崔秀娟，楊婕妤，杜月紅，吳 茜，陳強(qiáng)強(qiáng),2

（1. 甘肅農(nóng)業(yè)大學(xué)財(cái)經(jīng)學(xué)院, 甘肅 蘭州 730070；2. 甘肅省區(qū)域農(nóng)業(yè)與產(chǎn)業(yè)組織研究中心, 甘肅 蘭州 730070）

生計(jì)即建立在能力、資產(chǎn)和活動(dòng)基礎(chǔ)上的謀生方式[1]。當(dāng)一種生計(jì)能夠應(yīng)對(duì)、并在風(fēng)險(xiǎn)和壓力下得到恢復(fù)，又能夠在當(dāng)前和未來(lái)不損壞自然資源基礎(chǔ)上保持甚至增強(qiáng)其能力和資本，這種生計(jì)才是可持續(xù)生計(jì)[2]。典型的國(guó)際發(fā)展部(Department for International Development, DFID)[3]可持續(xù)生計(jì)分析框架為生計(jì)可持續(xù)性研究提供了一種規(guī)范化的工具和系統(tǒng)化的思路[4]，得到學(xué)術(shù)界的廣泛認(rèn)可，并應(yīng)用于農(nóng)牧民生計(jì)可持續(xù)、生計(jì)脆弱性、生計(jì)策略選擇及影響因素等研究。

目前有基于DFID可持續(xù)分析框架對(duì)新疆深度貧困地區(qū)易地扶貧搬遷移民的生計(jì)資本的變化及可持續(xù)生計(jì)路徑進(jìn)行的分析和探索[5]；有針對(duì)西部綠洲流轉(zhuǎn)農(nóng)戶、河西走廊貧困農(nóng)戶以及青藏高原東部等不同區(qū)域資源環(huán)境條件下的農(nóng)牧民生計(jì)脆弱性及其影響因素進(jìn)行的評(píng)估分析[6-8]；有關(guān)于生計(jì)資本對(duì)不同類型農(nóng)戶收入影響的實(shí)證分析[9]，結(jié)果表明，物質(zhì)資本和金融資本是影響農(nóng)戶收入的關(guān)鍵影響因素。學(xué)者們基于不同視角也對(duì)生計(jì)策略類型進(jìn)行了研究。郭秀麗和楊彬如[10]根據(jù)甘南夏河縣牧區(qū)牧民生計(jì)活動(dòng)對(duì)已有資源的依賴性，將生計(jì)策略劃分為基本型、缺失型和發(fā)展型；以各項(xiàng)收入占家庭總收入的比重為依據(jù)，劉林和趙怡陽(yáng)[11]將農(nóng)區(qū)農(nóng)戶生計(jì)策略劃分為純農(nóng)型、農(nóng)兼型、兼農(nóng)型和非農(nóng)型，而久毛措和王暖[2]將農(nóng)牧交錯(cuò)區(qū)農(nóng)牧民生計(jì)策略劃分為以牧為主型、以農(nóng)為主型、以副業(yè)為主型和混合型4類；道日娜[12]依據(jù)農(nóng)牧民擁有的生計(jì)資本狀況和生計(jì)活動(dòng)類型，將農(nóng)牧交錯(cuò)區(qū)農(nóng)牧民生計(jì)策略劃分為農(nóng)業(yè)型和多樣化生計(jì)策略。關(guān)于生計(jì)策略選擇的影響因素研究，學(xué)者們普遍認(rèn)為生計(jì)資本是影響個(gè)人或家庭生計(jì)策略選擇的重要因素，且不同生計(jì)資本對(duì)生計(jì)策略的影響體現(xiàn)出分異性[2,12-14]。周麗[15]和涂麗[16]研究表明，自然資本、人力資本和物質(zhì)資本是影響農(nóng)戶生計(jì)策略選擇的關(guān)鍵因素；郭秀麗和楊彬如[10]強(qiáng)調(diào)，金融資本和社會(huì)資本對(duì)農(nóng)牧民生計(jì)策略選擇的影響；涂麗[16]分析了全國(guó)29個(gè)省市不同生計(jì)資本組合下的農(nóng)戶生計(jì)策略，認(rèn)為人力資本及其配置是影響農(nóng)戶生計(jì)策略選擇的決定性因素；伍艷[1]研究發(fā)現(xiàn)，自然資本和物質(zhì)資本是農(nóng)業(yè)專業(yè)型生計(jì)選擇的關(guān)鍵影響因素，而非農(nóng)型生計(jì)策略選擇主要受金融資本和社會(huì)資本的影響。

位于我國(guó)重要生態(tài)安全屏障祁連山東麓的天祝藏族自治縣(簡(jiǎn)稱天?？h)，是典型的農(nóng)牧交錯(cuò)區(qū)、生態(tài)脆弱區(qū)和多民族聚集區(qū)[17]。大量研究表明[2,4]，當(dāng)?shù)剞r(nóng)牧民不合理生計(jì)策略導(dǎo)致了嚴(yán)重的生態(tài)環(huán)境問(wèn)題，引起了社會(huì)的廣泛關(guān)注。針對(duì)祁連山生態(tài)環(huán)境突出問(wèn)題，國(guó)家采取了一系列的重錘整治舉措，極大地改善了草原生態(tài)環(huán)境，然而，農(nóng)牧民生計(jì)可持續(xù)問(wèn)題依舊突出[18-20]。因此，如何在保障生態(tài)安全和可持續(xù)的基礎(chǔ)上，評(píng)價(jià)農(nóng)牧民生計(jì)資本及其可持續(xù)性，分析生計(jì)資本對(duì)生計(jì)策略選擇的影響，進(jìn)而引導(dǎo)農(nóng)牧民選擇可持續(xù)生計(jì)策略，降低生計(jì)脆弱性，增強(qiáng)風(fēng)險(xiǎn)抵御能力，對(duì)實(shí)現(xiàn)生態(tài)生計(jì)雙贏的綠色可持續(xù)發(fā)展具有長(zhǎng)遠(yuǎn)的戰(zhàn)略意義。

