資源稟賦對(duì)牧戶草地保護(hù)意愿與行為悖離的影響研究

摘要：牧戶作為草地保護(hù)政策的執(zhí)行者，其行為意愿的一致性對(duì)促進(jìn)草原生態(tài)恢復(fù)具有重要意義。本文利用青海省黃南藏族自治州河南蒙古族自治縣典型牧區(qū)的296份牧戶數(shù)據(jù)，采用二元logit模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，探究牧戶資源稟賦對(duì)其草地保護(hù)意愿與行為悖離的影響，以及生態(tài)認(rèn)知在該影響中的調(diào)節(jié)效應(yīng)。結(jié)果表明：不同資源稟賦對(duì)悖離的影響存在差異，且人力資源中文化程度、社會(huì)資源中經(jīng)常聯(lián)系人數(shù)對(duì)悖離有顯著負(fù)向影響；生態(tài)認(rèn)知在資源稟賦對(duì)悖離的影響路徑中具有調(diào)節(jié)作用。為促進(jìn)牧戶草地保護(hù)意愿與行為的一致性，可適當(dāng)增強(qiáng)對(duì)牧區(qū)教育的關(guān)注程度；建立互相監(jiān)督的牧區(qū)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)；加強(qiáng)生態(tài)文明建設(shè)，提升牧戶的生態(tài)認(rèn)知水平。

關(guān)鍵詞：資源稟賦；草地保護(hù)；牧戶；意愿與行為悖離；二元Logit模型

中圖分類號(hào)：F326.3；F323.212 """""""文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A """""""文章編號(hào)：1007-0435（2025）03-0948-12

Influence of Resource Endowment on the Deviation between Herdsmen’s Protection Willingness and Behavior："Based on the Moderating Effect of Ecological Cognition

JI Si-rong，"LI Min^*，"CHEN Fei-lu

（College of Economics and Management，"Northwest Aamp;F University，"Yangling，"Shaanxi Province 712100，"China）

Abstract：Herdsmen are executors of grassland conservation policies and the consistency between their behaviors and intentions is of great significance for the ecological restoration of grasslands. This paper utilized 296 herdsmen data from a typical pastoral area of Henan Mongolian Autonomous County in Huangnan Tibetan Autonomous Prefecture，"Qinghai Province，"to explore the influence of herdsmen’s resource endowment on the deviation between their grassland protection intentions and behaviors using a binary logit model，"as well as the moderating effect of ecological cognition in this influence. The results indicated that different resource endowments had varying effects on the deviation，"specifically，"the levels of education within human resources and the number of regular contacts within social resources had significant negative impacts on the deviation；"ecological cognition played a moderating role in the impact path of resource endowment on deviation. Therefore，"to promote consistency between herdsmen’s willingness and actions in grassland protection，"it was advisable to enhance attention on education in pastoral areas，"establish a mutual supervision social network in pastoral communities and strengthen the construction of ecological civilization to improve the ecological cognition level of herdsmen.

Key words：Resource endowment；Grassland protection；Herdsmen；Deviation of willingness and behavior；Binary Logit model

草原生態(tài)系統(tǒng)作為世界上分布最廣、面積最大的陸地生態(tài)系統(tǒng)，在全球生態(tài)環(huán)境安全中發(fā)揮著關(guān)鍵作用^［1］。由于不良自然環(huán)境因素以及過(guò)牧、開(kāi)墾等人為活動(dòng)原因的影響，草原生態(tài)出現(xiàn)了各種程度的毀壞，截至2021年，我國(guó)仍有70%的草原處于不同程度的退化狀態(tài)^［2］。草原生態(tài)系統(tǒng)安全事關(guān)廣大人民群眾利益，維護(hù)草原生態(tài)安全是我國(guó)的重要戰(zhàn)略任務(wù)^［3］，為了應(yīng)對(duì)日益嚴(yán)峻的草地惡化趨勢(shì)，2023年中央一號(hào)文件提出要加大草原保護(hù)修復(fù)力度，鞏固退耕還林還草成果，落實(shí)相關(guān)補(bǔ)助政策。這對(duì)我國(guó)在新發(fā)展階段的草原生態(tài)保護(hù)建設(shè)提出了更為系統(tǒng)的目標(biāo)和要求。

牧戶是草地生態(tài)保護(hù)政策的執(zhí)行者，其意愿與行為的統(tǒng)一對(duì)于草地保護(hù)政策效果的實(shí)現(xiàn)起到關(guān)鍵作用^［4］。而自身資源稟賦因素是牧戶行為決策不可或缺的約束條件^［5］，在牧戶追求利益最大化時(shí)，其草地保護(hù)行為將受到生產(chǎn)要素價(jià)格和其所占的資源數(shù)量的影響，進(jìn)行草地生態(tài)環(huán)境保護(hù)是牧戶在既定資源稟賦狀況下衡量草地生態(tài)環(huán)境保護(hù)成本與收益后的理性抉擇。因此研究牧戶資源稟賦對(duì)其草地保護(hù)意愿和行為的影響對(duì)進(jìn)行政策設(shè)計(jì)以提升牧戶草地保護(hù)積極性具有重要意義。

