占菁，薛樂業(yè)，周紅偉，徐佳，朱臻

（1.開化縣林業(yè)局，浙江 開化 324300；2.浙江農(nóng)林大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，浙江 杭州 311300；3.開化縣林山鄉(xiāng)農(nóng)業(yè)農(nóng)村辦公室，浙江 開化 324300；4.衢州市資源規(guī)劃局，浙江 衢州 32400）

錢江源國家公園于2016 年6 月成為國家公園體制試點區(qū)，總面積為252 km2，由原來的錢江源國家森林公園、古田山國家級自然保護區(qū)、錢江源省級風(fēng)景名勝區(qū)及三個自然保護地之間連接地帶整合形成[1]。錢江源國家公園中林地面積共有23 133.3 hm2，其中集體林地面積有18 333.3 hm2，占79.3%。2019 年，錢江源國家公園管理局開展了集體林地地役權(quán)改革，對劃入的林地給予723 元·hm-2的地役權(quán)補償。通過兌現(xiàn)一定的地役權(quán)改革補償金形式，實現(xiàn)了錢江源國家公園范圍內(nèi)重要自然資源的統(tǒng)一管理。錢江源國家公園內(nèi)實施生態(tài)補償?shù)膶嵸|(zhì)是妥善處理保護和發(fā)展之間的矛盾。一方面，當?shù)厣絽^(qū)居民仍將傳統(tǒng)農(nóng)林業(yè)生產(chǎn)作為重要生計來源，現(xiàn)有統(tǒng)一的生態(tài)補償標準（2020 年補償標準為公益林補償600 元·hm-2·a-1、地役權(quán)補償723 元·hm-2·a-1）與受償主體現(xiàn)實需求的異質(zhì)性存在矛盾；另一方面，隨著大量農(nóng)業(yè)勞動力向非農(nóng)行業(yè)轉(zhuǎn)移，非農(nóng)收入對農(nóng)民收入貢獻率不斷上升導(dǎo)致了農(nóng)戶對土地的依賴性減弱，從而對農(nóng)戶生態(tài)補償受償意愿產(chǎn)生影響[2]，也將影響國家公園補償機制的政策落實效果。因此，開展錢江源國家公園內(nèi)非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)戶生態(tài)補償受償意愿的影響研究對于探索解決自然保護地經(jīng)濟和生態(tài)協(xié)調(diào)發(fā)展、完善生態(tài)補償政策、改善農(nóng)戶收入具有研究價值和現(xiàn)實意義。

生態(tài)補償機制作為自然保護地資源環(huán)境管理的重要組成部分，國內(nèi)外一些學(xué)者已經(jīng)展開研究。國外一些學(xué)者從農(nóng)戶行為意愿角度出發(fā)研究農(nóng)戶生態(tài)補償受償意愿的影響因素[3-5]；國內(nèi)學(xué)者則從成本收益、政策手段、農(nóng)戶異質(zhì)性圍繞國內(nèi)重點生態(tài)工程和重點流域?qū)r(nóng)戶生態(tài)補償受償意愿進行探討[6-9]，討論了生態(tài)補償機制的設(shè)計和政策支持問題[10-11]。國內(nèi)外的研究雖然已形成一定的基礎(chǔ)，但仍存在以下不足：第一，農(nóng)戶生態(tài)補償受償意愿行為不僅受生態(tài)補償標準的影響也可能受到生態(tài)補償方式的影響，現(xiàn)有研究缺乏綜合的考慮；第二，從非農(nóng)就業(yè)視角解讀對農(nóng)戶生態(tài)補償受償意愿影響重要但又相對缺乏；第三，由于自然保護地體系構(gòu)建處于全面調(diào)整和深化改革階段，現(xiàn)有研究較少關(guān)注自然保護地內(nèi)的農(nóng)戶生態(tài)補償機制，自然保護地生態(tài)補償制度仍存在諸多短板。

為此，本文以錢江源國家公園體制試點內(nèi)生態(tài)補償為例，在理論分析的基礎(chǔ)上，分別從非農(nóng)就業(yè)穩(wěn)定性、非農(nóng)就業(yè)收入及非農(nóng)就業(yè)時間占比三個維度反映非農(nóng)就業(yè)狀況，從生態(tài)補償受償方式和生態(tài)補償受償標準兩個維度來反映農(nóng)戶生態(tài)補償受償意愿狀況，使用錢江源國家公園體制試點內(nèi)13 個村263 戶農(nóng)戶問卷調(diào)查數(shù)據(jù)進行描述性統(tǒng)計分析和運用計量模型實證分析非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)戶生態(tài)補償受償意愿的影響，為完善自然保護地生態(tài)補償機制提供現(xiàn)實依據(jù)，可有效彌補現(xiàn)有研究的不足。

