農戶生計資本對生態退化逆轉趨勢影響分析

陳玉蘭，蘇武崢，羅萬云

(1.新疆農業大學經濟與貿易學院，烏魯木齊 830052；2.新疆農業科學院農業經濟與科技信息研究所，烏魯木齊 830091；3.新疆大學經濟與管理學院，烏魯木齊 830046)

0 引 言

【研究意義】自2009年以來，甘肅省沙化面積減少74 200 hm2，其中河西地區沙化面積減少68 446.2 hm2，占92.22%[1]。近年來，河西沙化土地退化呈減輕趨勢，極重度和重度沙化土地面積減少，但綠洲荒漠過渡帶沙化區仍受人類活動干擾較大，水資源短缺、植被減少、土地沙化等問題依然存在。開展農戶生計資本對沙化區生態退化逆轉趨勢影響的研究，對提高生態沙化區農戶生計資本轉換能力，促進生態脆弱區生態環境可持續發展具有重要借鑒意義。【前人研究進展】生態退化造成生態系統結構破壞和生物多樣性減少，生產力下降等系列生態惡化[2]。根據甘肅省第5次荒漠化防治報告[3]，經過多年的生態治理，河西地區沙化土地面積不斷減少，維持荒漠植被的地下水位下降速度得以控制，部分區域生態退化出現逆轉。Michael J Mortimore等(2001)[4]將生計分析用于農戶對生態危機感知，評估干旱、食物緊缺、環境退化等對農戶生計資本的影響。Schneider等(2010)[5]將生計分析應用在農業主導的欠發達地區，分析農戶生計與區域經濟動態演化，強調生計多樣性對未來經濟發展響應。Giacomo Pallante等(2016)[6]將生計資本分析框架用于農作物消費和生產關系，得出市場風險對農戶生計影響。國內學者將生計分析廣泛應用農戶生計策略選擇[7-8]、農戶脆弱性評估[9-10]、生計風險甄別[11-12]等領域，較好擬合了農戶生計與上述問題的關系。逆轉概念最早源于王濤(2004)[13]在科爾沁地區沙漠化治理中提出，發現人為作用對20世紀90年代以后沙化土地逆轉具有關鍵作用。之后，逆轉概念引入干旱區生態環境治理領域，大多集中在沙漠化逆轉植被演替[14]、土壤變化[15]，農牧交錯帶的草原恢復[16]、沙漠化經濟效益評估[17]等方面。【本研究切入點】以往研究主要側重于生態退化逆轉過程中表象變化，缺乏農戶生計和生態退化逆轉之間深層次的機理探討。選擇河西沙化封禁區周邊地區，研究農戶生計資本對生態退化逆轉趨勢的影響。【擬解決的關鍵問題】采用實地調研、農戶問卷調查和文獻資料檢索獲得數據，運用因子分析法和Logistic回歸模型，以河西沙化區農戶調查數據為研究對象，分析農戶生計資本對生態退化逆轉趨勢影響，為提升沙化區農戶生計資本轉換能力提供科學依據。

1 材料與方法

1.1 材 料

研究區位于甘肅省河西走廊境內沙化封禁區周邊6縣市，總面積占河西地區總面積的28.69%。數據來源于項目組從2018年7～8月對敦煌市、金塔縣、臨澤縣、民樂縣、永昌縣、民勤縣6個沙化區3次實地調查資料。采取觀察法、座談會等方法以及參與式農村評估(PRA)進行入戶訪談調查。總調查問卷550份，有效問卷523份，有效率為95%，問卷數量和有效性符合調查擬達到的目標。圖1

圖1 研究區域

1.2 方 法

1.2.1 農戶生計指標量化與權重

在Sharp[18]、李小云[10]、趙雪雁[11]等諸多研究學的基礎上將文化資本納入農戶生計考察范圍，從人力、自然、物質、金融、社會、文化等構建符合沙化區農戶生計多維評價框架，并采取主成分分析方法確定指標權重。調查獲取數據具有不同量綱，采取極值法對數據標準化處理。表1

