禁牧政策背景下寧夏鹽池縣農民生活滿意度影響因素

王偉偉,周立華,孫 燕,陳 勇,楊國靖

1 江蘇科技大學 經濟管理學院, 鎮江 212000 2 中國科學院科技戰略咨詢研究院, 北京 100190 3 中國科學院大學 公共政策與管理學院, 北京 100049 4 江蘇科技大學 人文社科學院, 鎮江 212000 5 中國科學院西北生態環境資源研究院, 蘭州 730000

幸福被很多人認為是生活的最終目標,事實上,每個人都想得到幸福[1]。我們可能需要工作安全、社會地位、權利、特別是收入等其他東西,但那并不是因為他們自身的緣故,而是他們有機會給我們帶來幸福[1]。在我國,政府和民眾對幸福的關注也在不斷提升,習近平總書記在十九大報告中提出“保障和改善民生要抓住人民最關心最直接最現實的利益問題,不斷促進社會公平公正,形成有效的社會治理、良好的社會秩序,使人民獲得感、幸福感、安全感更加充實、更有保障、更可持續”。并且,有多個省(市、區)明確提出了“幸?！钡母拍?很多城市提出了建設“幸福城市”的目標[2]。人民的幸福感已逐漸成為國家可持續發展考慮的重要方面。

北方農牧交錯區生態環境脆弱[3-4],生態政策實施之前的幾十年該區沙漠化急劇發展,已給當地人民生產、生活帶來了極大危害[5]。在此背景下,國家在2002年開始實施了禁牧政策,禁牧政策實施以后北方農牧交錯區生態環境顯著改善,部分農牧交錯區出現了明顯的沙漠化逆轉趨勢[6- 8]。為了不影響農民的生活水平,政府給予禁牧參與農戶一定的禁牧補貼和生產資料補貼。此外,國家還實施了一系列惠農政策,對農牧業生產給予一定的補助[9]。國家政策的實施顯著改變了農戶的家庭收入、生計方式和向城市的遷移,進而影響他們的幸福感。研究表明,具有高幸福感的人會做出更多有利于生態可持續發展的行為[10],主觀幸福感評價越高的農村居民越支持政策的實施。所以,對此地區農民主觀幸福感的影響因素進行研究,尤其是研究收入和禁牧政策的感知對主觀幸福感的影響,可以為后續政策實施和改善提供理論支持,并為營造幸福生活、建立幸福鄉村提供更多依據。關于生態政策與農民的主觀幸福感的研究,現有的研究主要關注農民的人口統計學特征、獲得的補貼、家庭基本情況、政策對家庭收入的影響、草原變化的程度等對生態政策滿意度的影響[11- 15],而對生態政策對農民總體主觀幸福感的研究相對較少。所以本文以典型農牧交錯區寧夏鹽池縣為例,基于調查問卷數據對北方農牧交錯區農村居民的主觀幸福感影響因素進行研究。首先對不同社會經濟屬性農民的主觀幸福感進行分析,然后運用最小二乘(OLS)回歸分析不同因素對農民主觀幸福感的影響,最后運用分位數回歸研究主要解釋變量在不同主觀幸福感水平上的影響。

1 研究區概況

鹽池縣位于寧夏回族自治區東部,北臨毛烏素沙地,南靠黃土高原,處于甘肅、陜西、寧夏、內蒙古四省區的交界地帶(圖1)。本文選擇鹽池縣作為研究區,因為該區域是典型的北方農牧交錯區,是地形、氣候、植被、農牧生產方式等方面的過渡地帶,是黃河中游重要的生態保護屏障和國家重點生態功能區,還是我國沙漠化發生和逆轉的主要區域。鹽池縣氣候干旱少雨、風大沙多、屬于典型的溫帶大陸性氣候,干旱是本地區突出的特點,多年平均降水量只有290 mm左右,潛在蒸發量是降水量的6—7倍[16]。禁牧政策實施之前,該區域沙漠化非常嚴重,一度達到全縣土地面積的52%[17]。2002年11月,鹽池縣全縣范圍內實施草原禁牧封育政策,政策的實施有效的改善了生態環境,沙化土地得到了有效治理,成為率先實現沙漠化逆轉的地區之一[18]。此外,“生態鹽池”已經成為鹽池縣的3張特色名片之一。通過生態宣傳,鹽池縣已經極大的提高其知名度。

