馬文芳，孟　梅，唐洪松，李　靜

(新疆農(nóng)業(yè)大學管理學院，烏魯木齊　830052)

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·問題研究·

福?？h牧民牧草地流轉(zhuǎn)行為影響因素研究*

馬文芳，孟梅※，唐洪松，李靜

(新疆農(nóng)業(yè)大學管理學院，烏魯木齊830052)

新疆是我國五大牧區(qū)之一，隨著“定居興牧”工程的實施，牧草地流轉(zhuǎn)也逐漸普遍，因此對牧草地流轉(zhuǎn)行為的影響因素進行研究，對牧草地合理利用、牧民增收以及畜牧業(yè)的健康發(fā)展有著重要的現(xiàn)實意義。文章以新疆福海縣156戶牧民調(diào)研數(shù)據(jù)為基礎，運用logistic模型對牧民牧草地流轉(zhuǎn)行為的影響因素進行了實證分析。模型結(jié)果表明： (1)牧民年齡、流轉(zhuǎn)意愿和牧民對當前牲畜價格滿意度對牧草地轉(zhuǎn)入有顯著的負向影響； 戶主文化程度、家庭子女數(shù)、養(yǎng)殖牲畜頭數(shù)、家庭勞動力人數(shù)和現(xiàn)有牧草地面積對牧草地轉(zhuǎn)入有顯著的正向影響。(2)牧民年齡、現(xiàn)有牧草地面積和牧民對當前牲畜價格滿意度對牧草地轉(zhuǎn)出有顯著的正向影響； 家庭子女數(shù)和牧民對社會保障滿意度對牧草地轉(zhuǎn)出有顯著的負向影響。雖然影響牧草地流轉(zhuǎn)行為的微觀因素較多，要使得牧草地得到合理利用開發(fā)，還需要加強宏觀政策的落實。

牧草地流轉(zhuǎn)牧民logistic模型福海縣

0　引言

改革開放以來，新疆畜牧業(yè)逐步成為新疆農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的支柱產(chǎn)業(yè)，畜牧業(yè)在大農(nóng)業(yè)中的主體地位初步顯現(xiàn)。發(fā)展草原畜牧業(yè)離不開草地資源，草地是牧民的生存發(fā)展保障，也是牧區(qū)發(fā)展的物質(zhì)基礎。隨著近年來新疆草地資源減少，政府開展禁牧、休牧行動，草場禁止隨意放牧。因此新疆實施了“定居興牧”工程，使牧民定居工程在不損害牧民核心利益的前提下，循序漸進地進行。定居的牧民并沒有喪失對原有草場的使用權(quán)，同時，他們在山下?lián)碛辛擞烧蠓a貼的定居房及附屬設施，同時分得了一定面積的草料地(人工牧草地)。但目前普遍存在的現(xiàn)象是，搬遷定居后的牧民將政府分配給自己的飼草地甚至口糧地向外轉(zhuǎn)包或出租，出現(xiàn)了大量的草地流轉(zhuǎn)，這對牧民的生產(chǎn)生活產(chǎn)生很大的影響。

21世紀初，中國農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)開始盛行，土地流轉(zhuǎn)模式、流轉(zhuǎn)的社會經(jīng)濟效益以及流轉(zhuǎn)的影響因素等都成為了國內(nèi)學者在政治、社會、資源以及環(huán)境方面討論的焦點和熱點。目前農(nóng)地流轉(zhuǎn)影響因素的研究成果較為豐富，如王巖[1]、劉金蕾[2]、許恒周[3]、李寧順[4]、樂章[5]、尹奇[6]、紀明波[7]、解明明[8]、鐘曉蘭[9]、關(guān)江華[10]等從不同的視角分析了區(qū)域農(nóng)用地流轉(zhuǎn)行為的影響因素； 伊力奇[11]和聶薩茹拉[12]對內(nèi)蒙古草原的流轉(zhuǎn)影響因素進行了初步探討。可以看出，目前對牧草地流轉(zhuǎn)影響因素的研究還比較少。牧草地作為農(nóng)用地的重要組成部分，其流轉(zhuǎn)與農(nóng)用地流轉(zhuǎn)存在相同點，但由于牧草地在社會經(jīng)濟中發(fā)揮著不同的作用，影響其流轉(zhuǎn)的因素也存在一定的差異，因此對牧草地流轉(zhuǎn)行為的影響因素進行研究，不僅可以填補該研究領(lǐng)域的空白，同時對牧草地合理利用、促進牧民增收以及畜牧業(yè)的健康發(fā)展有著重要的現(xiàn)實意義?；诖耍恼乱愿：？h為例，對牧草地流傳行為的影響因素進行實證分析。