表1 農戶生計資本測量指標，賦值及得分

1.2.2 生態退化逆轉趨勢測度與判定

以區域發展參與主體和環境感知主體農戶為切入點，參考王婭(2017)[16]、樊勝岳(2005)[19]、劉寧(2013)[20]對生態退化逆轉的農戶認知測量法，依據農戶響應來判定未來生態退化逆轉趨勢具有一定的科學性和代表性。通過因子分析法構建河西沙化區生態退化逆轉趨勢測量模型，算出523個樣本公因子得分函數及綜合響應得分，如果農戶生態退化逆轉響應得分>0，表明該農戶的認知和行為響應對區域生態退化逆轉具有正向促進作用，為可持續逆轉發展，賦值為1，反之則為不可持續，賦值為0。

1.2.3 生計資本與生態退化逆轉趨勢關系檢驗方法

采用灰色關聯法檢驗農戶生計資本與生態退化逆轉趨勢間關聯關系的存在性。將生態退化逆轉值設置為特征序列Xi(t)，農戶生計資本值以及各評價指標設置為因素序列Xj(t)。均采取均值化序列進行無量綱化，利用關聯度公式計算特征序列與因素序列在第t點的關聯系數，最后對各樣本的關聯系數求算數平均值即得到生計資本與生態退化逆轉趨勢間的關聯度。

(1)

(3)式中，ξij(t)為因素Xj對Xi在t時刻的關聯系數，ρ為分辨系數，取值為0.5。

利用Logistic回歸模型，分析農戶生計資本與生態退化逆轉趨勢間的影響及敏感性，該文將農戶的生態退化逆轉判斷值限定在[0，1]，因變量Yi即生態退化逆轉可持續定義為1，不可持續定義為0；自變量Xim為農戶生計資本值。

y的條件概率：

(2)

(3)

(2)式中，Pi是Yi事件發生的概率，β0為常數，β1，β2，……，β0為回歸系數，表示Xim對Pi的貢獻量。

1.3 數據處理

采用SPSS19.1軟件進行因子分析，利用DPS7.5軟件對農戶生計資本與生態退化逆轉趨勢關聯性進行分析，利用SPSS19.1軟件，將因變量(各組內農戶生態退化逆轉趨勢判斷賦值1或0)和自變量(各組內農戶生計資本值)納入二元Logistic回歸模型，考察不同組農戶生計資本對生態退化逆轉趨勢敏感性。

2 結果與分析

2.1 農戶生計資本量化評估

研究表明，沙化區農戶生計資本為2.727，其中人力資本為0.358，自然資本為0.283，物質資本為0.681，金融資本為0.454，社會資本為0.609，文化資本為0.350。農戶物質資本和社會資本相對較高，自然資本和文化資本較低。在空間區域上，人力資本和金融資本最高的是敦煌市，自然資本和物質資本最高的是永昌縣，社會資本最高的是金塔縣，文化資本最高的是民樂縣。這可能是因為各縣市所處的地理位置、經濟發展水平、外出務工等差異所致。在不同生計方式上，純農戶生計資本最低，為2.492，非農戶生計資本最高為2.812，二者相差0.32，上述結果與其他研究基本一致[7，8]。且人力資本最高的是非農戶，自然資本最高是兼業戶，物質資本最高的是非農戶，金融資本最高是非農戶，社會資本最高的是兼業戶，文化資本最高的是兼業戶。圖2，圖3