近年來(lái)，學(xué)者們深入探討了資源稟賦對(duì)牧戶草原保護(hù)意愿和行為決策的影響。行為研究方面，學(xué)者們^［6-7］將牧戶資本稟賦分為經(jīng)濟(jì)、社會(huì)和文化資本，研究得出資本稟賦對(duì)牧戶減畜行為有正向促進(jìn)作用。意愿研究方面，學(xué)者們認(rèn)為人力資本、金融資本、自然資本^［8］、社會(huì)資本^［9］等對(duì)牧戶草原保護(hù)意愿有正向影響，但存在著意愿與行為不一致性的現(xiàn)象^［9］。多數(shù)牧戶將草地退化歸因于政府保護(hù)不力，而較少考慮自身養(yǎng)殖原因，從而在草地資源日益惡化的現(xiàn)狀下仍有擴(kuò)大養(yǎng)殖規(guī)模的趨勢(shì)。而目前對(duì)于牧戶草地保護(hù)意愿與行為悖離的研究較少，多是對(duì)農(nóng)戶意愿與行為悖離的研究，主要集中在購(gòu)買社會(huì)化服務(wù)^［10］、垃圾分類^［11-12］"、綠色生產(chǎn)行為^［13-14］、耕地保護(hù)等方面^［15］。就耕地保護(hù)方面來(lái)說(shuō)，學(xué)者們研究得出社會(huì)資本^［15-16］、受教育水平、經(jīng)濟(jì)水平、耕地面積^［16］及生態(tài)環(huán)境政策認(rèn)知^［17］對(duì)農(nóng)戶意愿與行為的悖離有著顯著影響。

綜上所述，當(dāng)前學(xué)者們多進(jìn)行資源稟賦對(duì)牧戶草地保護(hù)意愿或行為的影響的單方面研究，對(duì)二者悖離的研究較少。且牧戶作為草地生態(tài)建設(shè)的微觀主體，其生態(tài)認(rèn)知可能同農(nóng)戶一樣對(duì)其草地保護(hù)意愿與行為悖離有影響。基于此，本文擬彌補(bǔ)現(xiàn)有文獻(xiàn)不足之處，以青海省黃南藏族自治州河南蒙古族自治縣典型少數(shù)民族純牧區(qū)為研究區(qū)域，采用二元Logit回歸模型來(lái)探究牧戶擁有資源稟賦對(duì)其草地保護(hù)意愿與行為悖離的影響，并進(jìn)一步分析生態(tài)認(rèn)知在影響路徑中的調(diào)節(jié)效應(yīng)，解讀牧戶實(shí)施草地保護(hù)意愿與行為的內(nèi)在邏輯，以期為政府有效提高牧戶草地保護(hù)意愿和行為，恢復(fù)和保護(hù)草地環(huán)境提供新思路。

1 材料與方法

1.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文數(shù)據(jù)資料來(lái)源于"2020 年"8 月于青海省黃南藏族自治州河南蒙古族自治縣進(jìn)行的調(diào)查研究，調(diào)研區(qū)域涵蓋河南縣托葉瑪鄉(xiāng)、優(yōu)干寧鎮(zhèn)等全部六個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)，具體見(jiàn)表1。青海省黃南藏族自治州河南蒙古族自治縣是一個(gè)純牧縣，畜牧業(yè)發(fā)展極具代表性，將其作為研究對(duì)象可以較全面考察牧戶草地保護(hù)意愿與行為的悖離問(wèn)題。調(diào)查組采用隨機(jī)抽樣的方法，根據(jù)自然村的大小，從每個(gè)村莊中隨機(jī)選取了10～20戶牧戶家庭，并對(duì)他們進(jìn)行了訪談，最終發(fā)放了304份問(wèn)卷，根據(jù)本文研究主題所確定的變量，剔除掉極端異常值后，最終獲得有效問(wèn)卷"296 份，問(wèn)卷有效率達(dá)"97%。其中戶主特征和家庭特征統(tǒng)計(jì)性描述分別見(jiàn)表2及表3。

1.2 研究設(shè)計(jì)

本文將資源稟賦定義為牧戶家庭所擁有的用于自身生產(chǎn)生活的要素集合。借鑒相關(guān)學(xué)者的觀點(diǎn)^［18-19］，進(jìn)一步把資源稟賦分為人力資源、社會(huì)資源、物質(zhì)資源、金融資源和自然資源。其中人力資源稟賦指牧戶自身勞動(dòng)力的素質(zhì)水平等；社會(huì)資源稟賦主要包括了牧戶家庭成員的社會(huì)格局、構(gòu)成方式以及網(wǎng)絡(luò)系統(tǒng)^［20］；物質(zhì)資源是指牧戶家庭的經(jīng)濟(jì)能力^［21］；金融資源稟賦指?jìng)€(gè)人和家庭擁有的儲(chǔ)備資金總額，以及獲得金融資產(chǎn)的便利性；自然資源指牧戶進(jìn)行生產(chǎn)的外部自然資源的儲(chǔ)量水平。