1 分析框架、研究方法和數(shù)據(jù)來源

1.1 分析框架

從理論上來看，在農(nóng)戶參與生態(tài)補償后，非農(nóng)就業(yè)能夠彌補退出傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)經(jīng)營的收入損失[12]，維持農(nóng)戶生計狀況[13]，降低農(nóng)戶自然資源經(jīng)營意愿[14]。因此，本文從非農(nóng)就業(yè)穩(wěn)定性、非農(nóng)就業(yè)收入及非農(nóng)就業(yè)時間占比三個維度來分析非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)戶生態(tài)受償意愿的影響。

第一，非農(nóng)就業(yè)穩(wěn)定性對農(nóng)戶生態(tài)補償受償意愿的影響。農(nóng)戶屬于風(fēng)險規(guī)避型[15-16]，農(nóng)戶愿意放棄原本收入較低但能夠維持生計的農(nóng)林業(yè)生產(chǎn)去參與生態(tài)補償退出自然經(jīng)營權(quán)，需要有長期可靠的非農(nóng)就業(yè)收入預(yù)期。隨著非農(nóng)就業(yè)穩(wěn)定性的增高，農(nóng)戶對土地的依賴程度降低，不會再去從事農(nóng)林業(yè)生產(chǎn)，而實物補償?shù)膬?nèi)容一般為農(nóng)林業(yè)生產(chǎn)資料或產(chǎn)品，非農(nóng)就業(yè)穩(wěn)定者對這類物品的需求意愿不高[17-18]，預(yù)期在選擇生態(tài)補償受償方式時更加傾向于現(xiàn)金補償。同時，非農(nóng)就業(yè)穩(wěn)定者放棄土地的機會成本低于非農(nóng)就業(yè)不穩(wěn)定者，導(dǎo)致其期望的生態(tài)補償標準會低于非農(nóng)就業(yè)不穩(wěn)定者。

第二，非農(nóng)就業(yè)收入對農(nóng)戶生態(tài)補償受償意愿的影響。非農(nóng)就業(yè)能夠增加農(nóng)民的收入預(yù)算，由此帶來收入效應(yīng)[19]。非農(nóng)就業(yè)取得的收入替代農(nóng)林收入成為家庭主要的生計來源時，會導(dǎo)致農(nóng)戶降低對農(nóng)林業(yè)資源的依賴程度，從而對自然資源經(jīng)營權(quán)退出補償?shù)钠谕麡藴式档汀?/p>

第三，非農(nóng)就業(yè)時間占比對生態(tài)補償受償意愿的影響。隨著家庭壯年勞動力向非農(nóng)部門轉(zhuǎn)移，家庭非農(nóng)就業(yè)時間占比上升，從事農(nóng)林業(yè)生產(chǎn)勞動的多為留守家庭的婦女或老人，能夠帶來的收入有限。農(nóng)戶的理性選擇是退出自然資源經(jīng)營換取一定的生態(tài)補償，這種補償應(yīng)是現(xiàn)金補償。農(nóng)戶對生態(tài)補償?shù)钠谕麡藴式档?。?jù)此，提出本文的研究假說：

H1：非農(nóng)就業(yè)越穩(wěn)定，農(nóng)戶愿意選擇現(xiàn)金補償?shù)目赡苄栽酱?，生態(tài)補償期望標準越低；

H2：非農(nóng)就業(yè)收入越高，農(nóng)戶愿意選擇現(xiàn)金補償?shù)目赡苄栽酱?，生態(tài)補償期望標準越低；

H3：非農(nóng)就業(yè)時間占比越高，農(nóng)戶愿意選擇現(xiàn)金補償?shù)目赡苄栽酱?，生態(tài)補償期望標準越低。

1.2 研究方法

本文的被解釋變量為農(nóng)戶生態(tài)補償受償意愿，包括農(nóng)戶生態(tài)補償受償方式和農(nóng)戶生態(tài)補償受償期望標準。農(nóng)戶生態(tài)補償受償方式主要集中在現(xiàn)金補償和實物補償兩個方面?，F(xiàn)金補償是最為普遍的一種經(jīng)濟補償手段；實物補償是按年度給予農(nóng)戶核定的農(nóng)林業(yè)生產(chǎn)資料或農(nóng)林業(yè)產(chǎn)品，也可以按實物折價給予現(xiàn)金。農(nóng)戶生態(tài)補償受償方式在問卷被設(shè)計為現(xiàn)金補償和實物補償?shù)亩诸愖兞?，運用Logistic 回歸模型分析影響農(nóng)戶生態(tài)補償受償方式意愿的影響因素，具體模型如下：

