生態補償對水源地農戶可持續生計能力的影響研究*
——基于改進的DFID生計分析框架

劉格格，葛顏祥，李 穎，張化楠

（山東農業大學經濟管理學院，泰安 271018）

0 引言

水源地生態保護不僅在保障水資源安全中占據著極其重要的地位，也是生態文明建設、實現美麗中國的重要組成部分。然而，實施水源地保護在保障水資源安全的同時，不可避免地會在一定程度上影響當地經濟發展[1,2]。近年來，生態補償作為水源地生態保護區建設的配套措施，因在提升水源地生態、經濟和社會效益方面取得顯著成效而備受學術界關注[3]。在后脫貧時代，完善水源地生態補償機制，增強農戶生計可持續性、防止返貧，不僅是新時期水資源保護的現實需求，更是全面推動鄉村振興的客觀要求。因此，檢驗生態補償在水源地農戶生計發展方面的實施效果，進一步完善水源地生態補償機制，成為實現水源地周邊農戶生計可持續發展的關鍵。

目前，學術界現有關于生態補償對農戶生計影響的研究主要集中在以下三方面：一是生計要素的組合。如學者們分別研究生態補償對生計資本[4,5]、生計策略[6]等單一生計要素及可持續生計[7]、生計能力[8]等綜合生計要素的影響；二是研究區域的選擇。如不同學者分別對生態保護區[9]、深度貧困的邊遠地區[10]等不同地區的研究；三是生計資本各指標權重的測度。生計資本作為DFID生計分析框架的核心，不同類型資本及具體指標權重的測度顯得至關重要，現今學者們主要選擇專家調查法等主觀賦權法或熵值法等客觀賦權法[11]來對生計資本各指標的權重進行測度。

從現有研究來看，學術界關于生態補償對農戶生計影響的問題進行了諸多有益探索，為研究提供了借鑒和參考。但總體來看，學者們多是從單一生計要素的角度進行分析，研究內容和角度相對單一，對綜合生計要素生計能力的關注較少。在對生計指標賦權時，主要采用主觀賦權法或客觀賦權法，忽略了這兩種方法均存在一定程度的片面性?；诖?，文章在調整DFID生計分析框架的基礎上，改進基于生計資本測量農戶可持續生計能力的方法，并利用該方法評價生態補償前后東平湖水源地農戶可持續生計能力變化。

1 水源地農戶可持續生計能力評價體系的構建

1.1 可持續生計能力概念的界定

可持續生計是生計概念在可持續理念下的進一步深化?，F今，學術界普遍接受將“生計”定義為建立在資本、活動和能力基礎之上的謀生方式[12]，意指生計在經濟維度上的可持續性。相較之下，“可持續生計”概念的界定要更加嚴格，其強調在面對壓力和沖擊下，能夠在不損害自然資源的基礎上可以恢復并發展的生計才能稱為“可持續生計”[13,14]，也就是說可持續生計是可以兼顧經濟維度和環境維度可持續性的謀生方式。如果要用數量來衡量這種生計方式的可持續性，這個數量即為“可持續生計能力”。

基于此，將水源地農戶可持續生計能力定義為農戶以實現自身生計和生態環境持續發展為目的，在所擁有資源稟賦的基礎上協調自身謀生方式所需的能力總和。可持續生計能力是將農戶生計方式在經濟維度和環境維度持續性量化后的數值，其大小可以用來衡量農戶生計可持續性的強弱，可持續生計能力的值越大，則農戶生計可持續性越強。

1.2 可持續生計能力分析框架的構建

在關于貧困問題的反思和探索過程中，英國國際發展署（DFID）開發的生計分析框架因其形式上的靈活性和發展過程的循序漸進性在農戶生計研究方面受到了國內外學者的廣泛應用[15]。在該框架中，處于核心地位的5種生計資本不僅是構建農戶生計的重要資源稟賦，同時也體現了形成和提升農戶發展生計所需的能力和權利。由此可見，生計資本與可持續生計能力界定在內涵和實質方面是一致的，二者存在密切的內在聯系。

此外，總結過往文獻發現，雖然除生計資本之外理解農戶生計能力的維度有很多，包括所處的制度背景[16]、存在的風險[17]、可能面臨的挑戰和機會[18]等，但是實踐證明從農戶生計資本水平與結構變化的視角進行考察，應該是深入理解水源地農戶生計能力變化的最好方法之一[19]。所以，該研究選擇從DFID生計分析框架中生計資本的維度來理解和測度水源地農戶的可持續生計能力。

