凍原高山草地牧戶家畜養(yǎng)殖規(guī)模影響因素分析
——以青海省為例

吳廷美，林慧龍，范迪，籍常婷，趙玉婷，魏靖瓊

（蘭州大學(xué)草地農(nóng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)國(guó)家重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，蘭州大學(xué)農(nóng)業(yè)農(nóng)村部草牧業(yè)創(chuàng)新重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，蘭州大學(xué)草地農(nóng)業(yè)科技學(xué)院，甘肅蘭州730020）

草地面積廣闊，蘊(yùn)含陸地綠色植物資源中面積最大的再生性自然資源，是畜牧業(yè)發(fā)展的物質(zhì)基礎(chǔ)［1］。但是，由于大量牧戶過(guò)載放牧，導(dǎo)致我國(guó)草地載畜壓力過(guò)大，草地退化嚴(yán)重。如何合理利用草地資源，采用何種措施引導(dǎo)牧民合理放牧，是我國(guó)草地學(xué)者亟待處理的問(wèn)題。為引導(dǎo)牧民合理放牧，我國(guó)政府先后實(shí)施了退牧還草、生態(tài)移民、草原生態(tài)保護(hù)補(bǔ)助獎(jiǎng)勵(lì)政策（以下簡(jiǎn)稱“草原補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)摺保┑纫幌盗胁莸亟ㄔO(shè)和保護(hù)工程項(xiàng)目，在部分地區(qū)取得了一定成效。但依據(jù)中國(guó)工程院的報(bào)告，目前我國(guó)草地退化雖在局部得到改善，整體退化的趨勢(shì)卻沒有得到遏止［2－5］。

分析牧戶家畜養(yǎng)殖規(guī)模的影響因素，可以在根源上探索解決過(guò)度放牧的方法。有學(xué)者從牧戶家畜養(yǎng)殖規(guī)模的角度就我國(guó)存在的過(guò)度放牧問(wèn)題展開研究。作為理性“經(jīng)濟(jì)人”，牧戶追求自有載畜量的最大化是致使草地過(guò)度放牧的最主要原因［6－7］。王晶等［8］對(duì)農(nóng)牧戶絨毛用羊養(yǎng)殖規(guī)模影響因素進(jìn)行量化分析表明，單位養(yǎng)羊收益與成本、畜牧良種保護(hù)補(bǔ)貼和養(yǎng)殖時(shí)長(zhǎng)等對(duì)養(yǎng)殖規(guī)模均有重要影響。馬梅等［9］基于錫林郭勒盟牧區(qū)的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，實(shí)證分析表明在全球氣候變暖的背景下，實(shí)施草地生態(tài)保護(hù)政策和降低養(yǎng)羊收益是控制羊年末存欄量的主要手段。胡振通等［10］認(rèn)為研究超載過(guò)牧，實(shí)現(xiàn)草畜平衡是草地資源可持續(xù)利用的核心所在。以上研究為治理草地過(guò)度放牧提供了一定的理論依據(jù)和措施，但是由于草地過(guò)度放牧的主體是中小牧戶，牧戶經(jīng)營(yíng)草地面積越小，其超載可能性越大，超載程度越高［6］，在分析牧戶養(yǎng)殖影響因素時(shí)應(yīng)將牧戶規(guī)模的異質(zhì)性納入考慮范圍，而目前這方面的研究尚不多見。

