鄰里效應(yīng)對(duì)牧戶載畜率決策的影響
——北方牧區(qū)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

史雨星，秦國(guó)慶，趙敏娟，蔡 瑜，李超瓊

（1. 西北農(nóng)林科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，陜西 楊凌 712100；2. 陜西農(nóng)村經(jīng)濟(jì)與社會(huì)發(fā)展協(xié)同創(chuàng)新研究中心，陜西 楊凌 712100；3. 中國(guó)人民大學(xué)農(nóng)業(yè)與農(nóng)村發(fā)展學(xué)院，北京 100872）

草畜平衡既是中國(guó)草原生態(tài)治理的宏觀目標(biāo)，也是草原生態(tài)治理的微觀抓手。自2002年《國(guó)務(wù)院關(guān)于加強(qiáng)草原保護(hù)與建設(shè)的若干意見》（國(guó)發(fā)〔2002〕19 號(hào)）首次提出實(shí)施草畜平衡制度以來，草畜平衡管理措施幾經(jīng)完善和強(qiáng)化，并在退牧還草、草原生態(tài)補(bǔ)助獎(jiǎng)勵(lì)等大型生態(tài)治理項(xiàng)目的支撐下持續(xù)實(shí)施。盡管如此，草畜平衡的實(shí)現(xiàn)并非一帆風(fēng)順。《2018年度中國(guó)林業(yè)和草原發(fā)展報(bào)告》顯示，2018年全國(guó)重點(diǎn)天然草原牲畜超載率仍有10.2%，較上一年度僅下降1.1%；學(xué)者微觀調(diào)查數(shù)據(jù)所呈現(xiàn)的結(jié)果更加嚴(yán)峻，幾項(xiàng)近期牧區(qū)調(diào)查均顯示牧戶的超載過牧發(fā)生率遠(yuǎn)高于這個(gè)結(jié)果［1-2］。與之對(duì)應(yīng)的是，地方政府對(duì)草畜平衡工作的推進(jìn)與中央目標(biāo)任務(wù)有所偏離。2011年《國(guó)務(wù)院關(guān)于促進(jìn)牧區(qū)又好又快發(fā)展的若干意見》指出，到2020年全面實(shí)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(guó)草原保護(hù)建設(shè)利用“十三五”規(guī)劃》則將草畜平衡的目標(biāo)任務(wù)下降為重點(diǎn)天然草原平均牲畜超載率不超過10%，基本實(shí)現(xiàn)草畜平衡。上述目標(biāo)的松動(dòng)，說明草畜平衡工作在實(shí)際運(yùn)行中面臨較大阻力。牧戶是落實(shí)草畜平衡的微觀主體，也是實(shí)現(xiàn)草畜平衡的根本保障。實(shí)踐中，草畜平衡是否實(shí)現(xiàn)以牧戶載畜率為判斷依據(jù)，因此，有必要進(jìn)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(xiàn)綜述

目前，學(xué)者關(guān)于牧戶載畜率決策的研究主要集中于個(gè)體層面，重點(diǎn)關(guān)注了生計(jì)資本［3］、草原生態(tài)補(bǔ)助獎(jiǎng)勵(lì)［2，4-7］、政府監(jiān)管［2，8］、認(rèn)知和情感［1］等對(duì)于牧戶減畜行為的影響，以及草場(chǎng)資源稟賦、草場(chǎng)流轉(zhuǎn)行為等對(duì)于牧戶超載過牧的影響［9-12］。上述研究的貢獻(xiàn)在于，從個(gè)體層面對(duì)牧戶載畜率決策的主要影響因素進(jìn)行了理論分析和實(shí)證檢驗(yàn)，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(huì)屬性。

現(xiàn)實(shí)生活中的牧戶并非孤立存在的原子化個(gè)體，而是嵌入在一定的社會(huì)空間內(nèi)，與周圍牧戶發(fā)生著長(zhǎng)期密切聯(lián)系的社會(huì)人，其行為決策會(huì)受到周圍群體及其他個(gè)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(huì)互動(dòng)，亦可叫作鄰里效應(yīng)。中國(guó)古語“近朱者赤，近墨者黑”，便形象深刻地闡明了這一道理。當(dāng)前，鄰里效應(yīng)已受到國(guó)內(nèi)外學(xué)者的廣泛關(guān)注，來自多個(gè)國(guó)家的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)顯示，個(gè)體的股票投資［14-15］、學(xué)習(xí)成績(jī)［16］、就業(yè)決策［17］、社會(huì)捐贈(zèng)［18］等多個(gè)方面的社會(huì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)均會(huì)受到鄰里效應(yīng)的影響。不僅如此，鄰里效應(yīng)也逐步走進(jìn)“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(zhǔn)入［23］和風(fēng)險(xiǎn)應(yīng)對(duì)［24］等多個(gè)方面得到驗(yàn)證。事實(shí)上，由于較強(qiáng)的文化嚴(yán)謹(jǐn)程度和集體主義，中國(guó)居民更容易受到他人的觀點(diǎn)或行為的影響［25］。因此，在中國(guó)特殊的社會(huì)文化背景下，若忽視牧戶的社會(huì)屬性，脫離其所處的社會(huì)空間分析載畜率決策，難以充分理解草畜平衡的實(shí)現(xiàn)為何如此步履維艱。此外，由于鄰里效應(yīng)的存在，外生政策帶來的影響不再局限于特定個(gè)體，而是在一定群體之間“回蕩”［26］，產(chǎn)生社會(huì)乘數(shù)效應(yīng)，進(jìn)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(yīng)，對(duì)于優(yōu)化草原生態(tài)保護(hù)政策的實(shí)施效果具有積極意義。

