草原生态补奖、收入影响与政策可信度.pdf

第 46 卷 第 2 期Vol.46 No.2 2024 年 2 月Feb.2024中 国 草 地 学 报Chinese Journal of Grassland草原生态补奖、收入影响与政策可信度马玉芳1，李敏1，姚岚1，*，冀昊1，俞振宁2（1.西北农林科技大学经济管理学院，陕西 杨凌 712100；2.华东理工大学社会与公共管理学院，上海 200237）摘要：基于青海省河南蒙古族自治县 304份牧户调研数据，采用 OLS回归和分位数回归探究草原生态补奖对牧户收入水平的影响，进一步运用有序 Probit回归分析牧户草原生态补奖政策可信度的影响因素。结果表明：（1）草原生态补奖能够促进牧户收入水平的提高，对不同收入水平牧户的增收效果存在差异，具体而言，草原生态补奖对低收入和中等收入牧户影响显著，对高收入牧户影响不显著。（2）草原生态补奖政策实施和收入变化对政策可信度的提高发挥了重要作用，其中，在草原生态补奖政策实施情况中，补偿标准和草原保护功能对牧户政策可信度的提高发挥着关键作用，而政策监督实施情况和信息公开情况并未发挥显著作用。综合以上，在未来政策的实施过程中，应针对不同收入牧户分类制定政策内容，加强政策实施监管力度和信息公开力度，进一步保障草原生态补奖政策能够高效稳定地长期实施和深入推进。关键词：牧户；草原生态补奖；收入影响；政策可信度中图分类号：F326.3 文献标志码：A 文章编号：1673-5021（2024）02-0101-10草原是我国面积最大的陆地生态系统，也是牧民维系生产和生活的重要物质基础。我国天然草原面积约 4 亿 hm，主要分布在西藏、内蒙古、新疆、青海、甘肃、四川等省、自治区1。长期以来，受到气候变化等自然因素挑战以及过度放牧等人为因素干扰，草原出现不同程度的退化、沙化等问题，导致草原生态环境日益恶化2，严重制约着牧民的生计活动和畜牧业的持续发展。为保护草原生态环境，我国从 2011 年起在主要牧区启动了草原生态保护补助奖励政策（以下简称“草原生态补奖政策”），该政策以每五年为一个实施周期，旨在通过补贴来激励牧民实施禁牧减畜、草畜平衡等草原保护措施3。随着草原生态补奖政策的深入实施，草原退化问题得到了一定程度的缓解。草原生态补奖政策是以保护生态环境为主要目标的政策，已有文献就其补奖标准与依据45、资金分配模式6、对牧户禁牧减畜行为的影响7等进行了大量研究，为完善草原生态补奖政策的制定与实施奠定了基础。牧户作为草原生态补奖政策的参与主体和利益主体，更加关注政策实施会对自身生产生活的成本和收益带来何种影响，尤其是补奖资金对家庭收入是否具有改善作用8。草原生态补奖政策与牧户经济利益间存在着相悖的可能：草原生态补奖政策的实施意味着牧户需要转变草原利用方式，将畜牧业生产从粗放式放牧逐渐转变为舍饲或半舍饲养殖9，这会引起牧户投入的增加和生产成本的上升。草原生态补奖政策虽然能给予牧户一定的补奖资金，但补奖资金能否弥补牧户的损失，势必会影响牧户的家庭收入水平以及牧户对该项政策的评价，也会进一步影响草原生态补奖政策的实施效果。有研究表明草原生态补奖政策对牧户收入有促进作用，并且在改变牧户收入结构的同时提高了牧户收入的稳定性，具有显著的益贫效应10。也有学者按照激励相容理论分析发现，草原生态补奖政策与牧户增收之间并未实现激励相容11，补奖资金不足以弥补牧户额外增加的畜牧成本，也未能达到牧户满意12，而牧民增收缓慢的原因可能在于政府补贴力度偏低。当然，由于不同地区草原生态补奖政策的实施情况不同，导致农牧户家庭收入来源、收入结构存在差异1314。牧户参与草原生态补奖政策只是政策实施的开始，要使政策具有可持续性，还需要重视牧户在草原生态补奖政策实施过程中对政策的评价。