大對生態(tài)保護紅線覆蓋比例較高地區(qū)的支持力度，為生態(tài)脆弱地區(qū)跳出“綠色抑制”、實現(xiàn)穩(wěn)定致富提供了解決思路。在此背景下，深入分析生態(tài)補償對生態(tài)保護紅線區(qū)的富民效應及其作用機制成為實現(xiàn)共同富裕的題中應有之義。

1 文獻綜述

回溯關于生態(tài)補償對農(nóng)戶減貧效應的研究發(fā)現(xiàn)，隨著巴西雨林保護計劃、厄瓜多爾森林保護項目、哥斯達黎加環(huán)境服務付款項目、南非水資源保護項目等的逐步推進，國外學者率先圍繞生態(tài)補償?shù)呢毨ёR別［9-10］、多元化補償手段［11-12］、差別化補償［11-12］、生計發(fā)展影響［13-14］、項目績效評估和退出機制［15-16］等開展了一系列研究工作。其中，對農(nóng)戶生計發(fā)展影響的研究發(fā)現(xiàn)，生態(tài)補償?shù)膶嵤谝欢ǔ潭壬细淖冝r(nóng)戶原有的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式，為避免農(nóng)戶因生計選擇空間受限而陷入更加貧困的境地，各國在生態(tài)補償項目實踐中允許農(nóng)戶進行可持續(xù)性的替代性農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式，使得農(nóng)戶獲得環(huán)境效益的同時也獲得顯著的經(jīng)濟效益，并最終促使農(nóng)戶土地利用方式向可持續(xù)的方向轉變。盡管國內(nèi)關于生態(tài)補償減貧效應的研究起步較晚，但是隨著生態(tài)文明建設的持續(xù)推進，研究熱潮興起，特別是在脫貧攻堅時期，學者們聚焦生態(tài)補償目標瞄準成效［17-18］、生態(tài)補償減貧作用［3，19-20］和生態(tài)補償減貧衍生作用［21］三方面問題開展較為豐富的研究。其中，關于生態(tài)補償對農(nóng)戶減貧作用的研究發(fā)現(xiàn)，生態(tài)補償通過提高貧困農(nóng)戶家庭收入水平發(fā)揮了較好益貧作用［19-20］，尤其是在政策從“輸血型”轉向“造血型”后，生態(tài)補償在促進收入和增加就業(yè)方面呈現(xiàn)顯著的正效應且逐漸增強［3］。綜合上述分析，國內(nèi)外對生態(tài)補償減貧效應已基本達成共識，即生態(tài)補償在緩解貧困、改善人類福祉等方面頗具潛力，生態(tài)補償減貧效應的發(fā)揮關鍵在于，是否綜合考量當?shù)氐挠欣麠l件和具體情況，并設計構建出能發(fā)揮協(xié)同作用的補償方案。

然而，以往研究主要是針對生態(tài)補償對農(nóng)戶收入貧困的影響，未涉及生態(tài)補償多維富民效應的分析。當前中國已由絕對貧困治理轉向相對貧困治理和實現(xiàn)共同富裕新階段，慮及一維的減貧到多維的共同富裕之間的差異，有必要進一步探討生態(tài)補償對促進農(nóng)戶共同富裕的作用機制。鑒于此，本研究基于對山東省生態(tài)保護紅線區(qū)的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，研究生態(tài)補償對生態(tài)保護紅線區(qū)農(nóng)戶共同富裕水平的影響效果、作用渠道及異質(zhì)性影響。主要解答以下問題：①生態(tài)補償能否促進生態(tài)保護紅線區(qū)農(nóng)戶實現(xiàn)共同富裕？不同類型生態(tài)補償對農(nóng)戶共同富裕的促進效應是否存在差異？②如果生態(tài)補償能夠促進生態(tài)保護紅線區(qū)農(nóng)戶共同富裕的實現(xiàn)，那么其作用渠道是什么？③這種促進效應在不同條件下是否具有異質(zhì)性？與已有研究相比，本研究可能的邊際貢獻在于：第一，從研究視角看，立足于生態(tài)保護紅線區(qū)農(nóng)戶這一特殊群體，實證考察生態(tài)補償在提升生態(tài)保護紅線區(qū)農(nóng)戶共同富裕水平方面的作用，為實現(xiàn)全體人民共同富裕的研究提供了一個新的視角。第二，從研究內(nèi)容看，本研究揭示了生態(tài)補償對生態(tài)保護紅線區(qū)農(nóng)戶多維共同富裕的促進效應、作用渠道及異質(zhì)性影響，可為制定地區(qū)和群體差異化的生態(tài)補償政策提供科學依據(jù)。

2 理論分析與研究假說

通過對以往文獻的梳理發(fā)現(xiàn)，學者們較少直接、系統(tǒng)地分析生態(tài)補償與農(nóng)戶共同富裕之間的邏輯關系，尤其對二者之間作用渠道還有待進一步厘清。因此，本研究從提高非農(nóng)就業(yè)率、增強內(nèi)生動力、提高政府信任度等角度分析生態(tài)補償對生態(tài)保護紅線區(qū)農(nóng)戶共同富裕的作用渠道及其影響。

