甘肅牧區(qū)牧民對草原生態(tài)補獎政策滿意度研究

王麗佳，劉興元

(蘭州大學草地農(nóng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)國家重點實驗室，蘭州大學農(nóng)業(yè)農(nóng)村部草牧業(yè)創(chuàng)新重點實驗室，蘭州大學草地農(nóng)業(yè)科技學院，甘肅 蘭州 730020)

草地是一種可更新自然資源，是地球陸地上面積僅次于森林的第二個綠色覆被層，占世界陸地總面積的52.2%，生物量占全球綠色植物的36%～64%。中國是世界上第二大草地資源國，草地總面積約為 400萬hm2，占國土總面積的41%，約為農(nóng)田面積的4倍[1]。但中國草地荒漠化、鹽堿化情況嚴重，草地退化面積平均每年約為200萬hm2，沙化面積已達174.3萬hm2，約占中國草地總面積的95%[2]。為控制草地退化，實現(xiàn)草原生態(tài)保護與促進牧民增收的目的，2011年6月1日，國務院發(fā)布《關于促進牧區(qū)又好又快發(fā)展的若干意見》中提出建立草原生態(tài)保護補助獎勵機制。2015年4月25日，國務院發(fā)布《關于加快推進生態(tài)文明建設的意見》中也明確指出“要嚴格落實禁牧休牧制度和草畜平衡制度，加大退牧還草力度，繼續(xù)實行草原生態(tài)保護補助獎勵政策”[3]。本研究中的草原生態(tài)補獎政策即為草原生態(tài)保護補助獎勵機制。第一輪草原生態(tài)補獎政策(以下簡稱“補獎政策”)實施期(2011-2015年)已經(jīng)結(jié)束，第二期(2016-2020年)已經(jīng)開始，評估牧民對第一期補獎政策的滿意度，對改進與完善第二期草原生態(tài)保護補助獎勵機制具有重要的借鑒意義。

已有的關于中國草原生態(tài)補獎政策的研究，主要集中于三方面。一是從牧民生計角度，分析補獎政策實施后對牧民生產(chǎn)生活的影響。禁牧和減畜措施對牧戶生計帶來嚴重威脅，且與草畜平衡區(qū)相比，補償資金還是不能完全彌補牧業(yè)收入的損失[4]。相反，有學者通過研究發(fā)現(xiàn)，草原生態(tài)補獎政策對草地生態(tài)恢復與畜牧業(yè)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變[5]，以及農(nóng)牧民收入的增加都有一定促進作用[6-7]。二是基于草原生態(tài)補償機制本身，對禁牧補貼和草畜平衡獎勵的制定標準與存在問題的研究。楊春等[8]從生態(tài)效益、經(jīng)濟效益和社會效益三方面入手，構(gòu)建草原生態(tài)補償機制的評價指標體系。李金亞等[9]指出依據(jù)牧戶人均草原經(jīng)營面積進行補償比經(jīng)營草場總面積更科學。韋惠蘭等[10]提出在制定補償標準時，也要考慮機會成本的存在。馬兵等[11]結(jié)合CVM公式與Spike模型對鹽池縣禁牧政策生態(tài)補償標準進行定量分析，并計算出不同養(yǎng)殖規(guī)模水平下牧戶的受償標準范圍。白玉剛等[12]認為現(xiàn)有牧區(qū)生態(tài)補償政策在實施過程中存在補償金與區(qū)域微觀主體未能很好結(jié)合，補償金標準缺乏差異性等問題。三是從牧民視角分析牧民對草原生態(tài)補獎政策的認知度與滿意度。該部分研究大多以內(nèi)蒙古牧區(qū)為例，分析牧民異質(zhì)性、牧區(qū)生態(tài)環(huán)境，以及經(jīng)濟發(fā)展水平的差異性。關于牧民對補獎政策的滿意度，不同學者得出結(jié)論也存在差異，滿意度分別為47.2%[13]、50.0%[14]、79.0%[15]。陳海燕等[16]認為牧戶對草畜平衡獎勵的滿意度最高(86.4%)，對禁牧補貼的滿意度相對較低，為75.4%。