虽然有学者从牧户政策认知15、政策实施满意度16等方面展开了探讨，但鲜有文献将草原生态补奖政策导致牧户家庭收入变化和牧DOI：10.16742/j.zgcdxb.20230149*通信作者，E-mail：收稿日期：2023-05-25；修回日期：2023-08-26基金项目：国家自然科学基金项目（71703124）；教育部人文社会科学基金项目（21XJC630014）；陕西省自然科学基础研究计划项目（2021JQ-180）；陕西省哲学社会科学研究专项项目（2022HZ1849）资助作者简介：马玉芳（1999-），女（回族），宁夏银川人，在读硕士生，主要从事农业经济管理研究，E-mail：.101中国草地学报 2024 年 第 46 卷 第 2 期户对政策的可持续性评价联系起来进行研究。此外，政策可信度具有衡量政策合理性与效力性的作用17，反映了一项政策是否具有可持续性18，已被应用于水资源19、耕地资源20和草地资源管理中21。草原生态补奖政策作为一项长期政策，牧户对政策可信度的评价将会影响该政策未来执行的效果。鉴于此，本文引入政策可信度的概念，以实施草原生态补奖政策的河南蒙古族自治县为例，利用 304份牧户调查数据探讨草原生态补奖政策对不同收入水平牧户收入的影响情况，并进一步分析草原生态补奖政策可信度的影响因素，以期为完善草原生态补奖政策提供有益参考。1材料与方法1.1理论分析与研究假设对于纯牧区的牧户而言，其家庭收入主要来自于畜牧业生产和补奖资金发放两个方面22。草原生态补奖政策的实施，一方面，对于采取了禁牧或减畜措施的牧户可以根据补偿标准兑付补奖资金，以使其获得转移支付收入，进而直接提高了牧户家庭的收入和福利23；另一方面，牧户参与政策实施后，需要额外的成本来转变以往的生产方式，舍饲棚圈的补奖资金可用于补贴牧户建设养殖棚圈的投入成本，也能在一定程度上弥补牧户减少牲畜放牧的损失。同时，草原生态补偿政策的实施使得草原生态环境持续向好，补奖资金在一定程度上能够帮助牧户积累家庭物质资本、增加人力资本和社会资本的投入，促进了牧区产业结构的调整和牧业现代化进程，有利于牧户家庭剩余劳动力转移，提高牧民的兼业化程度，从而间接提高收入水平。据此，本文提出以下假设：H1：草原生态补奖对牧户家庭收入水平具有正向影响。生态补偿是以保护生态环境为目的，通过调节相关者的利益关系，将生态环境的外部问题内部化的制度安排24。本研究借鉴制度可信度的概念，将政策可信度定义为社会行动者基于对政策安排的作用、质量和绩效的集体认识，在此基础上产生的对该政策合理性和效力性的判断20。而牧户作为理性经济人，追求利益最大化，在参与草原生态补奖政策的过程中牧户对该政策可信度的评判标准主要来自于自身获得的补奖金额。牧户获得的补奖资金越多，意味着草原生态补奖政策对禁牧减畜所造成的损失以及对转变牧业生产方式引起的成本上升的弥补作用越强25。进一步，牧户可以通过考虑自身家庭收入以及收入变化情况推断该政策是否符合集体利益，从而对政策可信度做出判断。牧户对政策实施情况的评判是对政策可信度评价的开始，包含了牧户对草原生态补奖政策实施过程中信息公开、补偿标准、监督实施、草原保护功能等方面的综合判断。信息公开有利于牧户充分了解政策并决定是否参与政策实施；补偿标准决定了牧户所能获得的补奖金额，这直接关系着牧户自身的利益；而监督实施则关系到政策实施的公平性，以及补奖资金能否按时发放等；草原保护功能则是通过牧户的感受来反映政策实施是否起到了生态保护作用。一般而言，积极的政策实施会提升牧户对政策可信度的评价效果。基于此，本文提出以下假设：H2：草原生态补奖资金对政策可信度具有显著正向影响。H3：牧户家庭收入对草原生态补奖政策可信度具有显著正向影响。H4：草原生态补奖政策实施情况对政策可信度具有显著正向影响。