凍原高山草地是我國(guó)面積最大的草地類組，也是全國(guó)年碳匯潛力最大的草地類組，該類組的年碳匯潛力達(dá)250.7 Tg C，占全國(guó)草地年碳匯的32.4%，在維系牧區(qū)牧民生產(chǎn)生活和保障我國(guó)生態(tài)安全方面具有舉足輕重的地位［1］。青海省是我國(guó)凍原高山草地的主要分布地，對(duì)氣候變暖和過(guò)度放牧極為敏感，是分析牧戶家畜養(yǎng)殖規(guī)模影響因素的優(yōu)選區(qū)域之一。本研究的主要目的是：1）根據(jù)在青海凍原高山草地類組上調(diào)查獲取的牧戶數(shù)據(jù)，運(yùn)用主成分分析法［11］（principal component analysis，PCA）識(shí)別凍原高山草地上相關(guān)因素對(duì)牧戶家畜養(yǎng)殖量的貢獻(xiàn)率；2）在主成分分析的基礎(chǔ)上設(shè)定計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，采用分位數(shù)回歸［12］（quantile regression，QR）深入剖析個(gè)人特征、家庭特征、草地經(jīng)營(yíng)特征和外部環(huán)境因素對(duì)不同規(guī)模牧戶家畜養(yǎng)殖量的影響規(guī)律。旨在分析凍原高山草地類組中，牧戶養(yǎng)殖影響因素在牧戶規(guī)模上的異質(zhì)性，為政府針對(duì)不同規(guī)模牧戶進(jìn)行區(qū)分管理提供一定的科學(xué)依據(jù)。

1 材料與方法

1.1 數(shù)據(jù)與抽樣設(shè)計(jì)

牧戶調(diào)查數(shù)據(jù)，受中國(guó)工程院重點(diǎn)咨詢項(xiàng)目資助，于2017年9－10月在青海地區(qū)使用參與式農(nóng)村評(píng)估法（participatory rural appraisal，PRA）以實(shí)地問(wèn)卷調(diào)查的方式獲得。樣本牧戶的選取采取分層隨機(jī)抽樣法：1）根據(jù)海拔，將凍原高山草地牧戶涉及縣劃分為高、低2個(gè)級(jí)別，每個(gè)等級(jí)隨機(jī)抽取3個(gè)縣；2）根據(jù)2016年戶均家畜養(yǎng)殖量，將每個(gè)縣鄉(xiāng)鎮(zhèn)劃分為大、中、小3個(gè)級(jí)別，每個(gè)級(jí)別隨機(jī)抽取3個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)；3）根據(jù)戶均家畜養(yǎng)殖量，將每個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)劃分為大、小2個(gè)級(jí)別，每個(gè)級(jí)別隨機(jī)抽取1個(gè)村，每個(gè)村隨機(jī)抽取6戶；依據(jù)上述抽樣方法，本次實(shí)際調(diào)查牧戶216戶，剔除因數(shù)據(jù)缺失、書寫模糊等導(dǎo)致的無(wú)效樣本，最終得到有效樣本203戶，樣本牧戶分布情況如圖1所示。

圖1 研究區(qū)及調(diào)查樣本牧戶分布Fig.1 Study area and survey sample herders distribution

1.2 研究方法

調(diào)查內(nèi)容重點(diǎn)關(guān)注牧戶家畜養(yǎng)殖情況，通過(guò)問(wèn)卷收集牧戶2012－2017年5年間的家畜養(yǎng)殖數(shù)據(jù)，問(wèn)卷還涉及牧戶個(gè)人特征、家庭特征、草地經(jīng)營(yíng)特征等方面。記錄了牧戶所處位置海拔及最常用草地的經(jīng)緯度，基于草地綜合順序分類系統(tǒng)［13－14］（comprehensive and sequential classification system，CSCS），通過(guò)薄板樣條插值法［15］得到草地年均降水量和年積溫?cái)?shù)據(jù)，并據(jù)此計(jì)算出草地濕潤(rùn)度K值［14］。

1.2.1 主成分分析法 影響牧戶家畜養(yǎng)殖規(guī)模的因素主要包括牧戶個(gè)人特征、家庭特征、草地經(jīng)營(yíng)特征和外部環(huán)境因素4類，針對(duì)每一類分別選取若干指標(biāo)因子，運(yùn)用PCA分析確定各因子的貢獻(xiàn)率。其中，個(gè)人特征用戶主年齡和戶主受教育水平表征；家庭特征用家庭整體勞動(dòng)力和家庭非牧就業(yè)收入占比表征；草地經(jīng)營(yíng)特征用人均經(jīng)營(yíng)草地面積和草原補(bǔ)獎(jiǎng)金額表征；外部環(huán)境因素用海拔和濕潤(rùn)度K表征。值得說(shuō)明的是，濕潤(rùn)度K反映的是水分條件和熱量狀況的交叉影響［14］，同時(shí)為確定水熱交叉條件和水熱單一條件對(duì)牧戶家畜養(yǎng)殖量的貢獻(xiàn)程度，在外部環(huán)境因素中引入年降水和年積溫。各影響因子的具體含義和符號(hào)見表1。