已有文獻[13-15]在對草原生態(tài)補獎政策實施過程中存在的問題以及實施效果進行研究時，多集中于描述性統(tǒng)計分析，且研究區(qū)域以內(nèi)蒙古牧區(qū)為主。此外，關于牧民對補獎政策滿意度的研究中，以計量經(jīng)濟方法為分析工具的研究不多。在中國政府致力于完善草原生態(tài)補獎機制的背景下，如何權(quán)衡牧民禁牧減畜與收入減少之間的矛盾，提高牧民對政策的滿意度，是完善補獎政策亟須解決的關鍵科學問題。甘肅牧區(qū)分布于青藏高原東北緣和祁連山地補獎帶，是中國傳統(tǒng)畜牧業(yè)生產(chǎn)基地的重要生態(tài)安全屏障。本研究將利用計量經(jīng)濟學方法，結(jié)合對甘肅牧區(qū)，包括甘南藏族自治州(以下稱甘南)、肅南裕固族自治縣(以下稱肅南)和天祝藏族自治縣(以下稱天祝)3個牧區(qū)的實地調(diào)研數(shù)據(jù)，評估牧民對草原生態(tài)補獎政策的滿意度及其影響因素，對完善補獎政策，促進牧區(qū)經(jīng)濟發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義。

1 材料與方法

1.1 研究區(qū)域概況

依據(jù)氣候類型與牧區(qū)類型，本研究所需牧民選自代表高原大陸性氣候的甘南、高寒山地半干旱氣候的肅南和寒冷高原性氣候的天祝3個牧區(qū)(圖1)。具體看，代表草甸草原的甘南(N 33°06′-36°10′，E 100°46′-104°44′)，平均海拔2960 m，大部分地區(qū)在3000 m以上，屬于高原大陸性氣候，年均溫4.0 ℃，年降水量651.5 mm。代表山地草原的肅南(N 37°28′-39°04′，E 97°20′-102°12′)，大部分地區(qū)處于祁連山地，平均海拔3200 m，屬于高寒山地半干旱氣候，年均溫3.6 ℃，年降水量353.3 mm。代表高山草原的天祝藏族自治縣(N 36°31′-37°55′，E 102°07′-103°46′)，地處河西走廊東端，平均海拔2040～4874 m，屬于寒冷高原性氣候，年均溫1.1 ℃，年降水量480.7 mm。

圖1 樣本區(qū)域草地分布Fig.1 Grassland sample distribution diagram

1.2 數(shù)據(jù)來源與問卷設計

本研究所用數(shù)據(jù)為一手實地調(diào)研數(shù)據(jù)。采取分層隨機抽樣的方法，依據(jù)人口密度，于2014年在甘南選取瑪曲縣、夏河縣、祿曲縣、合作市、卓尼縣、迭部縣6個縣/市，肅南選取皇城鎮(zhèn)1個鎮(zhèn)，天祝選取石門鎮(zhèn)、打柴溝鎮(zhèn)、抓喜秀龍鄉(xiāng)3個鄉(xiāng)/鎮(zhèn)，每個樣本縣/鄉(xiāng)/鎮(zhèn)隨機選取樣本村，每個樣本村隨機選取樣本牧戶進行面對面訪談與問卷調(diào)研，最終獲得500份有效樣本。問卷內(nèi)容主要包括牧民社會特征、牧民居住與放牧地區(qū)生態(tài)環(huán)境變化情況、牧民通過草原生態(tài)補獎政策獲得的直接收益與間接收益，以及牧民對生活與其放牧環(huán)境滿意度評估四方面。具體變量設置及基本統(tǒng)計值見表1。

1.3 研究方法

1.3.1一般因子分析模型 鑒于問卷中涉及16個與牧民對草原生態(tài)補獎政策相關的變量，諸多變量間可能存在顯著相關性，若將16項變量帶入結(jié)構(gòu)方程模型中，可能影響意愿分析結(jié)果的準確性。因此，首先采用SPSS 17.0軟件，對16個變量間相關性進行檢驗。

表1 變量設置與統(tǒng)計性描述Table 1 Variables and descriptive statistics

a)1: 漢族Han nationality; 2: 滿族Man nationality; 3： 回族Hui nationality; 4: 土家族Tujia nationality; 5: 藏族Zang nationality; 6: 蒙古族Mongolian；b)評估方式從1～3依次表示“經(jīng)常、偶爾、沒有” Evaluation method：1-3 represents usually, occasionally, and never, respectively;c)評估方式從1～5依次表示“非常不滿意、不滿意、一般、滿意、非常滿意” Evaluation method：1-5 represents very dissatisfied, dissatisfied, moderate, satisfied, very satisfied, respectively;d)評估方式1: 是; 0: 否Evaluation method 1: Yes; 0: No;e)評估方式從1～5依次表示非常不重要、不重要、一般、重要、非常重要Evaluation method：1-5 represents very unimportant, unimportant, moderate, important, very important, respectively.