1.2数据来源河南蒙古族自治县（下文简称“河南县”）隶属于青海省黄南藏族自治州，全县土地面积为 6997.45 km，其中有 92.49%为天然草场，面积为 6471.81 km。河南县 2019 年末总人口为 4.33 万人，以蒙古族为主，其中牧民有 3.39 万人，占总人口数的 78.29%。河南县受自然环境、社会文化条件的制约，形成了以畜牧业为主导的产业模式。作为青海省草原生态补奖政策的试点县之一，河南县于 2011 年 9 月开始实施草原生态补奖政策，2019年对 435628.84 hm的草地实施了全面的禁牧封育，禁牧的补助标准从2011年的 210元/hm提升至 274.81元/hm，草畜平衡奖励也从 22.5元/hm提升至 37.5元/hm。本文的数据来源于 2020 年 9 月在青海省黄南藏族自治州河南蒙古族自治县开展的实地调研，调研结合分层抽样和随机抽样的方式，随机在河南蒙古族自治县所辖的 6 个乡镇各抽取 23 个村，再在每个村抽取 1020 个牧户发放问卷。本次调研共发放问卷 310 份，剔除关键变量遗漏值、异常值等无效问卷后获得 304 份有效问卷，问卷有效率达98.06%。102马玉芳 李敏 姚岚等 草原生态补奖、收入影响与政策可信度1.3变量选取本文变量选取涉及两个方面：在分析草原生态补奖政策对牧户家庭收入影响的模型中，将牧户家庭收入水平设定为因变量，草原生态补奖为自变量，控制变量则包括牧户个人特征和家庭特征；在分析政策可信度的影响因素中，将政策可信度设定为被解释变量，选取草原生态补奖、收入影响、政策实施情况为核心解释变量，控制变量包含个人特征和家庭特征。关于具体指标，草原生态补奖以牧户实际获得的补奖金额衡量；收入影响分别以牧户家庭收入水平和收入变化两个指标来表征，其中，收入水平指牧户家庭年收入，是牧户收入状况的实际反映，收入变化是牧户对收入变化的主观判断；政策可信度表示牧户结合自身对草原生态补奖政策满意度、政策绩效认知和其他因素对政策所做的综合评价，通过设置“您是否认为草原生态补奖政策是符合集体利益而可以长期存在”这一问题来表示。政策实施情况包括信息公开、补偿标准、监督实施和草原保护功能 4 项指标；牧户个人特征选取性别、年龄、村干部、受教育程度和技术培训 5项指标衡量；牧户家庭特征选取家庭劳动力、养殖规模、草场面积、草场质量、贷款情况、家庭成员主要职业和常联系人数 7项指标衡量。各变量定义及其描述性统计如表 1所示。由于上述两个模型构建涉及多项变量指标，因此本文对模型的所有变量进行了多重共线性检验。结果显示方差膨胀因子均值为 1.394，最大值为2.174，各变量方差膨胀因子远小于临界值 10，因此各变量之间不存在多重共线性问题。1.4模型构建1.4.1OLS回归模型本文首先运用 OLS 回归检验草原生态补奖对牧户收入水平的影响，模型如下：Y=0+1EC+i=1nn2CVi+（1）式中：被解释变量 Y 代表牧户收入水平；EC代表草原生态补奖；CVi表示控制变量；n表示样本量；0为 常 数 项；1、2是 待 估 系 数；为 随 机 扰动项。1.4.2分位数回归模型分位数回归是 OLS回归的补充模型，能够观测解释变量对被解释变量不同分位水平的影响差异，表 1变量定义及描述性统计Table 1Variable definition and descriptive statistics变量类别Variable type收入影响政策可信度草原生态补奖政策实施情况个人特征家庭特征变量名称Variable name收入水平收入变化政策可信度补奖金额监督实施信息公开补偿标准草原保护功能性别年龄村干部受教育程度技术培训家庭劳动力养殖规模草场面积草场质量贷款情况家庭成员主要职业常联系人数变量说明及赋值Variable description and