以天?？h為研究對(duì)象，基于DFID可持續(xù)生計(jì)理論框架，構(gòu)建農(nóng)牧民生計(jì)資本指標(biāo)體系，采用分層抽樣法和隨機(jī)抽樣法對(duì)農(nóng)牧民進(jìn)行問(wèn)卷調(diào)查，運(yùn)用熵值法對(duì)農(nóng)牧民生計(jì)資本存量情況進(jìn)行評(píng)價(jià)，構(gòu)建二元Logistic模型，分析農(nóng)牧民生計(jì)策略選擇的影響因素，進(jìn)而為農(nóng)牧民可持續(xù)生計(jì)策略的選擇提供參考。

1 材料與方法

1.1 研究區(qū)域概況

天?？h位于祁連山東端，國(guó)土面積71.498 萬(wàn)hm2，其中，草原面積31.933 3 萬(wàn)hm2，耕地面積2.12 萬(wàn)hm2[21]，是典型的農(nóng)牧交錯(cuò)區(qū)和生態(tài)脆弱區(qū)，同時(shí)，是藏、漢、土等多民族聚集區(qū)，少數(shù)民族占總?cè)丝?23萬(wàn))的37.1%[22]。近年來(lái)，由于水資源無(wú)序利用、礦產(chǎn)資源粗放開(kāi)發(fā)、旅游活動(dòng)無(wú)視生態(tài)及過(guò)度放牧等人為干擾，草原荒漠化、沙化等生態(tài)問(wèn)題突出[19]，截止2020年底，天祝縣草地退化42.666 萬(wàn)hm2，沙化4.666 萬(wàn)hm2[21]。針對(duì)祁連山生態(tài)環(huán)境突出問(wèn)題，環(huán)境保護(hù)部會(huì)同原國(guó)家林業(yè)局多次做出批示，中央環(huán)保督察組開(kāi)展專項(xiàng)督查，中共中央辦公廳、國(guó)務(wù)院辦公廳發(fā)布了《甘肅祁連山國(guó)家自然保護(hù)區(qū)生態(tài)環(huán)境問(wèn)題的通報(bào)》。同時(shí)，國(guó)家和甘肅省接連出臺(tái)了《祁連山國(guó)家公園體制試點(diǎn)方案》、《甘肅祁連山國(guó)家級(jí)自然保護(hù)區(qū)管理?xiàng)l例》、《關(guān)于加強(qiáng)祁連山生態(tài)環(huán)境保護(hù)筑牢國(guó)家西部生態(tài)安全屏障監(jiān)督工作的意見(jiàn)》等一系列關(guān)于祁連山生態(tài)的治理政策法規(guī)，并持續(xù)健全完善草畜平衡獎(jiǎng)補(bǔ)和禁牧補(bǔ)助等政策及相應(yīng)的草原生態(tài)保護(hù)和治理運(yùn)作機(jī)制。上述系列政策措施下，草原生態(tài)環(huán)境得到極大地改善，但農(nóng)牧民生計(jì)可持續(xù)問(wèn)題依舊突出。因此，在保障祁連山生態(tài)安全和生態(tài)可持續(xù)發(fā)展的基礎(chǔ)上，引導(dǎo)農(nóng)牧民選擇可持續(xù)生計(jì)策略，提升生計(jì)能力、降低生計(jì)風(fēng)險(xiǎn)，對(duì)實(shí)現(xiàn)當(dāng)?shù)厣鷳B(tài)生計(jì)雙贏的綠色可持續(xù)發(fā)展具有重要的戰(zhàn)略意義。

1.2 數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究所用數(shù)據(jù)源于2020年8月草原生態(tài)補(bǔ)償政策下甘肅省農(nóng)牧民可持續(xù)生計(jì)研究課題組對(duì)天祝縣農(nóng)牧民生計(jì)狀況的調(diào)查。運(yùn)用分層次抽樣法選取半農(nóng)半牧區(qū)安遠(yuǎn)鎮(zhèn)和打柴溝鎮(zhèn)，純牧區(qū)西大灘鄉(xiāng)、哈溪鎮(zhèn)和抓喜秀龍鎮(zhèn)，非農(nóng)區(qū)抓喜秀龍鎮(zhèn)共5個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)14個(gè)村作為調(diào)查區(qū)域(表1)。每個(gè)村隨機(jī)抽取農(nóng)牧民20～25戶進(jìn)行入戶調(diào)查，共發(fā)放調(diào)查問(wèn)卷330份，剔除無(wú)效問(wèn)卷21份，最終回收有效問(wèn)卷309份，有效問(wèn)卷回收率93.64%，其中，半農(nóng)半牧型農(nóng)牧民104份(33.66%)，純牧型113份(36.57%)，非農(nóng)型92份(29.77%)。被訪戶的民族構(gòu)成為，漢族116戶占37.54%、藏族174戶占56.31%、土族19戶占6.15%。調(diào)查問(wèn)卷主要包括農(nóng)牧民基本情況，自然資源占有情況，物質(zhì)、人力、金融、社會(huì)資本擁有情況等內(nèi)容。受訪者的年齡介于19～82歲，戶主占72.78%，對(duì)其家庭情況了解全面，對(duì)問(wèn)卷涉及問(wèn)題的回答較為準(zhǔn)確、客觀，可信度較高。