不容忽視的是，部分學(xué)者注意到了社區(qū)鄰里因素對(duì)于牧戶草畜平衡實(shí)現(xiàn)的影響，如陳秋紅［28］關(guān)注了社會(huì)資本在社區(qū)主導(dǎo)型草場(chǎng)共管模式中的作用與機(jī)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(duì)于牧戶草畜平衡維護(hù)行為的激勵(lì)作用，史雨星等［29］的研究揭示了社會(huì)資本對(duì)牧戶參與社區(qū)草場(chǎng)治理意愿的促進(jìn)作用。但是，上述研究均沒有從牧戶載畜率決策的鄰里效應(yīng)直接展開，未能就牧戶載畜率決策是否存在鄰里效應(yīng)做出驗(yàn)證，更未能進(jìn)一步回答其作用機(jī)制和具體特征。鑒于此，該研究嘗試從社會(huì)經(jīng)濟(jì)學(xué)角度出發(fā)，理論分析并實(shí)證檢驗(yàn)?zāi)翍糨d畜率決策鄰里效應(yīng)的存在性，進(jìn)一步討論鄰里效應(yīng)對(duì)牧戶載畜率決策的影響機(jī)理和作用效果的異質(zhì)性，以期為促進(jìn)牧戶草畜平衡的實(shí)現(xiàn)提供決策依據(jù)。

2 理論分析

2.1 鄰里效應(yīng)存在性及其對(duì)牧戶載畜率決策的影響

在社會(huì)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論框架內(nèi)，理性行為人在社會(huì)網(wǎng)絡(luò)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(huì)互動(dòng)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(chǎng)資源稟賦、生計(jì)壓力、人力資本等特征，還會(huì)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(jìn)一步從心理學(xué)角度指出鄰里效應(yīng)存在的原因。該理論認(rèn)為，在適宜的外部情境下，個(gè)體某些內(nèi)在特質(zhì)將被激活［31］。個(gè)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(shí)，在被動(dòng)減畜的大環(huán)境下，“不患寡而患不均”的均平心理［33］，會(huì)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(huì)互動(dòng)導(dǎo)致牧戶自身載畜率提升，而載畜率的提升又會(huì)在社會(huì)乘數(shù)的加速作用下導(dǎo)致超載過牧的惡性循環(huán)。對(duì)于實(shí)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(yīng)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(yīng)對(duì)牧戶載畜率決策的影響渠道可以分為兩種：內(nèi)生互動(dòng)和情景互動(dòng)。內(nèi)生互動(dòng)是鄰里效應(yīng)研究中關(guān)注的重點(diǎn)，也是社會(huì)乘數(shù)的來源，強(qiáng)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(shí)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(yīng)，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(huì)規(guī)范［15］。情景互動(dòng)是單方向的影響，強(qiáng)調(diào)的是行為結(jié)果的示范效應(yīng)［14］，即：牧戶的載畜率決策會(huì)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(huì)、經(jīng)濟(jì)、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(dāng)牧戶認(rèn)為較高的載畜率取得較好的結(jié)果時(shí)，其產(chǎn)生負(fù)向示范效應(yīng)，誘發(fā)或加劇牧戶超載過牧；反之產(chǎn)生正向示范效應(yīng)，抑制牧戶超載過牧。情景互動(dòng)對(duì)牧戶載畜率決策的影響是不確定的，且不能產(chǎn)生社會(huì)乘數(shù)。