assignment家庭年收入（万元）参与政策后的收入变化情况：1=大幅减少；2=小幅减少；3=基本不变；4=小幅增加；5=大幅增加草原生态补奖政策是符合集体利益而可以长期存在：1=非常不同意；2=比较不同意；3=一般；4=比较同意；5=非常同意牧户获得的草原生态补奖资金（万元）政策监督实施情况合理程度：1=非常不合理；2=比较不合理；3=一般；4=比较合理；5=非常合理政策信息公开情况合理程度：1=非常不合理；2=不合理；3=一般；4=合理；5=非常合理政策补偿标准合理程度：1=非常不合理；2=比较不合理；3=一般；4=比较合理；5=非常合理政策对草原起到保护作用：1=非常不同意；2=比较不同意；3=一般；4=比较同意；5=非常同意女=0；男=1实际年龄（岁）是否担任村干部：是=1；否=0未读书=1；小学=2；初中=3；高中=4；大专及以上=5是否参加过畜牧养殖技术培训：是=1；否=0家庭劳动力数量占家庭总人口数的比例家庭人均牲畜养殖规模（折算成羊单位）家庭人均草场面积（hm/人）草场是否退化：是=1；否=0近五年家庭贷款次数家庭成员的主要职业：1=牧民；2=务工；3=公务人员；4=个体经营；5=其他经常联系的人数均值Mean8.0424.0164.3161.4784.0204.0394.1714.2600.81342.2010.0791.7990.2170.51968.83917.8790.3851.2070.81965.714标准差Standard deviation9.1760.7240.6281.2790.7130.7440.6920.6710.39112.3870.2701.2300.4130.20169.10319.6270.5910.6190.873101.843103中国草地学报 2024 年 第 46 卷 第 2 期可以更加全面地描述变量间的关系，同时分位数回归能够克服 OLS 回归中被解释变量服从正态分布的假设，将模型适用范围扩展至非正态分布。因此，为保证回归结果的稳健性和可靠性，本文选用分位数回归模型作为 OLS回归模型的对照组，以探究草原生态补奖对不同收入水平的影响。参考已有研究24，分别选取分位点 q=0.25、0.5、0.75进行分位点回归，设定模型如下：FqY|G(EC)=G(EC)q（2）式中：FqY|G(EC)表示在影响因素作用下，被解释变量收入水平在q分位点上的数值；G(EC)表示被解释变量收入水平的影响因素，包括草原生态补奖和所有控制变量；q表示草原生态补奖和控制变量在对应分位点上的回归系数。1.4.3有序 Probit回归模型由于在分析政策可信度的影响因素时，被解释变量政策可信度为多分类有序变量，因此本文选用有序 Probit回归模型探究核心解释变量对政策可信度的影响。模型设定如下：y*=1EC+2Y+3P+4CV+（3）式中：y*代表不可观测变量；EC表示草原生态补奖；Y包含收入水平变量和收入变化变量；P表示政策实施情况；CV表示控制变量；1、2、3分别为对应核心解释变量对被解释变量的影响方向；4为控制变量的影响方向；表示随机扰动项。服从标准正态分布不可观测变量y*和因变量政策可信度y的关系为：y=1,if y*1 2,if 1 y*23,if 2 y*34,if 3 y*45,if 4 y*5（4）式中：1、2、3、4、5是待估参数，且满足1234chi2全部为 0.00，通过了显著性检验，表明模型整体拟合效果较好，结果可信。2.2.1草原生态补奖资金对政策可信度的影响模型 1显示了草原生态补奖对政策可信度的影响，结果表明前者对后者呈显著正向影响，且通过1%显著性水平检验。在模型 2、3、4中，分别引进收入影响、政策实施情况以及控制变量进行回归分析，结果显示草原生态补奖仍然对政策可信度存在显著正向影响，且都通过了 5%显著性水平检验，结果稳健，假设 H2得到验证。