表1 調(diào)研區(qū)域分布Table 1 Regional distribution of research

1.3 可持續(xù)生計(jì)框架構(gòu)建

1.3.1 生計(jì)資本指標(biāo)的選取

本研究基于DFID可持續(xù)生計(jì)分析框架，參考有關(guān)生計(jì)資本研究成果[1,2,5-16]，結(jié)合天祝縣實(shí)際，從自然資本、物質(zhì)資本、人力資本、社會(huì)資本和金融資本5個(gè)維度構(gòu)建涵蓋13項(xiàng)具體指標(biāo)的生計(jì)資本測(cè)評(píng)指標(biāo)體系。1)自然資本(N)是農(nóng)牧民為了維持生計(jì)所依靠的自然資源，因該研究區(qū)是農(nóng)牧交錯(cuò)區(qū)，故將自然資源的評(píng)價(jià)指標(biāo)量化為農(nóng)牧民擁有的人均草地面積(N1)和人均耕地面積(N2)。2)人力資本(H)是農(nóng)牧民為了追求不同的生計(jì)策略和實(shí)現(xiàn)生計(jì)目標(biāo)而投入的自身勞動(dòng)能力、健康、知識(shí)和技能等，本研究通過(guò)家庭勞動(dòng)力人數(shù)(N1)、勞動(dòng)力健康狀況(N2)以及勞動(dòng)力受教育程度(N3)來(lái)表征。3)物質(zhì)資本(M)是農(nóng)牧民維持生計(jì)所需要的基礎(chǔ)設(shè)施及生產(chǎn)工具，因天祝縣不同民族住房狀況差異較大，牲畜數(shù)量直接影響農(nóng)牧民生計(jì)選擇，故選擇住房狀況(M1)和牲畜數(shù)量(M2)進(jìn)行評(píng)價(jià)。4)社會(huì)資本(S)反映農(nóng)牧民獲取、利用各種社會(huì)資源的能力，主要體現(xiàn)為是否參加合作社(S1)和獲得非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)大小(S2)。5)金融資本(F)主要是流動(dòng)資金、儲(chǔ)備資金以及容易變現(xiàn)的等價(jià)物，本研究選取農(nóng)牧民收入主要來(lái)源(F1)、家庭現(xiàn)有儲(chǔ)蓄金額(F2)、資金補(bǔ)助(F3) (每年度獲得的政府救助和補(bǔ)助金額)以及獲得貸款的難易程度(F4) 4個(gè)指標(biāo)來(lái)量化，具體指標(biāo)體系如表2所列。

表2 農(nóng)牧民生計(jì)資本測(cè)評(píng)指標(biāo)及賦值Table 2 Farmers’ and herdsmen's livelihood capital measurement indicators and assigned values

1.3.2 生計(jì)策略類型劃分

生計(jì)策略是人們?yōu)閷?shí)現(xiàn)生計(jì)目標(biāo)進(jìn)行的資產(chǎn)利用配置和經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的選擇。生計(jì)資本是生計(jì)策略選擇和抵御風(fēng)險(xiǎn)的基礎(chǔ)[23]。綜合農(nóng)牧民生計(jì)策略類型劃分相關(guān)研究[2,10-12]，基于農(nóng)牧交錯(cuò)區(qū)生態(tài)狀況、農(nóng)牧戶各類生計(jì)活動(dòng)收入所占比重以及多民族聚集特征，本研究將農(nóng)牧民生計(jì)策略類型劃分為純牧型、半農(nóng)半牧型、非農(nóng)型3種(表3)。1)純牧型：家庭收入主要以畜牧養(yǎng)殖為主，占家庭總收入的80%以上。2)半農(nóng)半牧型：家庭收入主要以種植和養(yǎng)殖組成，種植和養(yǎng)殖分別占家庭總收入的30%～40%以上，兩者總和占家庭總收入的80%以上。3)非農(nóng)型：家庭主要收入來(lái)源為個(gè)體經(jīng)營(yíng)、交通運(yùn)輸服務(wù)、工資收入或務(wù)工，且占總收入的80%以上。

表3 基于收入結(jié)構(gòu)的農(nóng)戶生計(jì)策略類型劃分結(jié)果Table 3 Results of the classification of farm household livelihood strategy types based on income structure

1.4 研究方法

1.4.1 熵值法

運(yùn)用熵值法[11]計(jì)算各生計(jì)資本的熵值、權(quán)重以及各生計(jì)資本值。

求熵值：計(jì)算第j項(xiàng)評(píng)價(jià)指標(biāo)的熵值ej。

計(jì)算權(quán)重：計(jì)算第j項(xiàng)評(píng)價(jià)指標(biāo)的權(quán)重Wj。

生計(jì)資本指數(shù)：根據(jù)各指標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)化值和權(quán)重計(jì)算農(nóng)牧民生計(jì)資本指數(shù)。