式（1）中：Pi表示第i個農(nóng)戶選擇現(xiàn)金補償方式的概率，（1－Pi）為農(nóng)戶選擇實物補償方式概率，xim表示第i個農(nóng)戶生態(tài)補償受償意愿的第m個影響因素，βim表示變量xim的回歸系數(shù)，μ表示隨機誤差。

其次，分析非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)戶生態(tài)補償受償標準的影響，選擇OLS 模型進行回歸分析，具體模型如下：

式（2）中：yi為被解釋變量即第i個農(nóng)戶生態(tài)補償受償標準，xim表示第i個農(nóng)戶生態(tài)補償受償標準的第m個影響因素，αim表示變量xim的回歸系數(shù)，ε 表示隨機誤差。

兩個模型的關(guān)鍵解釋變量與控制變量采用相同設(shè)置，具體變量設(shè)置為關(guān)鍵解釋變量是非農(nóng)就業(yè)，從非農(nóng)就業(yè)穩(wěn)定性、非農(nóng)就業(yè)收入和非農(nóng)就業(yè)時間占比三個維度反映：（1）非農(nóng)就業(yè)穩(wěn)定性是衡量非農(nóng)就業(yè)質(zhì)量的一個重要指標[20]，因此選取該變量作為解釋變量。在非農(nóng)就業(yè)穩(wěn)定性方面，問卷中包含2016 年與2019 年兩年的農(nóng)戶就業(yè)情況，因此采用“四年內(nèi)是否變更非農(nóng)就業(yè)”作為代理變量。（2）非農(nóng)就業(yè)收入是農(nóng)村勞動力實現(xiàn)非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移的直接經(jīng)濟動力[21]，采用“家庭人均非農(nóng)就業(yè)收入”作為代理變量。（3）非農(nóng)就業(yè)時間占比對轉(zhuǎn)出林地經(jīng)營權(quán)有顯著影響[22]，采用“家庭人均非農(nóng)就業(yè)時間占比”作為代理變量。

本文的控制變量包括戶主基本特征、家庭基本特征和生態(tài)補償認知與評價3 個層面：（1）戶主基本特征從戶主年齡、戶主受教育程度差異性反映。山區(qū)農(nóng)戶隨著年齡增長，生計方式單一和勞動機能下降導(dǎo)致其對現(xiàn)金補償?shù)男枨笤黾覽23]，生態(tài)補償標準要求提高。而戶主受教育程度高，其非農(nóng)就業(yè)可能性越大，更傾向于選擇現(xiàn)金補償。（2）家庭基本特征變量中，勞動力數(shù)量較多的家庭對于實物的需求更高[24]，家庭勞動力數(shù)量越多會更期望現(xiàn)金補償。（3）生態(tài)補償認知與評價變量中，農(nóng)戶對國家公園試點相關(guān)政策的認知度越高參與生態(tài)補償?shù)囊庠冈綇娏襕25]，同時，對現(xiàn)有生態(tài)補償標準的滿意程度越低，期望獲得的生態(tài)補償標準就越高，且更傾向于現(xiàn)金補償。

1.3 數(shù)據(jù)來源

本研究的數(shù)據(jù)來源于2020 年錢江源國家公園調(diào)研數(shù)據(jù)。目前，錢江源國家公園集體林地地役權(quán)改革已基本完成，涉及農(nóng)戶數(shù)3 199 戶。問卷在錢江源頭流域核心區(qū)蘇莊、長虹、何田、齊溪4 個鄉(xiāng)鎮(zhèn)的16 個行政村中隨機抽取13 個村與263 戶農(nóng)戶，以入戶調(diào)查的形式同農(nóng)戶進行一對一問卷訪談，并完成相關(guān)調(diào)查。問卷調(diào)查涉及的內(nèi)容有農(nóng)戶家庭基本情況、家庭收支情況、對生態(tài)補償?shù)恼J知與評價等。在剔除無效問卷后，獲得有效問卷258 份，樣本有效率為98.09%。