表1 影響因子含義和符號(hào)Table 1 Impact factor meaning and symbols

1.2.2 分位數(shù)回歸 由于分位數(shù)回歸的實(shí)質(zhì)假定分位點(diǎn)滿足線性關(guān)系，并且牧戶家畜養(yǎng)殖量為連續(xù)變量，因此設(shè)定多元線性回歸模型深入分析牧戶家畜養(yǎng)殖的影響因素，模型如下：

其中，被解釋變量Y表示牧戶家畜養(yǎng)殖量，為減弱異方差性，實(shí)際估計(jì)中采用對(duì)數(shù)形式。解釋變量Ph、Hj、Gc、Ew分別表示牧戶個(gè)人特征、家庭特征、草地經(jīng)營(yíng)特征和外部環(huán)境因素的具體影響因子，需特別指出的是：1）由于草原補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)邇煞N方式（禁牧和草畜平衡）對(duì)牧戶家畜養(yǎng)殖量的影響存在差異，模型中加入了補(bǔ)獎(jiǎng)金額和政策類型（1=禁牧；0=草畜平衡）的交互項(xiàng)G1×Bb；2）主成分分析時(shí)的相關(guān)系數(shù)矩陣顯示，外部環(huán)境因素中海拔和濕潤(rùn)度K具有較強(qiáng)相關(guān)性（相關(guān)度0.8796），且海拔的貢獻(xiàn)率高于濕潤(rùn)度K的貢獻(xiàn)率，因此為提高模型的穩(wěn)定性，僅將海拔作為外部環(huán)境因素的代理變量。λ、θ、ω和γ分別表示相應(yīng)變量的待估計(jì)參數(shù)，ωG1+τBb衡量不同草原補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)邔?duì)牧戶家畜養(yǎng)殖的影響；β0為常數(shù)項(xiàng)；μ為隨機(jī)干擾性。模型中變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表2所示。為便于比較分析，本研究同時(shí)報(bào)告了普通最小二乘法（ordinary least square，OLS）和分位數(shù)回歸結(jié)果。

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)Table 2 Descriptive statistics of variable

2 結(jié)果與分析

2.1 牧戶家畜養(yǎng)殖情況

研究區(qū)域內(nèi)牧戶家畜養(yǎng)殖量整體不高，但草地仍存在一定的載畜壓力。調(diào)查樣本中戶均家畜養(yǎng)殖量為221個(gè)羊單位，規(guī)模最大的牧戶有782個(gè)羊單位，有8家牧戶的家畜養(yǎng)殖量為最小值0。從具體分布來(lái)看，有超過(guò)50%的牧戶家畜養(yǎng)殖量在0～200個(gè)羊單位區(qū)間內(nèi)，不到15%的牧戶家畜養(yǎng)殖量在200～400個(gè)羊單位，剩下近33%的牧戶家畜養(yǎng)殖量超過(guò)400個(gè)羊單位（圖2）。

上述結(jié)果顯示研究區(qū)域內(nèi)牧戶的養(yǎng)殖規(guī)模并不大，但是家畜總量并不能完全代表草地放牧強(qiáng)度，為此，使用養(yǎng)羊比容來(lái)衡量草地放牧強(qiáng)度。調(diào)查樣本中戶均養(yǎng)羊比容為0.90 hm2·sheep unit－1，最高一戶為11.80 hm2·sheep unit－1，最低為0.04 hm2·sheep unit－1。從分布上來(lái)看，養(yǎng)羊比容在0～0.67 hm2·sheep unit－1的牧戶最多有121戶，占比達(dá)59.61%；0.67～1.33 hm2·sheep unit－1的次之，共有47戶，占比為23.15%；1.33～2.00 hm2·sheep unit－1和2.00 hm2·sheep unit－1以上的牧戶相當(dāng)，分別為16和19戶（圖2）。