假設有q個樣本，每個樣本觀測n個指標，且n個指標之間有較強的相關性。為了消除由觀測量綱的差異和數(shù)量級不同造成的影響，首先將樣本觀測數(shù)據(jù)進行標準化處理，使標準化的變量均值為0，方差為1。用X表示原始變量及表轉(zhuǎn)化后的變量向量，用F1,F2,F3,…,Fq，(q

該方程為因子分析模型，且各因子正交。其矩陣形式為：

X=βF+δ

式中：F1,F2,F3,…,Fq是公共因子，相互獨立且不可觀測；δ1,δ2,δ3,…,δn為特殊因子，是向量X的分量Xi(i=1,2,…,n)特有的因子。且公共因子與特殊因子之間，各特殊因子之間均為相互獨立。矩陣β中的βnp為因子載荷，βnp的絕對值越大(|βnp|≤1)，表示Xi與Fq的相依程度越大。研究中進行因子分析的目的就是求出各因子載荷的值。

1.3.2結(jié)構(gòu)方程模型基本假說構(gòu)建 牧民對草原生態(tài)補獎政策滿意度理論模型的構(gòu)建取決于補獎政策實施后牧民實際獲得的幫助，草原生態(tài)保護效果，以及目標牧民群體的基本特征。影響牧民對生態(tài)補獎政策滿意度主要因素的假說模型以牧民滿意度為內(nèi)生潛變量，以牧民社會特征、牧民居住與放牧地區(qū)生態(tài)環(huán)境變化情況(牧民感知質(zhì)量)和牧民通過草原補獎政策獲得的收益(牧民感知價值)為外生潛變量。

牧民社會特征。研究表明，不同年齡、性別、民族，以及受教育程度的牧民對草原補獎政策的滿意度有所差異。男性的滿意度高于女性，且蒙古族牧民的滿意度高于漢族牧民[12]；文化程度較高的牧民對政策滿意度較高[13]。

牧民對補獎政策的感知質(zhì)量。質(zhì)量是一組特性滿足要求的程度。草原生態(tài)補獎政策實施的目的之一是限制對生態(tài)惡化區(qū)域的放牧行為以控制草地退化問題。研究表明，草地退化程度對牧民的政策滿意度評價結(jié)果有顯著影響[13]。草原的生態(tài)功能包括土壤形成、侵蝕控制、水源涵養(yǎng)，以及氣候調(diào)節(jié)等方面[17]。因此，本研究用牧區(qū)風、旱、雪、洪等自然災害發(fā)生情況以及水質(zhì)和水量的下降情況來反映牧民對補獎政策的感知質(zhì)量。整體看，牧區(qū)自然災害發(fā)生頻率越低，水質(zhì)和水量下降程度越低，表明生態(tài)補獎政策實施后，牧區(qū)草地資源得到一定程度的保護，牧民對政策的滿意度越高。

牧民對補獎政策的感知價值。本研究將感知價值定義為牧民通過草原補獎政策獲得的直接經(jīng)濟收益。包括兩部分：一是牧民通過補獎政策直接獲得的政策補貼資金。研究表明，牧民獲得的草原補獎補貼資金越多，其對補獎政策滿意度也越高[18]；二是牦牛和羊體重變化情況與牦牛奶產(chǎn)量的變化情況。王加亭等[4]指出牧戶生態(tài)補獎政策落實前后家畜數(shù)量的變化情況對其政策滿意度有影響。調(diào)研地區(qū)牧戶以經(jīng)營畜牧業(yè)為主，家庭經(jīng)濟收入的主要來源為養(yǎng)殖牦牛和羊，以及牦牛奶制品。鑒于調(diào)研地區(qū)牧民對政策實施前后家畜數(shù)量記憶不清晰，本研究采用家畜體重的變化情況，以及牦牛奶產(chǎn)量的增減幅度，作為草原補獎政策的感知價值。因為家畜體重的變化直接影響其銷售收入。胡振通等[19]通過研究發(fā)現(xiàn)，牧民實際收入與牧民對補獎政策滿意度存在正向關系，即實際收入越高，牧民對政策滿意度越高。