2 結(jié)果與分析

2.1 描述性統(tǒng)計分析

本文研究所用到的主要變量含義及其統(tǒng)計量說明如表1。錢江源國家公園內(nèi)258 戶農(nóng)戶中，期望獲得實物補償?shù)霓r(nóng)戶為51 戶，占總農(nóng)戶數(shù)的20%，希望獲得現(xiàn)金補償?shù)霓r(nóng)戶為207 戶，占總農(nóng)戶數(shù)的80%，說明絕大多數(shù)農(nóng)戶認可現(xiàn)金補償方式。從農(nóng)戶期望的補償標準來看，農(nóng)戶能夠獲得的補償標準為600 元·hm-2·a-1，而農(nóng)戶期望的補償標準均值為5 430 元·hm-2·a-1，95.8%的農(nóng)戶生態(tài)補償標準期望大于現(xiàn)行標準。從非農(nóng)就業(yè)穩(wěn)定性來看，非農(nóng)就業(yè)穩(wěn)定的農(nóng)戶占比為74.81%，非農(nóng)就業(yè)不穩(wěn)定的農(nóng)戶占比為25.19%。錢江源國家公園內(nèi)農(nóng)戶仍有一定比例開展農(nóng)林業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營，農(nóng)林業(yè)收入占農(nóng)戶總收入的30%。不同農(nóng)戶的非農(nóng)收入存在較大差距，戶家庭人均非農(nóng)就業(yè)年收入為40 304 元，仍有40%的農(nóng)戶家庭收入未達到2019 年浙江省農(nóng)村居民人均可支配收入水平（29 876 元）。從農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)時間來看，戶平均非農(nóng)就業(yè)時間占比為81%，說明樣本中純農(nóng)戶和以農(nóng)業(yè)為主的兼業(yè)農(nóng)戶占比少，樣本戶主要以外出務(wù)工等非農(nóng)就業(yè)為主。近年來，逐漸興起了休閑旅游業(yè)，形式多為農(nóng)家樂和民宿，也成為了非農(nóng)就業(yè)的一個重要路徑。從農(nóng)戶調(diào)查來看，現(xiàn)有對國家公園相關(guān)政策宣傳仍然不到位，農(nóng)戶對國家公園的政策認知處于一般水平，同時有54.65%農(nóng)戶表示對現(xiàn)有的生態(tài)補償標準并不滿意。

表1 模型各變量含義及統(tǒng)計量說明Table 1 Meaning of variables and description of models

2.2 非農(nóng)就業(yè)與農(nóng)戶生態(tài)補償受償意愿的交叉統(tǒng)計分析

2.2.1 非農(nóng)就業(yè)穩(wěn)定性與農(nóng)戶生態(tài)補償意愿的交叉統(tǒng)計分析

由表2 可知，國家公園內(nèi)選擇現(xiàn)金補償方式的農(nóng)戶有84.54%為非農(nóng)就業(yè)穩(wěn)定者，而選擇實物補償方式的農(nóng)戶有64.71%為非農(nóng)就業(yè)不穩(wěn)定者。非農(nóng)就業(yè)穩(wěn)定農(nóng)戶的生態(tài)補償期望標準在[600～1 800)元·hm-2·a-1，其所占比例最高；而非農(nóng)就業(yè)不穩(wěn)定的農(nóng)戶生態(tài)補償期望標準在[2 400～7 500)·hm-2·a-1，其所占比例最高。說明農(nóng)戶的非農(nóng)就業(yè)穩(wěn)定性越高，農(nóng)戶的生態(tài)補償期望標準越低。

表2 非農(nóng)就業(yè)穩(wěn)定性與農(nóng)戶生態(tài)補償意愿的交叉統(tǒng)計分析Table 2 Cross analysis on nonagricultural employment stability and farmers’willingness to ecological compensation

2.2.2 非農(nóng)就業(yè)收入與農(nóng)戶生態(tài)補償意愿的交叉統(tǒng)計分析 由表3 可知，在選擇現(xiàn)金補償?shù)霓r(nóng)戶中，31.40%的農(nóng)戶家庭人均非農(nóng)收入在[1.2～2.4)萬元，家庭人均非農(nóng)就業(yè)收入達這個區(qū)間的農(nóng)戶選擇現(xiàn)金補償?shù)谋壤哂谶x擇實物補償。家庭人均非農(nóng)收入在[0～1.2)萬元和[1.2～2.4)萬元的農(nóng)戶生態(tài)補償期望標準主要分布于[2 400～7 500)元·hm-2·a-1和[7 500,+∞)元·hm-2·a-1兩個區(qū)間，而家庭人均非農(nóng)就業(yè)收入在[4.8,+∞)萬元的農(nóng)戶生態(tài)補償期望標準主要分布于[1 800～2 400)元·hm-2·a-1。說明農(nóng)戶的非農(nóng)就業(yè)收入越高，選擇現(xiàn)金補償?shù)目赡苄暂^大，農(nóng)戶的生態(tài)補償期望標準可能越低。