圖2 不同沙化區農戶生計資本

圖3 沙化區農戶生計資本構成

2.2 生態退化逆轉判定

模型KMO統計量為0.723，Bartlett球形度檢驗觀測值為168.91，對應概率P值為0.000，共同度45%以上，信息重疊度較高。根據特征根值≥1的標準，提取4個公因子，方差貢獻率為57.92%，提取公因子特征根分別為2.387、1.363、1.027、1.015，貢獻度為23.87%、13.63%、10.27%、10.15%。使公因子對整個信息變量更具解釋力，對因子載荷矩陣中的系數向0～1分化，對初始因子載荷模型進行最大正交旋轉，旋轉后的因子載荷矩陣。表2

表2 旋轉后因子載荷矩陣

通過因子旋轉和各因子對應的貢獻率加權歸一化處理后，以生態政策響應、生計策略響應、生態意識響應、生態行為響應和生態感知響應，構建河西沙化區生態退化逆轉趨勢測度模型Y(式4)，通過各因子函數系數矩陣，采用回歸法計算求出523個農戶公因子得分函數及響應綜合得分。

F=0.412F1+0.235F2+0.177F3+0.175F4.

(5)

研究表明，農戶生計策略響應綜合得分最高，為1.774，其次是生態意識響應得分為0.531；最低是生態政策滿意度響應得分為0.148。純農戶對生態退化逆轉響應得分最低，為-0.502，兼農戶處于生態退化逆轉響應邊緣，為-0.053；非農戶對生態退化逆轉響應度得分為0.32。同時，研究發現隨著家庭收入增加，農戶對生態退化逆轉趨勢的響應度呈現“一”字型緩慢上升。圖4～6

圖4 沙化區農戶對生態退化逆轉趨勢響應度

在沙化封禁區6縣市空間區域上，金塔縣、民勤縣和臨澤縣農戶對生態退化逆轉響應綜合得分大于0，其中金塔縣和民勤縣最高；永昌縣、敦煌市和民樂縣農戶逆轉響應綜合得分小于0。其中，永昌縣農戶生計對生態退化逆轉響應度最低，為-0.359，民勤縣最高，為0.406。圖7

圖5 不同生計類型農戶對生態退化響應雷達

圖6 農戶家庭收入與生態退逆轉響應度函數估計

圖7 不同沙化區域農戶對生態退化響應度變化

2.3 生計資本與生態退化逆轉趨勢間關聯關系的存在性檢驗

研究表明，農戶生計與生態退化逆轉趨勢關聯度達到0.745，其中人力資本與生態退化逆轉的關聯度最強，自然資本與生態退化逆轉的關聯度較弱，為0.62；在12項具體生計資本評價指標中，7項具體評測指標的關聯度大于0.75。表3

表3 農戶生計與生態退化逆轉關聯度

2.4 生計資本與生態退化逆轉趨勢敏感性分析

河西沙化區經濟社會發展差異明顯，按照各縣生態退化逆轉響應綜合得分進行了分組回歸分析，其中第Ⅰ組是響應綜合得分大于0的組，包括金塔縣、民勤縣和臨澤縣；第Ⅱ組是響應綜合得分小于0的組，包括永昌縣、敦煌市和民樂縣；該研究表明，Ⅰ組模型Chi-square檢驗值為17.82，顯著性為0.01，小于0.05的顯著水平，NagelkerkeR2為23.8%。Ⅱ組模型Chi-square檢驗值為15.73，顯著性為0.023，小于0.05的顯著水平，NagelkerkeR2為34.4%。回歸結果表明：(1)在農戶生計資本對生態退化逆轉趨勢敏感性方面，人力資本、物質資本與社會資本Beta系數均為正，傾向于生態退化逆轉可持續，相反自然資本和文化資本Beta系數均為負，傾向于不可持續。金融資本在Ⅰ組中對生態退化逆轉可持續起正向影響，而在Ⅱ組中起到負向影響。(2)從各類生計資本的貢獻率看，人力資本、物質資本與社會資本對生態退化逆轉可持續影響較大，貢獻也較大。在Ⅰ組和Ⅱ組中，人力資本每增加一個單位農戶對生態退化逆轉趨勢綜合響應轉為可持續的發生概率將分別增大e3.752=42.61倍和e2.433=11.39倍，物質資本將分別增大8.13和22.22倍，社會資本將分別增大6.65和1.77倍。表4