牧民對補獎政策的滿意度。牧民對草原生態(tài)環(huán)境重要性評估可反映其對補獎政策的滿意度。李惠梅等[20]通過研究發(fā)現(xiàn)牧民對生態(tài)環(huán)境的感知程度在很大程度上影響生態(tài)環(huán)境的保護，即牧民對草原生態(tài)環(huán)境重要性的認知程度越高，其對生態(tài)補獎政策的滿意度也越高。草原生態(tài)補獎政策除實現(xiàn)保護草原環(huán)境目的外，還有保障牧民生產(chǎn)生活，提高牧民收入的目的。因此，牧民對補獎額度與生活的滿意度也可直接反映其對補獎政策的滿意度。

交互作用。牧民對補獎政策的滿意度、牧民對補獎政策的感知質(zhì)量和感知價值，以及牧民社會特征4個變量之間兩兩相關又相互獨立。薩格薩等[21]研究表明，草原生態(tài)環(huán)境得到改善、牧民收入得到提高，牧民對補獎政策的滿意度也越高。草地生產(chǎn)力下降是草地退化的顯著特征之一，家畜體重的變化可間接反映草地生產(chǎn)力的變化情況。

基于上述分析，構(gòu)建牧民對生態(tài)補獎政策滿意度結(jié)構(gòu)方程模型，并提出如下假說(圖2)：H1)牧民社會特征(herder’s social characteristics，HC)對其政策滿意度(herder’s satisfaction，SA)有正向影響作用；H2)牧民感知質(zhì)量(herder’s perceived quality，PQ)對其政策滿意度(herder’s satisfaction，SA)有正向影響作用；H3)牧民感知價值(herder’s perceived value，PV)對其政策滿意度(herder’s satisfaction，SA)有正向影響作用；H4)牧民社會特征(herder’s social characteristics，HC)對其感知質(zhì)量(herder’s perceived quality，PQ)有正向影響作用；H5)牧民感知質(zhì)量(herder’s perceived quality，PQ)對其感知價值(herder’s perceived value，PV)有正向影響作用；H6)牧民社會特征(herder’s social characteristics，HC)對其感知價值(herder’s perceived value，PV)有正向影響作用。

圖2 牧民滿意度結(jié)構(gòu)方程模型與假說Fig.2 Structural equation modeling and hypotheses of herder’s satisfaction

2 結(jié)果與分析

2.1 牧民社會特征統(tǒng)計分析

牧民社會特征決定了牧民對補獎政策實施效果的接受能力與接受程度。主要包括年齡、受教育水平，以及民族等方面。首先對牧民社會特征進行描述性統(tǒng)計分析(表2)。結(jié)果顯示，受訪牧民的平均年齡為52歲，以35～50歲的中青年為主(44.4%)，且89.4%的受訪者為男性；受教育程度以小學文化水平(73.2%)居多。從牧民的民族特征來看，甘南、肅南和天祝地區(qū)以少數(shù)民族為主，是藏民(86.4%)聚集地區(qū)。

2.2 草原生態(tài)補獎政策滿意度變量的主成分分析

結(jié)果顯示：Bartlett球形檢驗統(tǒng)計量值為0.824，自由度為253，Sig值為0.000，小于0.5，調(diào)查數(shù)據(jù)適合進行因子分析(表3)。應用SPSS 17.0對整體樣本數(shù)據(jù)進行可靠性與指標合理性檢驗。調(diào)查問卷整體數(shù)據(jù)的Cronbach’s Alpha系數(shù)為0.819，整體數(shù)據(jù)檢驗KMO(Kaisex-Meyer-Olkin)值為0.807；3個潛變量：牧民社會特征、牧民對補獎政策的感知質(zhì)量，以及牧民對補獎政策的感知價值的Cronbach’s Alpha系數(shù)依次為0.789、0.904和0.752(大于0.7)，3個潛變量的KMO值依次為0.728、0.847和0.724(大于0.7)。表明研究的調(diào)查量表和樣本數(shù)據(jù)具有較好的信度與結(jié)構(gòu)效度。