需要注意的是，雖然DFID生計分析框架可以為農戶可持續生計能力的研究提供一種規范化的工具和系統化的思路，但是該框架并不是一種普適的解決方法，因此需要根據水源地農戶的生計特點和國內外學者的研究成果對其進行調整。由于在該研究中，生計資本直接關系到農戶可持續生計能力測度的準確性和全面性，因此，如何對生計資本進行調整顯得至關重要。

在經典DFID生計分析框架中，生計資本由人力資本、金融資本、社會資本、物質資本、自然資本5部分組成。然而，隨著時代的進步、人們對生計資本認識和使用需求的變化，新的生計問題顯現出來。例如，有學者通過案例研究發現，完善農村基礎設施建設將是提升農戶生計的有效路徑[20]。同時，也有學者發現農戶的宗教信仰、價值觀念及認知水平同傳統的5種生計資本一樣，也會對農戶的生計能力產生重要影響[21]。此外，伴隨著貨幣資本和知識資本的膨脹和泛濫，信息資本應運而生。特別是在后信息時代的今天，信息不僅更容易獲得，而且日益產生了更高的經濟價值，信息異質性、價值性和時效性的特性使得能夠利用現代信息技術高效獲取、篩選、利用信息的能力成為人們生存和發展的關鍵。

綜上，該研究通過借鑒以上學者的研究成果并結合東平湖水源地農戶生計發展的實際情況，將當地基礎設施建設狀況定義為環境資本，將農戶利用現代媒體獲取信息的能力定義為信息資本，并將二者一并納入調整后的可持續生計能力分析框架。在可持續生計能力分析框架中，調整后的生計資本主要包括7部分：人力資本、社會資本、信息資本、物質資本、自然資本、金融資本、環境資本，可用圖1中的七邊形來表示。七邊形的中心代表不擁有價值，而外邊界代表擁有最大化的價值。

圖1 水源地農戶的可持續生計能力分析框架

1.3 可持續生計能力評價指標的選擇

由于研究對象的異質性，學者們對生計資本具體測量指標的選取略有不同。該文在借鑒不同學者對農戶生計能力指標評價體系的基礎上，基于上文構建的水源地農戶可持續生計能力分析框架，通過征詢高校相關專家、東平湖水源地官員及湖區農戶等多方意見，并針對水源地農戶生計特殊性和普遍性的特點反復篩選論證，最終確定水源地農戶可持續生計能力指標評價體系，具體測量指標見表1。

表1 水源地農戶可持續生計能力指標評價體系

2 研究區域、數據說明與樣本描述

2.1 研究區域

東平湖位于山東省東平縣境內黃河、汶河、運河三大水系的交匯地，始建于1958年，總庫容35.95億m3，興利庫容約10.05億m3，控制流域面積9 069hm2，是山東省第二大淡水湖泊，也是山東省西水東送的重要水源地，其水質狀況對受水區的用水安全起著決定性作用。然而，一直以來，東平縣作為山東省省級貧困縣，生計發展壓力較大，特別是東平湖庫區人口、資源與環境的矛盾非常突出，生計問題與生態環境惡化的雙重壓力嚴重制約了當地經濟的可持續發展。因此，選擇以東平湖水源地為例研究生態補償對水源地農戶可持續生計能力的影響需要兼顧生計和生態兩個維度，具有較好代表性，可以為完善我國水源地生態補償政策提供理論依據。

2.2 數據說明

為了解生態補償政策的實施對東平湖水源地農戶可持續生計能力的影響狀況，課題組于2020年12月中旬對山東省東平縣湖區附近的老湖鎮、銀山鎮和岱廟鎮3個典型案例區312位農戶進行調研，獲取生態補償前和生態補償后水源地農戶的不同生計資本信息。為保證調研結果的準確性和可靠性，課題組事先已在擬開展調研的典型案例區進行預調研和問卷合理性檢測，進一步修正和完善了問卷內容和調查程序，并組織調研人員進行水源地生態補償和調研問卷的知識培訓。在實際抽樣過程中，每個鄉鎮隨機抽取了5～7個村級單位，對調查期內當日在家的農戶進行問卷調查，期間共發放調查問卷312套，每套問卷包括生態補償前和生態補償后兩份問卷，最終收回問卷310套，剔除填寫前后不一致以及補償前后缺失的問卷，最終得到有效問卷307套，有效問卷的回收率達98.40%。