式中：Fj為生計(jì)資本指數(shù)；Wij為第i類生計(jì)資本第j項(xiàng)指標(biāo)的權(quán)重；Pij為第i類生計(jì)資本第j項(xiàng)指標(biāo)的標(biāo)準(zhǔn)化值。

1.4.2 二元Logistic回歸模型

通過(guò)構(gòu)建二元Logistic回歸模型分析影響不同類型生計(jì)策略選擇的因子。在二元Logistic回歸模型中將農(nóng)牧民的5大生計(jì)資本作為自變量(X)，將3種生計(jì)策略作為因變量(Y)。將某一類型的生計(jì)策略賦值為1，其余兩種類型賦值0。例如，在分析純牧型生計(jì)策略選擇影響因子時(shí)，將純牧型生計(jì)策略賦值為1，半農(nóng)半牧型和非農(nóng)型生計(jì)策略賦值為0，以此類推，構(gòu)建半農(nóng)半牧型和非農(nóng)型的二元Logistic回歸模型[23-24]。

式中：Y為被解釋變量；Pi=P{y= 1/X1，X2，···，Xk}代表某種生計(jì)策略的選擇發(fā)生的概率；Xki為解釋變量，代表影響農(nóng)牧民生計(jì)策略選擇的各影響因素；β為待估計(jì)系數(shù)。

2 結(jié)果與分析

根據(jù)公式(1)～(3)計(jì)算出不同生計(jì)策略的農(nóng)牧民生計(jì)資本評(píng)價(jià)指標(biāo)的權(quán)重及生計(jì)資本值(表4)，并運(yùn)用單因素分析方法和二元Logistic回歸模型，分析農(nóng)牧民生計(jì)策略選擇的影響因素。

2.1 不同生計(jì)類型農(nóng)牧民生計(jì)資本分析

從不同生計(jì)類型農(nóng)牧民擁有的生計(jì)資本看(表4)，純牧型生計(jì)策略的5項(xiàng)生計(jì)資本得分排序?yàn)椋鹤匀毁Y本(0.383 0) ＞ 人力資本(0.226 1) ＞ 物質(zhì)資本(0.199 5) ＞金融資本(0.102 0) ＞ 社會(huì)資本(0.089 4)。自然資本和人力資本是農(nóng)牧民選擇純牧型生計(jì)策略最重要的資本，社會(huì)資本是最大短板。純牧型生計(jì)策略的農(nóng)牧民家庭平均擁有勞動(dòng)力4人·戶-1，人均草地面積1.321 hm2，相對(duì)豐富的資源為發(fā)展養(yǎng)殖業(yè)提供了堅(jiān)實(shí)的資源基礎(chǔ)。據(jù)調(diào)查72%的農(nóng)牧民能夠積極參加政府開(kāi)展的各類養(yǎng)殖技術(shù)培訓(xùn)，有力推動(dòng)了以合作社為主的養(yǎng)殖方式的轉(zhuǎn)型。政府也結(jié)合脫貧攻堅(jiān)為農(nóng)牧民提供了異地搬遷安置住房，極大地提升了物質(zhì)資本。同時(shí)，當(dāng)?shù)夭菰鷳B(tài)補(bǔ)償政策(草畜平衡補(bǔ)助0.223元·hm-2，禁牧補(bǔ)助1.447元·hm-2)增加了農(nóng)牧民家庭收入，降低了生計(jì)風(fēng)險(xiǎn)，促進(jìn)了金融資本的提高。然而，較半農(nóng)半牧型和非農(nóng)型，純牧型農(nóng)牧民整體受教育程度偏低、老齡化突出，獲得非農(nóng)就業(yè)能力較弱，強(qiáng)化了對(duì)當(dāng)?shù)匦竽琉B(yǎng)殖業(yè)的依賴。農(nóng)牧民對(duì)合作社的參與積極性不高，僅37%的農(nóng)牧民積極參加當(dāng)?shù)睾献魃?，大多?shù)農(nóng)牧民仍采用傳統(tǒng)的小規(guī)模養(yǎng)殖方式，生計(jì)風(fēng)險(xiǎn)抵御能力較低，制約了社會(huì)資本的提高。

表4 不同類型農(nóng)牧民生計(jì)資本Table 4 Livelihood capital for different types of farmers and herders