2. 1 生態(tài)補償、非農(nóng)就業(yè)率與農(nóng)戶共同富裕

非農(nóng)就業(yè)是指農(nóng)業(yè)勞動力從傳統(tǒng)低收入農(nóng)業(yè)部門流向了收入更高的現(xiàn)代部門［22］。提高非農(nóng)就業(yè)率不僅可以加快農(nóng)村土地流轉、提高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率，還豐富了收入來源、發(fā)揮顯著增收效應，最終起到了縮小城鄉(xiāng)收入差距和增進共同富裕的重要作用［23］。理論上，生態(tài)補償對農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)率的提升路徑主要體現(xiàn)在以下兩方面：一是生態(tài)補償通過影響當?shù)貏趧恿κ袌鲂枨蟮淖兓瑥霓r(nóng)業(yè)生產(chǎn)中釋放農(nóng)村勞動力，進而加速當?shù)剞r(nóng)戶流向非農(nóng)部門。例如，部分地方政府實施退耕還林、封山育林、化肥農(nóng)藥禁用等生態(tài)建設，促使當?shù)剞r(nóng)戶對勞動力生產(chǎn)要素進行重新調(diào)整，使其更多集中在優(yōu)勢生產(chǎn)部門以增加生產(chǎn)要素的邊際回報率。二是在提高生態(tài)保護紅線區(qū)自然資源規(guī)模和環(huán)境質(zhì)量的基礎上，當?shù)卣浞掷昧己蒙鷳B(tài)環(huán)境的外部效應，因地制宜探索包括特色旅游、農(nóng)產(chǎn)品加工等在內(nèi)的多樣化可持續(xù)的發(fā)展模式，增加了非農(nóng)就業(yè)和創(chuàng)業(yè)機會，從而提升了生態(tài)保護紅線區(qū)農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)率。因此，生態(tài)補償可能會通過提升生態(tài)保護紅線區(qū)農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)率，從而促進共同富裕。

2. 2 生態(tài)補償、內(nèi)生動力與農(nóng)戶共同富裕

內(nèi)生動力源于個體對外界信息的綜合評價、行為偏好，以及通過信息接收與處理形成的主觀感受、心理態(tài)度和行為驅動力，是個體控制和改變行為決策的重要前提［24］。管睿等［25］指出，內(nèi)生動力是農(nóng)戶發(fā)展的根本力量，只有將外部推力轉化為內(nèi)生動力，才能在保障農(nóng)戶增收的同時，激發(fā)其發(fā)展致富的主動性、積極性和創(chuàng)造性，進而從物質(zhì)和精神的雙重視角推動實現(xiàn)共同富裕。理論上，生態(tài)補償可以通過以下兩條路徑激發(fā)生態(tài)保護紅線區(qū)農(nóng)戶內(nèi)生動力：一是“成本共擔、效益共享、合作共治”的多元化生態(tài)補償模式的建立，為地方政府提升生態(tài)補償執(zhí)行力度提供有力資金保障的同時，也將當?shù)剞r(nóng)戶參與生態(tài)補償提升到更加深入和全面的程度，極大地強化了其發(fā)展致富內(nèi)生動力。二是隨著“輸血式”補償方式逐步向“造血式”補償方式的轉化，生態(tài)保護紅線區(qū)地方政府探索實施了包括技術型補償、智力型補償、產(chǎn)業(yè)型補償?shù)仍趦?nèi)的多樣化補償方式，在充分發(fā)揮農(nóng)戶致富主體作用的同時，使得部分農(nóng)戶真正掌握致富技能，并通過先富群體的帶動作用和示范效應，激勵當?shù)剞r(nóng)戶將關注點和生計策略逐步轉變?yōu)閺娀瘍?nèi)生動能狀態(tài)。因此，生態(tài)補償可能會通過增強生態(tài)保護紅線區(qū)農(nóng)戶內(nèi)生動力，從而促進共同富裕。

2. 3 生態(tài)補償、政府信任度與農(nóng)戶共同富裕

政府信任度是指公眾對政府運行行政權力從事公共管理和公共服務活動的信任程度［26］。丁從明等［27］研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶對政府部門的信任度越高，參與政府推行公共政策的可能性就越大，相應的政策實施效果就越好。生態(tài)補償作為一項解決環(huán)境問題的公共政策工具集，因其在兼顧發(fā)展與保護雙重目標上的突出表現(xiàn)而備受公眾青睞。隨著生態(tài)脆弱地區(qū)農(nóng)戶參與生態(tài)補償積極性不斷提高，生態(tài)補償不但發(fā)揮了良好的環(huán)境改善效應，而且為農(nóng)戶發(fā)展提供了較好的物質(zhì)福利效應和心理福利效應［28］，進而起到了推動農(nóng)戶實現(xiàn)共同富裕的積極作用。理論上，生態(tài)補償影響農(nóng)戶政府信任度的主要路徑包括：一是通過財政政策和資金的導向作用，實現(xiàn)生態(tài)補償?shù)氖芤嬲吆捅Ｗo者之間以及代際之間的成本收益共擔共享，體現(xiàn)了較好的公平性，進而強化農(nóng)戶對政府的信任程度。二是考慮到不同地區(qū)的實際情況存在差異，對補償主客體、補償標準、補償方式以及補償效果評價實行差異化管理，保障生態(tài)補償?shù)目刹僮餍院涂茖W性，從而提高農(nóng)戶對政府的信任度。因此，生態(tài)補償可能會通過提高生態(tài)保護紅線區(qū)農(nóng)戶政府信任度，從而促進共同富裕。

綜合上述分析，生態(tài)補償能夠提升生態(tài)保護紅線區(qū)農(nóng)戶家庭的非農(nóng)就業(yè)率、增強農(nóng)戶內(nèi)生動力和提高其政府信任度，進而促進實現(xiàn)共同富裕，由此提出如下待檢驗假說。

H1：生態(tài)補償能夠有效促進生態(tài)保護紅線區(qū)農(nóng)戶共同富裕。

H2a：生態(tài)補償通過提升生態(tài)保護紅線區(qū)農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)率，從而促進共同富裕。