結(jié)合牧戶的畜牧業(yè)生產(chǎn)目標(biāo)及其所處的社會(huì)環(huán)境，鄰里效應(yīng)對(duì)牧戶自身載畜率決策可能存在以下兩條作用機(jī)制。一是牧戶通過觀察性學(xué)習(xí)獲得調(diào)整載畜率成本收益的先驗(yàn)信息，進(jìn)而作用于載畜率決策，融合了內(nèi)生互動(dòng)中的口頭獲取信息機(jī)制和情景互動(dòng)中的示范效應(yīng)。由于牧戶的有限理性和對(duì)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(diǎn)，有關(guān)成本收益的先驗(yàn)信息對(duì)牧戶調(diào)整載畜率具有指導(dǎo)作用。在長(zhǎng)期畜牧業(yè)生產(chǎn)中，牧戶通過觀察學(xué)習(xí)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(yù)期收益。不同載畜率個(gè)體的存在，為牧戶調(diào)整載畜率水平提供了充分的先驗(yàn)信息；某一載畜率水平牧戶數(shù)量越多，牧戶獲得的先驗(yàn)信息越準(zhǔn)確，向該載畜率水平進(jìn)行調(diào)整面臨的不確定性越小。當(dāng)參照牧戶高載畜率與高收益并存時(shí)，牧戶獲得的先驗(yàn)信息傾向于促進(jìn)其維持高載畜率；相反，當(dāng)參照牧戶低（高）載畜率與高（低）收益并存時(shí)，牧戶獲得的先驗(yàn)信息傾向于促進(jìn)其降低載畜率。

二是通過影響牧戶心理負(fù)擔(dān)作用于載畜率決策，體現(xiàn)的是內(nèi)生互動(dòng)中的社會(huì)規(guī)范機(jī)制。牧戶的社會(huì)人屬性決定了在中國(guó)這樣一個(gè)“關(guān)系型”社會(huì)里［36］，其對(duì)自身載畜率的控制不是無節(jié)制的，而是要出于維護(hù)自身聲譽(yù)、保持較好的鄰里關(guān)系等目的［37］，考慮鄰里對(duì)于其超載過牧行為如何評(píng)價(jià)。如果超載過牧行為得到鄰里默許甚至支持，牧戶不必?fù)?dān)心因村莊輿論壓力造成心理負(fù)擔(dān)，或自身聲譽(yù)受損導(dǎo)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(huì)提高牧戶的心理負(fù)擔(dān)，降低福利水平。具體而言，當(dāng)鄰里載畜率水平普遍較高時(shí)，維持較高的載畜率與多數(shù)群體保持了一致行動(dòng)，會(huì)降低牧戶對(duì)于鄰里就自身維持高載畜率或超載過牧行為持負(fù)面態(tài)度的預(yù)期，減輕心理負(fù)擔(dān)，獲得情感支持；相反，當(dāng)鄰里載畜率普遍較低時(shí)，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(huì)提升牧戶對(duì)于鄰里就自身提高載畜率或超載過牧行為持負(fù)面態(tài)度的預(yù)期，加重心理負(fù)擔(dān)，減損福利。牧戶心理負(fù)擔(dān)的變化則會(huì)進(jìn)一步左右其載畜率決策。基于以上分析，提出如下假說。

H1：牧戶載畜率決策存在鄰里效應(yīng)，鄰里載畜率越高，牧戶載畜率越高。

H2-1：預(yù)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(fù)擔(dān)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(yīng)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(huì)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(gè)體在社會(huì)網(wǎng)絡(luò)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(duì)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(huì)產(chǎn)生更強(qiáng)的示范效應(yīng)，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(yīng)的研究表明，榜樣效應(yīng)是鄰里環(huán)境作用于個(gè)體行為的重要傳導(dǎo)機(jī)制。例如：Chetty 等［38］基于美國(guó)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(huì)陷入不利的境地；王軍鵬等［16］基于中國(guó)CEPS 數(shù)據(jù)的研究，驗(yàn)證了榜樣人群對(duì)于提高學(xué)生學(xué)習(xí)成績(jī)的鄰里效應(yīng)。因此，榜樣群體的載畜率水平很可能對(duì)鄰里效應(yīng)強(qiáng)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(yīng)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(dāng)榜樣群體的載畜率水平較低時(shí)，很可能起到正向示范作用，抑制超載過牧的鄰里效應(yīng)；當(dāng)榜樣群體的載畜率較高甚至嚴(yán)重超載過牧?xí)r，很可能起到負(fù)向示范作用，強(qiáng)化超載過牧的鄰里效應(yīng)。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(yīng)對(duì)牧戶載畜率決策影響的異質(zhì)性