對(duì)于半農(nóng)半牧型生計(jì)策略而言，該類型農(nóng)牧民同時(shí)擁有草地和耕地兩種自然資源，從事畜牧養(yǎng)殖和種植雙重生計(jì)活動(dòng)，較為多樣的自然資本促使生計(jì)類型多樣化，增強(qiáng)了生計(jì)風(fēng)險(xiǎn)抵御能力。政府對(duì)畜牧養(yǎng)殖業(yè)技術(shù)的大力扶持，加快了種養(yǎng)殖技術(shù)的提高和牲畜品種的改良，提高了牲畜存活率，增加了養(yǎng)殖收入，極大地提升了物質(zhì)資本。為增強(qiáng)農(nóng)牧民人力資本和社會(huì)資本，政府積極舉辦公益技能培訓(xùn)，如種養(yǎng)殖技術(shù)、廚師和電焊培訓(xùn)等，增強(qiáng)了就業(yè)能力，加快了“農(nóng)轉(zhuǎn)非”步伐，拓寬了農(nóng)牧民就業(yè)渠道。實(shí)地調(diào)研表明，通過(guò)培訓(xùn)獲得一技之長(zhǎng)的青年農(nóng)牧民表現(xiàn)出強(qiáng)烈的從事非農(nóng)就業(yè)的偏好，促進(jìn)了當(dāng)?shù)厝肆Y源的優(yōu)化配置和人力資本與社會(huì)資本的提高。另外，草原補(bǔ)助獎(jiǎng)勵(lì)政策成為農(nóng)牧民收入的有效補(bǔ)充，降低了生計(jì)風(fēng)險(xiǎn)，促進(jìn)了金融資本的提高。然而，此類型農(nóng)牧民獲得貸款難度較大，種養(yǎng)殖規(guī)模的擴(kuò)大或投資經(jīng)商的資金后盾不足，也極大地制約了金融資本的提高。

較前兩種生計(jì)策略，非農(nóng)型生計(jì)策略的農(nóng)牧民草原和耕地資源匱乏，自然資本綜合評(píng)價(jià)值僅為0.079 5，稀缺的自然資本極大地制約了物質(zhì)資本的提升。但相較于其他兩種類型農(nóng)牧民，非農(nóng)型農(nóng)牧民的住房狀況較好，在一定程度上也促進(jìn)了物質(zhì)資本的提升。非農(nóng)型農(nóng)牧民擁有相對(duì)豐富的金融資本，綜合評(píng)價(jià)值為0.356 4，分別是純牧型和半農(nóng)半牧型金融資本的3.49倍和4.42倍。該類型農(nóng)牧民受教育程度相對(duì)較高、年輕化、健康狀況較好，接受新理念、新技術(shù)的能力較強(qiáng)，獲得非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)能力強(qiáng)，調(diào)查結(jié)果表明，83%的農(nóng)牧民依靠經(jīng)商獲得收入，同時(shí)，國(guó)家提供的各種小微企業(yè)金融扶持政策，極大地促進(jìn)了小微企業(yè)發(fā)展，提供了更多非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)，增加了非農(nóng)收入，提高了金融資本。

2.2 生計(jì)資本對(duì)生計(jì)策略選擇的影響分析

2.2.1 生計(jì)策略影響因子分析

針對(duì)不同類型的生計(jì)策略，運(yùn)用SPSS 25.0對(duì)農(nóng)牧民家庭生計(jì)資本影響因子進(jìn)行評(píng)價(jià)。分別以純牧型、半農(nóng)半牧型和非農(nóng)型3種生計(jì)策略為因變量，以表2中的13項(xiàng)生計(jì)資本測(cè)量指標(biāo)為自變量，進(jìn)行單因素方差分析(表5)。結(jié)果顯示，勞動(dòng)力健康狀況(H2)、參加合作社(S1)、家庭現(xiàn)有儲(chǔ)蓄(F2)和獲得貸款的難易程度(F4) 4個(gè)因子對(duì)于不同生計(jì)類型組別無(wú)顯著性差異(P＞ 0.1)，故剔除，其余9個(gè)因子對(duì)于不同組別有顯著性差異(P＜ 0.1)。其中，勞動(dòng)力受教育程度、人均草地面積、牲畜數(shù)量和家庭主要收入來(lái)源4個(gè)因子在3種生計(jì)策略中共同具有極顯著差異(P＜ 0.01)。人均耕地面積因子在純牧型和非農(nóng)型生計(jì)策略中同時(shí)具有極顯著差異(P＜ 0.01)；資金補(bǔ)助因子在純牧型和半農(nóng)半牧型生計(jì)策略中具有極顯著差異(P＜ 0.01)；獲得非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)、住房狀況兩個(gè)因子在半農(nóng)半牧型和非農(nóng)型生計(jì)策略中具有極顯著差異(P＜ 0.01)。

表5 生計(jì)策略單因素方差分析Table 5 One way ANOVA of livelihood strategy

2.2.2 不同類型生計(jì)策略影響因子分析1)純牧型生計(jì)策略影響因子

對(duì)單因素方差分析得出的9個(gè)具有顯著性差異的因子進(jìn)行相關(guān)性分析得出，勞動(dòng)力受教育程度、人均草地面積、住房狀況和家庭主要收入來(lái)源4個(gè)因子與其他因子強(qiáng)相關(guān)(R＞ 0.7)，因此將這4個(gè)因子剔除，最終選擇了5個(gè)因子作為自變量，以生計(jì)策略純牧型為因變量進(jìn)行二元Logistic回歸分析(表6)。