1　研究區(qū)域概況與數(shù)據(jù)來源

1.1研究區(qū)域概況

研究區(qū)域位于阿勒泰地區(qū)中心位置，區(qū)位優(yōu)越、交通便捷、資源富集，發(fā)展?jié)摿薮蟆?013年末福?？h土地總面積為332.613 009萬hm2，其中草地面積174.459 985萬hm2，占土地總面積的52.45%。包括天然草場110.226 443萬hm2，人工牧草地1.577 183萬hm2，其他草地62.656 359萬hm2。福?？h是新疆主要的畜牧業(yè)基地之一，是阿勒泰大尾羊的原產(chǎn)地， 2013年被評為“中國駝奶之都”。2013年，福?？h年末牲畜存欄41.61萬頭(只)，全年牲畜出欄32.1萬頭(只)； 肉類總產(chǎn)量1.163 8萬t，牛奶產(chǎn)量2.523 3萬t，綿羊毛產(chǎn)量592t。福?？h按照發(fā)展安全、優(yōu)質(zhì)、生態(tài)、高產(chǎn)現(xiàn)代畜牧業(yè)的要求，圍繞改造提升傳統(tǒng)畜牧業(yè)和開擴創(chuàng)新現(xiàn)代畜牧業(yè)兩大方向，致力于發(fā)展高效型畜牧業(yè)，促進畜牧業(yè)發(fā)展。其中齊干吉迭鄉(xiāng)和闊克阿尕什鄉(xiāng)主要以畜牧業(yè)為主，是大尾羊的原生產(chǎn)地，農(nóng)牧民人均純收入較高。

1.2數(shù)據(jù)來源

該次研究主要是通過問卷調(diào)查的形式采集數(shù)據(jù)，收集了福?？h齊干吉迭鄉(xiāng)(齊干吉迭村、博列克托別村、阿克阿熱勒村、賽克露村)和闊克阿尕什鄉(xiāng)(闊克卓爾尕村、齊巴爾窩依村)2個鄉(xiāng)6個村的調(diào)查數(shù)據(jù)。發(fā)放問卷200份，收回182份，回收率91%，有效問卷156份，有效率85.71%。

2　研究方法

2.1變量選擇

首先，在參考前人相關(guān)文獻的基礎上，找出相關(guān)影響因素[5-10]； 其次，在實地調(diào)研基礎上，根據(jù)牧區(qū)牧民生活習慣與習俗，確定區(qū)域特殊影響因素。最終從牧戶個人特征、牧戶家庭特征、牧戶資源稟賦、牧草地流轉(zhuǎn)特征、外部環(huán)境因素這5個方面進行分析。

在牧戶個人特征方面，選取了年齡與戶主文化程度2個指標。一般來說，由于戶主的年齡大小不同會對土地依賴程度不同，進而影響流轉(zhuǎn)行為。戶主文化程度高低決定就業(yè)范圍，牧民文化程度越高，接受新事物能力越強，從事非農(nóng)業(yè)的機會相對較高，偏向于牧草地轉(zhuǎn)出，而在規(guī)?；N植管理方面，會希望轉(zhuǎn)入土地，以獲得規(guī)模經(jīng)濟效益。在牧戶家庭特征方面，選取了家庭人口數(shù)、家庭子女數(shù)、家庭最高學歷、養(yǎng)殖牲畜頭數(shù)、家庭收入及家庭收入來源6個指標。假設牧戶家庭收入來源主要是種植業(yè)與養(yǎng)殖業(yè)，由于牧民主要是以放牧養(yǎng)殖牲畜為主，需要大量飼草料喂養(yǎng)牲畜，對牧草地依賴性較大，發(fā)生牧草地流轉(zhuǎn)的可能性要更大。