圖2 牧戶家畜養(yǎng)殖特征Fig.2 Livestock breeding characteristics of herdsmen

2.2 牧戶家畜養(yǎng)殖情況PCA分析

自然因子、政策因子、教育因子和非牧因子是牧戶家畜養(yǎng)殖量的現(xiàn)實(shí)主導(dǎo)因素。綜合特征值和累積貢獻(xiàn)率，本研究選取了4個(gè)影響牧戶家畜養(yǎng)殖規(guī)模的主成分，累積貢獻(xiàn)率達(dá)到73.65%。第一主成分貢獻(xiàn)率為36.27%，主要體現(xiàn)在牧戶養(yǎng)殖場(chǎng)所處的海拔（0.9533）、濕潤(rùn)度K（0.9457）、年積溫（－0.9371）和年降水量（0.8941），描述為自然因子；第二主成分貢獻(xiàn)率為15.01%，體現(xiàn)草原補(bǔ)獎(jiǎng)金額（0.7392）貢獻(xiàn)，描述為政策因子；第三主成分貢獻(xiàn)率為11.91%，體現(xiàn)了戶主受教育年限（0.8510）的貢獻(xiàn)，描述為教育因子；第四主成分貢獻(xiàn)率為10.45%，體現(xiàn)了非牧就業(yè)收入占比（0.8537）的貢獻(xiàn)（圖3和表3），描述為非牧因子。

表3 主成分的載荷情況Table 3 Principal component load

圖3 牧戶家畜養(yǎng)殖情況的PCA分析Fig.3 PCA analysis of livestock breeding in herdsmen

2.3 牧戶家畜養(yǎng)殖規(guī)模影響因素分位數(shù)回歸分析

研究使用牧戶家畜養(yǎng)殖量的分位數(shù)回歸結(jié)果區(qū)分牧戶的規(guī)模，其中0.10、0.25、0.50和0.75分別代表著小規(guī)模、中小規(guī)模、中等規(guī)模和大規(guī)模養(yǎng)殖牧戶。OLS回歸結(jié)果顯示，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量的值在1%水平上顯著，說(shuō)明模型估計(jì)結(jié)果的有效性，所有變量的方差擴(kuò)大因子（variance inflation factor，VIF）（介于1.03～1.55）均小于10，說(shuō)明結(jié)果不存在多重性問(wèn)題（表4）。QR分析結(jié)果中，分位數(shù)回歸系數(shù)本身顯著，意味著估計(jì)結(jié)果能較好地解釋研究問(wèn)題。分析分位數(shù)回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，不同規(guī)模牧戶家畜養(yǎng)殖量的影響因素存在顯著差異，為更直觀反映牧戶家畜養(yǎng)殖量在不同分位點(diǎn)上的變化規(guī)律，本研究還描述分位點(diǎn)回歸系數(shù)的變化情況（圖4）。

圖4 分位數(shù)回歸系數(shù)變化情況Fig.4 Change of quantile regression coefficient

表4 不同規(guī)模牧戶家畜養(yǎng)殖量的分位數(shù)回歸結(jié)果Table 4 Quantile regression results of livestock breeding volume of herdsmen of different sizes

相比OLS回歸，分位數(shù)回歸能更好地解釋牧戶家畜養(yǎng)殖規(guī)模問(wèn)題。OLS回歸是均值回歸，只解釋自變量對(duì)牧戶家畜養(yǎng)殖量的平均影響程度，而分位數(shù)回歸得到4個(gè)分位點(diǎn)（0.10、0.25、0.50和0.75）的分析結(jié)果，相比前者，描述了不同分位點(diǎn)上牧戶養(yǎng)殖規(guī)模的影響因素，所得結(jié)果更加精確，更能反映自變量對(duì)不同規(guī)模牧戶的影響程度（圖4）。