牲畜數(shù)量和人均草地面積對(duì)于純牧型生計(jì)策略產(chǎn)生顯著的正向影響，獲得非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)大小對(duì)于純牧型生計(jì)策略產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響(表6)。牲畜數(shù)量正向影響純牧型生計(jì)策略的選擇(P＜ 0.01)，近年來(lái)畜牧業(yè)的發(fā)展較好，畜牧產(chǎn)品的價(jià)格高且穩(wěn)定，保障并增加了農(nóng)牧民的收入；政府對(duì)畜牧養(yǎng)殖業(yè)的大力扶持，帶動(dòng)了先進(jìn)養(yǎng)殖技術(shù)的推廣力度和養(yǎng)殖合作社示范點(diǎn)帶動(dòng)作用發(fā)揮，養(yǎng)殖技術(shù)不斷提高，投入不斷減少，產(chǎn)出不斷增加。然而，調(diào)查中發(fā)現(xiàn)，小養(yǎng)殖戶養(yǎng)殖合作社參與率低，養(yǎng)殖方式仍然比較傳統(tǒng)，養(yǎng)殖規(guī)模較小。人均草地面積正向影響純牧型生計(jì)策略的選擇(P＜ 0.05)，選擇純牧型生計(jì)策略的農(nóng)牧民自然資源相對(duì)豐富，有充足的草地資源發(fā)展養(yǎng)殖，保障了農(nóng)牧民的生計(jì)，但近年來(lái)天?？h草原荒漠化、沙化現(xiàn)象嚴(yán)重，草原生態(tài)脆弱，成為制約養(yǎng)殖業(yè)規(guī)模發(fā)展的一個(gè)重要因素。獲得非農(nóng)業(yè)就業(yè)機(jī)會(huì)大小負(fù)向影響純牧型生計(jì)策略的選擇(P＜0.05)。選擇純牧型生計(jì)策略的農(nóng)牧民中，83%的農(nóng)牧民不愿選擇其他就業(yè)方式，究其原因，農(nóng)牧民擁有的草地面積越大，養(yǎng)殖牲畜數(shù)量越多，生計(jì)就越有保障，選擇非農(nóng)就業(yè)的意愿就越低。但有17%年輕且有知識(shí)技能的農(nóng)牧民愿意選擇其他的就業(yè)方式，其原因是草地資源較少不夠維持生計(jì)或?yàn)樽优@得更好的教育資源，放棄養(yǎng)殖進(jìn)城陪讀，選擇了非農(nóng)就業(yè)方式。

表6 純牧型生計(jì)策略具體生計(jì)資本影響因子的分析Table 6 Analysis of specific livelihood capital influencing factors of pure grazing type livelihood strategy

2)半農(nóng)半牧型生計(jì)策略影響因子

對(duì)單因素方差分析得出的9個(gè)具有顯著性差異的因子進(jìn)行相關(guān)性分析，發(fā)現(xiàn)對(duì)于半農(nóng)半牧型生計(jì)策略中并未發(fā)現(xiàn)強(qiáng)相關(guān)因子，因此將這9個(gè)因子全部放入二元logistic回歸方程中作為自變量，以生計(jì)策略半農(nóng)半牧型為因變量進(jìn)行二元Logistic回歸分析(表7)。

表7 半農(nóng)半牧型生計(jì)策略具體生計(jì)資本影響因子的分析Table 7 Analysis of livelihood capital influencing factors of semi farming and semi type livelihood strategy

人均耕地面積(P＜ 0.05)、人均草地面積(P＜0.01)、家庭主要收入來(lái)源(P＜ 0.01)和資金補(bǔ)助(P＜0.05)，對(duì)于半農(nóng)半牧型生計(jì)策略產(chǎn)生顯著的正向影響，勞動(dòng)力受教育程度對(duì)于半農(nóng)半牧型生計(jì)策略產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響(P＜ 0.01)。選擇半農(nóng)半牧型生計(jì)策略的農(nóng)牧民也擁有較為充足的草地和耕地面積，既從事養(yǎng)殖又從事種植，家庭收入來(lái)源多樣化，選擇養(yǎng)殖和種植的意愿比較強(qiáng)烈。資金補(bǔ)助在5%水平上顯著正向影響半農(nóng)半牧型生計(jì)策略的選擇，在草原生態(tài)補(bǔ)償機(jī)制下，政府給予農(nóng)牧民的禁牧補(bǔ)助、草畜平衡獎(jiǎng)勵(lì)、養(yǎng)殖補(bǔ)貼、種植補(bǔ)貼等補(bǔ)助，有效增加了農(nóng)牧民的收入，補(bǔ)貼越多，農(nóng)牧民選擇種植養(yǎng)殖的意愿就越強(qiáng)。勞動(dòng)力受教育程度在1%水平上顯著負(fù)向影響半農(nóng)半牧型生計(jì)策略的選擇，調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，家庭勞動(dòng)力中文盲占29%，小學(xué)至初中文化程度占54%，高中及以上文化程度僅占17%，勞動(dòng)力受教育程度整體偏低，從而導(dǎo)致當(dāng)?shù)貏趧?dòng)力接受養(yǎng)殖等新技術(shù)培訓(xùn)的能力較弱，制約了選擇生計(jì)多樣性的能力。

3)非農(nóng)型生計(jì)策略具體生計(jì)資本影響因子

對(duì)單因素方差分析得出的9個(gè)具有顯著性差異的因子進(jìn)行相關(guān)性分析，發(fā)現(xiàn)對(duì)于非農(nóng)型生計(jì)策略中并未發(fā)現(xiàn)強(qiáng)相關(guān)因子，因此分別將這9個(gè)因子全部放入二元logistic回歸方程中作為自變量，以生計(jì)策略非農(nóng)型為因變量進(jìn)行二元Logistic回歸分析(表8)。