1.2.1 牧戶資源稟賦對(duì)其草地保護(hù)意愿的影響 首先從社會(huì)心理學(xué)的角度出發(fā)，牧戶是“社會(huì)人”，其行為會(huì)受到自身社會(huì)網(wǎng)絡(luò)影響，當(dāng)牧戶擁有較高勞動(dòng)素質(zhì)及追求道德責(zé)任感和群體認(rèn)同感時(shí)，會(huì)促進(jìn)草地保護(hù)意愿的產(chǎn)生^［15］。其次根據(jù)行為科學(xué)理論，人的行為由動(dòng)機(jī)驅(qū)使，而動(dòng)機(jī)的產(chǎn)生又來(lái)源于自身內(nèi)在的需求。一般牧戶家庭在溫飽等基本生理與安全需求得到滿足后會(huì)轉(zhuǎn)向追求更高層次的享受性需求^［22］，因此當(dāng)牧戶所擁有的物質(zhì)、金融、自然資源稟賦提高時(shí)，會(huì)促進(jìn)牧戶產(chǎn)生草地保護(hù)意愿。牧戶所擁有的家庭生計(jì)資本越高，所得到的保障越多，更愿意保護(hù)草原來(lái)享受更好的生活環(huán)境。因此，本文認(rèn)為牧戶所擁有的資源稟賦越多，越有意愿進(jìn)行草原保護(hù)。基于以上分析，提出假設(shè)：

H1：牧戶資源稟賦水平的提高會(huì)促進(jìn)牧戶草地保護(hù)意愿產(chǎn)生。

1.2.2 牧戶資源稟賦對(duì)其草地保護(hù)行為的影響 基于資本的實(shí)踐理論認(rèn)為，行為主體會(huì)根據(jù)自身?xiàng)l件做出合適的選擇^［23］。農(nóng)戶行為的產(chǎn)生一定程度上受自身稟賦的約束，對(duì)于農(nóng)業(yè)生態(tài)生產(chǎn)行為而言，農(nóng)戶自身的生產(chǎn)特點(diǎn)和資源條件是行為實(shí)施的關(guān)鍵^［24］。而牧戶作為“理性經(jīng)濟(jì)人”，其行為產(chǎn)生同農(nóng)戶一樣，受自身所擁有的內(nèi)外部資源稟賦的約束，在利益最大化目標(biāo)驅(qū)使下，會(huì)根據(jù)行為實(shí)施所帶來(lái)福利水平的變化來(lái)進(jìn)行行為決策^［22］。資源稟賦是影響農(nóng)戶行為的重要因素，總體資源稟賦水平的提高可以有效促進(jìn)農(nóng)戶實(shí)施生態(tài)生產(chǎn)行為。基于以上分析，本文提出假設(shè)：

H2：牧戶資源稟賦水平的提高會(huì)促進(jìn)牧戶草地保護(hù)行為發(fā)生。

1.2.3 牧戶資源稟賦對(duì)草地保護(hù)意愿與行為悖離的影響 資源稟賦在牧戶進(jìn)行草地保護(hù)意愿與行為決策中起關(guān)鍵作用。牧戶的生產(chǎn)決策行為受到資源稟賦約束，預(yù)期收益是其意愿形成與行為轉(zhuǎn)化的驅(qū)動(dòng)根源，牧戶面臨的潛在成本和風(fēng)險(xiǎn)問(wèn)題是導(dǎo)致其意愿和行為不一致的關(guān)鍵^［17］。如果牧戶某個(gè)維度的資源稟賦不足，則進(jìn)行草地保護(hù)行為無(wú)法獲得預(yù)期收益，就會(huì)造成草地保護(hù)意愿與行為的悖離。

基于以上分析，本文提出假設(shè)：

H3：牧戶資源稟賦水平的提高會(huì)抑制草地保護(hù)意愿與行為的悖離。

基于認(rèn)知行為理論，個(gè)人行為決策是對(duì)所收集的信息進(jìn)行甄別、篩選形成認(rèn)知，進(jìn)而根據(jù)認(rèn)知指導(dǎo)決策行為。當(dāng)牧戶人力資本質(zhì)量較高時(shí)，基于對(duì)草地退化現(xiàn)狀的認(rèn)知，較高的環(huán)境素養(yǎng)會(huì)使牧戶更加注重草地保護(hù)，并促進(jìn)草地保護(hù)意愿向行為的轉(zhuǎn)化。

H3a：牧戶人力資源稟賦的提高會(huì)抑制草地保護(hù)意愿與行為的悖離。

根據(jù)嵌入性社會(huì)結(jié)構(gòu)理論，個(gè)體的行為決策會(huì)受其所處社會(huì)結(jié)構(gòu)的影響，復(fù)雜的社會(huì)關(guān)系制約著個(gè)體的經(jīng)濟(jì)行動(dòng)^［22］。良好的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)使牧戶牧民關(guān)系更加緊密，使得牧戶可以從其他牧民處獲得更多資源，降低牧戶生產(chǎn)決策成本，更易促進(jìn)草地保護(hù)行為與意愿統(tǒng)一。同時(shí)牧民強(qiáng)烈的社會(huì)責(zé)任感和希望得到社會(huì)認(rèn)同感的心理也要求其意愿和行為的一致性。