在牧戶資源稟賦方面，選取了家庭勞動力人數(shù)、現(xiàn)有牧草地面積、人均牧草地面積3個指標。該文主要從要素稟賦中的勞動力和土地這兩個要素分析，勞動力數(shù)量越少，牧草地轉(zhuǎn)出的可能性越大，而草地面積的大小決定了家庭生產(chǎn)規(guī)模，對于流轉(zhuǎn)行為也產(chǎn)生一定的影響。

在牧草地流轉(zhuǎn)特征方面，選取了流轉(zhuǎn)意愿、流轉(zhuǎn)方式、流轉(zhuǎn)途徑、流轉(zhuǎn)社會關(guān)系、流轉(zhuǎn)合同簽訂情況、年流轉(zhuǎn)租金、政府干預情況7個指標。其中流轉(zhuǎn)意愿在流轉(zhuǎn)行為中占有重要作用，它直接影響著牧戶的決策。流轉(zhuǎn)合同的簽訂反映著流轉(zhuǎn)交易的穩(wěn)定性，也是草地順利流轉(zhuǎn)的基礎。在牧區(qū)因為思想觀念與民族風俗習慣的影響，部分牧民未簽訂合同，只進行口頭協(xié)議，由于沒有明確的權(quán)責利約定和法律約束，容易發(fā)生糾紛，會影響牧草地流轉(zhuǎn)的穩(wěn)定性。在外部因素方面，選取了社會保障滿意程度和牧民對當前牲畜價格的滿意程度2個指標，牧區(qū)牧民對社會保障的滿意度與對牧草地的依賴程度呈反比； 牲畜市場前景的好壞也間接影響牧草地的流轉(zhuǎn)，假設牲畜的市場價格較高，牧民養(yǎng)殖積極性增加，需要增加飼草料地，可能轉(zhuǎn)入草地的概率較大，反之較小。根據(jù)以上分析，該研究共選取20個變量進行研究(表1)。

2.2變量賦值與選擇

2.2.1變量賦值

該研究將牧戶牧草地流轉(zhuǎn)行為設為被解釋變量，牧戶轉(zhuǎn)入或轉(zhuǎn)出賦值為1，沒有轉(zhuǎn)入或轉(zhuǎn)出賦值為0。將牧戶個人特征變量、牧戶家庭特征變量、牧戶資源稟賦變量、土地流轉(zhuǎn)特征變量和外部因素變量設為解釋變量，其賦值如表2所示。

表1　各影響因素的測量方法及其對被解釋變量的預期作用方向

變量名稱測量方法轉(zhuǎn)入預期符號為轉(zhuǎn)出預期符號牧戶個人特征年齡根據(jù)調(diào)查數(shù)據(jù)直接測量-+戶主文化程度根據(jù)實際教育水平直接測量++牧戶家庭特征家庭人口數(shù)直接測量+-家庭子女數(shù)直接測量+-家庭最高學歷直接測量+-家庭收入直接測量+-家庭收入來源直接測量+-養(yǎng)殖牲畜頭數(shù)根據(jù)賦值結(jié)果直接測量+-牧戶資源稟賦家庭勞動力人數(shù)直接測量+-現(xiàn)有牧草地面積根據(jù)實際調(diào)查結(jié)果直接測量+-人均牧草地面積牧草地面積與家庭人口數(shù)比重-+牧草地流轉(zhuǎn)特征流轉(zhuǎn)意愿根據(jù)流轉(zhuǎn)意愿直接測量++流轉(zhuǎn)方式根據(jù)實際調(diào)查直接測量+/-+/-流轉(zhuǎn)合同簽訂情況根據(jù)實際調(diào)查直接測量+/-+/-流轉(zhuǎn)社會關(guān)系根據(jù)實際調(diào)查直接測量+/-+/-流轉(zhuǎn)途徑根據(jù)實際調(diào)查直接測量--政府干預情況根據(jù)實際調(diào)查直接測量-+年流轉(zhuǎn)租金根據(jù)實際調(diào)查直接測量-+外部環(huán)境因素社會保障滿意程度根據(jù)滿意程度賦值后直接測量-+牧民對當前牲畜價格的滿意程度根據(jù)滿意程度賦值后直接測量-+ 注:“+”表示正向影響,“-”表示負向影響,“+/-”表示影響方向不確定