獲得非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)大小(P＜ 0.1)、勞動(dòng)力受教育程度(P＜ 0.05)和住房狀況(P＜ 0.01)，對(duì)于非農(nóng)型生計(jì)策略產(chǎn)生顯著的正向影響，牲畜數(shù)量(P＜0.01)、人均耕地面積(P＜ 0.05)、人均草地面積(P＜0.05)和資金補(bǔ)助(P＜ 0.05)對(duì)非農(nóng)型生計(jì)策略產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響(表8)。選擇非農(nóng)型生計(jì)策略的農(nóng)牧民因自然資本稀缺，加之水資源短缺、土地沙化、鹽堿化嚴(yán)重，種植和養(yǎng)殖成本高昂，獲得的資金補(bǔ)助也較少甚至無(wú)資金補(bǔ)助。相反，獲得非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)大小正向影響非農(nóng)型生計(jì)策略的選擇，基于稀缺的自然資本，難以依靠種植養(yǎng)殖維持生計(jì)，迫使他們選擇非農(nóng)就業(yè)方式獲得收入維持生計(jì)。勞動(dòng)力受教育程度正向影響非農(nóng)型生計(jì)策略的選擇，調(diào)查結(jié)果顯示，選擇非農(nóng)型生計(jì)策略的農(nóng)牧民受教育程度較其他兩種生計(jì)策略相對(duì)較高，就業(yè)能力較強(qiáng)，接受新理念學(xué)習(xí)新技術(shù)的能力較強(qiáng)，他們通過(guò)非農(nóng)就業(yè)方式以獲得收入的幾率越大。住房狀況正向影響非農(nóng)型生計(jì)策略的選擇，選擇非農(nóng)型生計(jì)策略的農(nóng)牧民生活條件相對(duì)于其他兩種生計(jì)策略較為富裕，住房狀況較好，生計(jì)狀況也相對(duì)較好。

表8 非農(nóng)型生計(jì)策略具體生計(jì)資本影響因子的分析Table 8 Analysis of specific livelihood capital influencing factors of non-agricultural type livelihood strategy

3 討論

已有基于農(nóng)牧民生計(jì)活動(dòng)對(duì)已有資源的依賴性、生計(jì)活動(dòng)收入占家庭總收入的比重、農(nóng)牧民擁有的生計(jì)資本狀況等不同視角對(duì)牧區(qū)[10]、農(nóng)區(qū)[11]、農(nóng)牧交錯(cuò)區(qū)[2,12]等不同研究區(qū)域類型的農(nóng)牧民生計(jì)策略類型進(jìn)行了卓有成效的研究。本研究充分借鑒已有劃分標(biāo)準(zhǔn)和依據(jù)，同時(shí)充分考慮到研究區(qū)農(nóng)牧民生計(jì)現(xiàn)狀及主體功能定位和多民族聚集現(xiàn)狀等多維實(shí)際因素，將天?？h農(nóng)牧交錯(cuò)區(qū)農(nóng)牧民生計(jì)策略類型劃分為純牧型、半農(nóng)半牧型、非農(nóng)型3種，并實(shí)證分析了不同生計(jì)資本對(duì)生計(jì)策略選擇的影響。

諸多研究表明[4,23]，農(nóng)牧民是否擁有稟賦的自然資本是影響農(nóng)牧民選擇純農(nóng)型、純牧型和非農(nóng)型生計(jì)方式的關(guān)鍵影響因素。本研究表明，草地、耕地、牲畜等自然資本和物質(zhì)資本是影響農(nóng)牧民選擇生計(jì)策略的關(guān)鍵影響因素，農(nóng)牧民擁有的草地和耕地自然資源越稟賦，農(nóng)牧民則越傾向于選擇純牧型和半農(nóng)半牧型的生計(jì)策略，農(nóng)牧民賴以生存的自然資源匱乏不足以維持生計(jì)時(shí)，則農(nóng)牧民越傾向于選擇非農(nóng)型生計(jì)策略以維持生計(jì)。這與以上學(xué)者的研究結(jié)論相一致。除此之外，住房狀況對(duì)于非農(nóng)型生計(jì)策略的選擇具有促進(jìn)作用，這與久毛措和王暖[2]、劉林和趙怡陽(yáng)[11]研究所得住房狀況對(duì)農(nóng)牧民生計(jì)策略由純農(nóng)型向農(nóng)兼型、兼農(nóng)型以及混合型轉(zhuǎn)型具有促進(jìn)作用的結(jié)論相吻合。自然資本和物質(zhì)資本是影響農(nóng)牧民生計(jì)策略選擇的關(guān)鍵影響因素。因此，政府應(yīng)加大草原生態(tài)環(huán)境保護(hù)宣傳和執(zhí)行力度，加強(qiáng)農(nóng)牧民生態(tài)保護(hù)理念的培育。同時(shí)，加快草地流轉(zhuǎn)、促進(jìn)產(chǎn)業(yè)組織創(chuàng)新和農(nóng)牧業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，推動(dòng)農(nóng)牧交錯(cuò)區(qū)農(nóng)業(yè)與畜牧業(yè)融合發(fā)展，夯實(shí)農(nóng)牧民生計(jì)資本。