表3 非農(nóng)就業(yè)收入與農(nóng)戶生態(tài)補償意愿的交叉統(tǒng)計分析Table 3 Cross analysis on nonagricultural employment income and farmers′ willingness to ecological compensation

2.2.3 非農(nóng)就業(yè)時間占比與農(nóng)戶生態(tài)補償意愿的交叉統(tǒng)計分析 借鑒已有對非農(nóng)就業(yè)的研究中非農(nóng)就業(yè)時間占比的分類法[26]，本文將家庭人均非農(nóng)就業(yè)時間占比分為[0～10%)、[10%～50%)、[50%～90%)、[90%～100%)四組。

統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)（表4），在選擇現(xiàn)金補償農(nóng)戶中，52.66%的非農(nóng)就業(yè)時間占比在[90%～100%)；同時，在選擇實物補償農(nóng)戶中，同樣有47.06%的非農(nóng)就業(yè)時間占比也在[90%～100%)。在不考慮非農(nóng)就業(yè)時間占比低于10%農(nóng)戶的情況下，隨著非農(nóng)就業(yè)時間占比上升，農(nóng)戶生態(tài)補償期望標準在[2 400～7 500)元·hm-2·a-1和[7 500,+∞)元·hm-2·a-1以上區(qū)間的比例逐漸增加。

表4 家庭人均非農(nóng)就業(yè)時間占比與農(nóng)戶生態(tài)補償意愿的交叉統(tǒng)計分析Table 4 Cross analysis on non-agricultural employment time of household and farmers′ willingness to ecological compensation

2.3 非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)戶生態(tài)補償意愿影響的實證分析

考慮到解釋變量之間可能存在一定的相關(guān)關(guān)系，使用方差膨脹因子VIF 檢驗解釋變量間的多重共線性[27]。方差膨脹因子的檢驗結(jié)果顯示，解釋變量中VIF 最大值為1.69，平均值為1.28。這說明解釋變量間不存在多重共線性問題。本文回歸結(jié)果如表5 所示，可以得到以下發(fā)現(xiàn)。

表5 農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)對生態(tài)補償受償意愿影響的估計結(jié)果Table 5 Estimation of the impact of nonagricultural employment on the farmers’ willingness to ecological compensation

2.3.1 非農(nóng)就業(yè)的影響 非農(nóng)就業(yè)穩(wěn)定性對農(nóng)戶生態(tài)補償受償方式和農(nóng)戶生態(tài)補償期望標準均有正向影響，并通過1%水平的顯著性檢驗，H1得到驗證，即非農(nóng)就業(yè)近四年有變化的會選擇實物補償?shù)目赡苄宰兇?，農(nóng)戶愿意選擇現(xiàn)金補償可能性越大，生態(tài)補償期望標準越高。工作不穩(wěn)定性地增加期望意味著收入的不穩(wěn)定。進而期望更好的生態(tài)補償標準彌補收入的不足。

非農(nóng)就業(yè)收入對農(nóng)戶生態(tài)補償受償方式和農(nóng)戶生態(tài)補償期望標準均有負向影響，并通過5%水平的顯著性檢驗，H2得到驗證，即非農(nóng)就業(yè)收入越高，農(nóng)戶愿意選擇現(xiàn)金補償可能性越大，生態(tài)補償期望標準越低。

非農(nóng)就業(yè)時間占比對農(nóng)戶生態(tài)補償受償方式有正向影響但并未通過顯著性檢驗，對生態(tài)補償期望標準有正向影響，并通過1%水平下顯著性檢驗，拒絕H3。這可能的原因在于，多數(shù)農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)的形式是外出務(wù)工，雖然非農(nóng)就業(yè)時間占比較長但是定居城市的高昂成本，使得這種非農(nóng)就業(yè)并不穩(wěn)定，回村經(jīng)營土地成為這些農(nóng)戶的退路，因此隨著非農(nóng)就業(yè)時間占比的提高農(nóng)戶反而傾向于選擇實物補償和更高的生態(tài)補償期望標準。通過非農(nóng)就業(yè)穩(wěn)定性與非農(nóng)就業(yè)時間占比的交互項系數(shù)可以得到，非農(nóng)就業(yè)時間的延長可以顯著降低由于非農(nóng)就業(yè)不穩(wěn)定帶來的較高生態(tài)補償期望標準。