H3b：牧戶社會(huì)資源稟賦的提高會(huì)抑制草地保護(hù)意愿與行為的悖離。

物質(zhì)資源作為是畜牧業(yè)生產(chǎn)和草地保護(hù)投入的前提和基礎(chǔ)，基于行為科學(xué)理論，當(dāng)物資資源得到滿足時(shí)，牧戶會(huì)產(chǎn)生更高層次的需求，即產(chǎn)生草地保護(hù)意愿和行為，促進(jìn)行為與意愿的統(tǒng)一。

H3c：牧戶物質(zhì)資源稟賦的提高會(huì)抑制草地保護(hù)意愿與行為的悖離。

金融資源是牧戶進(jìn)行生產(chǎn)決策的重要資金來(lái)源，計(jì)劃行為理論認(rèn)為人的行為意愿受行為態(tài)度的影響^［25］，當(dāng)牧戶認(rèn)為進(jìn)行草地保護(hù)行為會(huì)對(duì)其產(chǎn)生利益時(shí)，就會(huì)產(chǎn)生積極的行為態(tài)度，促進(jìn)草地保護(hù)行為與意愿的一致性，牧戶金融資源較低時(shí)，沒(méi)有足夠資金支撐生產(chǎn)決策，此時(shí)進(jìn)行草地保護(hù)行為會(huì)加大牧戶對(duì)畜牧業(yè)生產(chǎn)的投入，因此金融資源較低時(shí)會(huì)誘發(fā)牧戶草地保護(hù)行為與意愿的悖離。

H3d：牧戶金融資源稟賦的提高會(huì)抑制草地保護(hù)意愿與行為的悖離。

自然資源是牧戶進(jìn)行生產(chǎn)的基礎(chǔ)，當(dāng)牧戶擁有較大的草地面積時(shí)，作為“理性經(jīng)濟(jì)人”的牧戶為保證自己能夠獲得更多長(zhǎng)遠(yuǎn)利益^［25］，會(huì)更加注重自己擁有草地的質(zhì)量問(wèn)題，促進(jìn)草地保護(hù)行為的產(chǎn)生。

H3e：牧戶自然資源稟賦的提高會(huì)抑制草地保護(hù)意愿與行為的悖離。

1.2.4 生態(tài)認(rèn)知對(duì)牧戶草地保護(hù)意愿與行為悖離的調(diào)節(jié)效應(yīng) 基于認(rèn)知行為理論，個(gè)體認(rèn)知水平是其行為實(shí)施的基礎(chǔ)，行為主體在面臨意愿、行為的抉擇時(shí)，經(jīng)常會(huì)受限于個(gè)體的認(rèn)知能力，在自身認(rèn)知的范圍內(nèi)決定是否改變及如何改變。因此，生態(tài)認(rèn)知作為內(nèi)部因素可能會(huì)在家庭資源稟賦影響牧戶草地保護(hù)意愿向行為轉(zhuǎn)化的過(guò)程中產(chǎn)生調(diào)節(jié)作用，抑制或誘發(fā)悖離現(xiàn)象。本文將生態(tài)認(rèn)知定義為牧戶在生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)視角下對(duì)生態(tài)環(huán)境的基本認(rèn)識(shí)和對(duì)生態(tài)科學(xué)知識(shí)的掌握程度^［26］。

基于此，本文提出以下假設(shè)：

H4：生態(tài)認(rèn)知在資源稟賦對(duì)牧戶草地保護(hù)意愿與行為悖離的影響路徑中具有調(diào)節(jié)作用。

1.3 研究模型

牧戶是否存在草地保護(hù)意愿、是否存在草地保護(hù)行為以及草地保護(hù)意愿與行為是否悖離這三個(gè)變量都屬于是典型的0～1二分類變量，因此選擇二元Logit回歸模型進(jìn)行實(shí)證分析。Logit 回歸模型如下：

（1）

式中：P表示牧戶草地保護(hù)意愿與行為發(fā)生悖離的概率，解釋變量是被解釋變量的線性組合，即：

（2）

式中：表示回歸方程的截距項(xiàng)；表示第個(gè)解釋變量的回歸系數(shù)。整理（1）式和（2）式得到的"Logit 模型如下：

（3）

式中：為被解釋變量，是截距項(xiàng)，為解釋變量，包括關(guān)鍵變量、調(diào)節(jié)變量，為解釋變量的回歸系數(shù)，為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

1.4 變量選取

1.4.1 被解釋變量 研究主要探究家庭資源稟賦對(duì)牧戶草地保護(hù)意愿與行為悖離的影響，因此設(shè)置因變量為“是否存在草地保護(hù)意愿”“是否存在草地保護(hù)行為”以及“牧戶草地保護(hù)意愿與行為是否悖離”。在牧戶具有參與草地保護(hù)意愿的前提下，牧戶沒(méi)有采取草地保護(hù)行為的，即“有意愿無(wú)行為”的情況定義為悖離，賦值為1；若牧戶有草地保護(hù)行為，即則“有意愿有行為”的情況定義為未悖離，賦值為0。