表2 牧民社會特征描述性統(tǒng)計Table 2 Descriptive statistics of social characteristics of herders (n=500)

基于探索性因子分析結(jié)果確定評估牧民對生態(tài)補獎政策滿意度的指標，得到14個可觀測變量。具體看，牧民的年齡、民族和受教育水平與第一主成分的相關系數(shù)較高，將第一主成分定義為“牧民社會特征”主成分；牧民獲得的草原生態(tài)補獎額度、牦牛和羊體重變化情況與第二主成分相關程度較高，將第二主成分定義為“牧民對補獎政策感知價值” 主成分；水質(zhì)和水量的下降情況、取水危機發(fā)生情況，洪災、風災、旱災和雪災的發(fā)生情況，以及牧民居住和放牧地區(qū)是否發(fā)生草地退化在第三主成分上的載荷較大，將第三主成分定義為“牧民對補獎政策的感知質(zhì)量”主成分。3個公共因子對整體問卷的解釋率達到78.306%。

表3 探索性因子分析Table 3 The exploratory factor analysis

2.3 牧民對草原生態(tài)補獎政策滿意度的影響因素分析

運用AMOS 17.0軟件對影響牧民補償政策滿意度的因素進行分析，得到全模型路徑圖和模型檢驗結(jié)果。圖3為AMOS 17.0軟件擬合的完全標準化后的結(jié)構(gòu)方程模型輸出結(jié)果。估值結(jié)果顯示：標準化系數(shù)沒有超過或接近1，方差估值結(jié)果沒有出現(xiàn)負值。漸進殘差均方和平方根(root-mean-square error of approximation，RMSEA)為0.062，擬合優(yōu)度指標(goodness-of-fit index，GFI)為0.925，比較適配指標(comparative-of-fit index，CFI)為0.906，代表模型整體擬合良好性的指標均達到可接受水平[22]。表明假設的理論模型與觀測數(shù)據(jù)具有較高擬合度。

結(jié)合圖3、表4和表5可知，牧民社會特征、牧民對補獎政策感知價值與感知質(zhì)量是影響牧民對生態(tài)補獎政策滿意度的重要因素?！澳撩裆鐣卣鳌焙汀澳撩駥ρa獎政策感知價值”潛變量對“牧民對補獎政策滿意度”潛變量的直接效應均超過80%，標準化系數(shù)路徑分別為0.841和0.820。牧民社會特征對牧民感知質(zhì)量和感知價值的間接效應分別達到76.4%和66.8%(表4)。

表5中各路徑的臨界比數(shù)值顯示，結(jié)構(gòu)方程模型中大部分可觀測變量與其相對應的潛變量之間的系數(shù)均在99%的置信度下顯著，表明該模型中的可觀測變量可充分反映與其相對應的潛變量的情況。

2.3.1社會特征對牧民草原生態(tài)補獎政策滿意度的影響 牧民社會特征對其關于補獎政策滿意度具有較強的直接影響。反映牧民社會特征最顯著的因素是牧民的受教育水平，該變量通過了1%統(tǒng)計水平的顯著性檢驗。草原生態(tài)補獎政策要求部分地區(qū)實施禁牧，或通過減畜以達到草畜平衡的目的。從牧民生計角度看，以畜牧業(yè)為生的牧民在減畜后，如不能從事其他工作，家庭收入必然受到影響。文化水平越高的牧民，其就業(yè)機會及獲得穩(wěn)定收入的可能性越大[23]，對草原生態(tài)補獎政策在環(huán)境保護方面重要性的認知程度也越高，其對補獎政策也呈現(xiàn)出較高滿意度。

圖3 結(jié)構(gòu)方程模型及路徑系數(shù)Fig.3 Estimation paths of the standardized parameters and the structural equation modeling

2.3.2感知價值對牧民草原生態(tài)補獎政策滿意度的影響 牧民感知價值對其關于補獎政策滿意度有顯著的直接影響。反映牧民感知價值的顯著因素是草原生態(tài)補獎額度，該變量通過了1%統(tǒng)計水平的顯著性檢驗。即草原生態(tài)補獎額度越高，牧民對補獎政策的滿意度也越高。該結(jié)果反映出，盡管生態(tài)補獎政策的目的是控制草地退化和提高牧民收入，但在很大程度上，牧民依然是通過自己得到的生態(tài)補獎金額的高低來評判生態(tài)補獎政策的好壞，而較少考慮到補獎政策在控制草地退化方面的效果。