鄰里效應(yīng)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(duì)于如何干預(yù)政策實(shí)施從而擴(kuò)大政策效果以及實(shí)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(yīng)會(huì)因群體屬性、社區(qū)屬性的不同而存在較大差異［16，22，39］。個(gè)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(huì)影響鄰里作用的大小；同樣，不同的社區(qū)因其所處的地理環(huán)境、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平以及村莊內(nèi)部文化不同，也會(huì)影響到鄰里效應(yīng)的作用強(qiáng)度。例如：在金融投資領(lǐng)域，李丁等［39］的研究表明，社會(huì)互動(dòng)對(duì)于高收入水平、中等學(xué)歷的家庭以及低保險(xiǎn)參與率社區(qū)和東中部家庭參與商業(yè)保險(xiǎn)具有更高的促進(jìn)作用；在學(xué)習(xí)成績(jī)領(lǐng)域，王軍鵬等［16］則發(fā)現(xiàn)，良好鄰里環(huán)境對(duì)于優(yōu)勢(shì)家庭中的學(xué)生成績(jī)具有更高的促進(jìn)作用。類似地，牧戶也并非同質(zhì)個(gè)體，即使生活在同一村莊的牧戶也會(huì)在經(jīng)濟(jì)水平、教育層次和民族文化等方面存在差異，因而鄰里效應(yīng)的強(qiáng)度可能會(huì)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?yàn)榇迩f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(yīng)的強(qiáng)度會(huì)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(yīng)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(yīng)對(duì)牧戶載畜率決策的影響機(jī)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(jī)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(jì)發(fā)展水平、牧業(yè)生產(chǎn)規(guī)模、人均草場(chǎng)面積和區(qū)域人口密度，選取6 個(gè)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(gè)牧業(yè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府距縣政府距離的遠(yuǎn)近，隨機(jī)選取典型牧業(yè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)。再次，根據(jù)村委會(huì)距離鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府的遠(yuǎn)近，隨機(jī)選取典型牧業(yè)村。最后，在每個(gè)村隨機(jī)選取受訪牧戶，并由調(diào)研員對(duì)家中主要畜牧業(yè)勞動(dòng)力進(jìn)行2～3 h 面對(duì)面訪談，訪談內(nèi)容主要包括牧戶家庭基本信息、草場(chǎng)經(jīng)營(yíng)情況以及畜牧業(yè)養(yǎng)殖情況等；同時(shí)，在每個(gè)村選取一名村干部面訪，獲取村級(jí)社會(huì)經(jīng)濟(jì)信息。此次調(diào)查共在6個(gè)旗縣19 個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)65 個(gè)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(gè)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(dāng)?shù)氐谝划a(chǎn)業(yè)的支柱，是牧民主要生計(jì)來源，草場(chǎng)在維持區(qū)域社會(huì)經(jīng)濟(jì)生態(tài)方面的作用不可替代。第二，包含了植被恢復(fù)能力相對(duì)較弱的三種草原類型，實(shí)現(xiàn)草畜平衡對(duì)于促進(jìn)草原的可持續(xù)利用更加緊迫。第三，兼顧不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的牧業(yè)旗縣，能夠充分反映各種經(jīng)濟(jì)條件下的牧戶決策。

表1 為樣本牧戶和受訪者個(gè)人的基本特征。從受訪者個(gè)體特征看：受訪對(duì)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(xué)歷的受訪者占比77.56%，受訪者特征與牧區(qū)現(xiàn)實(shí)情況較為符合，也與其他學(xué)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(jì)數(shù)據(jù)外，其他樣本特征均與政府統(tǒng)計(jì)年鑒相似。總體上，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(shí)別和估計(jì)牧戶載畜率決策的鄰里效應(yīng)，構(gòu)建如下基準(zhǔn)模型：

（1）式中：yij為牧戶自身載畜率；xij代表牧戶i的個(gè)體和家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)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(gè)體、家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征均值，zj為村莊特征；εij表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。參數(shù)中：λ0反映了牧戶i的載畜率對(duì)同村載畜率均值變化的響應(yīng)程度，即內(nèi)生互動(dòng)效應(yīng)；β10反映了牧戶i的個(gè)體和家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征對(duì)其載畜率的影響；β20反映了牧戶i的載畜率對(duì)同村其他牧戶社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征均值變化的響應(yīng)程度，即情景互動(dòng)效應(yīng)；β30反映了牧戶i的載畜率對(duì)村莊特征變化的響應(yīng)程度，即關(guān)聯(lián)效應(yīng)；α0用來控制區(qū)域固定效應(yīng)。但是，（1）式存在內(nèi)生互動(dòng)效應(yīng)識(shí)別中的映射問題［30］，后文通過空間自回歸（SAR）對(duì)此進(jìn)行進(jìn)一步處理。

3.3 變量定義及描述性統(tǒng)計(jì)

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(chǎng)面積的比值作為載畜率衡量指標(biāo)［2，9，11］，綜合考慮牧戶通過飼草料種植、購(gòu)買，以及打草等途徑獲得的飼草料，采用更為嚴(yán)謹(jǐn)?shù)挠?jì)算方法對(duì)牧戶實(shí)際載畜率進(jìn)行核算，從而縮小這一指標(biāo)的測(cè)量誤差。具體核算公式如下：