这意味着草原生态补奖资金是政策可信度的影响因素，且补奖金额越高，政策可信度越高。牧户作为理性经济人，渴望获得经济收益的最大化，而草原生态补奖政策能够为参与政策的牧户兑付补奖资金，这意味着牧户能够通过草原生态补奖获得经济收益，牧户也可通过自身推断草原生态补奖政策对集体利益有促进作用，愿意该项政策持续进行，故草原生态补奖对政策可信度存在正向影响。2.2.2收入状况对政策可信度的影响模型 2回归结果显示收入变化对政策可信度具有显著的正向影响，且通过了 1%显著性水平检验，但收入水平在所有回归模型中均不显著。模型 3、4依次引入了政策实施情况以及控制变量后，收入变化对政策可信度的影响方向为正，并且通过了 5%显著性水平检验。表明牧户主观判断政策实施后收入提升能够提高自身对政策可信度的评价水平。可能的原因是：在政策实施过程中，牧户重视自身经济利益，相较于收入水平，收入变化更有利于牧户衡量草原生态补奖政策的实施对于自身收益的影响。因此，牧户认为补奖对自身家庭收入提升的程度越大，推断政策对集体利益也具有促进作用，愿意该项政策持续进行，从而对政策可信度的评价结果越好。2.2.3草原生态补奖政策实施情况对政策可信度的影响模型 3 引入了政策实施情况进行回归分析，结果显示补偿标准和草原保护功能这两项指标显著正向影响政策可信度。模型 4 引入了控制变量后，补偿标准和草原保护功能仍然通过 1%显著性水平检验，且系数为正数，说明结果稳健。牧户对补偿标准的满意度越高，对政策可信度的评价结果越105中国草地学报 2024 年 第 46 卷 第 2 期好；牧户对政策执行后所起到保护草原作用的认可度越高，政策可信度也越高。可能的原因为：草原生态补奖政策的目标在于保护和可持续利用草原生态系统，以及在促进草原畜牧业发展的同时提高牧户收益。牧户对补偿标准越满意，意味着补奖资金对牧户畜牧业成本上升的弥补效果越明显，对牧户家庭收入的改善作用越大，牧户认为政策的执行符合自身以及集体利益，并且为了持续获得补奖资金，也期望这项政策应该长期执行下去，从而对政策可信度的评价结果越好。牧户长期在草原生产生活，一方面对草原具有情感依赖27，另一方面草地资源退化不利于牧户的生产生活。因此，牧户对草原生态环境的改善有着较强的意愿，看重草原生态补奖政策的草原保护功能。草原生态补奖政策通过禁牧或草畜平衡的措施一定程度上改善了草原生态环境，促进了草原产草量的恢复，有利于集体利益的实现，同时政策的长期执行将会持续巩固草地功能。因此，牧户对政策实施后草原保护作用越认可，政策可信度评价结果越好。在模型 3 和 4 中，监督实施和信息公开并未通过显著性检验，说明监督实施和信息公开对政策可信度的影响不显著。由于自然、经济条件的限制，表 3政策可信度影响因素的回归结果Table 3The regression result of influencing factors on policy credibility变量类别Variable type草原生态补奖收入影响政策实施情况个人特征家庭特征变量名称Variable name补奖金额收入水平收入变化监督实施信息公开补偿标准草原保护功能性别年龄村干部受教育程度技术培训家庭劳动力养殖规模草场面积草场质量贷款情况家庭成员主要职业常联系人数LR chi2Prochi2Pseudo R模型 1Model 10.145*（0.054）7.390.000.01模型 2Model 20.118*（0.057）0.012（0.008）0.378*（0.094）25.360.000.05模型 3Model 30.125*（0.061）0.010（0.008）0.230*（0.107）-0.094（0.130）0.062（0.128）0.863*（0.107）0.331*（0.116）105.060.000.19模型 