表2　模型各解釋變量賦值及其均值分布

變量名稱變量定義平均值牧戶個人特征年齡1=18-30歲;2=31-45歲;3=46-65歲;4=65歲以上2.20戶主文化程度1=文盲;2=小學;3=初中;4=高中;5=大專以上3.01牧戶家庭特征家庭人口數(shù)連續(xù)變量4.28家庭子女數(shù)連續(xù)變量1.99家庭最高學歷1=文盲;2=小學;3=初中;4=高中;5=大專以上3.40家庭收入1=0.5萬-1萬;2=1萬-5萬;3=5萬-10萬;4=10萬以上2.24家庭收入來源1=養(yǎng)殖業(yè);2=種植業(yè);3=外出打工;4=經(jīng)商;5=手工業(yè);6=旅游業(yè);7=其他1.55養(yǎng)殖牲畜頭數(shù)連續(xù)變量51.21牧戶資源稟賦家庭勞動力人數(shù)連續(xù)變量2.60現(xiàn)有牧草地面積(hm2)連續(xù)變量3.29人均牧草地面積(hm2)連續(xù)變量0.84牧草地流轉(zhuǎn)特征流轉(zhuǎn)意愿1=愿意轉(zhuǎn)出;2=愿意轉(zhuǎn)入;3=都不愿意;4=都愿意1.91流轉(zhuǎn)方式1=轉(zhuǎn)包;2=轉(zhuǎn)讓;3=出租;4=互換;5=反租倒包;5=入股;7=其他2.60流轉(zhuǎn)合同簽訂情況1=已簽訂;2=未簽訂1.50流轉(zhuǎn)社會關(guān)系1=牧戶對個人;2=牧戶對企業(yè);3=牧戶對小隊;4=牧戶對村委員會;5=牧戶對專業(yè)合作組織;6=村委會對企業(yè);7=其他1.99流轉(zhuǎn)途徑1=政府統(tǒng)一組織;2=與用地單位直接協(xié)商,自愿流轉(zhuǎn);3=政府出面協(xié)商,自愿流轉(zhuǎn);4=村委會出面組織流轉(zhuǎn);5=村委會組織,自愿流轉(zhuǎn);6=自由流轉(zhuǎn);7=其他4.21政府干預情況1=干預過;2=沒有;3=不清楚1.60年流轉(zhuǎn)租金(元)連續(xù)變量149.23外部環(huán)境因素社會保障滿意程度1=非常滿意;2=滿意;3=一般;4=不滿意;5=很不滿意2.43牧民對當前牲畜價格的滿意程度1=非常滿意;2=滿意;3=一般;4=不滿意;5=很不滿意2.82