（2）式中：NT表示牧戶實(shí)際擁有飼草的理論載畜量（羊單位），S表示標(biāo)準(zhǔn)羊單位年進(jìn)食量（657 kg），STj表示地區(qū)j的草畜平衡標(biāo)準(zhǔn)，Lc、Lin、Lout分別表示牧戶自家承包放牧草場(chǎng)面積、轉(zhuǎn)入放牧草場(chǎng)面積、轉(zhuǎn)出放牧草場(chǎng)面積，(Lc+Lin-Lout) /STj表示牧戶實(shí)際經(jīng)營(yíng)放牧草場(chǎng)面積理論載畜量，分別表示牧戶購(gòu)買的飼草料、打草場(chǎng)打草量以及種植的飼草料地飼草料產(chǎn)量折標(biāo)準(zhǔn)干草總量。（3）式中：STR表示載畜率，N表示牧戶實(shí)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(jì)算（NY/T 635—2015）》中每一代表性品種對(duì)應(yīng)的羊單位折算系數(shù)，對(duì)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(gè)對(duì)應(yīng)成年家畜當(dāng)量。同時(shí)，用牧戶是否超載來進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，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(yán)重超載）。樣本牧戶草畜平衡及超載過牧情況如圖2所示。總體而言，超載過牧情況依然嚴(yán)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(yán)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(gè)漸進(jìn)過程，草畜平衡實(shí)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(qiáng)度變化，而載畜率可以揭示這一特征。第四，在實(shí)際畜牧業(yè)經(jīng)營(yíng)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(cè)量誤差，牧戶是否實(shí)現(xiàn)草畜平衡的界定尺度也具有一定彈性，完全準(zhǔn)確度量牧戶恰好草畜平衡或超載過牧難以實(shí)現(xiàn)。因此，是否超載僅用于補(bǔ)充分析和穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

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(guó)，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(shí)施，且行政村從大集體時(shí)期的牧業(yè)隊(duì)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(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

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(jì)學(xué)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(hù)行為、個(gè)體和家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)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(hù)行為包括舍飼圈養(yǎng)、輪牧、草場(chǎng)轉(zhuǎn)入和減畜。個(gè)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(huì)經(jīng)濟(jì)特征包括牧戶家庭年初存欄量、放牧草場(chǎng)面積、固定資產(chǎn)、2018年純收入、家庭負(fù)擔(dān)、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(chǎng)質(zhì)量，這三個(gè)變量也用來控制村級(jí)層面的關(guān)聯(lián)效應(yīng)，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(duì)牧戶載畜率決策的影響。

鄰里特征，即同村鄰里社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征均值，是情景互動(dòng)效應(yīng)的來源。為了剝離情景互動(dòng)效應(yīng)對(duì)于內(nèi)生互動(dòng)效應(yīng)的干擾，參照牧戶個(gè)體家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)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(fù)擔(dān)、鄰里水資源可及性。變量的具體含義和描述性統(tǒng)計(jì)見表2。

表2 主要變量定義及描述性統(tǒng)計(jì)

4 實(shí)證分析與討論

4.1 鄰里效應(yīng)存在性及其對(duì)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(yīng)

表3 回歸1 結(jié)果顯示，鄰里載畜率的估計(jì)系數(shù)為0.8444 且在1%統(tǒng)計(jì)水平顯著，初步說明鄰里載畜率的提高會(huì)顯著提高牧戶載畜率。回歸2 進(jìn)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(yīng)，從而盡可能剝離其他干擾因素、情景互動(dòng)效應(yīng)以及關(guān)聯(lián)效應(yīng)對(duì)牧戶載畜率的影響。結(jié)果顯示，鄰里載畜率的估計(jì)系數(shù)降低為0.6506，但仍然為正且在1%統(tǒng)計(jì)水平顯著，說明載畜率決策的鄰里效應(yīng)確實(shí)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(jìn)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(jì)，結(jié)果見回歸3、回歸4。鄰里超載比例的估計(jì)系數(shù)為1.9692 且在1%統(tǒng)計(jì)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(qiáng)對(duì)超載過牧行為的監(jiān)管，抑制消極的鄰里效應(yīng)，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(yīng)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

第一，排除極端值的影響，對(duì)核心解釋變量和被解釋變量進(jìn)行1%縮尾、截尾后重新估計(jì)，結(jié)果見表4。鄰里載畜率、鄰里超載比例的估計(jì)系數(shù)及顯著性水平與表3中的估計(jì)結(jié)果基本一致，說明載畜率決策的鄰里效應(yīng)是顯著存在的。第二，安慰劑檢驗(yàn)。基于調(diào)查樣本，通過隨機(jī)抽樣為每個(gè)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(jì)算偽鄰里載畜率、偽鄰里超載比例回歸系數(shù)及其對(duì)應(yīng)P值的分布，若“偽鄰里效應(yīng)”與真實(shí)鄰里效應(yīng)有顯著差異，即真實(shí)回歸系數(shù)偏離于“偽鄰里效應(yīng)”回歸系數(shù)的主要分布范圍，則認(rèn)為上文模型設(shè)定不存在嚴(yán)重偏誤，且鄰里效應(yīng)的真實(shí)估計(jì)結(jié)果具有穩(wěn)健性。圖3 結(jié)果表明，真實(shí)鄰里效應(yīng)估計(jì)結(jié)果均顯著偏離于“偽鄰里效應(yīng)”估計(jì)結(jié)果的主要分布范圍，說明載畜率決策的鄰里效應(yīng)是顯著而穩(wěn)健的。這同時(shí)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(yàn)：偽鄰里效應(yīng)的核密度估計(jì)