2.3 樣本描述

樣本農戶個體及家庭特征如表2所示。從調查樣本的性別特征來看，女性占53.42%，男性占46.58%，男性比例低于女性比例6.84%，符合當前我國農村大部分男性外出務工，而留守婦女較多的現實；從樣本的年齡特征來看，調查對象年齡45～65歲的有148人，占48.21%，而調查對象年齡在45歲以下的僅有70人，占22.80%，可以看出，調查樣本呈現老齡化的特征；從樣本的文化程度特征來看，調查對象受教育程度多為高中或中專以下學歷，其中，比例最大的是初中學歷者，占總人數的37.46%，其次是小學學歷者，占19.87%，本科以上學歷者最少，僅占7.17%，反映出當前我國農民受教育程度普遍偏低，農村高學歷人才稀缺的現狀。從樣本的收入情況來看，2020年當地農戶家庭年收入的均值為36 429.15元，而其通過生態補償獲得的現金補貼均值為4 434.57元，占比為12.17%，比重較高，可見生態補償在一定程度上對當地農戶生計能力的提升發揮著不容忽視的作用。

表2 樣本農戶個體及家庭特征

3 研究方法

3.1 生計資本權重的測度方法

由于不同測度方法的選擇對評價結果的準確性和可靠性起著至關重要的作用，所以選擇合適的指標權重測度方法是合理評價水源地農戶可持續生計能力的關鍵。目前測度多屬性指標權重系數的方法有很多，根據不同方法獲取原始數據來源的差異，可將指標權重的測度方法具體劃分為客觀賦權法、主觀賦權法、主客觀組合賦權法3種類型[22]?？陀^賦權法的優點是具有較強的數理依據，但也存在無法充分考慮決策者評價需求的缺點，從而可能導致評價結果與實際需求之間存在一定程度差異。而主觀賦權法的優勢則是可以充分考慮決策者的意見，因而不會出現指標權重測度的系數與指標的實際重要程度相悖的情形，但也可能會因決策者的主觀性和隨意性導致最終評價結果失真。因此，為充分利用客觀和主觀兩種賦權方法的優勢，揚長避短，該文選擇采用主客觀組合賦權法來測度生計資本具體指標的權重。

3.1.1 主觀賦權

選擇專家打分法計算相關指標主觀權重系數。專家打分法是指以匿名方式咨詢權威專家意見，并通過對不同專家意見匯總、整理、分析和歸納，以實現對難以采用技術手段進行定量分析的指標做出合理估算的一種主觀權重賦值方法。該文通過邀請高校主要從事研究生態保護和資源與環境經濟方面的學者、東平湖管理局相關部門管理和技術人員等18位專家對東平湖水源地農戶生計資本評價指標進行權重賦值，最終確定7種生計資本指標的具體權重pi，結果見表3。

表3 指標權重系數

3.1.2 客觀賦權

選擇極值熵權法計算相關指標客觀權重系數。熵權法是依據指標變異性的大小來測度權重的一種客觀賦權法，即測度指標的信息熵越小，表明該指標的變異程度就越大，相應地能夠提供的信息就越多，該指標在評價中的權重系數就越大；相反，其權重就越小。根據朱喜安、魏國棟[23]的理論研究和實證分析，認為在綜合評價中最優的方法是極值熵值法，即先采用min-max法對原始數據進行無量綱化處理，再根據熵權法確定相關指標權重系數qi，結果見表3。

3.1.3 主客觀組合賦權

為綜合客觀和主觀兩種賦權方法的優點，研究選擇主客觀組合賦權法計算第i項指標的權重wi。具體公式為：

式（1）中，pi和qi分別為用客觀、主觀兩種賦權方法計算得到的客觀權重系數和主觀權重系數；k1、k2為待定系數，且k1＞0、k2＞0。式（2）中Sj表示第j個評價對象的綜合評價值，Rij為min-max歸一化處理后的數據。為體現評價對象之間的最大差異，k1、k2系數的確定應使得式（2）的數值最大[24]，所以在滿足k12+k22=1的條件下，應用Lagrange條件極值原理，可求得k1、k2為：