1.4.2 核心自變量 選取資源稟賦為核心自變量，其中人力資源稟賦選取牧戶年齡、性別、文化程度、家庭中勞動(dòng)力占比以及參加畜牧養(yǎng)殖技能培訓(xùn)進(jìn)行衡量；社會(huì)資源選取經(jīng)常聯(lián)系人數(shù)、受訪者是否村干部、人情消費(fèi)支出進(jìn)行衡量；物質(zhì)資源由飼養(yǎng)牲畜數(shù)量、住房間數(shù)表示；金融資源選取家庭總收入、家庭存款金額、近五年貸款次數(shù)、近五年貸款總額以及是否購(gòu)買畜牧保險(xiǎn)來(lái)衡量；自然資源選取牧民所擁有的草場(chǎng)總面積和草地質(zhì)量作為衡量指標(biāo)。各變量的描述與說(shuō)明見(jiàn)表4。

1.4.3 調(diào)節(jié)變量 選取牧戶生態(tài)認(rèn)知做調(diào)節(jié)變量，為牧戶草地保護(hù)意愿與行為是否悖離，核心變量"為資源稟賦。在為類別變量、為連續(xù)變量的情況下，調(diào)節(jié)變量的調(diào)節(jié)效應(yīng)通過(guò)分組回歸分析^［27］。借鑒前人研究^［28］，將牧戶的“環(huán)境惡化嚴(yán)重程度認(rèn)知”“草地退化擔(dān)心程度”“草地治理措施改善認(rèn)知”得分進(jìn)行算數(shù)平均，即，算出生態(tài)認(rèn)知均值，以此作為分組標(biāo)準(zhǔn)，"分為低生態(tài)認(rèn)知組和高生態(tài)認(rèn)知組。兩組分別將資源稟賦對(duì)牧戶意愿與行為的悖離進(jìn)行二元Logit回歸，"通過(guò)考察兩組中不同變量系數(shù)的顯著性變化及組間系數(shù)差異來(lái)考察生態(tài)認(rèn)知的調(diào)節(jié)作用。在做調(diào)節(jié)效應(yīng)分析時(shí)，對(duì)變量做中心化處理。

2 結(jié)果與分析

在進(jìn)行模型估計(jì)前，為保證參數(shù)估計(jì)的精度，運(yùn)用方差膨脹因子值（Variance inflation factor，VIF）對(duì)自變量進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)，結(jié)果如表5所示，各解釋變量的VIF值最大為2.4708，遠(yuǎn)小于經(jīng)驗(yàn)法所認(rèn)為的"10，說(shuō)明模型的共線性程度在合理范圍內(nèi)，可進(jìn)行下一步回歸分析。進(jìn)一步的，運(yùn)用"Stata 軟件，將牧戶草地保護(hù)意愿、行為與悖離分別作為被解釋變量，以資源稟賦為解釋變量，進(jìn)行二元"Logit 回歸，實(shí)證結(jié)果如下。

2.1 資源稟賦對(duì)牧戶草地保護(hù)意愿的影響

由表6可以看出，人情消費(fèi)支出和是否購(gòu)買畜牧保險(xiǎn)在5%的顯著性水平下正向影響牧戶草地保護(hù)意愿，表明人情消費(fèi)高和購(gòu)買畜牧保險(xiǎn)的牧戶草地保護(hù)意愿更強(qiáng)烈，假設(shè)H1在社會(huì)資源和金融資源稟賦維度下部分成立。一方面，牧戶處于牧區(qū)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中，人情消費(fèi)高表明牧戶與社會(huì)的聯(lián)系緊密，能夠及時(shí)接受社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的監(jiān)督約束和正向價(jià)值引導(dǎo)，使得草地保護(hù)意愿較高。另一方面，購(gòu)買畜牧保險(xiǎn)的牧戶具有較強(qiáng)的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避意識(shí)，更傾向于采取預(yù)防性措施來(lái)減少草地退化風(fēng)險(xiǎn)發(fā)生的可能性，因此其草地保護(hù)意愿更強(qiáng)烈。

2.2 資源稟賦對(duì)牧戶草地保護(hù)行為的影響

在行為模型中，人力資源稟賦中文化程度在10%的顯著性水平下正向影響牧戶草地保護(hù)行為，即文化程度高的牧戶更容易產(chǎn)生草地保護(hù)行為。受過(guò)高等教育的牧戶可能對(duì)環(huán)境保護(hù)有更深刻的認(rèn)識(shí)和理解，能夠認(rèn)識(shí)到草原生態(tài)可持續(xù)發(fā)展的重要性，從而產(chǎn)生草地保護(hù)行為。

社會(huì)資源稟賦中經(jīng)常聯(lián)系人數(shù)對(duì)牧戶草地保護(hù)行為產(chǎn)生正向影響，表現(xiàn)為10%的顯著性水平，這說(shuō)明經(jīng)常聯(lián)系人數(shù)較多的牧戶更傾向于進(jìn)行草地保護(hù)行為。經(jīng)常聯(lián)系人數(shù)反映著牧戶獲取信息渠道的便捷和豐富程度，聯(lián)系人數(shù)多的牧戶獲取的草地保護(hù)信息和知識(shí)的能力更強(qiáng)，進(jìn)行相應(yīng)技能訓(xùn)練的機(jī)會(huì)也越多，從而促進(jìn)牧戶實(shí)施草地保護(hù)行為。