表3 近墨者黑：超載過牧的鄰里效應(yīng)

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：排除極端值估計(jì)

4.1.3 考慮鄰里效應(yīng)的內(nèi)生性

鄰里效應(yīng)可能會(huì)因遺漏變量、樣本自選擇等而導(dǎo)致虛假相關(guān)。對(duì)于遺漏變量問題，通過在模型設(shè)定過程中控制個(gè)體、家庭、村莊和區(qū)域等多個(gè)層面影響牧戶載畜率的相關(guān)變量來減小這一問題。對(duì)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(yíng)制度和宅基地制度下對(duì)祖輩居住習(xí)慣沿襲的綜合結(jié)果，因此鄰里效應(yīng)的估計(jì)并不存在自選擇問題。此外，估計(jì)（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(dòng)的識(shí)別問題［40-41］。因此，采用SAR 重新估計(jì)。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(gè)人、家庭、村莊特征和區(qū)域固定效應(yīng)基礎(chǔ)上進(jìn)行模型估計(jì)。表5結(jié)果顯示：鄰里載畜率估計(jì)系數(shù)為0.5608 且在1%統(tǒng)計(jì)水平顯著；與表3中回歸2 的估計(jì)系數(shù)比較，差異約為0.09，即表3 中的估計(jì)結(jié)果為摻雜了部分情景互動(dòng)效應(yīng)的復(fù)合社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)，但并不影響內(nèi)生互動(dòng)效應(yīng)識(shí)別。基于上述分析，盡管載畜率決策鄰里效應(yīng)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(huì)導(dǎo)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(jìn)行分析。

表5 SAR模型估計(jì)結(jié)果

4.2 鄰里效應(yīng)對(duì)牧戶載畜率決策的影響機(jī)制

4.2.1 機(jī)制驗(yàn)證

為了檢驗(yàn)鄰里效應(yīng)對(duì)牧戶載畜率的作用機(jī)制，參照溫忠麟等［42］提出的機(jī)制驗(yàn)證方法，構(gòu)建中介效應(yīng)模型并進(jìn)行相關(guān)檢驗(yàn)。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(yīng)，a為鄰里載畜率對(duì)中介變量的直接效應(yīng)，c′和ab分別為鄰里載畜率及中介變量對(duì)牧戶載畜率的直接效應(yīng)。遵循溫忠麟等［42］提出的檢驗(yàn)方法，依次檢驗(yàn)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(yù)期收益→自身載畜率。牧戶在長(zhǎng)期的畜牧業(yè)生產(chǎn)實(shí)踐中，可以通過觀察、交流、互助、學(xué)習(xí)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(yàn)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(bào)率表征牧戶的預(yù)期收益先驗(yàn)信息。畜牧業(yè)投資回報(bào)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(cè)度；預(yù)期收益用鄰里畜牧業(yè)投資回報(bào)率表征，其計(jì)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(jì)系數(shù)為0.3795 且在1%統(tǒng)計(jì)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(yù)期收益。回歸2 的結(jié)果顯示牧戶畜牧業(yè)預(yù)期收益的估計(jì)系數(shù)為0.0699 且在5%統(tǒng)計(jì)水平顯著，即畜牧業(yè)預(yù)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(yàn)顯示畜牧業(yè)預(yù)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(xué)習(xí)從鄰里處獲悉調(diào)整載畜率的先驗(yàn)收益信息，而鄰里高載畜率與高投資回報(bào)率相對(duì)應(yīng)，提升了牧戶向上調(diào)整載畜率的預(yù)期收益，進(jìn)而驅(qū)動(dòng)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(fù)擔(dān)→自身載畜率。中國(guó)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(duì)于牧戶超載過牧所持的態(tài)度。鑒于此，用牧戶因自身未實(shí)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(fù)擔(dān)，具體通過問項(xiàng)“未實(shí)現(xiàn)草畜平衡會(huì)使嘎查（村）干部不滿”來衡量，并采取5 級(jí)里克特量表測(cè)度，從1—5 表征對(duì)上述說法的贊同程度逐漸提高。結(jié)果見表6。回歸3 的結(jié)果表明，鄰里載畜率的估計(jì)系數(shù)為-0.4633 且在1%統(tǒng)計(jì)水平顯著，即鄰里載畜率的提高可以顯著降低牧戶心理負(fù)擔(dān)。回歸4 的結(jié)果顯示心理負(fù)擔(dān)的估計(jì)系數(shù)為-0.1049 且在1%統(tǒng)計(jì)水平顯著，即牧戶心理負(fù)擔(dān)的下降會(huì)顯著提高自身載畜率。最后，Bootstrap檢驗(yàn)顯示心理負(fù)擔(dān)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(huì)降低牧戶對(duì)鄰里就自身維持高載畜率持負(fù)面態(tài)度的預(yù)期，從而減輕心理負(fù)擔(dān)，心理負(fù)擔(dān)的下降則進(jìn)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(yàn)