帶入數值到式（3）（4）得：k1=0.596 2，k2=0.808 1。并將k1、k2進行歸一化處理得主客觀組合權重系數，見表3。

3.2 可持續生計能力的測度方法

首先，計算各生計資本指數為：

式（5）中，t=0表示未實施生態補償前，t=1表示實施生態補償后，Qtm表示各生計資本指數，x為指標個數，wim代表第m類生計資本第i個指標的權重，Rim為第m類生計資本第i個指標的標準化值，這里的標準化值運用的是上文極值法計算的結果。

其次，計算生計資本的總指數為：

式（6）中，Qt表示生計資本總指數，wm代表第m類生計資本的組合權重。參考畢興等[25]對農戶可持續生計能力綜合得分FSL評價，按照0.0～0.2、0.2～0.4、0.4～0.6、0.6～0.8和0.8～1.0將可持續生計能力劃分為極弱、較弱、中等、較強和極強5個等級。

最后，采用配對樣本t檢驗用來判斷補償前后農戶生計資本差異的顯著性，t統計量的計算公式為：

3.3 生計資本相關性分析法

該文選用Pearson相關分析進行測算，該方法主要適用于連續變量間的關聯度分析，通常用相關系數r表示不同變量之間的相關程度。其數學表達式為：

式（8）中，r為Pearson相關系數，其絕對值越大表明與兩組研究數據之間的相關性越強。Xl、Yl分別為兩組研究數據的樣本值，l代表第l類生計資本組合，ˉX、ˉY分別為兩組研究數據的均值。一般認為：當|r|≥0.7時，兩變量間存在強相關；當0.4≤|r|＜0.7，兩變量存在中度相關；當0.2≤|r|＜0.4，兩變量存在弱相關；當|r|＜0.2時，兩變量存在極弱相關。

4 實證分析結果

4.1 生態補償對水源地農戶可持續生計能力影響分析

經計算東平湖水源地保護區農戶可持續生計能力指數由補償前的0.302增至補償后的0.323，且在1%統計水平上顯著，說明水源地生態補償政策實施后當地農戶可持續生計能力得到顯著增強。但就劃分等級來看，補償后農戶的可持續生計能力仍處于較弱水平，需要進一步加強。為進一步探究水源地農戶各項生計資本指數均值在生態補償前后的變化情況，研究采用配對樣本t檢驗進行分析，計算結果見表4。

表4 生態補償前后水源地農戶生計資本狀況

4.1.1 生態補償對農戶人力資本的影響

東平湖水源地保護區農戶人力資本指數由生態補償政策實施前的0.386減至補償政策實施后的0.384，但配對樣本t檢驗結果顯示該差異并不顯著，這意味著生態補償政策的實施并沒有對水源地農戶人力資本指數產生統計學意義上的顯著影響。在人力資本3個指標中，水源地農戶家庭人均醫療費用支出的標準化值從補償前0.973升至補償后的0.975，前后變化不大；受訪者教育水平標準化值從補償前0.448增至補償后的0.473，增幅最大；家庭勞動力數量的標準化值從補償前0.237降至補償后的0.212，降幅最大。總體上，3個指標的增減變化不一致造成了當地農戶人均人力資本指數略有增長但不顯著的結果。究其原因，東平湖水源地保護區的建立和相應生態補償政策的實施在促進當地生態環境好轉的同時也限制了當地經濟發展，由于農戶收入水平普遍不高，近年來當地農戶家庭青壯年勞動力選擇外出打工人數日益增多，再加之家庭規模有所減小，使得當地勞動力數量難以得到大幅提升。

4.1.2 生態補償對農戶社會資本的影響

東平湖水源地保護區農戶社會資本指數由生態補償政策實施前的0.499降至補償政策實施后的0.459，且配對樣本t檢驗結果顯示在5%的統計水平上顯著，說明水源地農戶的社會資本指數在生態補償政策實施前后表現出明顯差異。在社會資本3個指標中，水源地農戶家庭是否有村干部或者黨員的標準化值從補償前0.368升至補償后的0.384，增幅最大；與同村村民聯系頻率的標準化值從補償前0.726降至補償后的0.572，降幅最大；村里重大決策參與頻率的標準化值從補償前0.424升至補償后的0.434。總體上，當地農戶與同村村民聯系頻率下降導致了社會資本指數顯著下降的結果。究其原因，主要是由于水源地生態移民政策實施后全部漁民和部分沿湖農戶搬遷至附近社區居住，農戶間原有的社會關系被打亂，在很大程度上降低了住戶之間交流的欲望，所以同村農戶之間聯系頻率明顯降低。