物質(zhì)資源稟賦中住房間數(shù)在10%的顯著性水平下負(fù)向影響牧戶草地保護(hù)行為，表明擁有較多房間的牧戶進(jìn)行草地的保護(hù)行為更少。可能的原因是住房數(shù)量反映了牧戶家庭生活水平，擁有較多住房間數(shù)表明牧戶家庭的經(jīng)濟(jì)狀況較好，更可能從事非牧業(yè)生產(chǎn)，從而不再進(jìn)行草地保護(hù)、草原建設(shè)相關(guān)的行為。飼養(yǎng)牲畜數(shù)量對(duì)牧戶草地保護(hù)行為的影響不顯著，可能的原因是，河南蒙古族自治縣是典型純牧區(qū)，75%以上的牧戶都擁有100羊單位以上的養(yǎng)殖規(guī)模和大面積草地資源，牧戶可能不會(huì)感受到飼養(yǎng)牲畜數(shù)量增加對(duì)草地的壓力，從而不會(huì)顯著影響他們的草地保護(hù)行為。

金融資源稟賦中近五年貸款次數(shù)對(duì)牧戶草地保護(hù)行為產(chǎn)生負(fù)向影響，通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)，即近五年貸款次數(shù)少的牧戶更可能進(jìn)行草地保護(hù)行為。原因可能在于貸款為牧戶家庭帶來(lái)的更多的流動(dòng)資金，貸款次數(shù)越多，牧戶轉(zhuǎn)業(yè)資金基礎(chǔ)越好，從而減少草地保護(hù)行為。

自然資源稟賦中草地質(zhì)量在"5%的顯著性水平下負(fù)向影響牧戶草地保護(hù)行為，即草地質(zhì)量越好，牧戶草地保護(hù)行為越少，原因可能是，擁有草地質(zhì)量越好的牧戶能夠獲得較高的牧業(yè)產(chǎn)出，并且所面臨自然風(fēng)險(xiǎn)較小，因此牧戶大多不考慮進(jìn)行草地保護(hù)行為。

綜上所述，假設(shè)H2在人力資源和社會(huì)資源稟賦維度下部分成立。

2.3 資源稟賦對(duì)牧戶草地保護(hù)意愿行為悖離的影響

由表8可以看出，在人力資源稟賦中，牧戶年齡和文化程度在10%的顯著性水平下負(fù)向影響牧戶草地保護(hù)意愿與行為的悖離，說(shuō)明在有草地保護(hù)意愿的前提下，年齡越大、文化程度越高的牧戶越容易產(chǎn)生草地保護(hù)行為，假設(shè)H3a成立。一方面，年齡較大的牧戶在情感和生計(jì)上對(duì)草地的高依賴程度要求牧戶意愿與行為的一致性，因而抑制了草地保護(hù)悖離現(xiàn)象的發(fā)生；另一方面，受教育水平的提高使牧戶更具備草地建設(shè)的知識(shí)儲(chǔ)備，同時(shí)也使牧戶掌握了更強(qiáng)的生產(chǎn)和學(xué)習(xí)能力，進(jìn)而抑制悖離現(xiàn)象的出現(xiàn)。

在社會(huì)資源稟賦中，經(jīng)常聯(lián)系人數(shù)負(fù)向影響牧戶草地保護(hù)意愿與行為的悖離，表現(xiàn)為10%的顯著性水平，即經(jīng)常聯(lián)系人數(shù)越多的牧戶草地保護(hù)意愿與行為的一致性越高，假設(shè)H3b成立。可能的原因是牧戶在社會(huì)參與和互助中獲取信息，經(jīng)常聯(lián)系人數(shù)較多的牧戶更易獲得學(xué)習(xí)草地保護(hù)知識(shí)和技能的機(jī)會(huì)，從而促進(jìn)意愿向行為的轉(zhuǎn)化，抑制悖離的產(chǎn)生。

在物質(zhì)資源稟賦中，住房間數(shù)在10%的顯著性水平下正向影響悖離，表明擁有住房間數(shù)越多的牧戶更可能出現(xiàn)意愿和行為的悖離。原因在于住房間數(shù)較多的牧戶家庭經(jīng)濟(jì)狀況更加富足，加大了脫離畜牧業(yè)生產(chǎn)、選擇多樣型生計(jì)策略的可能性，從而抑制了草地保護(hù)意愿向?qū)嶋H行動(dòng)的轉(zhuǎn)化。

在金融資源稟賦中，近五年貸款次數(shù)正向影響牧戶草地保護(hù)意愿與行為的悖離，通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)，即貸款次數(shù)越多的牧戶意愿和行為越悖離，原因可能是在確保基本生存的前提下，牧戶持有的可交易資產(chǎn)越多，第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的投資和發(fā)展機(jī)會(huì)就越多，為非牧業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)儲(chǔ)備技術(shù)和基礎(chǔ)設(shè)施，而非投入資金和人力進(jìn)行草地保護(hù)，進(jìn)而誘導(dǎo)悖離的產(chǎn)生。