圖1 鹽池縣區位圖Fig.1 The location of Yanchi County

全縣總面積8.67×105hm2,其中2017年農作物播種面積0.81×105hm2,主要種植玉米、蕎麥、薯類等,畜牧業以羊為主,其中灘羊是鹽池縣的特色畜牧品種。2017年農業總產值5.07億元,占農林牧漁業總產值的35.1%,牧業總產值8.10億元,占農林牧漁業總產值的56.1%。2017年全縣總人口17.26萬人,人均地區生產總值5.46萬元,同比增長17.1%,隨著經濟社會的發展,鹽池縣農民家庭的人均純收入逐年升高,2017年農牧民人均純收入達到9549元,并于2018年成功脫貧摘帽。

2 數據和方法

2.1 數據來源

本文采用參與式農戶評估法(PRA),課題組于2018年9月在鹽池縣進行了為期10天的調查問卷,每個鄉鎮隨機選擇3—6個村莊作為樣本點,8個鄉鎮總共36個村莊被選為樣本點。根據村莊的大小每個樣本點隨機選擇一定數量的家庭進行問卷調查,樣本調查具體情況見表1,每個家庭只調查一個了解家庭基本情況的居民,此次調查總共回收253份有效問卷。主要調查內容包括受訪居民的主觀幸福感,個人的人口學特征和主觀幸福感的主要解釋變量。

表1 樣本采集的基本情況

2.2 主觀幸福感的概念和測量

主觀幸福感(Subjective Well-being)被定義為人們對自己的生活和情感經歷的總體評價[19]。主觀幸福感可以分為認知成分和情感成分,生活滿意度反映的是一個人對生活的總體評估,是主觀幸福感比較穩定和長久的認知層面[20]。這種主觀幸福感的概念劃分受到眾多學者的支持[21-24]。作為主觀幸福感的一個重要維度,經濟學家經常將生活滿意度作為衡量主觀幸福感的標準[25]。已有的研究表明單指標總體主觀幸福感測量,其信度、效度和可比性符合研究的需要,對于截面數據而言單指標量表的信度甚至要輕微高于多指標量表[26-29]。本文調研數據屬于截面數據,單指標生活滿意度的測量符合主觀幸福感研究的需要。并且,生活滿意度概念已經被一些經濟學家用來替代效用,以便能更好的研究人們的偏好和行為,這被有些學者認為是經濟學的一次革命[1,30]。所以本文以單指標測量的生活滿意度作為因變量,研究收入、禁牧政策感知等因素對主觀幸福感的影響。借鑒世界價值觀調查(WVS)調研方法,本文自評價的生活滿意度用1—10刻度(從“極端不滿意”到“非常滿意”)進行測量。

2.3 自變量選擇

表2列出了可能影響生活滿意度的變量及變量的測量。已有的研究結果表明,中國的農村居民比城市居民報告更高的主觀幸福感[31],這表明除了絕對收入,還有很多其他因素對主觀幸福感產生影響。官皓的研究結果也表明絕對收入對生活滿意度不存在顯著影響,而相對收入地位則對生活滿意度具有顯著的正向影響,即相對收入越高,生活滿意度越高[32]。由于每個村莊的調查家庭戶數較少,最少的只有2—3戶,不可能用實際的參照系代替感知的相對收入[33],所以在判斷相對收入對幸福感的影響時,主觀判斷的度量方法更為合適[32]。并且,居住在同一個村中的居民具有很強的熟悉性,彼此之間存在很強的比較參照心理,他人的收入以及消費狀況會對自己產生不小的沖擊[34]。所以除了絕對收入水平,本文選擇自評價的村莊內相對收入作為解釋變量。研究表明家庭的收支情況會顯著影響居民的主觀幸福感[35],所以本文選擇自評價的收支情況作為一個解釋變量。