H2b：生態(tài)補償通過增強生態(tài)保護紅線區(qū)農(nóng)戶內(nèi)生動力，從而促進共同富裕。

H2c：生態(tài)補償通過提高生態(tài)保護紅線區(qū)農(nóng)戶政府信任度，從而促進共同富裕。

3 研究設計

3. 1 數(shù)據(jù)來源

山東省是中國第4個批準生態(tài)保護紅線劃定方案的省份，也是踐行綠色低碳高質(zhì)量發(fā)展的先行區(qū)。本研究所用數(shù)據(jù)來自課題組2022年2月—2022年3月對山東省生態(tài)保護紅線區(qū)及其周邊地區(qū)農(nóng)戶的實地調(diào)查。樣本選擇具體步驟如下：①確定樣本地區(qū)。根據(jù)山東省生態(tài)保護紅線區(qū)規(guī)劃圖，綜合考慮不同地區(qū)的生態(tài)補償實施情況、生態(tài)功能、生態(tài)系統(tǒng)類型、經(jīng)濟發(fā)展水平及空間地理位置的差異，最終選擇15個樣本縣（區(qū)）進行調(diào)查，包括黃河三角洲生物多樣性維護生態(tài)保護紅線區(qū)的利津縣、河口區(qū)、墾利區(qū)；蒙山土壤保持生態(tài)保護紅線區(qū)的費縣、沂南縣、蒙陰縣；蓮花山土壤保持生態(tài)保護紅線區(qū)的鋼城區(qū)、萊城區(qū)；太河水庫水源涵養(yǎng)生態(tài)保護紅線區(qū)的淄川區(qū)、博山區(qū)；東平湖水源涵養(yǎng)生態(tài)保護紅線區(qū)的東平縣；泰山生物多樣性維護生態(tài)保護紅線區(qū)的泰山區(qū)、岱岳區(qū)；馬頰河-德惠河-貝殼堤島生物多樣性維護生態(tài)保護紅線區(qū)的無棣縣；月湖水庫-霧蓿洼水庫水源涵養(yǎng)生態(tài)保護紅線區(qū)的陽信縣。②確定樣本農(nóng)戶。為保證實地調(diào)研的可行性和便利性，在與各縣（區(qū)）政府部門協(xié)商后，每個縣（區(qū)）選取1～3個典型鄉(xiāng)鎮(zhèn)，每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)選擇2～4個行政村，采用分層逐級抽樣和隨機抽樣相結合的方法選擇20～30個農(nóng)戶。③確定調(diào)查方式。調(diào)查方式采用調(diào)研人員與受訪農(nóng)戶一對一訪談的方式，由調(diào)查人員逐一對問卷的相關內(nèi)容進行講解，使受訪農(nóng)戶能夠真正清楚問卷所需回答的問題。④設計調(diào)研問卷。調(diào)研問卷涉及的主要內(nèi)容為受訪農(nóng)戶家庭獲得的生態(tài)補償方式，包括資金補償、實物補償、技術補償和產(chǎn)業(yè)補償?shù)?；受訪農(nóng)戶家庭的共同富裕水平，包括物質(zhì)富裕、精神富裕和環(huán)境富裕三個維度；受訪農(nóng)戶家庭及地區(qū)特征，包括農(nóng)戶家庭情況（戶主性別、婚姻狀況、黨員身份等）、地區(qū)發(fā)展情況（產(chǎn)業(yè)結構、經(jīng)濟增長）。⑤確定有效數(shù)據(jù)。調(diào)研共訪問了1 850 位農(nóng)戶，覆蓋15個縣（區(qū)）34個鄉(xiāng)鎮(zhèn)91個村，在剔除離群值和填寫有缺失的無效樣本后，最終獲得有效問卷1 762份，問卷有效率達95. 24%。為保證數(shù)據(jù)統(tǒng)計口徑一致，問卷調(diào)查內(nèi)容為2021年的農(nóng)戶信息。

從樣本農(nóng)戶個體特征來看（表1），女性居多，占比為54. 48%；樣本農(nóng)戶年齡主要分布在50 歲以上，占比為66. 86%，呈現(xiàn)老齡化特征；樣本農(nóng)戶受教育水平主要分布在初中及以下居多，占比為76. 11%；從家庭人口規(guī)模特征來看，樣本農(nóng)戶家庭人口規(guī)模主要集中在2～4人，占比為74. 46%；從收入水平來看，樣本農(nóng)戶家庭人均可支配收入均值在1萬元以下居多，占比為65. 44%。具體而言，樣本農(nóng)戶基本特征整體表現(xiàn)為留守婦女較多、年齡偏大、文化程度不高、家庭規(guī)模中等、收入水平較低。上述基本特征與山東省生態(tài)保護紅線區(qū)的實際情況相符。

3. 2 變量定義

3. 2. 1 被解釋變量：共同富裕水平

系統(tǒng)梳理相關文獻后發(fā)現(xiàn)，相對貧困與共同富裕的內(nèi)在耦合性體現(xiàn)在以下三方面：一是相對貧困治理作為新時期中國貧困治理的重點內(nèi)容，是驅動共同富裕實現(xiàn)的難點和關鍵所在，而城鄉(xiāng)間、農(nóng)村區(qū)域間和農(nóng)村內(nèi)部居民間差距較大成為推進共同富裕的重點和難點。在空間層面，農(nóng)村相對貧困的消減通過提升欠發(fā)達地區(qū)在經(jīng)濟、社會、生態(tài)、文化等方面的發(fā)展水平，讓廣大農(nóng)民群眾能夠共享發(fā)展成果，有助于城鄉(xiāng)、區(qū)域和個體內(nèi)部差距縮小，進而促進整體共同富裕實現(xiàn)［29］。因而，相對貧困治理是實現(xiàn)共同富裕的必然要求，也是實現(xiàn)全體人民共同富裕最具標志性和影響力的指標。二是共同富裕作為社會主義的本質(zhì)要求，是相對貧困治理的終極目標。黨的二十大對全面建成社會主義現(xiàn)代化強國作出了兩個階段的戰(zhàn)略安排，對推進共同富裕也作出了相應部署，檀學文［30］、張海霞等［29］等學者指出中國農(nóng)村相對貧困治理目標必將從屬于新的“兩階段”發(fā)展戰(zhàn)略，服務于相對貧困人口福祉水平的提高及其差距的縮小，最終落腳于全體人民共同富裕。因而，共同富裕是相對貧困治理的目標歸宿，也是相對貧困階段性目標制定的主要依據(jù)。三是微觀層面的共同富裕在農(nóng)村體現(xiàn)為農(nóng)戶多維相對貧困的治理。共同富裕在微觀層面上的多維性主要體現(xiàn)在收入、健康、生態(tài)、教育、就業(yè)、保障和文化等方面［31］?；诳尚心芰碚摵突拘枰碚?，相對貧困的多維性主要包括反映經(jīng)濟維度的“貧”，也包含反映發(fā)展維度和環(huán)境維度的“困”［32］。就微觀層面而言，二者包含的內(nèi)容基本一致，相對貧困治理和推進共同富裕實質(zhì)上是同一問題的兩個方面，農(nóng)戶多維相對貧困指標體系可以代表農(nóng)戶共同富裕水平。綜上，不難發(fā)現(xiàn)相對貧困治理是實現(xiàn)共同富裕的必然要求，共同富裕是相對貧困治理的目標歸宿，二者之間聯(lián)系緊密好比“一枚硬幣的正反兩面”，尤其在微觀層面農(nóng)戶多維相對貧困水平直接檢驗著共同富裕的實現(xiàn)程度。