2.2.2變量的選擇

該文采用SPSS19.0統(tǒng)計軟件對以上變量數(shù)據(jù)進行Pearson 相關(guān)系數(shù)的顯著性檢驗，根據(jù)0.5≤|r|≤0.8，sig<0.05時可認為中度相關(guān)、|r|≥0.8以及sig<0.01時可認為高度相關(guān)的原則，進行分析得出變量中現(xiàn)有人工牧草地面積與人均人工牧草地面積、家庭人口數(shù)與家庭子女數(shù)、戶主文化程度與家庭最高學歷兩者之間呈現(xiàn)高度相關(guān)，r分別為0.955、0.736、0.637，sig值都為0。再運用SPSS19.0統(tǒng)計軟件對以上變量數(shù)據(jù)進行共線性檢驗，根據(jù)符合容忍度<0.1，即VIF(方差膨脹因子)>10條件判定變量之間是否存在共線性，可以得知變量中現(xiàn)有人工牧草地面積與人均人工牧草地面積存在共線性，容忍度分別為0.064、0.062，VIF分別為15.518、16.155。因此結(jié)合以上檢驗結(jié)果，考慮到5個方面指標選取的平衡性，剔除人均人工牧草地面積、家庭人口數(shù)、家庭最高學歷這3個變量。最后選擇17個變量進入模型進行分析。

2.3模型分析

該文采用SPSS19.0統(tǒng)計軟件對以上變量數(shù)據(jù)進行Logistic回歸分析。由于涉及的因素較多且具有復雜性，該文對流轉(zhuǎn)過程的兩種行為進行分析。根據(jù)因變量取值類別的不同，最終運用全回歸的方法進行二元回歸模型分析。若牧戶轉(zhuǎn)出牧草地，將因變量Y設為1，否則為0； 轉(zhuǎn)入同理。自變量分別是上述的17個變量。見公式(1)(2)：

P=(Y=1)=f(X1,X2,……,X17

(1)

(2)

其中β0,β1,…,β17為待估參數(shù)，β0常數(shù)項表示在不受變量因素影響下，流轉(zhuǎn)土地與否的概率之比的對數(shù)值； 回歸系數(shù)β1,β2,…,β17表示對因變量改變一單位時，流轉(zhuǎn)土地與否的概率之比的對數(shù)值的變化值，即可認為是對牧戶流轉(zhuǎn)土地行為傾向的影響程度大小。

把因變量與17個自變量數(shù)據(jù)錄入并運行程序，得出轉(zhuǎn)入與轉(zhuǎn)出行為模型，它們的-2對數(shù)似然值分別為98.556、65.263，卡方為115.624、81.569，sig都為0.000，低于5%的顯著水平。轉(zhuǎn)入行為模型中Cox&SnellR2和NagelkerkeR2分別為0.523、0.701，轉(zhuǎn)出行為模型中分別為0.407、0.668。各檢驗值均符合經(jīng)濟意義，整體上看兩個模型擬合度較好，可用于解釋分析。

3　模型結(jié)果與分析

3.1牧草地轉(zhuǎn)入行為影響因素分析

模型中，共有8個變量具有顯著性，牧戶個人特征與資源稟賦2個方面的4個要素全部都具有顯著性，且觀察其回歸系數(shù)可知，這些變量對牧草地轉(zhuǎn)入行為相比其他變量來說大部分影響較大。當然在其他變量中，流轉(zhuǎn)意愿與牧民對當前牲畜價格的滿意程度sig值都在1%的置信水平下顯著影響較大，家庭子女數(shù)與養(yǎng)殖牲畜頭數(shù)影響程度次之。

表3　牧戶牧草地轉(zhuǎn)入行為影響因素結(jié)果

變量 轉(zhuǎn)入行為B(回歸系數(shù))Sig.(顯著性檢驗)Exp(B)牧戶個人特征年齡***-1.4830.0010.227戶主文化程度***1.0410.0042.832牧戶家庭特征家庭子女數(shù)**0.8820.0342.415家庭年收入-0.1200.8210.887家庭收入來源0.1170.7281.125牲畜頭數(shù)*0.0150.0541.015牧戶資源稟賦家庭勞動力人數(shù)**1.0210.0132.777現(xiàn)有牧草地面積*0.0090.0521.009牧草地流轉(zhuǎn)特征流轉(zhuǎn)意愿***-1.4600.0000.999流轉(zhuǎn)方式-0.0010.9960.999合同簽訂情況-1.0120.1020.363流轉(zhuǎn)社會關(guān)系-0.1240.5150.883流轉(zhuǎn)途徑-0.1390.4310.870政府干預情況-0.5780.2840.561年流轉(zhuǎn)租金-0.0060.2530.994外部環(huán)境因素對社會保障滿意程度-0.4700.1480.625牧民對當前牲畜價格的滿意程度***-1.2890.0030.275常量7.4150.0311660.829 注:*、**、***分別表示顯著水平為10%、5%和1%