表2 相關變量的測量和統計

國家禁牧政策具有改善生態環境和政策實施區農民生活水平的雙重目的,除了改善當地的生態環境,禁牧政策還可以影響農民的生產生活方式,已成為當地農民生活的一部分。所以本文選擇禁牧政策滿意度、禁牧政策對環境和收入的影響這三個變量作為生活滿意度的解釋變量。禁牧政策實施的首要目的是改善生態環境,生態環境滿意度可能會影響農民的生活滿意度,參加社會活動的頻率作為社會資本的一個方面,也可能會影響農民的主觀幸福感,所以本文選擇這兩個變量作為生活滿意度的解釋變量。此外,本文還選擇了已有研究文獻經常使用的個人特征作為回歸的控制變量,包括被調查者的年齡、性別、受教育程度、婚姻狀況和健康狀況。

2.4 模型設定

本文首先選擇最小二乘回歸研究生活滿意度的影響因素,公式如下：

yi=α+βiXi+εi

(1)

其中,yi表示農民個人的生活滿意度,Xi表示主要解釋變量,εi表示隨機誤差項。

盡管最小二乘回歸能說明解釋變量對因變量的作用,但這種作用是平均作用,并不能回答這些因素對解釋變量不同分位點的影響。分位數回歸不僅能解決這個問題,給出在各分位點上解釋變量對因變量的影響,并且,對于異常值的敏感程度遠小于OLS回歸,其穩健性強于OLS回歸[36]。所以本文應用分位數回歸研究在不同生活滿意度分位點上主要解釋變量對生活滿意度的影響。模型可以表述如下[35,37-38]：

yi=βθXi+εθi

(2)

βθXi=qθ(yi|Xi)

(3)

其中,θ(0<θ<1)表示不同的分位點,βθ為θ分位點上的影響生活滿意度的系數矩陣,qθ(yi|Xi)表示生活滿意度yi在給定Xi與分位點θ的情況下所對應的條件分位數。分位數回歸是使加權誤差絕對值之和最小,并通過下列函數來實現。本文的所有回歸都是在Stata 15.0中進行。

(4)

3 實證分析

3.1 主觀幸福感影響因素

為了確保結論的穩健性,本文在進行OLS回歸時,通過不斷加入變量的方法研究主觀幸福感的主要影響因素,所得結果如表3所示。在自變量的多重共線性檢測中,方差膨脹因子的測度結果均小于3,模型通過了多重共線性的檢驗。

3.1.1個人特征的作用

調研結果表明鹽池縣的生活滿意度隨年齡變化呈“U型”分布,40—49歲是生活滿意度的低點,并且40歲以下的樣本量較少,只占總樣本量的6.7%,所以把40歲以下作為研究的一個變量,在回歸分析時把40—49歲設為參照組。從回歸結果可知,模型1和模型2,50歲以上的農村居民其生活滿意度顯著高于40—49歲,而全變量模型(模型4)只有69歲以上老年人的生活滿意度顯著高于參照組。此外,性別對生活滿意度沒有顯著的影響。

從回歸結果可知,和沒有接受教育的居民相比,接受更高教育的居民,其生活滿意度并沒有顯著的改善。雖然接受高等教育的居民其生活滿意度高于其他居民,但其樣本量過小,只占總樣本的1.6%,未對生活滿意度造成顯著影響。已婚居民的主觀幸福感要顯著高于其他居民。健康狀況對生活滿意度有顯著的正向影響(模型1和2),但隨著其他解釋變量的加入其對生活滿意度的作用在減弱并且不再顯著(模型3和4)。健康與禁牧政策的收入影響(r=0.131,P<0.05)、禁牧政策的環境影響(r=0.137,P<0.05)等變量具有顯著相關性,加入這些變量后使得健康狀況作用不再顯著。

3.1.2收入對生活滿意度的影響

OLS回歸結果顯示(表3),相對于最低家庭月收入四分位的居民,第二低家庭月收入四分位的居民其生活滿意度要高,而包含所有變量的回歸(模型4),其他兩類家庭月收入四分位居民的生活滿意度與參照組的居民沒有顯著差別。這說明在本研究中家庭絕對收入對主觀幸福感的影響比較小。而在所有回歸模型中自評價的相對收入和收支狀況對生活滿意度均有顯著的正向影響。中國農民具有“小富即安”的生活觀念,在國家社會保障和基礎設施不斷完善的過程中,各種惠農政策和生態補償政策的實施,農民的生活水平不斷提高,使我國農民保有“小富即安”的滿足感和感恩心,會抑制絕對收入對主觀幸福感的影響。由于適應性的存在,人們會很快適應自己的收入水平,而高收入者會因為自己期望的提高而限制自己主觀幸福感的提高。此外,收入的內生性問題也可能會導致收入對主觀幸福感的作用變小[39]。