關于共同富裕評價標準的制定大致可分為宏觀和微觀兩個層面。就宏觀層面而言，學者們基于對共同富裕內(nèi)涵的不同理解構建了多樣化省際共同富裕水平評價指標體系，例如李瑞松等［33］從經(jīng)濟發(fā)展、社會發(fā)展、收入消費、文化發(fā)展和生態(tài)環(huán)境５個方面構建了省際共同富裕發(fā)展水平指標體系。就微觀層面而言，現(xiàn)有研究主要構建以收入水平、收入差距等單一維度和包含物質(zhì)富裕、精神富裕等多維耦合的評價指標［34］。然而，宏觀層面的指標體系側重于概括反映區(qū)域內(nèi)總體的富裕水平，往往會模糊個體之間差異，難以反映微觀個體的真實發(fā)展情況，而共同富裕要求惠及全體人民，因而本研究在借鑒上述研究成果的基礎上，參考張金林等［31］從微觀層面構建多維耦合的共同富裕指標，結合生態(tài)保護紅線區(qū)農(nóng)戶的實際情況進行改進后，從物質(zhì)富裕、精神富裕和環(huán)境富裕三個維度嘗試構建了反映農(nóng)戶共同富裕水平指標體系。測算個體共同富裕水平（CPL）的具體計算公式如下：

式中：n 代表共同富裕指標體系包含的維度個數(shù)，m代表不同維度下對應的指標個數(shù)，F(xiàn)_ij是標準化后的指標值，W_ij是具體指標權重，W_i則代表不同維度的權重。其中，在物質(zhì)富裕維度上，本研究主要考察收入水平、消費情況和財富存量3個方面的指標。根據(jù)汪三貴等［35］的研究及數(shù)據(jù)可得性考慮，分別以2022年中國農(nóng)村居民人均可支配收入中位數(shù)、農(nóng)村居民人均消費支出均值和農(nóng)戶樣本家庭總資產(chǎn)中位數(shù)的40%作為收入水平、消費支出和財富存量指標的臨界值。在精神富裕維度上，除考慮農(nóng)戶的教育水平、社會保障和健康狀況外，還加入集體活動參與和幸福感兩方面的指標。在環(huán)境富裕維度上，本研究主要考察了生態(tài)治理、環(huán)境質(zhì)量和生態(tài)認知3個方面的指標。此外，為提高共同富裕水平評價體系的科學性和可靠性，避免出現(xiàn)指標選取重復問題，研究采用R 聚類-變異系數(shù)方法篩選16項指標候選集，表2列示了最終確定的11個測度指標。

此外，回溯既往研究發(fā)現(xiàn)，當前關于共同富裕指標體系權重的測度方法尚未達成一致，因而在沒有找到絕對優(yōu)于等權重賦值法的情況下，參考多數(shù)學者的做法，本研究采用聯(lián)合國開發(fā)計劃署（UNDP）和牛津大學貧困與人類發(fā)展研究中心（OPHI）建議的等權重賦值法對具體指標進行賦權。表2列示了共同富裕指標的權重。

3. 2. 2 核心解釋變量：生態(tài)補償

補償方式多元化水平的提高是推進生態(tài)補償?shù)墓ぷ髦匦?，也是評估生態(tài)補償政策實施成效的關鍵指標［36］。研究對象享受的補償方式越多，多元化水平越高，則生態(tài)補償政策的實施對其影響越大?；诖耍瑸樵u估農(nóng)戶享受生態(tài)補償?shù)亩嘣?，本研究設置訪談問題如下：“目前您及家庭成員享受了哪些補償方式？”結合靳樂山［37］對生態(tài)補償方式的劃分，本研究將生態(tài)保護紅線區(qū)農(nóng)戶享受的補償方式歸納為實物、資金、技術和產(chǎn)業(yè)4種類型，核心解釋變量的具體取值范圍為［0， 4］。

3. 2. 3 中介變量：非農(nóng)就業(yè)率、內(nèi)生動力與政府信任度

參考尹志超等［22］、李玉山等［38］的研究，本研究設置中介變量指標如下：①非農(nóng)就業(yè)率指標使用非農(nóng)從業(yè)人數(shù)與家庭人口總數(shù)的比值來測度，取值范圍為［0， 1］。②內(nèi)生動力指標設置問題“您及家庭成員符合哪一種生活狀態(tài)呢？”進行測度，將備選答案“主要依賴政府幫扶”“依托于政府幫扶積極進行自我發(fā)展”和“致力于自力更生、回饋社會”分別賦值為0、1、2，取值范圍為［0，2］。③政府信任度指標采用受訪農(nóng)戶對當?shù)卣闹饔^信任程度進行測度，按照農(nóng)戶對當?shù)卣湃味葎澐譃楹懿粷M意、不太滿意、一般、比較滿意、非常滿意5個層級，并按照順序依次賦值為0、1、2、3、4，取值范圍為［0，4］。

3. 2. 4 控制變量：戶主、家庭及地區(qū)層面控制變量

微觀層面的共同富裕還受到其他因素的影響，所以需要進一步控制其余變量對農(nóng)戶共同富裕水平的影響?；谝延形墨I，本研究從戶主、家庭及地區(qū)三方面選取多個控制變量以提高實證分析結果的可靠性。表3列示了變量定義和描述性統(tǒng)計分析結果。