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

表6 鄰里效應(yīng)對(duì)牧戶載畜率決策的影響機(jī)制

4.3 榜樣群體對(duì)載畜率決策鄰里效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用

鄰里效應(yīng)的計(jì)算是基于同一村莊內(nèi)其他牧戶的均值，即假定每一個(gè)鄰居對(duì)于牧戶的影響是等權(quán)重的。事實(shí)上，這一假設(shè)難以嚴(yán)格滿足，不同鄰居對(duì)于牧戶的影響作用會(huì)存在差異，尤其是村莊內(nèi)的一些關(guān)鍵人物對(duì)于牧戶的影響會(huì)更為明顯。因此，從干部、黨員、富人和能人等多個(gè)角度選取了榜樣群體，探究其對(duì)于超載過牧鄰里效應(yīng)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(dòng)力中存在黨員的家庭；富人群體是指牧戶自評(píng)經(jīng)濟(jì)地位處于村莊前40%的家庭；能人群體則是指牧戶自評(píng)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(duì)每個(gè)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(jìn)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(yīng)的大小。

榜樣群體對(duì)載畜率決策鄰里效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用回歸結(jié)果見表7。回歸1—回歸8 的結(jié)果顯示，當(dāng)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(shí)，鄰里載畜率的估計(jì)系數(shù)更大。這意味著，鄰里效應(yīng)會(huì)因村干部群體、黨員群體、富人群體以及能人群體的負(fù)向示范而得到加強(qiáng)。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(hào)。需要注意的是，上述榜樣群體會(huì)存在部分重疊，即村干部往往是黨員，同時(shí)也可能是鄉(xiāng)村能人和富裕群體，但這并不會(huì)對(duì)研究結(jié)論造成影響。首先，研究重點(diǎn)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(biāo)簽，就可能發(fā)揮相應(yīng)的示范作用。其次，表7 中回歸1—回歸8 中的觀測(cè)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(duì)于政策制定者而言，為了遏制榜樣群體負(fù)面示范對(duì)于鄰里效應(yīng)的增強(qiáng)作用，可以降低目標(biāo)人群的瞄準(zhǔn)成本。上述結(jié)果的啟示在于，遏制鄰里效應(yīng)的負(fù)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(dòng)作用從而降低鄰里效應(yīng)的負(fù)面影響，對(duì)于整村實(shí)現(xiàn)草畜平衡具有現(xiàn)實(shí)意義。

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

表7 榜樣群體對(duì)于鄰里效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用

4.4 鄰里效應(yīng)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(diǎn)考察了鄰里效應(yīng)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(duì)于牧戶載畜率的影響作用并不均勻，呈現(xiàn)出“馬太效應(yīng)”。對(duì)于載畜率本身較低的牧戶群體，鄰里載畜率的提升對(duì)其載畜率提升作用較小；對(duì)于載畜率較高的牧戶群體，鄰里載畜率的提升對(duì)于其載畜率提升效應(yīng)更大。將解釋變量更換為鄰里超載比例進(jìn)行重新估計(jì)，結(jié)果類似，對(duì)于載畜率越高的牧戶群體，鄰里超載比例的影響效應(yīng)越大。這意味著，超載過牧程度越高的牧戶受周邊牧戶負(fù)向示范的影響越嚴(yán)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(yīng)對(duì)于非貧困戶更大。可能的原因是，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(jì)資本、人力資本所限，難以實(shí)現(xiàn)大規(guī)模的畜牧業(yè)擴(kuò)張，鄰里效應(yīng)因而較弱。回歸3、回歸4 的結(jié)果顯示，相較于其他民族牧戶，鄰里效應(yīng)對(duì)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(yíng)中占主體地位，由于文化習(xí)俗和生活習(xí)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(dòng)，而其他民族內(nèi)部的互動(dòng)更加頻繁密切。另一方面，地方政府出于生態(tài)保護(hù)的壓力可能會(huì)存在“選擇性執(zhí)法”現(xiàn)象。因此，鄰里效應(yīng)對(duì)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(yīng)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(rèn)識(shí)到草原生態(tài)的重要性，且自身獨(dú)立決策能力更強(qiáng)，盲目從眾行為更少。上述結(jié)果的啟示是：鄰里效應(yīng)對(duì)不同牧戶群體的作用效果并非均勻的，更應(yīng)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(yīng)的負(fù)面作用，提高草原生態(tài)保護(hù)政策的實(shí)施效率。