草原生態(tài)補獎機制主要包括禁牧補助和草畜平衡獎勵兩部分。要求在禁牧地區(qū)，其禁牧補助額度不僅補償草場的要素價值，也要實施配套措施。例如，以舉辦免費的就業(yè)培訓活動，發(fā)放低息或無息貸款鼓勵牧民創(chuàng)業(yè)等形式，幫助牧民實現(xiàn)再就業(yè)；在草畜平衡區(qū)域，獎勵額度在保證能夠補償牧民由于減少家畜數(shù)量而損失的資金的同時，也要考慮不同養(yǎng)殖規(guī)模牧民超載程度的差異性。

2.3.3感知質(zhì)量對牧民草原生態(tài)補獎政策滿意度的影響 牧民感知質(zhì)量對其關于補獎政策滿意度的直接影響作用顯著。反映牧民感知質(zhì)量的顯著因素是自然災害發(fā)生情況，以及水質(zhì)與水量下降情況，3個變量均通過了1%統(tǒng)計水平的顯著性檢驗。通過與牧民的面對面訪談可知，牧民認為，草原生態(tài)環(huán)境的變化在短期內(nèi)更多受天氣因素的影響。但從長期看，氣候惡化也是人類對草地不合理利用造成的生態(tài)惡果。草原生態(tài)保護是中國草原生態(tài)補獎機制唯一的政策目標[24]。草原具有水源涵養(yǎng)與氣候調(diào)節(jié)的重要生態(tài)功能。草原生態(tài)補獎政策的有效實施有助于改善草原生態(tài)環(huán)境，提高草原生產(chǎn)力。自然地，對牧業(yè)依賴程度較高的牧民來說，草原生態(tài)環(huán)境退化情況越嚴重，其對恢復草原生態(tài)的期望越高，參與草原生態(tài)補獎政策的積極性也越強。

表4 結(jié)構(gòu)方程模型路徑系數(shù)與假設檢驗Table 4 Standardized path coefficients and the hypothesis

***：P<0.01.

表5 結(jié)構(gòu)方程模型載荷系數(shù)Table 5 Load factors of structural equation model

***：P<0.01.

3 結(jié)論與建議

本研究基于對甘肅牧區(qū)500戶牧戶的調(diào)研數(shù)據(jù)，構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型，對影響牧民草原生態(tài)補獎政策滿意度的因素進行研究，得出以下結(jié)論：第一，牧民受教育水平越高，其對草原生態(tài)補獎政策的滿意度越高；第二，牧民獲得草原生態(tài)補獎的金額顯著正向影響其對草原生態(tài)補獎政策的滿意度；第三，牧民生活與放牧地區(qū)自然災害發(fā)生情況，以及水質(zhì)和水量的下降情況從側(cè)面反映該地區(qū)草原生態(tài)環(huán)境情況。自然災害，水質(zhì)和水量，以及取水危機發(fā)生的越頻繁，牧民對補獎政策感知質(zhì)量的體驗越明顯。

針對以上結(jié)論，為提高牧民對草原生態(tài)補獎政策滿意度，加強牧民參與補獎政策的積極性，提出以下建議：1)結(jié)合牧區(qū)地廣人稀、居住分散、語言障礙等特殊性，完善牧區(qū)教育機制，普及科技與教育知識；打破靠天養(yǎng)畜、靠天放牧的傳統(tǒng)養(yǎng)殖方式，提高畜牧業(yè)生產(chǎn)的現(xiàn)代化程度，從根本上提高畜牧業(yè)勞動者自身素質(zhì)。2)政府在制定相關補償政策時，綜合考慮牧民超載異質(zhì)性與地區(qū)差異性，強化配套措施建設，為牧民再就業(yè)提供崗位，弱化牧民的社會脆弱性。3)鼓勵牧民對草場進行科學有效的管理，實行分區(qū)輪放，合理利用草場，保護和恢復草原生態(tài)系統(tǒng)，提高草原生態(tài)服務功能。