3. 3 模型設定

本研究的內(nèi)生性主要有兩個來源：一是遺漏變量問題，地區(qū)層面可能存在推動或阻礙農(nóng)戶享受補償?shù)恼呋蛑贫纫约半y以預測的文化因素等，因而研究控制了區(qū)縣級固定效應及其他可能影響生態(tài)補償政策實施的政策因素、其他難以觀測的因素。二是聯(lián)立偏誤問題，即生態(tài)補償會促進生態(tài)保護紅線區(qū)農(nóng)戶共同富裕，而農(nóng)戶共同富裕水平的提高也可能引起他們對生態(tài)保護的迫切需求，從而影響生態(tài)補償?shù)墓┙o水平。本研究采用工具變量法修正上述偏誤以保證結果穩(wěn)健性。

3. 3. 2 中介效應模型

如何科學識別因果關系中的作用渠道是當前學術界討論的熱點問題。越來越多學者指出傳統(tǒng)三段式逐步檢驗法可能存在明顯缺陷［39-40］。具體來說，三段式逐步檢驗法包括的三個模型涉及三組變量的估計，所以可能存在三個內(nèi)生性問題，那么至少需要兩個工具變量，并且要求三個誤差項之間互不相關。然而當前實證研究多用觀察數(shù)據(jù)，要同時解決所有可能存在的內(nèi)生性問題會大幅增加研究的復雜性。對此，本研究參考Aguinis等［39］、江艇［40］和牛志偉等［41］的研究思路：一方面，增加使用Bootstrap推導的基于百分比的置信區(qū)間，這可以通過使用非參數(shù)測試程序來放寬Sobel檢驗中有關中介效應是建立在假設系數(shù)的乘積是正態(tài)分布的基礎之上的問題。另一方面，為增強實證鏈條的完備性，在中介效應研究中考慮中介變量與被解釋變量之間的關系?；诖?，構建如下四段式中介效應模型進行檢驗：

式中：Mediator_k分別代表非農(nóng)就業(yè)率、政府信任度和內(nèi)生動力三個中介變量，α、β、γ、δ 是待估參數(shù)，τ是殘差項，其余設定與式（2）保持一致。

4 實證分析結果

4. 1 生態(tài)補償對生態(tài)保護紅線區(qū)農(nóng)戶共同富裕的影響

表4列示了生態(tài)補償對農(nóng)戶共同富裕影響的基準回歸結果。其中，列（1）是不加任何控制變量的OLS回歸結果，生態(tài)補償?shù)南禂?shù)為正且通過了1% 的顯著性水平檢驗。列（2）納入了個體、家庭和地區(qū)層面可能影響農(nóng)戶共同富裕的控制變量，由于部分影響共同富裕的因素被控制變量吸收，所以生態(tài)補償?shù)挠绊懴禂?shù)減小，但顯著性不變。列（3）進一步用縣區(qū)固定效應替換地區(qū)特征后，結果仍支持生態(tài)補償促進農(nóng)戶共同富裕水平的有效性，且生態(tài)補償平均提高一個標準差，生態(tài)保護紅線區(qū)農(nóng)戶的共同富裕水平提升約22. 62%（0. 083 0×0. 712 9/0. 261 6）。此外，為規(guī)避核心變量指標恒定可能引起的偽回歸問題，參考Günther等［42］的處理方式，將被解釋變量轉換為二分變量，即農(nóng)戶共同富裕水平均值以上取值為1，反之取值為0，并選擇Probit模型進行檢驗，最終列（4）和列（5）結果顯示，生態(tài)補償?shù)南禂?shù)均為正且通過了1%的顯著性水平檢驗。綜合上述分析，生態(tài)補償能夠顯著促進生態(tài)保護紅線區(qū)農(nóng)戶共同富裕，符合假說H1預期。

進一步地，依據(jù)對農(nóng)戶后續(xù)發(fā)展能力影響的不同，將生態(tài)補償劃分為輸血型生態(tài)補償和造血型生態(tài)補償兩種，并分別考察兩種不同類型生態(tài)補償分別對不同維度共同富裕水平的影響，回歸結果見表5。整體而言，輸血型生態(tài)補償和造血型生態(tài)補償對生態(tài)保護紅線區(qū)農(nóng)戶物質(zhì)富裕、精神富裕和環(huán)境富裕均有顯著的正向影響，這一結果進一步驗證了輸血型生態(tài)補償和造血型生態(tài)補償?shù)亩嗑S富民效應。具體而言，輸血型生態(tài)補償和造血型生態(tài)補償對農(nóng)戶物質(zhì)富裕和環(huán)境富裕的推動作用較大，對精神富裕的推動作用較小。這與現(xiàn)實情況相符，無論是輸血型生態(tài)補償還是造血型生態(tài)補償均能通過財政轉移支付或市場交易等途徑給予生態(tài)環(huán)境保護者合理補償，在實現(xiàn)環(huán)境保護經(jīng)濟外部性內(nèi)部化的同時充分激發(fā)生態(tài)環(huán)境保護者的積極性，保障了生態(tài)補償有效運行和持續(xù)推進［43］，進而起到促進生態(tài)保護紅線區(qū)農(nóng)戶物質(zhì)富裕和環(huán)境富裕的作用。就教育水平、社會保障、健康狀況和集體活動參與而言，盡管兩種類型的生態(tài)補償可能通過增加農(nóng)戶可支配收入、提高家庭資產(chǎn)存量及改善周邊環(huán)境質(zhì)量等途徑對其產(chǎn)生一定積極作用，但仍主要取決于中央政府出臺的針對性政策和地方政府的政策執(zhí)行力度，受生態(tài)補償?shù)挠绊懴鄬^??；就幸福感而言，由于其屬于一種個體的主觀感受，所以農(nóng)戶幸福感的提升不僅源于收入水平的提高，也依賴個體積極的情感和良好的家庭環(huán)境，生態(tài)保護政策對其產(chǎn)生影響相對較小。因此，輸血型生態(tài)補償和造血型生態(tài)補償對生態(tài)保護紅線區(qū)農(nóng)戶精神富裕的影響要弱于對物質(zhì)富裕和環(huán)境富裕的影響。