4.1.3 生態補償對農戶信息資本的影響

東平湖水源地保護區農戶信息資本指數由生態補償政策實施前的0.462增至補償政策實施后的0.508，且t檢驗結果顯示在1%的統計水平上顯著，說明水源地農戶的信息資本指數在生態補償政策實施前后表現出明顯差異。在信息資本3個指標中，信息獲取渠道的標準化值從補償前0.614升至補償后的0.631；是否滿足生產生活需要的標準化值從補償前0.366增至補償后的0.504，增幅最大；對家庭收入幫助程度的標準化值從補償前0.407升至補償后的0.408?？傮w上，3個指標不同程度的上升造成了當地農戶人均信息資本指數顯著上升的結果。這是由于，隨著生態補償政策的實施和農戶生態認知水平的提高，當地農戶的生計方式逐漸由傳統農業向現代化農業和非農行業過渡，導致當地農戶在日常生產生活中對各種信息的需求大幅上升，信息資本的重要性逐漸顯現出來。與此同時，為及時高效地獲取相關高質量信息，當地農戶信息獲取的渠道也從報紙、電視等傳統媒介向手機、電腦等新興媒介擴展，伴隨著信息獲取渠道的增加和信息獲取能力的提升，信息資本成為提高當地農戶家庭收入的關鍵因素。因此，在信息需求和信息技術發展的良性循環下，水源地保護區農戶信息資本指數得到顯著增加。

4.1.4 生態補償對農戶物質資本的影響

東平湖水源地保護區農戶物質資本指數由生態補償政策實施前的0.190增至補償政策實施后的0.450，且t檢驗結果顯示在1%的統計水平上顯著，意味著水源地農戶的物質資本指數在補償政策實施前后表現出明顯差異。在物質資本兩個指標中，家用電器及科技產品種類的標準化值從補償前0.330升至補償后的0.536；生產機械和交通工具數量的標準化值從補償前0.124增至補償后的0.411，增幅最大?？傮w上，兩個指標不同程度的上升造成了當地農戶人均物質資本指數顯著上升的結果。究其原因，主要是由于生態補償政策的實施有力促進了當地傳統農業生產向現代化農業生產邁進，為滿足日益增長的高質量農業生產的需要，當地農戶對生產機械及交通工具的擁有量隨之增加；與此同時，隨著東平湖水源地周邊農戶收入水平的不斷提高，人們對生活品質的追求也隨之提升，所以家用電器及科技產品等耐用品種類也相應增加。

4.1.5 生態補償對農戶自然資本的影響

東平湖水源地保護區農戶自然資本指數由生態補償政策實施前的0.069降至補償政策實施后的0.016，且t檢驗結果顯示在1%的統計水平上顯著，說明水源地農戶的自然資本指數在生態補償政策實施前后表現出明顯差異。在自然資本3個指標中，林地面積的標準化值從補償前0.026升至補償后的0.029；耕地面積從補償前0.026降至補償后的0.018；漁業水域面積從補償前0.162降至補償后的0，降幅最大。總體上，耕地面積和漁業水域面積的下降造成了當地農戶人均自然資本指數顯著下降結果。究其原因，主要是由于退耕還林、禁漁政策實施后當地農戶擁有的耕地和漁業水域面積指標下降造成自然資本指數下滑。一方面，農戶原有耕地有不少位于水源地保護區范圍內，為保護水源地生態環境而放棄耕種，加之當地大量青壯年勞動力選擇外出務工致使部分耕地無人管理，造成實際耕地面積減少。與此同時，以生態環境保護為首要任務的水源地保護區設置了常年禁漁區和每年的禁漁期，常年禁漁區的劃分使得各村原有的漁業水域面積減少，而禁漁期內，全湖封閉，嚴禁捕魚、養魚、釣魚等行為。