家庭絕對收入對主觀幸福感的作用不顯著,這并不代表收入不重要,而是說明在現階段國家政策和社會保障不斷完善的基礎上,加上農民以中老年人為主,導致其主觀幸福感受非收入因素的影響比較大。此外,自評價的收支狀況對生活滿意度具有顯著地正向影響,改善家庭的收支情況可以改善農民的生活滿意度。增加農民的收入可以改善家庭的收支情況,從而提高農民的主觀幸福感。

社會比較理論認為人們無法擺脫自己的社會屬性,總是在相互比較中獲得自己的滿意度,從而使自評價的相對收入對主觀幸福感起到顯著的正向作用。自評價的收支狀況對農民的生活滿意度也具有顯著的正向影響,存錢的居民生活滿意度要顯著高于那些花費存款和借錢的居民。2000年以后,鹽池縣農村居民人均純收入持續增長,從2000年1 136元到2017年的9549元。中國農民具有勤儉持家的傳統美德,收入的增加會顯著改善其收支狀況,使得鹽池縣農民生活滿意度得分比較高。此外,農村居民人均純收入的提高,會使人們在和過去比較時,收入水平明顯改善。研究表明,和過去比收入水平的提高可以顯著改善人們的主觀幸福感[40,41],農民的主觀幸福感是根本生活水平得到保障和改善的情況下,其心理感受的情況。

3.1.3禁牧政策感知對生活滿意度的影響

如表3所示,禁牧政策的環境影響對生活滿意度的正向影響不顯著。禁牧政策實施的首要目的是在改善生態環境[42],禁牧政策實施以后,鹽池縣的生態環境明顯改善,絕大多數被調查者(占樣本數的96%)認為禁牧政策已經改善了當地的生態環境,從而使禁牧政策的環境影響對生活滿意度的影響不顯著。禁牧政策的收入影響對生活滿意度有顯著的正向影響(表3),禁牧政策改善居民的收入會提高他們的生活滿意度,禁牧政策的實施具有恢復生態環境和改善當地居民生活水平的雙重目的。禁牧政策實施以后,農村家庭人均純收入從2002年的1 429元增長到2017年的9 549年,增長迅速,并于2018年成功脫貧摘帽。因此,鹽池縣農村居民的生活滿意度評價比較高。此外,禁牧政策滿意度對生活滿意度也有顯著的正向影響,提高農民的禁牧政策滿意度可以顯著改善其生活滿意度評價,說明禁牧政策在政策參與農民日常生活中的重要性。

3.1.4其他因素的影響

參加社會活動的頻率也對生活滿意度有顯著的正向作用,這說明人際關系在農民日常生活中的重要性。已有研究也表明當從個人關系中獲得更高的生活滿意度,而從物質商品和服務中獲得的生活滿意度相對較少時,農村居民會更幸福[33]。此外,環境滿意度對生活滿意度有顯著的正向影響,說明改善生態環境可以改善農民的主觀幸福感。雖然禁牧政策的環境影響對生活滿意度的影響不顯著,但改善了的生態環境可以提高農民的環境滿意度,從而提高農民的生活滿意度。

3.2 不同生活滿意度分位點的影響

生活滿意度25%、50%和75%分位點的回歸結果如表4和圖2所示。從25%分位點到75%分位點,自評價的相對收入的回歸系數從0.605下降到0.329,并且在中分位點和75%分位點都沒有通過10%的顯著性檢驗。從25%分位點到75%分位點,自評價的收支狀況的回歸系數從0.508下降到0.122,禁牧政策滿意度的回歸系數從0.413下降到0.167,并且在75%分位點都沒有通過10%的顯著性檢驗。從低生活滿意度分位點到高生活滿意度分位點,自評價的相對收入、自評價的收支狀況和禁牧政策滿意度的影響是降低的。對高生活滿意度的農民來說,自評價的相對收入、自評價的收支狀況和禁牧政策滿意度對生活滿意度沒有顯著影響。