另外，無論在物質(zhì)富裕維度、精神富裕維度還是環(huán)境富裕維度，造血型生態(tài)補償?shù)拇龠M效應均優(yōu)于輸血型生態(tài)補償。究其原因，盡管輸血型生態(tài)補償?shù)男Ч⒏鸵娪?，但其只能為受償農(nóng)戶提供短期和間斷式的收益，存在著不可忽視的“救助缺陷”［37］ 。與輸血型生態(tài)補償不同，以增加教育投資、改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)水平及引導綠色現(xiàn)代化產(chǎn)業(yè)發(fā)展等為主導的造血型生態(tài)補償能夠增強農(nóng)戶的自我持續(xù)發(fā)展能力，甚至產(chǎn)生超越政策預期的乘數(shù)效應，幫助受償農(nóng)戶逐步擺脫對外部救濟的依賴，進而走向自我可持續(xù)發(fā)展的良性軌道［7］。因此，造血型生態(tài)補償較輸血型生態(tài)補償對農(nóng)戶共同富裕水平發(fā)揮了更強的推動作用。

4. 2 內(nèi)生性處理和穩(wěn)健性檢驗

4. 2. 1 內(nèi)生性處理

慮及微觀層面的共同富?？赡芊聪蛴绊懮鷳B(tài)補償?shù)膶嵤?，為避免?lián)立偏誤問題，本研究參考Ellis等［44］構造工具變量的做法，以“同一村莊或社區(qū)其他農(nóng)戶享受生態(tài)補償指標的均值”作為工具變量。選擇此工具變量的原因是：首先，在鄰里關系非常緊密的農(nóng)村地區(qū)不存在距離和制度障礙，農(nóng)戶個體行為往往會受到周邊其他農(nóng)戶的影響，即存在“同儕效應”，所以導致周圍農(nóng)戶參加生態(tài)補償項目會通過拓業(yè)增收、享受政策紅利和人居環(huán)境改善等對農(nóng)戶自身產(chǎn)生影響。其次，其他農(nóng)戶享受的生態(tài)補償往往不會直接影響農(nóng)戶自身的共同富裕水平，農(nóng)戶也不能控制其他農(nóng)戶享受的生態(tài)補償。因此，選擇“同一村莊或社區(qū)其他農(nóng)戶享受生態(tài)補償指標的均值”作為工具變量能夠同時滿足相關性和外生性要求。表6列示了引入工具變量后的2SLS估計結果。IV?2SLS第一階段的結果發(fā)現(xiàn)，所選工具變量與核心解釋變量存在顯著正相關關系，滿足工具變量相關性要求。此外，由于F 統(tǒng)計值顯著高于臨界值10，所以并不存在弱工具變量的問題。IV?2SLS第二階段結果發(fā)現(xiàn)，生態(tài)補償?shù)南禂?shù)為0. 085 3，且在1%統(tǒng)計水平上顯著，意味著生態(tài)保護紅線區(qū)農(nóng)戶享受的生態(tài)補償每增加1個單位，對應的共同富裕水平會隨之提高8. 53%。上述研究結果與前文結果相比未發(fā)生實質(zhì)性變化，從而進一步驗證了假說H1。

4. 2. 2 穩(wěn)健性檢驗

為檢驗前文基準回歸結果的可靠性，除引入選定控制變量和工具變量進行回歸外，本研究進一步采用以下方式進行穩(wěn)健性檢驗：第一，增加控制變量。由于政策執(zhí)行力度與質(zhì)量直接決定了生態(tài)補償?shù)膶嵤┬Ч?，進而影響農(nóng)戶共同富裕水平，所以該研究借鑒莫永波等［45］構建的地方政府執(zhí)行力評價指標體系，采用熵值法測度具體指標權重并計算得出地方政府執(zhí)行力指數(shù)，進一步將其作為控制變量納入基準回歸模型。第二，數(shù)據(jù)縮尾處理。為降低極端數(shù)值對實證結果的干擾，對數(shù)據(jù)進行雙側1%縮尾處理，將處于（1%，99%）范圍之外的觀察值分別替換為1%分位和99%分位的數(shù)值，并對處理后的新樣本重新回歸。第三，重新核算被解釋變量。CRITIC賦值法是一種能夠兼顧指標內(nèi)沖突性和變異性來綜合衡量具體要素權重的科學評價方法?？紤]到共同富裕評價指標體系的各指標之間屬于并列關系，且存在一定關聯(lián)關系，因此重新選擇CRITIC賦值法對共同富裕水平構成要素賦權，以重新核算農(nóng)戶共同富裕水平。表6列示了基于控制政府執(zhí)行力、縮尾處理和重新核算因變量的穩(wěn)健性檢驗結果，核心解釋變量生態(tài)補償?shù)南禂?shù)仍顯著為正，估計結果與前文結論保持一致。

4. 3 生態(tài)補償對農(nóng)戶共同富裕的影響機制檢驗

假說2認為，生態(tài)補償主要通過提升農(nóng)戶家庭的非農(nóng)就業(yè)率、增強其內(nèi)生動力和提高政府信任度等渠道影響生態(tài)保護紅線區(qū)農(nóng)戶的共同富裕水平，對此本研究使用前文所設四段式中介效應模型對其進行檢驗，中介效應的檢驗步驟如下：首先，檢驗核心解釋變量對被解釋變量的影響，若該結果顯著，則總效應顯著。其次，檢驗核心解釋變量對中介變量的影響，只有該影響顯著，才能繼續(xù)后續(xù)檢驗步驟。再次，檢驗中介變量對被解釋變量的影響，并將核心解釋變量和中介變量同時放入回歸模型，若中介變量系數(shù)顯著性得到驗證，說明中介效應存在；若此時核心解釋變量系數(shù)同樣顯著，說明直接效應顯著，即存在部分中介效應。最后，同時進行Sobel檢驗和Bootstrap（1 000）次抽樣檢驗，若均通過檢驗，將進一步驗證中介效應的存在。