中等以下規(guī)模牧戶家畜養(yǎng)殖量受家庭勞動(dòng)力和非牧就業(yè)收入占比的顯著影響，而中等及以上規(guī)模牧戶家畜養(yǎng)殖量受人均經(jīng)營(yíng)草地面積和草原補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)叩娘@著影響，其中補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)咧薪帘炔菪笃胶飧苓_(dá)到保護(hù)草地生態(tài)的目標(biāo)。在0.10分位點(diǎn)處，非牧就業(yè)收入占比每增加1%，牧戶家畜養(yǎng)殖量將減少2.97%；在0.25分位點(diǎn)處，家庭勞動(dòng)力每增加1人，牧戶家畜養(yǎng)殖量將增加18.34%；在0.50和0.75分位點(diǎn)處，人均經(jīng)營(yíng)草地面積每增加1 hm2，牧戶家畜養(yǎng)殖量將分別增加0.62%和0.66%；禁牧補(bǔ)助每增加1000元，牧戶家畜養(yǎng)殖量將分別減少2.68%和2.47%，而草畜平衡獎(jiǎng)勵(lì)每增加1000元，牧戶家畜養(yǎng)殖量將分別增加3.69%和2.50%（表4）。

個(gè)人特征和海拔對(duì)牧戶家畜養(yǎng)殖量無(wú)顯著影響?；貧w分析結(jié)果表明戶主年齡對(duì)牧戶家畜養(yǎng)殖量無(wú)顯著影響，而戶主受教育水平對(duì)家畜養(yǎng)殖量有微弱影響且僅針對(duì)小規(guī)模牧戶；外部環(huán)境因素中，海拔對(duì)牧戶家畜養(yǎng)殖量無(wú)顯著影響。海拔的OLS回歸系數(shù)不顯著，雖然分位數(shù)回歸系數(shù)在0.25、0.50和0.75分位點(diǎn)上通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，但系數(shù)值過(guò)小，對(duì)牧戶家畜養(yǎng)殖量的影響可忽略（表4）。

3 討論

3.1 養(yǎng)殖影響因素存在牧戶規(guī)模上的異質(zhì)性

牧戶家畜養(yǎng)殖規(guī)?？刂剖潜Ｗo(hù)草地生態(tài)，確保草地資源可持續(xù)利用的關(guān)鍵［17］。大量研究表明，作為一個(gè)理性“經(jīng)濟(jì)人”和草地的直接利用者，牧戶追求自有載畜量最大化是引起草地退化的主要原因，本研究發(fā)現(xiàn)牧戶養(yǎng)殖影響因素表現(xiàn)出在牧戶規(guī)模上的異質(zhì)性［6－7］。本研究使用分位數(shù)回歸分析法，將調(diào)查樣本按照分位點(diǎn)0.10、0.25、0.50和0.75分為小規(guī)模、中小規(guī)模、中等規(guī)模和大規(guī)模4種養(yǎng)殖牧戶（表4），研究不同規(guī)模牧戶的養(yǎng)殖影響因素，探究?jī)?nèi)在的異質(zhì)性。

首先在牧戶的家庭特征中，家庭勞動(dòng)力對(duì)家畜養(yǎng)殖量的顯著影響僅針對(duì)中小規(guī)模牧戶，而非牧就業(yè)收入占比的顯著影響僅針對(duì)小規(guī)模牧戶。就家庭勞動(dòng)力而言，在分位數(shù)回歸中，只在0.25的分位點(diǎn)上通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，估計(jì)結(jié)果表明對(duì)于中小規(guī)模牧戶，家庭勞動(dòng)力每增加1人，牧戶家畜養(yǎng)殖量將增加18.34%。這可能是因?yàn)橄噍^于小規(guī)模和大規(guī)模牧戶，中小規(guī)模牧戶擴(kuò)大養(yǎng)殖規(guī)模的愿望更強(qiáng)烈，在勞動(dòng)力充足而當(dāng)?shù)赜譀]有其他生計(jì)來(lái)源的情況下，其增加家畜養(yǎng)殖量的可能性也就更大；就非牧就業(yè)收入占比而言，分位數(shù)回歸的結(jié)果只在0.10的分位點(diǎn)上通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，估計(jì)結(jié)果表明對(duì)于小規(guī)模牧戶，非牧就業(yè)收入占比每增加1%，牧戶家畜養(yǎng)殖量將減少2.97%，這可能是因?yàn)樾∫?guī)模牧戶對(duì)畜牧業(yè)依賴程度低，更傾向于拓展其他生計(jì)渠道。