圖2 分位數回歸系數變化Fig.2 The coefficient of quantile regression

表4 生活滿意度分位數回歸模型的結果

禁牧政策的收入影響只在50%分位點時通過了10%的顯著性檢驗,并且作用系數最大,禁牧政策的收入影響只對中分位點農民的生活滿意度起到顯著的正向影響,而對其他生活滿意度分位點農民的生活滿意度影響不顯著。參加活動的頻率對生活滿意度的影響在25%分位點系數最小,并且沒有通過10%的顯著性檢驗,而在中分為點和75%分位點都通過了5%的顯著性檢驗,對于低生活滿意度分位點的農民,參加活動的頻率對其生活滿意度的正向影響不顯著。環境滿意度只在75%分位點對農民生活滿意度的影響通過了5%的顯著性檢驗,并且系數最大,其他分位點的影響不顯著,這說明生活滿意度高的農民更加關注生態環境質量。

4 結論與討論

4.1 結論

本文基于實地調查數據,采用OLS回歸模型和分位數回歸模型,分析了典型北方農牧交錯區鹽池縣農民生活滿意度的影響因素。得到以下結論：

(1)生活滿意度隨年齡變化符合“U型”分布,性別、教育水平等因素對農民的生活滿意度沒有顯著的影響,自評價的相對收入、自評價的收支狀況、禁牧政策滿意度、禁牧政策的收入影響、參加社會活動的頻率和環境滿意度對農民生活滿意度有顯著的正向影響。

(2)隨著農民生活滿意度分位點的提高,自評價的相對收入、自評價的收支狀況和禁牧政策滿意度的作用是降低的。禁牧政策的收入影響只對中分位點農民的生活滿意度起到顯著的正向影響。參加活動的頻率對低生活滿意度分位點農民的正向影響不顯著,而環境滿意度只在高分位點對農民的生活滿意度有顯著的正向影響,說明生活滿意度高的農民更加關注生態環境質量。

4.2 討論

較高的生活滿意度可以使農戶更支持和愿意參與到生態政策中去。相關政策、基礎設施和社會保障在改善草原生態環境和農村居民生活質量的同時還可以使生態政策更容易監管。本文的研究結果表明,農村居民的禁牧政策滿意度和禁牧政策對農村居民收入的影響會對其生活滿意度產生顯著的正向影響。北方農牧交錯區生態環境脆弱,是中國東部重要的生態屏障及北方農區和牧區的橋梁和紐帶。所以,有必要繼續完善現有生態補償政策,在繼續保護和改善北方農牧交錯區生態環境的同時,提高北方農牧交錯區農村居民的主觀幸福感。

中國禁牧政策實施區是普遍貧困地區,農村居民是其中的弱勢群體,除了因地制宜的制定合理的補貼標準,配合相關政策改善他們的生計和提高他們的收入水平,還必須加強政策實施區各項生態補貼和配套政策的宣傳、監督和管理,改善農村居民對政策帶來收入改變的感知,提高農村居民對保護草原重要性的認識,提高其政策的認同感和責任意識,使農村居民積極參與保護草原的行動,從而提高他們的主觀幸福感。

隨著經濟的快速發展和城市化進程,以及農業生產方式的變化和農村居民對草原生產依賴的減弱,許多年輕的農村勞動力已經遷移到城市,這明顯的提高了他們的生活水平[43]。隨著農村人口的老齡化,而年紀大的居民沒有精力從事草原畜牧業,導致近年來從事畜牧業的農戶在不斷減少,預計未來北方農牧交錯區養羊的農戶會進一步減少。對于不從事草原畜牧業的人員,其禁牧政策滿意度和生活滿意度的高低并不影響政策的實施。但這項政策可以提高他們的主觀幸福感,促進社會的可持續發展。

農村居民的幸福感狀況可以影響生態政策的順利實施,幸福感比較高的人會做出更多有利于生態的行為[10],因此對生態脆弱區農村居民幸福感的研究可以為利益相關者和決策者如何完善草原生態政策提供一個全新的視角。在提高農村居民生活質量的同時,改善生態脆弱區的生態環境,順利完成草原生態政策的目標,從而實現區域的可持續發展。