圖4 鄰里效應(yīng)對(duì)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(jī)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(duì)牧戶超載過牧行為進(jìn)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(jì)組織，其主要通過非正式制度對(duì)牧戶超載過牧行為進(jìn)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(gè)村級(jí)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(yán)”“規(guī)則執(zhí)行不嚴(yán)”兩組后進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果見表9。回歸1、回歸2 的結(jié)果表明，當(dāng)草原監(jiān)管部門對(duì)牧戶載畜量的核查頻率由年度上升為半年度時(shí)，鄰里載畜率對(duì)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(fù)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(qiáng)度對(duì)于降低載畜率決策的鄰里效應(yīng)作用顯著。因此，為保障草畜平衡的長(zhǎng)期實(shí)現(xiàn)，現(xiàn)階段政府依舊不能放松對(duì)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(yán)的村莊鄰里效應(yīng)并不顯著，而規(guī)則執(zhí)行不嚴(yán)的村莊超載過牧的鄰里效應(yīng)較大且在1%統(tǒng)計(jì)水平顯著，這表明加強(qiáng)草場(chǎng)發(fā)包方對(duì)承包經(jīng)營(yíng)戶的草畜平衡管理，可以顯著降低載畜率決策的鄰里效應(yīng)。上述結(jié)果意味著，完善村莊非正式制度，對(duì)于抑制載畜率決策的鄰里效應(yīng)具有重要作用。綜上，為保障草畜平衡的長(zhǎng)期實(shí)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(yīng)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(yàn)

進(jìn)一步將解釋變量更換為鄰里超載比例重新估計(jì)。結(jié)果見表8 和表9。鄰里超載比例的估計(jì)系數(shù)在不同分組中的大小與鄰里載畜率的估計(jì)系數(shù)在不同分組中的大小具有一致性，且統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)結(jié)果一致。因此，鄰里效應(yīng)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(yàn)證。

表8 載畜率決策鄰里效應(yīng)的群體異質(zhì)性

表9 載畜率決策鄰里效應(yīng)的村域異質(zhì)性

5 結(jié)論與政策建議

從社會(huì)經(jīng)濟(jì)學(xué)角度，理論分析了牧戶載畜率決策鄰里效應(yīng)的存在性，系統(tǒng)解構(gòu)了載畜率決策鄰里效應(yīng)的作用機(jī)理、榜樣群體的調(diào)節(jié)作用和鄰里效應(yīng)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(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。主要結(jié)論如下：第一，牧戶載畜率決策存在鄰里效應(yīng)，表征出“近墨者黑”特征，且這一效應(yīng)在控制內(nèi)生性后依舊顯著；牧戶會(huì)受其鄰里高載畜率、高超載過牧比例的消極驅(qū)動(dòng)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(yīng)通過提高牧戶畜牧業(yè)預(yù)期收益和降低牧戶心理負(fù)擔(dān)提升牧戶載畜率。現(xiàn)階段，高鄰里載畜率與高經(jīng)濟(jì)收益相對(duì)應(yīng)，驅(qū)動(dòng)牧戶維持高載畜率；高鄰里載畜率與低牧戶心理負(fù)擔(dān)相對(duì)應(yīng)，抑制牧戶降低載畜率。第三，載畜率決策的鄰里效應(yīng)會(huì)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(fù)向示范強(qiáng)化了載畜率決策的鄰里效應(yīng)，抑制牧戶降低載畜率。第四，載畜率決策的鄰里效應(yīng)存在群體異質(zhì)性和村域異質(zhì)性。相對(duì)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(yīng)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小；當(dāng)政府外部生態(tài)監(jiān)管嚴(yán)格和村域內(nèi)部非正式制度健全時(shí)，載畜率決策的鄰里效應(yīng)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。考慮到高載畜率與高經(jīng)濟(jì)收益并存的負(fù)向示范作用，應(yīng)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(yíng)樣板，從而扭轉(zhuǎn)鄰里效應(yīng)的傳導(dǎo)路徑。②強(qiáng)化輿論。通過多種媒介加大對(duì)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(qiáng)化鄰里間超載過牧的輿論壓力。③改善監(jiān)管。一方面加強(qiáng)政府對(duì)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(zhǔn)。一方面，通過對(duì)村干部、黨員、富人、鄉(xiāng)村能人等榜樣群體的重點(diǎn)監(jiān)管，降低榜樣群體的載畜率，樹立生態(tài)保護(hù)的正面典型，真正發(fā)揮榜樣效應(yīng)；另一方面，加強(qiáng)對(duì)高載畜率、非貧困戶、低學(xué)歷牧戶的監(jiān)管，抑制鄰里效應(yīng)的作用強(qiáng)度。