研究表明[4,12,23]，擁有更廣泛的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、更強(qiáng)的非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)獲得能力以及受教育程度更高的農(nóng)戶，更偏好于由純牧型向非農(nóng)型轉(zhuǎn)化，其生計(jì)策略也呈現(xiàn)出多樣型特征。本研究表明以非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)獲取能力為表征的社會(huì)資本在5%水平顯著負(fù)向影響純牧型生計(jì)選擇，而在10%水平顯著正向作用于非農(nóng)型生計(jì)的選擇。同時(shí)，選擇非農(nóng)型生計(jì)策略的農(nóng)牧民受教育程度較純牧型和半農(nóng)半牧型兩種生計(jì)策略農(nóng)牧民相對(duì)較高，就業(yè)能力較強(qiáng)，接受新理念學(xué)習(xí)新技術(shù)的能力較強(qiáng)，通過(guò)非農(nóng)就業(yè)方式獲得收入的幾率越大。這與以上學(xué)者關(guān)于社會(huì)資本和人力資本對(duì)生計(jì)策略選擇的研究結(jié)論相一致。因此，政府應(yīng)加大人力資本投入，注重農(nóng)牧民職業(yè)技能教育，提升人力資本。各類合作組織進(jìn)一步健全運(yùn)行機(jī)制，激發(fā)農(nóng)牧民參與合作組織的積極性，拓寬其社會(huì)關(guān)系網(wǎng)，增強(qiáng)社會(huì)資本存量。

趙文娟等[23]研究表明，農(nóng)牧民金融資本越高，其選擇非農(nóng)型生計(jì)策略的概率越大。而本研究發(fā)現(xiàn)，政府各類資金補(bǔ)助正向影響半農(nóng)半牧型生計(jì)策略的選擇，負(fù)向影響非農(nóng)型生計(jì)策略的選擇。這與趙文娟等關(guān)于金融資本對(duì)生計(jì)策略選擇的研究結(jié)論相左。究其原因，處于農(nóng)牧交錯(cuò)區(qū)以及多民族聚集區(qū)的天?？h，在草原生態(tài)補(bǔ)償政策下，政府根據(jù)草原和耕地面積給予農(nóng)牧民禁牧補(bǔ)助、草畜平衡獎(jiǎng)勵(lì)、養(yǎng)殖補(bǔ)貼、種植補(bǔ)貼等補(bǔ)助，農(nóng)牧民擁有的自然資本越多，補(bǔ)貼越多，豐富的自然資本強(qiáng)化了對(duì)種植養(yǎng)殖的選擇。選擇非農(nóng)型生計(jì)策略的農(nóng)牧民因自然資本稀缺，獲得的資金補(bǔ)助也較少，無(wú)形之中促使農(nóng)牧民轉(zhuǎn)向非農(nóng)就業(yè)方式。因此，針對(duì)純牧型和半農(nóng)半牧型農(nóng)牧民，應(yīng)持續(xù)完善當(dāng)前草原補(bǔ)助獎(jiǎng)勵(lì)政策，繼續(xù)加大各項(xiàng)資金補(bǔ)貼力度，對(duì)非農(nóng)型農(nóng)牧民強(qiáng)化落實(shí)各項(xiàng)惠民金融扶持政策，提升金融資本。

現(xiàn)有學(xué)者基于DFID可持續(xù)生計(jì)理論框架，對(duì)農(nóng)牧民生計(jì)可持續(xù)[5]、生計(jì)風(fēng)險(xiǎn)[10]、生計(jì)策略選擇[1-2]和生計(jì)轉(zhuǎn)型[11]等進(jìn)行了卓有成效的研究。本研究基于DFID可持續(xù)生計(jì)理論框架，構(gòu)建適用于農(nóng)牧交錯(cuò)區(qū)和多民族聚集區(qū)的可持續(xù)生計(jì)分析框架，分析了影響農(nóng)牧民生計(jì)選擇的關(guān)鍵因子?？梢?jiàn)，DFID可持續(xù)生計(jì)理論框架為生計(jì)可持續(xù)性研究提供了一種規(guī)范化的工具和系統(tǒng)化的思路，得到學(xué)術(shù)界的廣泛認(rèn)可和應(yīng)用，并在實(shí)踐中不斷發(fā)展與完善。

4 結(jié)論

基于DFID可持續(xù)生計(jì)理論框架，以祁連山農(nóng)牧交錯(cuò)區(qū)天?？h為研究對(duì)象，實(shí)證研究了農(nóng)牧民生計(jì)策略選擇及其影響因素。結(jié)果表明：1)牲畜、耕地或草地等物質(zhì)資本和自然資本是農(nóng)牧民賴以生存的物質(zhì)基礎(chǔ)，且顯著正向影響純牧型和半農(nóng)半牧型生計(jì)策略的選擇，負(fù)向影響非農(nóng)型生計(jì)策略的選擇；農(nóng)牧民的住房狀況對(duì)于非農(nóng)型生計(jì)策略的選擇具有顯著正向作用。2)以非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)獲取能力為代表的社會(huì)資本負(fù)向影響純牧型生計(jì)選擇，而正向作用于非農(nóng)型生計(jì)的選擇。3)金融資本中禁牧補(bǔ)助、草畜平衡獎(jiǎng)勵(lì)等資金補(bǔ)助有助于半農(nóng)半牧型生計(jì)策略的選擇，負(fù)向影響非農(nóng)型生計(jì)策略的選擇。4)農(nóng)牧民受教育程度對(duì)半農(nóng)半牧型生計(jì)策略的選擇有負(fù)向作用，對(duì)非農(nóng)型生計(jì)策略的選擇有正向影響。