其次在牧戶草地經(jīng)營(yíng)特征中，人均經(jīng)營(yíng)草地面積對(duì)家畜養(yǎng)殖量的顯著影響針對(duì)中等及大規(guī)模牧戶，草原補(bǔ)獎(jiǎng)金額中草畜平衡獎(jiǎng)勵(lì)對(duì)家畜養(yǎng)殖量的顯著正向影響隨規(guī)模的擴(kuò)大而減弱，而禁牧補(bǔ)助對(duì)家畜養(yǎng)殖量的顯著負(fù)向影響僅針對(duì)中等及大規(guī)模牧戶。就人均經(jīng)營(yíng)草地面積而言，只在0.5和0.75分位點(diǎn)上通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，估計(jì)結(jié)果表明對(duì)于中等及大規(guī)模牧戶，人均經(jīng)營(yíng)草地面積每增加1 hm2，牧戶家畜養(yǎng)殖量將分別增加0.62%和0.66%。其原因?yàn)榧彝ト司?jīng)營(yíng)草地面積越大，意味著牧戶有更多的自然資本進(jìn)行畜牧生產(chǎn)，其家畜養(yǎng)殖量自然也就越多，調(diào)查發(fā)現(xiàn)家庭人均經(jīng)營(yíng)草地面積在30 hm2以上的牧戶家畜養(yǎng)殖量約為0～10 hm2的1.6倍。

就草原補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)叨?，草畜平衡?jiǎng)勵(lì)在0.10、0.25、0.50和0.75分位點(diǎn)均通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，估計(jì)結(jié)果表明草畜平衡獎(jiǎng)勵(lì)每增加1000元，隨著養(yǎng)殖規(guī)模的擴(kuò)大，牧戶家畜養(yǎng)殖量將依次增加4.69%、3.73%、3.69%和2.50%；禁牧補(bǔ)助只在0.50和0.75分位點(diǎn)上通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，估計(jì)結(jié)果表明對(duì)于中等及大規(guī)模牧戶，禁牧補(bǔ)助每增加1000元，牧戶家畜養(yǎng)殖量將分別減少2.68%和2.47%。說(shuō)明草原補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)呶茨苋〉昧己玫臏p畜效果，尤其在草畜平衡區(qū)出現(xiàn)了“不減反增”的現(xiàn)象，究其原因可能是凍原高山草地地理環(huán)境特殊，政策監(jiān)管比較困難，牧戶將補(bǔ)獎(jiǎng)金用于補(bǔ)給飼草料，反而增加了其抵御風(fēng)險(xiǎn)的能力。

以上分析，說(shuō)明各規(guī)模牧戶的養(yǎng)殖影響因素存在異質(zhì)性，不能將其一概而論。為實(shí)現(xiàn)草地資源可持續(xù)利用的最終目標(biāo)，需充分考慮牧戶規(guī)模的異質(zhì)性，針對(duì)不同規(guī)模牧戶采取差別化措施，發(fā)展適度規(guī)模養(yǎng)殖［18］，以期能夠有效減輕草地的載畜壓力。

3.2 牧戶養(yǎng)殖規(guī)模對(duì)自然因子的響應(yīng)大于人為因素

凍原高山草地區(qū)域地理位置較為特殊，極易受氣候變化和人為因素的雙重影響［19］。已有研究發(fā)現(xiàn)，氣候變暖會(huì)引起凍土地溫升高、分布下界抬升以及面積萎縮等，氣象因子對(duì)草地退化的貢獻(xiàn)相對(duì)高于人為影響因子［20］。本研究通過(guò)主成分分析法指出凍原高山草地上牧戶家畜養(yǎng)殖量的主導(dǎo)現(xiàn)實(shí)因素為自然因子（貢獻(xiàn)率36.27%），遠(yuǎn)超第二主成分—政策因子（貢獻(xiàn)率15.01%），即牧戶家畜養(yǎng)殖量的多寡主要受海拔、氣溫和降水等自然因素的限制，草地政策、教育背景以及就業(yè)環(huán)境對(duì)其有干擾但不起決定性作用。