(1)牧戶個人特征：在模型中，年齡(0.001)呈現(xiàn)負向關(guān)系，戶主文化程度(0.004)呈現(xiàn)正向關(guān)系，與預期方向一致且通過模型檢驗并且顯著，這說明牧民年齡越大，喪失勞動力可能性較大，更不傾向于轉(zhuǎn)入土地。戶主文化程度越高，對規(guī)?；?jīng)營管理較清楚，更傾向于轉(zhuǎn)入土地。

(2)牧戶家庭特征：家庭子女數(shù)(0.034)的回歸系數(shù)為0.882，呈正向關(guān)系，且通過了顯著性檢驗，與預期方向相同，通過實地調(diào)研了解到家庭子女數(shù)越多，牧民既要獲得更多收益，又要照顧子女，因此，牧民選擇就近轉(zhuǎn)入牧草地獲得經(jīng)濟收入。牲畜頭數(shù)(0.054)通過了顯著性檢驗，與預期方向相同，牧民家庭收入來源主要是種植業(yè)與養(yǎng)殖業(yè)，這與當?shù)孛袼罪L情與習慣有很大的關(guān)系，牧民擅長養(yǎng)殖且便于維持生計，因此養(yǎng)殖牲畜數(shù)量越多，越需要大量飼草料供給，則需要轉(zhuǎn)入牧草地。家庭收入與預期方向相反，結(jié)果說明家庭收入越高，牧民越不愿意轉(zhuǎn)入土地，這與當?shù)啬撩袼枷胼^為保守有關(guān)，規(guī)?；?jīng)營并未得到推廣。

(3)牧戶資源稟賦：家庭勞動力人數(shù)(0.013)與現(xiàn)有牧草地面積(0.052)都通過了顯著性檢驗，且呈現(xiàn)正向關(guān)系，與預期一致。說明家庭勞動力人數(shù)這一因素對轉(zhuǎn)入行為影響作用明顯，勞動力充足，更加傾向于轉(zhuǎn)入牧草地。現(xiàn)有牧草地面積在較多的基礎上，牧民會傾向于轉(zhuǎn)入牧草地，以擴大種植規(guī)模。

(4)流轉(zhuǎn)特征：流轉(zhuǎn)意愿在1%的置信水平下顯著(0.000)，系數(shù)為-1.46，呈現(xiàn)負關(guān)系，這與理論預期相違背，說明了牧民的轉(zhuǎn)入意愿越高，但最后可能沒有轉(zhuǎn)入行為。通過實地調(diào)查，可以發(fā)現(xiàn)當?shù)啬撩裢ǔＴ敢廪D(zhuǎn)入土地，但是由于牧民轉(zhuǎn)入意愿高出轉(zhuǎn)出意愿，思想還較保守、傳統(tǒng)，在實際上很少有牧民轉(zhuǎn)出土地，造成土地來源受到限制，因此也導致了牧民傾向轉(zhuǎn)入土地，可是結(jié)果并不理想。其余6個變量都未能通過檢驗，但觀察其回歸系數(shù)都為負值，在表1中，一些變量無法預期其方向，經(jīng)過模型確定以上要素與牧草地轉(zhuǎn)入行為呈反比。在實地調(diào)查中，發(fā)現(xiàn)當?shù)亓鬓D(zhuǎn)方式以出租為主、流轉(zhuǎn)途徑多為村委會出面組織流轉(zhuǎn)，流轉(zhuǎn)社會關(guān)系大部分是對企業(yè)，流轉(zhuǎn)合同簽訂各占一半，政府干預較多，年流轉(zhuǎn)租金相對于當?shù)夭糠帜撩駚碚f較高，因此，這也說明了以上變量與轉(zhuǎn)入行為為負向關(guān)系。