為避免變量之間存在高度相關而出現(xiàn)的多重共線性問題，計算方差膨脹因子和相關系數(shù)對回歸模型中各個變量之間進行多重共線性檢驗，發(fā)現(xiàn)雖然各變量之間存在一定的相關性，但相關系數(shù)均低于共線性的臨界值0. 7，且VIF均值也為1. 18，所以實證分析中不會出現(xiàn)嚴重的多重共線性問題。表7列示了生態(tài)補償對農(nóng)戶共同富裕影響機制的檢驗結果。表7中非農(nóng)就業(yè)率的中介效應檢驗結果顯示：列（1）中生態(tài)補償?shù)南禂?shù)顯著為正，與前文回歸結果一致，驗證了生態(tài)補償對生態(tài)保護紅線區(qū)農(nóng)戶共同富裕水平有顯著的促進作用。列（2）中生態(tài)補償系數(shù)為正且通過了1%的顯著性水平檢驗，說明生態(tài)補償?shù)膶嵤┛纱龠M農(nóng)戶家庭非農(nóng)就業(yè)率提升。列（3）和列（4）中非農(nóng)就業(yè)率系數(shù)為正且在1%水平上顯著，且列（4）中使用逐步回歸法的結果顯示，核心解釋變量生態(tài)補償系數(shù)值與列（1）相比略有下降。在此基礎上，本研究繼續(xù)進行Sobel檢驗，結果顯示 Z 值統(tǒng)計量是3. 279 7，且在1%水平上顯著，同時，該Bootstrap（1 000）次抽樣檢驗，結果顯示置信度為95% 的中介效應置信區(qū)間是［0. 005 1，0. 009 2］，置信區(qū)間內(nèi)未包含 0。綜合上述分析，農(nóng)戶家庭非農(nóng)就業(yè)率的提高起到了中介效應，即生態(tài)補償會提升農(nóng)戶家庭非農(nóng)就業(yè)率，從而提升其共同富裕水平，符合假說H2a預期。此外，表7列示了內(nèi)生動力的中介效應檢驗結果和政府信任度的中介效應檢驗結果，同理可驗證生態(tài)保護紅線區(qū)農(nóng)戶內(nèi)生動力的增強和政府信任度的提高起到了中介效應。以上結果可以說明，非農(nóng)就業(yè)率、內(nèi)生動力和政府信任度在生態(tài)補償和農(nóng)戶共同富裕水平之間發(fā)揮中介效應，假說 H2a、H2b、H2c均成立。

4. 4 生態(tài)補償對農(nóng)戶共同富裕影響的異質(zhì)性檢驗

4. 4. 1 農(nóng)戶代際差異

由代際差異理論可知，處于不同年齡階段的農(nóng)戶群體在價值觀念、知識技能、身體素質(zhì)等方面存在一定差異，進而可能會影響到生態(tài)補償對其共同富裕水平的推動作用。因此，基于戶主年齡差異，參考林榮平等［46］的劃分標準，以1978年出生作為分界線，將樣本劃分為新生代農(nóng)戶組和老一代農(nóng)戶組進行異質(zhì)性分析。表8列示了生態(tài)補償對農(nóng)戶共同富裕水平影響的異質(zhì)性檢驗結果。其中，基于農(nóng)戶代際差異將樣本農(nóng)戶劃分為新生代農(nóng)戶和老一代農(nóng)戶的分組回歸結果顯示，新生代農(nóng)戶組的結果不顯著，而老一代農(nóng)戶組中生態(tài)補償對農(nóng)戶共同富裕水平的系數(shù)則顯著為正，費舍爾組合檢驗經(jīng)驗P 值在1% 水平上顯著，說明生態(tài)補償?shù)膶嵤弦淮r(nóng)戶共同富裕水平的推動作用更強。究其原因，相較于新生代農(nóng)戶，老一代農(nóng)戶不僅普遍存在知識技能不足、文化素養(yǎng)水平較低等問題，還表現(xiàn)出更濃厚的鄉(xiāng)土情結和安土重遷的價值觀念。在能力和感情的雙重限制下，老一代農(nóng)戶面臨就業(yè)機會較少、返貧風險高和養(yǎng)老困難等現(xiàn)實問題，而生態(tài)補償?shù)膶嵤槠涮峁└喟l(fā)展機會和就業(yè)渠道，有效提升了老一代農(nóng)戶生計能力、收入水平和生活質(zhì)量。因此，生態(tài)補償?shù)膶嵤r(nóng)戶共同富裕的促進效應在老一代農(nóng)戶中更為明顯。

4. 4. 2 地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展程度差異

不同發(fā)展程度地區(qū)在經(jīng)濟實力、發(fā)展渠道、勞動力市場活躍度等方面存在差異，因而生活在生態(tài)保護紅線區(qū)農(nóng)戶行為決策及生活水平很大程度上會受地區(qū)發(fā)展程度的影響。基于地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展程度的差異，參考黃亮雄等［47］的研究，依據(jù)是否高于中國人均生產(chǎn)總值均值，將高于均值的一組劃分為地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展程度較高的一組，將小于均值的一組劃分為地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展程度較低的一組進行異質(zhì)性分析。表8列示了基于地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展程度差異將樣本農(nóng)戶劃分為經(jīng)濟發(fā)展程度較高地區(qū)組和經(jīng)濟發(fā)展程度較低地區(qū)組的分組回歸結果。研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟發(fā)展程度較高組的結果不顯著，而經(jīng)濟發(fā)展程度較低組中生態(tài)補償對農(nóng)戶共同富裕水平的系數(shù)在1%水平上顯著為正，經(jīng)驗P 值在5%水平上顯著，說明生態(tài)補償?shù)膶嵤?jīng)濟發(fā)展程度較低地區(qū)農(nóng)戶共同富裕水平的推動作用更強。究其原因，在發(fā)展程度較高的地區(qū)，高生活水平和勞動力市場活躍程度更容易產(chǎn)生聚集經(jīng)濟效應，進而為增強當?shù)剞r(nóng)戶可行能力提供了多樣化渠道和發(fā)展機會。與之形成鮮明對比的是，對發(fā)展程度偏低地區(qū)農(nóng)戶而言，盡管當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展?jié)摿托枨缶^大，但缺乏適應性政策和發(fā)展機會，所以發(fā)展水平低區(qū)域農(nóng)戶對獲取生態(tài)補償?shù)钠惹谐潭雀?。因而不難理解，地區(qū)發(fā)展程度越低，實施生態(tài)補償對當?shù)剞r(nóng)戶共同富裕水平的影響就越大，反之，則越小。