以此結(jié)果為啟示，在生態(tài)環(huán)境相似的同一草地類組中，牧戶養(yǎng)殖規(guī)模大小受到自然因素的主要支配，在全國(guó)的草地放牧研究中，不同草地類組所具備的不同生產(chǎn)功能和自然環(huán)境，是否會(huì)對(duì)牧戶養(yǎng)殖規(guī)模產(chǎn)生更大的影響？如果存在影響，對(duì)不同草地類組采用同一種治理政策是否合理？因此，以草地類型作為切入口，在其他草地類組上開展牧戶養(yǎng)殖規(guī)模影響因素研究，可能是研究草地放牧問(wèn)題的新方向，可以為政府實(shí)事求是，因地施政解決過(guò)度放牧問(wèn)題提供科學(xué)依據(jù)。

4 結(jié)論

本研究以草地類型為切入口，探索了在凍原高山草地類組上牧戶養(yǎng)殖規(guī)模的影響因素。根據(jù)在青海凍原高山草地上調(diào)查獲取的牧戶數(shù)據(jù)，使用主成分分析識(shí)別出相關(guān)因素對(duì)牧戶家畜養(yǎng)殖規(guī)模影響，進(jìn)一步搭建經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型，通過(guò)分位數(shù)回歸分析得出不同規(guī)模牧戶家畜養(yǎng)殖量的影響因素和影響規(guī)律。研究發(fā)現(xiàn)：

1）對(duì)凍原高山草地類組牧戶家畜養(yǎng)殖規(guī)模貢獻(xiàn)率最大的4個(gè)因素分別是：自然因子、政策因子、教育因子和非牧因子。其中自然因子占主導(dǎo)地位，貢獻(xiàn)率為36.27%，政策因子、教育因子和非牧因子的貢獻(xiàn)率分別為15.01%、11.91%和10.45%。

2）由分位數(shù)回歸分析發(fā)現(xiàn)，凍原高山草地牧戶家畜養(yǎng)殖量存在牧戶規(guī)模上的異質(zhì)性，主要表現(xiàn)有：中等以下規(guī)模牧戶家畜養(yǎng)殖量受家庭勞動(dòng)力和非牧就業(yè)收入占比的顯著影響；中等及以上規(guī)模牧戶家畜養(yǎng)殖量受人均經(jīng)營(yíng)草地面積和草原補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)叩娘@著影響，同時(shí)補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)咧薪帘炔菪笃胶飧苓_(dá)到保護(hù)草地生態(tài)的目標(biāo)。

基于上述結(jié)論本研究提出以下兩點(diǎn)建議：一是增加牧區(qū)非牧就業(yè)機(jī)會(huì)，積極引導(dǎo)中等以下規(guī)模牧戶參與非牧就業(yè)，減少草地放牧壓力。由于民族、語(yǔ)言等現(xiàn)實(shí)原因，牧民很難走出去，需要適當(dāng)發(fā)展符合地區(qū)優(yōu)勢(shì)的特色二、三產(chǎn)業(yè)，實(shí)現(xiàn)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移。二是依托草原補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)撸哟髢鲈呱讲莸亟练秶?，在補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)上對(duì)中等及以上規(guī)模牧戶適當(dāng)傾斜。現(xiàn)行草原補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)咧饕窃诘貐^(qū)間實(shí)施差別化，忽視了不同類型草地生態(tài)價(jià)值和生態(tài)貢獻(xiàn)的差異，也未能考慮牧戶之間的異質(zhì)性，減畜效果差強(qiáng)人意。因此，在制定新的補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)邥r(shí)，應(yīng)在地區(qū)差異的基礎(chǔ)上，將草地類型和牧戶異質(zhì)性等納入考慮范疇，加大凍原高山草地禁牧范圍，并在補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)上對(duì)中等及以上規(guī)模牧戶適當(dāng)傾斜。