在自然資源稟賦中，草地質(zhì)量在5%的顯著性水平下正向影響悖離，說(shuō)明擁有更好質(zhì)量的草地的牧戶雖然有草地保護(hù)意愿，但其進(jìn)行的保護(hù)行為較少。可能是由于草地質(zhì)量越好，牧戶所面臨的自然風(fēng)險(xiǎn)和市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)越小，理性選擇下，牧戶更可能將生產(chǎn)資料投入到其他能夠帶來(lái)更多經(jīng)濟(jì)效益的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)中，從而造成意愿與行為的不一致。

綜上所述，假設(shè)H3在人力資源和社會(huì)資源稟賦維度下部分成立。

2.4 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

如表9所示，對(duì)比低組和高組的數(shù)據(jù)表明，牧戶年齡、經(jīng)常聯(lián)系人數(shù)對(duì)牧戶草地保護(hù)意愿與行為的悖離的影響系數(shù)絕對(duì)值低組大于高組，因此生態(tài)認(rèn)知在牧戶年齡及經(jīng)常聯(lián)系人數(shù)對(duì)牧戶草地保護(hù)意愿與行為悖離的影響中發(fā)揮調(diào)節(jié)作用。生態(tài)認(rèn)知對(duì)人力資源中牧戶年齡與悖離的關(guān)系中通過(guò)了10%的負(fù)向調(diào)節(jié)檢驗(yàn)，表明年齡較大的牧戶生態(tài)認(rèn)知程度可能較高，從而抑制了草地保護(hù)意愿與行為的悖離；生態(tài)認(rèn)知對(duì)社會(huì)資源中經(jīng)常聯(lián)系人數(shù)與悖離的關(guān)系中通過(guò)了5%的負(fù)向調(diào)節(jié)檢驗(yàn)，可能的原因是經(jīng)常聯(lián)系人越多的牧戶社會(huì)網(wǎng)絡(luò)更廣泛，對(duì)生態(tài)環(huán)境的了解程度更高，生態(tài)認(rèn)知程度更高，從而抑制了草地保護(hù)意愿與行為的悖離。而文化程度和近五年貸款次數(shù)在低、高生態(tài)認(rèn)知組都通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，經(jīng)驗(yàn)P值分別為0.157和0.221，均未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明生態(tài)認(rèn)知在文化程度和近五年貸款次數(shù)對(duì)牧戶草地保護(hù)意愿與行為悖離的影響中不發(fā)揮調(diào)節(jié)作用。

綜上，假說(shuō)"H4 部分成立，生態(tài)認(rèn)知在牧戶資源稟賦對(duì)其草地保護(hù)意愿與行為悖離的影響路徑中具有調(diào)節(jié)作用。

3 討論

擁有不同資源稟賦的牧戶對(duì)草原生態(tài)具有不同的認(rèn)知和價(jià)值定位，因此牧戶資源稟賦會(huì)影響牧戶參與草原生態(tài)保護(hù)的意愿和行為決策，同時(shí)草原生態(tài)保護(hù)過(guò)程需要牧戶的廣泛參與，草原生態(tài)的恢復(fù)和可持續(xù)發(fā)展亦要求牧戶草原保護(hù)意愿與行為的統(tǒng)一。因此，研究資源稟賦對(duì)牧戶草地生態(tài)保護(hù)意愿與行為及二者間悖離的影響具有重要的理論與現(xiàn)實(shí)意義。

實(shí)證結(jié)果顯示，不同資源稟賦對(duì)牧戶意愿、行為及二者間悖離會(huì)產(chǎn)生不同影響。在人力資源稟賦中，文化程度能夠正向影響牧戶草地保護(hù)行為同時(shí)促進(jìn)牧戶草地保護(hù)意愿與行為的一致性，這與李福奪等^［29-30］的研究結(jié)論相似。文化程度高的牧戶可能對(duì)環(huán)境保護(hù)有更深刻的理解和認(rèn)識(shí)，能夠意識(shí)到草地保護(hù)對(duì)生態(tài)系統(tǒng)的重要性。同時(shí)他們可能更容易獲取有關(guān)草地保護(hù)的知識(shí)和信息來(lái)實(shí)施草地保護(hù)行為。在社會(huì)資源稟賦中，經(jīng)常聯(lián)系人數(shù)能夠促進(jìn)牧戶產(chǎn)生草地保護(hù)意愿和行為，抑制牧戶草地保護(hù)意愿與行為的悖離，這與先前學(xué)者們^［31-32］研究結(jié)論相似。可見(jiàn)，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)水平高的牧戶之間存在一定生態(tài)保護(hù)監(jiān)督和約束機(jī)制，促使牧戶提升參與意愿和程度，增強(qiáng)牧戶社會(huì)網(wǎng)絡(luò)聯(lián)系對(duì)促進(jìn)牧戶意愿與行為的統(tǒng)一有重要意義。而物質(zhì)資源稟賦中住房間數(shù)、金融資源稟賦中近五年貸款次數(shù)以及自然資源稟賦中草地質(zhì)量對(duì)牧戶草地保護(hù)行為均產(chǎn)生顯著負(fù)向影響，同時(shí)會(huì)誘發(fā)牧戶草地保護(hù)意愿與行為的悖離。一方面，擁有較高物質(zhì)和金融資源稟賦的牧戶更傾向于投資非牧業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)以此來(lái)增加自身收益，而不是投資牧業(yè)生產(chǎn)來(lái)獲得長(zhǎng)期效益。另一方面，自然資源豐富的牧戶可能認(rèn)為無(wú)需進(jìn)行額外的草地保護(hù)行為，從而造成牧戶草地保護(hù)意愿與行為的悖離。