4Model 40.136*（0.068）0.014（0.009）0.248*（0.109）-0.087（0.136）0.006（0.133）0.970*（0.116）0.387*（0.120）0.408*（0.200）0.003（0.007）0.252（0.300）0.090（0.072）0.536*（0.194）0.440（0.375）-0.001（0.002）0.005（0.006）0.162（0.132）0.074（0.086）0.123（0.137）-0.001（0.001）125.340.000.23106马玉芳 李敏 姚岚等 草原生态补奖、收入影响与政策可信度样本牧户受教育程度普遍偏低，未上学的牧户有183户，占总样本的 60.2%，只上过小学的牧户有 61户，占总样本的 20.1%，受教育水平越高意味着牧户对政策信息的理解和接受程度越高27。因此，尽管政策信息公开情况到位，但由于绝大多数牧户学历低，对信息的理解处理能力较差，无法合理有效地解读信息，进而难以对政策产生信任和支持。综上，信息公开情况并未显著影响政策可信度。监督实施并未显著影响政策可信度，可能的原因是研究区草原生态补奖政策实施的范围较大，而在实地调研中发现，当地的草原执法监管人员有限，监管半径大，管护任务重、难度高，导致政策监督实施情况并未对政策可信度发挥明显作用。2.2.4控制变量对政策可信度的影响模型 4 的结果显示，性别变量正向影响政策可信度，通过 5%显著性水平检验，可能的解释为：牧户家庭的户主多为男性，男性在家庭事务中往往具有决策权，也是社会活动的主要参与者，相较于女性牧民，男性牧民更容易对政策可信度给予较好的评价结果。技术培训变量在 1%显著性水平影响政策可信度，这可能是因为参加技术培训能够提高牧户的人力资本，有利于这些牧户应对政策执行后引起的家庭生计风险，因而具有较高的政策可信度。3讨论本文从草原生态补奖对牧户收入的影响出发，对草原生态补奖、收入影响与政策可信度的关系进行了分析，可能的创新点在于从牧户对草原生态补奖政策执行的满意度延伸至牧户对政策可持续性评判的政策可信度上，同时在控制变量中选取了对牧户来说比较重要的资本：养殖规模、草场面积、草场质量和家庭劳动力，详细探究了这些变量在提高牧户家庭收入和政策可信度方面发挥的作用，使得研究更符合牧户生产生活的特点。草原生态补奖政策发挥了重要的生态效益、社会效益和经济效益。其中，补奖资金对不同收入水平牧户的影响程度不同，在中、低收入群体家庭的收入水平提高上发挥了显著作用，而对于高收入家庭的增收效果并不明显。这一结果与已有成果13不一致，其主要的原因在于：河南县是纯牧业县，就牧户自身而言，草原是其最重要的自然资本，承包越多的草地面积意味着牧户的家庭收入水平可能越高，但由于河南县是依照牧户实际执行的禁牧面积来计算补奖金额，这可能弱化了草原承包面积对牧户收入的影响。不仅如此，草原生态补奖资金的“保底封顶”要求也在一定程度上抑制牧民的收入产生两极分化的现象，从而保障了中、低收入牧户的利益。就外部环境而言，已有研究表明中、小牧户是草原超载的主体，草原规模和监管力量的失衡所导致的弱监管难以对牧户放牧行为产生有效的约束28，这为牧户超载过牧创造了条件。并且，中、小牧户的能力有限，现有补奖资金不足以分担其减畜的机会成本，倒逼低收入牧户选择超载放牧。因此，由于弱监管问题的存在，使得中、低收入牧户在获得补奖资金的同时，也可能因其返牧或超载放牧行为，提高家庭收入水平，即本研究结果所体现出的补奖资金显著提升了中、低收入牧户的家庭收入水平。这反映了低收入群体生计来源单一，对政策补贴的依赖性较强，因此政策的长期持续执行和拓展中、低收入群体增收渠道显得尤为重要。