4.1.6 生態補償對農戶金融資本的影響

東平湖水源地保護區農戶金融資本指數由生態補償政策實施前的0.230增至補償政策實施后的0.258，且配對樣本t檢驗結果顯示該差異在10%的統計水平上顯著，這意味著生態補償政策的實施對水源地農戶的金融資本指數產生統計學意義上的顯著影響。在金融資本兩個指標中，家庭現金收入從補償前0.064升至補償后的0.067；銀行貸款或親友借款是否容易從補償前0.404增至補償后的0.459，增幅最大?？傮w上，兩個指標不同程度的上升造成了當地農戶人均金融資本指數補償后顯著上升的結果。究其原因，資金補償、政策補償、技術補償等不同補償方式的實施，在提升農戶生產技術和能力、增加水源地農戶現金收入的同時，也在一定程度上提升了當地農戶獲得信貸的機會，所以金融資本指數實現顯著提升。

4.1.7 生態補償對農戶環境資本的影響

東平湖水源地保護區農戶環境資本指數從生態補償政策實施前的0.598增至補償政策實施后的0.901，且配對樣本t檢驗結果顯示該差異在1%的統計水平上顯著，這意味著生態補償政策的實施對水源地農戶的環境資本指數產生統計學意義上的顯著影響。在環境資本兩個指標中，購物便利性的標準化值從補償前0.508升至補償后的0.921，增幅最大；就醫便利性的標準化值也從補償前0.658增至補償后的0.887?？傮w上，兩個指標不同程度的上升造成了當地農戶人均環境資本指數補償后顯著上升的結果。究其原因，相較于城市而言，當前我國農村整體基礎設施和公共服務水平較低，為加快生態保護和生計發展的進程，中央和地方政府通過給予當地專項轉移支付等方式，為改善水源地農戶生活環境、完善基礎設施起到了重要作用，因此，生態補償后當地就醫便利性和購物便利性得到大幅度提升。

4.1.8 生態補償對農戶生計總資本的影響

從整體上看，表征水源地農戶可持續生計能力的7種不同類型生計資本指數的增減變化程度并不一致，且多數仍處于較低水平。其中，補償后人力、社會、信息、物質、自然、金融、環境資本指數值分別為0.384、0.459、0.508、0.450、0.016、0.258、0.901，所以自然、金融、人力資本存量較低是當地農戶生計可持續發展的短板。此外，信息資本、物質資本、金融資本和環境資本指數在補償后顯著上升，自然資本和社會資本指數在補償后顯著下降，而人力資本指數在補償前后沒有表現出顯著變化。可見，現今東平湖水源地保護區農戶可持續生計能力的提升主要依賴于農戶信息資本、物質資本、金融資本和環境資本。通過雷達圖能夠更清晰地反映出7種生計資本指數均值的變化情況，見圖2。

圖2 生態補償前后水源地農戶綜合生計資本指數變化

4.2 生態補償前后生計資本相關關系分析

分析生態補償前后水源地保護區農戶各項生計資本之間的相關性變化情況，有助于進一步理解水源地生態補償政策的實施對當地農戶生計資本結構的影響。該文運用stata15.0計算得到生態補償政策實施前后東平湖水源地保護區農戶各種生計資本之間的相關性狀況，詳細結果見表5。

表5 生態補償前后農戶生計資本相關性

不難看出，生態補償政策的實施在一定程度上影響了當地農戶7種生計資本之間的相關性，其中，人力資本與金融資本、人力資本與自然資本均由補償政策實施前在1%統計水平上顯著正相關轉變為補償政策實施后的不顯著相關。一種可能的解釋是，當地農戶早期主要依靠單純人力耕作為主的農業生產方式獲取收入，且家庭勞動力人口越多分得的耕地越多，所以生態補償政策實施前水源地農戶的家庭勞動能力狀況與收入和耕地面積密切關聯。隨著生態補償的實施，一方面農用機械、現代化發展模式的引入使得當地農業生產逐步趨向機械化，另一方面部分地區退耕還林、退耕還湖等生態補償政策的實施使得部分農戶生計方式向非農行業轉變，因此人力資本不再是當地農戶獲取家庭收入和擁有耕地面積的決定性因素，即人力資本與金融資本和自然資本之間的相關性減弱。