此外，調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果顯示，生態(tài)認(rèn)知在資源稟賦對(duì)悖離的影響路徑中具有調(diào)節(jié)作用^［14］。生態(tài)認(rèn)知水平的提高在一定程度上可以使牧戶更有意識(shí)和能力發(fā)揮家庭資源稟賦的有利條件，促使草地保護(hù)行為付諸實(shí)踐。因此在牧戶現(xiàn)有的資源稟賦的情況下，要促進(jìn)牧戶草地保護(hù)意愿與行為的統(tǒng)一，提高牧戶的生態(tài)認(rèn)知顯得格外重要。

4 結(jié)論與建議

本研究以青海省河南蒙古族自治縣實(shí)地調(diào)研的"296 戶牧戶數(shù)據(jù)為樣本，在資源稟賦分析框架下選取人力資源、社會(huì)資源、物質(zhì)資源、金融資源、自然資源5個(gè)維度，分析資源稟賦對(duì)牧戶草地保護(hù)意愿與行為悖離的影響，研究結(jié)論如下：第一，經(jīng)常聯(lián)系人數(shù)和是否購(gòu)買畜牧保險(xiǎn)促進(jìn)牧戶產(chǎn)生草地保護(hù)意愿；文化程度和經(jīng)常聯(lián)系人數(shù)促進(jìn)牧戶產(chǎn)生草地保護(hù)行為。第二，人力資源中文化程度及社會(huì)資源中經(jīng)常聯(lián)系人數(shù)能夠抑制牧戶草地生態(tài)保護(hù)意愿與行為悖離的產(chǎn)生。第三，生態(tài)認(rèn)知在資源稟賦對(duì)牧戶草地保護(hù)意愿行為悖離的影響路徑中具有調(diào)節(jié)作用。

基于上述結(jié)論，本文提出以下對(duì)策建議：第一，增強(qiáng)對(duì)牧區(qū)教育的關(guān)注程度。政府可以開(kāi)展有效的畜牧業(yè)基礎(chǔ)知識(shí)和基本職能培訓(xùn)，提升牧戶的整體文化素養(yǎng)和畜牧業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)能力。第二，建立互相監(jiān)督的牧區(qū)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)。一方面發(fā)展畜牧業(yè)專業(yè)合作社，加強(qiáng)牧戶間的互助行為；另一方面通過(guò)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的互相監(jiān)督和約束，加強(qiáng)社會(huì)規(guī)范對(duì)個(gè)體行為的約束和引導(dǎo)作用，激活個(gè)體內(nèi)在的責(zé)任感。第三，加強(qiáng)生態(tài)文明建設(shè)，提升牧戶的生態(tài)認(rèn)知水平。加強(qiáng)對(duì)生態(tài)知識(shí)的宣傳，推動(dòng)生態(tài)認(rèn)知、草地保護(hù)知識(shí)的普及，培植牧民“人與自然和諧共處”的生態(tài)觀和社會(huì)價(jià)值規(guī)范對(duì)個(gè)人規(guī)范的引導(dǎo)約束，提高牧民的生態(tài)認(rèn)知水平。

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（責(zé)任編輯""劉婷婷）

引用格式：吉思融， 李敏， 陳霏璐.資源稟賦對(duì)牧戶草地保護(hù)意愿與行為悖離的影響研究——基于生態(tài)認(rèn)知的調(diào)節(jié)效應(yīng)[J].草地學(xué)報(bào)，2025，33（3）：948-959

Citation：JI Si-rong， LI Min， CHEN Fei-lu.Influence of Resource Endowment on the Deviation between Herdsmen’s Protection Willingness and Behavior： Based on the Moderating Effect of Ecological Cognition[J].Acta Agrestia Sinica，2025，33（3）：948-959

基金項(xiàng)目：國(guó)家自然科學(xué)基金青年科學(xué)基金項(xiàng)目（71703124）；教育部規(guī)劃基金項(xiàng)目（22XJA790004）；陜西省自然科學(xué)研究項(xiàng)目（2023-JC-YB-604）資助

作者簡(jiǎn)介：吉思融（1999-），女，漢族，山西臨汾人，碩士研究生，主要從事農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)管理研究，E-mail："jsr_23@163.com；

* 通信作者Author for correspondence，E-mail："limin66@nwafu.edu.cn