表4 沙化區農戶生計對生態退化逆轉影響

3 討 論

隨著純農戶向兼業戶到非農戶生計方式轉變，農戶生計行為對周邊生態退化逆轉趨勢正向影響呈不斷上升趨勢，且農戶收入水平越高，對生態環境逆轉感知度越高，影響也越大。這從另一側面印證了Ellis F[21]、Block.S[22]、趙雪雁[23]等學者的研究結論，認為在純農戶向兼業戶到非農戶的轉變過程中，對生態保護認知度呈上升趨勢，環保活動參與度也呈上升趨勢，生計多樣化不僅有利于降低生計脆弱性，而且能增強農戶對生態環境變化的響應能力。同時，研究發現農戶人力資本、物質資本與社會資本對生態退化逆轉有正向影響，貢獻度大，這與諸多學者在甘南高原[23]、石羊河下游[24]等地的研究結論具有相似之處。但研究也發現農戶擁有的土地等自然資本對生態退化逆轉是負向影響，這一結論與王婭[16]在寧夏鹽池縣研究結論相悖。在地處環境脆弱和經濟發展落后地區，現有生態環境資源條件不能很好滿足農戶從事農牧業生產的需求，農戶對現有生態環境逆轉改善仍不樂觀，現有生態環境改善還不能滿足農戶生計發展需要。這也迫使部分農戶不得不根據自身生計資本占有的儲量和性質，選擇從事多樣化生計，來釋放應對生態脅迫帶來的生計壓力。研究是基于對河西沙化區外圍6縣市農戶調查數據開展的分析，缺乏全國范圍內的調查數據，所得出的結論不能全面科學反映不同區域農戶生計資本對生態環境逆轉的影響機理，這也是研究的局限性之一，尚需做進一步的研究檢驗。

4 結 論

4.1 運用SLA可持續生計框架，開展沙化區農戶生計資本評價，結果顯示，河西沙化區農戶生計資本為2.727，其中人力資本為0.358，自然資本為0.283，物質資本為0.681，金融資本為0.454，社會資本為0.609，文化資本為0.350；在不同生計方式上，純農戶生計資本最低，為2.492，非農戶生計資本最高為2.812，二者相差0.32。河西沙化區農戶生計資本總體偏低，結構不均衡，純農戶生計資本低，非農戶生計資本高。

4.2 通過運用因子分析法構建河西沙化區生態退化逆轉趨勢測量模型，得出農戶對河西沙化區生態退化逆轉趨勢綜合響應得分顯示，農戶生計策略響應綜合得分最高，為1.774，其次是生態意識響應得分為0.531；最低是生態政策滿意度響應得分為0.148。純農戶對生態退化逆轉響應得分最低，為-0.502，兼農戶處于生態退化逆轉響應邊緣，為-0.053；非農戶對生態退化逆轉響應度得分為0.32。隨著純農戶到非農戶生計方式的轉變，農戶對生態退化逆轉響應的綜合得分不斷提高。隨著家庭收入增加，農戶對生態退化逆轉趨勢的響應得分度呈現“一”字型緩慢上升。

4.3 最終通過運用二元Logistic回歸模型，考察不同組農戶生計資本對生態退化逆轉趨勢敏感性，在農戶生計資本對生態退化逆轉趨勢敏感性方面，人力資本、物質資本與社會資本Beta系數均為正，傾向于生態退化逆轉可持續，相反自然資本和文化資本Beta系數均為負，傾向于不可持續。金融資本在Ⅰ組中對生態退化逆轉可持續起正向影響，而在Ⅱ組中起到負向影響。沙化區農戶生計資本中的人力資本、物質資本與社會資本，對生態退化逆轉趨勢起重要影響作用。