2.3.2 其他控制變量的影響 “農(nóng)戶對國家公園試點相關(guān)政策的認知”“對現(xiàn)有生態(tài)補償標準滿意程度”兩變量對其生態(tài)補償受償方式與期望標準的影響都不顯著。家庭勞動力數(shù)量對生態(tài)補償受償方式有負向影響，并通過10%水平下顯著性檢驗。原因可能是家庭勞動力增加帶來的收入大于其支出，生態(tài)補償帶來的收益重要性下降。戶主受教育程度對生態(tài)補償受償方式有正向影響，并通過10%顯著性檢驗與預(yù)期相反。這可能原因在于受教育程度高者選擇“看得見摸得著”的實物補償能夠減少政府尋租的風(fēng)險。農(nóng)戶是否為村干部對生態(tài)補償受償方式有負向影響，并通過10%顯著性檢驗，對生態(tài)補償期望標準有正向影響，并通過10%顯著性檢驗，與預(yù)期方向相同。

3 結(jié)論與建議

3.1 結(jié)論

根據(jù)上文分析，得出以下研究結(jié)論：

（1）大部分農(nóng)戶愿意維持現(xiàn)有的現(xiàn)金補償方式，大部分農(nóng)戶不滿意現(xiàn)行的生態(tài)補償標準。錢江源國家公園中農(nóng)戶希望獲得現(xiàn)金補償?shù)恼急仁?0%。農(nóng)戶能夠獲得的補償標準為600 元·hm-2·a-1，而農(nóng)戶期望的補償標準均值為5 430 元·hm-2·a-1，95.8%的農(nóng)戶生態(tài)補償標準期望大于現(xiàn)行標準。同時，有54.65%的農(nóng)戶表示對現(xiàn)有的生態(tài)補償標準并不滿意。

（2）自然保護地內(nèi)非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)戶生態(tài)補償受償意愿影響顯著。非農(nóng)就業(yè)越穩(wěn)定，非農(nóng)就業(yè)收入越高，農(nóng)戶愿意選擇現(xiàn)金補償?shù)目赡苄栽酱?，生態(tài)補償期望標準越低；非農(nóng)就業(yè)時間占比越高，生態(tài)補償期望標準越高。

3.2 建議

3.2.1 為自然保護地內(nèi)農(nóng)戶拓展非農(nóng)就業(yè)機會，降低農(nóng)戶對生態(tài)補償政策的依賴 應(yīng)多渠道組織自然保護地內(nèi)農(nóng)戶開展非農(nóng)就業(yè)技術(shù)培訓(xùn)，幫助農(nóng)戶掌握非農(nóng)就業(yè)技能，提高農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)的穩(wěn)定性。同時依托地方政府現(xiàn)有非農(nóng)就業(yè)平臺緩解農(nóng)戶擇業(yè)信息不對稱問題，降低農(nóng)民尋找非農(nóng)就業(yè)機會的成本。

3.2.2 整合各項涉自然保護地生態(tài)補償?shù)呢斦Y金，拓寬籌措渠道，提高生態(tài)補償標準 應(yīng)整合現(xiàn)行各級政府財政為主要來源的生態(tài)補償資金，包括生態(tài)公益林補償基金、集體林地和農(nóng)田地役權(quán)改革資金等，建立自然保護地專項補償資金，由自然資源與規(guī)劃部門統(tǒng)一發(fā)放并逐年提高其生態(tài)補償標準，滿足農(nóng)戶對現(xiàn)金補償日益增長需求。

3.2.3 探索建立生態(tài)產(chǎn)品價值實現(xiàn)機制，拓寬自然保護地內(nèi)農(nóng)戶生態(tài)補償來源 立足自然保護地特有自然資源，探索建立生態(tài)產(chǎn)品價值實現(xiàn)機制。開發(fā)森林碳匯、森林康養(yǎng)等不同類型生態(tài)產(chǎn)品價值，依托市場交易機制，拓展農(nóng)戶收入來源，緩解現(xiàn)有單純依賴財政轉(zhuǎn)移支付開展生態(tài)補償?shù)牟蛔恪?/p>