此外，自然資本與物質資本之間的相關性也由補償政策實施前在5%統計水平上呈顯著正相關轉變為補償政策實施后在1%統計水平上呈顯著負相關。可能的原因是在生態補償政策實施前，以傳統農業為主要收入來源的當地農戶擁有的自然資本越豐富，其收入就越高，而增加的收入主要用來購置生活耐用品和生產所需的固定資本，因此補償前自然資本指數與物質資本指數之間正相關。然而，隨著水源地生態補償政策的實施，減少了農戶擁有的自然資本，伴隨著當地農戶主要生計方式的轉換，自然資本的減少在一定程度上也促進了物質資本的增加。

值得注意的是，生態補償政策實施后，信息資本與物質資本、金融資本、環境資本均在1%統計水平上呈顯著正相關，而在生態補償前卻未表現出顯著相關。主要是由于生態補償前，農戶主要依靠傳統農業方式生產經營，對信息資本的需求不大，而隨著生態補償政策的實施，旅游農業、綠色生態農業等新型農業經營模式的興起，農戶生產經營方式由傳統農業向現代化農業轉變，當地農戶對信息資本的需求逐漸提高，特別是近年來，信息資本在促進當地經濟發展和改善農戶生活品質上發揮著越來越重要的作用，所以信息資本的增加在一定程度上促進了物質資本、金融資本和環境資本的增加。

表6 生態補償前后水源地農戶各項生計資本的Pearson相關性

除了以生態補償政策實施前后進行分組觀察水源地保護區農戶各項生計資本的相關性之外，還可以從7種不同類型生計資本的角度觀察生態補償政策實施前后各生計資本之間的相關性。經計算得出，水源地生態補償政策實施前后當地農戶物質資本存在極弱相關，水源地生態補償政策實施前后當地農戶自然資本存在弱相關，水源地生態補償政策實施前后當地農戶人力資本、社會資本、信息資本和金融資本存在中度相關關系，說明生態補償政策的實施使得水源地農戶的自然資本、物質資本、社會資本、人力資本、信息資本和金融資本在短期內發生了顯著變化，進一步證實了當地農戶的生計類型在一定程度上發生轉變。

5 結論與政策建議

5.1 結論

該文以東平湖水源地保護區生態補償政策實施前后調研獲得的614份調查問卷數據為依據，分析生態補償對水源地農戶可持續生計能力的影響，具體分析后得出以下結論。

（1）從整體上看，實施生態補償政策以來東平湖水源地保護區農戶生計可持續性得到顯著增強，可持續生計能力從補償前的0.302增至補償后的0.323，但當地農戶的可持續生計能力仍處于較弱水平，需要進一步加強。

（2）從生計資本來看，補償后人力、社會、信息、物質、自然、金融、環境資本指數值分別為0.384、0.459、0.508、0.450、0.016、0.258、0.901，自然、金融、人力資本存量較低是東平湖水源地農戶生計可持續發展的短板。

（3）值得注意的是，補償后信息資本與物質、金融、環境資本之間的相關性顯著提高，而自然資本與物質、人力資本之間的相關性顯著降低，表明水源地農戶的生產方式正逐步由傳統農業向現代化農業或非農行業過渡。

5.2 政策建議

（1）聚焦自然資本、金融資本和人力資本存量提升，彌補可持續生計發展短板。一是推動耕地適度規模經營，增加農業投入，提高耕地利用效率；二是完善農村金融服務體系，引入多種金融機構，創新信貸產品，拓寬融資渠道，滿足農戶信貸需要；三是加強對東平湖水源地農戶教育設施建設投入，普及基礎教育，發展職業教育，進一步提升當地居民文化水平。

（2）實施多樣化的生態補償方式，提高水源地農戶生態補償參與積極性。依據東平湖水源地保護區的實際情況，當地政府應確定以政策、資金補償為主，實物、技術和產業補償為輔的補償方式。一方面，可以通過制定各種優惠政策，借助于補償資金，打造鄉村產業融合綜合體，幫助當地農戶實現生產轉型，著力增強水源地農戶的內生發展動力；另一方面，可以通過提供技術補償和實物補償的方式，改善當地農戶生產生活水平，切實提高水源地農戶生態補償政策參與積極性和主動性。

（3）積極引導水源地農戶尋找替代生計，實現生計多樣化發展。一是鼓勵自主創業，政府支持引導有條件的當地農戶通過發展農家樂、民宿、采摘園、開設網店等多種途徑進行自主創業；二是政府提供技術培訓幫助就業，當地政府應定期開展手工竹編、特色種養殖等技術培訓活動，幫助當地農戶實現就近就業。