在未来的政策实施过程中，针对中、低收入牧户群体，应重点关注家庭禀赋的提高，加大技术培训力度，加强生计能力改善；对于高收入牧户群体，应促进政策对家庭生计转换的作用，进一步拓宽家庭收入来源，实现政策全面提高牧户收入、改善牧户生活的重要目标。政策可信度是牧户对政策应当长期执行的判断，反映了牧户对政策的信任和支持，体现了政策在牧户层面的可持续性，草原生态补奖资金的增加、牧户收入的提高、补偿标准的提高以及草原保护功能的实现对牧户政策可信度发挥着关键作用，而监督实施情况和信息公开情况对政策可信度并未发挥显著作用。有学者认为虽然草原生态补奖政策的实施发挥了遏制超载放牧的效果，但政府和牧户之间存在博弈，博弈的结果表现为弱监管，抑制牧户减畜效果的同时极大地限制政策目标的实现。实地调研中发现，河南县政策监管人员数量较少，且监管半径大，导致监管难度大，牧户并未有效感知监督实施情况，因此，监督实施情况没有对政策可信度发挥明显作用。同时，样本牧户普遍受教育水平低，也使得信息公开并未对政策可信度产生影响。另外，禁牧和草畜平衡通过禁止牧户放牧或减少牧户载畜量达到保护草原的政策目标，政策实施过程中，对载畜量的控制仅依靠政策控制和监督是不够的，还需要激发牧户内在的自觉性，所以从载畜量视角看，草原生态补奖政策实施过程中牧户对政策监督和控制的感应不强，从而政策对牧户禁107中国草地学报 2024 年 第 46 卷 第 2 期牧减畜的监督和控制的影响不显著，进一步影响牧户对政策公平性的感知，对政策可信度的提高难以发挥作用。综上，为提高草原生态补奖政策的实施效果，针对政策监督实施情况和信息公开情况并未提高政策可信度的情况，应当加强政策的实施监督力度和宣传力度，加强草原执法监管人员的队伍建设，对“偷牧”等行为严格惩治并完善政策公示制度；此外，在政策更新时及时地向牧户普及和解读政策，除了技能培训外，应增加对民族地区牧户文化水平的培训，提高牧户对政策的认知能力，以保障牧户积极参与并遵循政策的积极性。不可否认的是本文存在一些不足：一方面，牧户的政策可信度除了本文涉及的变量影响外，可能还会受到其他方面因素的影响，例如牧户的载畜量以及是否超载、是否被处罚过等因素的影响，由于篇幅限制未能对前述因素影响政策可信度做详细分析，在今后的研究中应予以考量；另一方面，本文研究区域仅覆盖纯牧业县，研究结果在其他草原类型区的适应性有待后续研究的进一步验证。未来将扩大样本容量进一步探讨草原生态补奖政策可信度的影响因素及作用机制，以增强研究结论的一般性和可靠性。4结论本文基于实地调研获得的青海省河南蒙古族自治县 304份牧户微观数据，利用 OLS 回归和分位数回归实证分析草原生态补奖对牧户收入水平的影响，运用有序 Probit 模型对牧户政策可信度的影响因素进行实证分析，得出以下结论：（1）补奖资金对牧户家庭资本禀赋的改善以及收入水平的提高具有重要作用，草原生态补奖对牧户收入水平具有显著正向影响。通过草原生态补奖对收入的影响回归分析发现，草原生态补奖对牧户收入影响具有异质性，具体而言，草原生态补奖对低收入和中等收入牧户的正向影响显著，对高收入牧户影响不显著。（2）草原生态补奖和收入变化对政策可信度的提高发挥显著正向作用；政策实施情况中，补偿标准和草原保护功能显著正向影响政策可信度，监督实施情况和信息公开情况由于现实原因并未对政策可信度发挥明显作用。（3）控制变量中，牧户受教育程度、村干部和家庭养殖规模等显著正向影响收入水平；牧户性别会显著影响政策可信度；参加技术培训不仅能够提高收入水平，也能够提高政策可信度。参考文献（References）：1 叶晗，方静，朱立志，等.我国牧区草原生态补偿机制构建研究 J.中国农业资源与区划，2020，41（12）：202-209.YE 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