4. 4. 3 生態(tài)系統(tǒng)類型差異

考慮到不同類型生態(tài)保護紅線區(qū)實施的生態(tài)補償措施和力度可能存在一定差異，本研究按照生態(tài)系統(tǒng)類型的不同，將生態(tài)保護紅線區(qū)劃分為森林、濕地、草地和農(nóng)田4種類型保護區(qū)進行異質(zhì)性分析。表8中列示了基于生態(tài)系統(tǒng)類型差異將樣本劃分為森林、濕地、草地和農(nóng)田的分組回歸結果。研究發(fā)現(xiàn)，分組回歸結果的生態(tài)補償?shù)南禂?shù)均顯著為正，6組費舍爾組合檢驗經(jīng)驗P 值均不顯著，說明對居住在不同類型生態(tài)保護紅線區(qū)農(nóng)戶而言，生態(tài)補償?shù)膶嵤ζ涔餐辉Ｋ骄鶗a(chǎn)生有效推動作用，但這種推動作用之間不存在明顯差異。究其原因，近年來，隨著生態(tài)文明建設的持續(xù)穩(wěn)步推進，生態(tài)補償實施范圍和領域不斷擴大，針對不同生態(tài)系統(tǒng)類型的生態(tài)補償機制逐步完善，所以按生態(tài)系統(tǒng)類型分組回歸后，各組回歸結果之間并未存在顯著差異。

5 結論與啟示

5. 1 結論

本研究基于物質(zhì)-精神-環(huán)境的三重視角，在綜合測度生態(tài)保護紅線區(qū)農(nóng)戶共同富裕水平基礎上，實證探究了生態(tài)補償對當?shù)剞r(nóng)戶共同富裕實現(xiàn)的促進效應、作用渠道及異質(zhì)性影響。研究發(fā)現(xiàn)，生態(tài)補償顯著促進了生態(tài)保護紅線區(qū)農(nóng)戶共同富裕，這一作用主要是通過提升非農(nóng)就業(yè)率、增強內(nèi)生動力和提高政府信任度三種渠道來實現(xiàn)。進一步研究發(fā)現(xiàn)，雖然不同類型的生態(tài)補償均能夠發(fā)揮多維富民效應，但造血型生態(tài)補償對共同富裕各個維度的促進作用均優(yōu)于輸血型生態(tài)補償，慮及農(nóng)戶獲得造血型生態(tài)補償?shù)木颠€處于較低水平，意味著多元化造血型生態(tài)補償?shù)膶嵤┚哂休^大的拓展空間及實踐意義。在異質(zhì)性分析中，生態(tài)補償對生態(tài)保護紅線區(qū)農(nóng)戶共同富裕的促進效應在經(jīng)濟發(fā)展程度較低地區(qū)和老一代農(nóng)戶群體中更為凸顯，這說明生態(tài)補償?shù)耐菩袘浞挚紤]地區(qū)和農(nóng)戶群體的異質(zhì)性特征。

5. 2 政策啟示

5. 2. 1 實現(xiàn)生態(tài)補償全覆蓋，制定差異化補償標準

生態(tài)補償作為一種能夠有效協(xié)調(diào)保護與發(fā)展之間矛盾的政策工具集，成為新發(fā)展階段實現(xiàn)共同富裕的重要保障。然而，雖然中國現(xiàn)行的要素補償和區(qū)域補償?shù)母采w范圍與生態(tài)保護紅線存在較大面積的重合，但無論是補償范圍還是補償標準，均與生態(tài)保護紅線區(qū)的利益訴求相去甚遠。因而，未來應在整合相關生態(tài)補償?shù)幕A上，開展生態(tài)綜合補償，致力于形成全覆蓋、不重復、能有機銜接的生態(tài)補償體系。同時，慮及機會成本異質(zhì)性和生態(tài)服務異質(zhì)性的客觀存在，需進一步制定差別化的補償標準，實現(xiàn)經(jīng)濟效益和生態(tài)效益的辯證統(tǒng)一。

5. 2. 2 拓展生態(tài)補償方式種類，增加造血型補償供給水平

雖然地方政府積極探索并提出了一系列多元化的生態(tài)補償幫扶方式組合，但是現(xiàn)有的生態(tài)補償方式仍以輸血型補償為主，未能充分發(fā)揮造血型補償?shù)母幻裥Ｈ欢?，研究表明，無論在物質(zhì)富裕維度、精神富裕維度還是環(huán)境富裕維度，造血型生態(tài)補償?shù)拇龠M效應均優(yōu)于輸血型生態(tài)補償。因而，建議進一步加大補償區(qū)綠色產(chǎn)業(yè)建設和扶持，如綠色農(nóng)業(yè)、生態(tài)旅游等產(chǎn)業(yè)發(fā)展，強化對農(nóng)戶的就業(yè)培訓與指導，提高農(nóng)戶參與當?shù)芈糜螛I(yè)、綠色農(nóng)業(yè)發(fā)展建設的分成比例，豐富生態(tài)補償方式的可選擇空間，以發(fā)揮不同類型生態(tài)補償?shù)恼邇?yōu)勢。

5. 2. 3 關注農(nóng)戶和地區(qū)異質(zhì)性特征，適度提高生態(tài)補償瞄準性

生態(tài)補償?shù)母幻裥诮?jīng)濟發(fā)展程度較低地區(qū)和老一代農(nóng)戶群體中更為凸顯。對此，在資金和政策資源有限的情況下，建議在生態(tài)補償?shù)姆秶鷥?nèi)設置優(yōu)先級或傾斜值，賦予弱勢群體更多的選擇權，切實落實政策優(yōu)先瞄準生態(tài)與發(fā)展問題交織地區(qū)，優(yōu)先吸納有勞動能力的相對貧困人口參與生態(tài)建設項目。同時，通過引入社會資本、金融機構、環(huán)保公益組織等融資方式，消除貧困地區(qū)和農(nóng)戶參與生態(tài)補償?shù)馁Y金壁壘，以創(chuàng)造弱勢群體可持續(xù)生計培育和發(fā)展的有利環(huán)境。

（責任編輯：王愛萍）