(5)在外部環(huán)境因素方面：社會保障滿意程度與牧民對當前牲畜價格的滿意程度皆呈現(xiàn)負向關(guān)系，與預期判別的相一致。其中牧民對當前牲畜價格的滿意程度(0.003)在1%的置信水平下顯著，結(jié)果表明由于當?shù)匦竽翗I(yè)發(fā)展較好于農(nóng)業(yè)，若牲畜價格較高，則牧民畜牧業(yè)生產(chǎn)積極性越高，相比自己種植飼草料，從市場購買飼草料更節(jié)約勞動力成本，從而對土地的依賴性會降低，轉(zhuǎn)入的可能性降低。

3.2牧草地轉(zhuǎn)出行為影響因素分析

在牧草地轉(zhuǎn)出模型中，有5個變量具有顯著性，其中外部環(huán)境因素的2個要素都具有顯著性，觀察其回歸系數(shù)可知，牧民對當前牲畜價格的滿意程度影響力大于牧民對社會保障的滿意程度影響力。另外，年齡與牧民現(xiàn)有牧草地面積sig值都在1%的置信水平下，影響顯著。家庭子女數(shù)相比以上4個變量顯著性較弱，但根據(jù)其回歸系數(shù)發(fā)現(xiàn)家庭子女數(shù)相比牧民現(xiàn)有牧草地面積對牧民轉(zhuǎn)出行為的影響較大。

表4　牧戶牧草地轉(zhuǎn)出行為影響因素結(jié)果

變量 轉(zhuǎn)出行為B(回歸系數(shù))Sig.(顯著性檢驗)Exp(B)牧戶個人特征年齡***2.6640.00014.358戶主文化程度-0.0900.8210.914牧戶家庭特征家庭子女數(shù)*-1.0640.0770.345家庭年收入0.5670.4211.763家庭收入來源-.1390.7070.870牲畜頭數(shù)0.0000.9581.000牧戶資源稟賦家庭勞動力人數(shù)-0.2770.5670.758現(xiàn)有牧草地面積***0.0140.0021.014牧草地流轉(zhuǎn)特征流轉(zhuǎn)意愿0.3440.4531.411流轉(zhuǎn)方式-0.0540.8270.948流轉(zhuǎn)合同簽訂情況1.0250.2452.788流轉(zhuǎn)社會關(guān)系-0.0130.9530.987流轉(zhuǎn)途徑-0.1400.5260.869政府干預情況-0.0990.8740.906年流轉(zhuǎn)租金0.0000.9911.000外部環(huán)境因素對社會保障滿意程度*-0.7410.0700.476牧民對當前牲畜價格的滿意程度**1.2160.0383.374常量-10.7220.0120.000 注:*、**、***分別表示顯著水平為10%、5%和1%

(1)牧戶個人特征：年齡(0.000)與預期判別方向相一致，通過模型檢驗并且顯著，這說明牧民年齡越大，生產(chǎn)能力下降，更傾向于轉(zhuǎn)出土地，這一因素對牧草地轉(zhuǎn)出行為影響甚大。戶主文化程度未通過模型檢驗，系數(shù)為負與預期判別相反，說明戶主文化程度越高對規(guī)?；?jīng)營管理越清楚，更不傾向于轉(zhuǎn)出土地。

(2)牧戶家庭特征：家庭年收入、家庭收入來源及養(yǎng)殖牲畜頭數(shù)的回歸系數(shù)與預期判別的大部分相同，都呈現(xiàn)正向作用，未通過檢驗。其中家庭收入來源與預期判斷不一致，呈現(xiàn)負向關(guān)系，這說明收入來源越廣，對土地依賴性越小，牧民更傾向于把土地轉(zhuǎn)出。這些變量中，家庭子女數(shù)(0.077)系數(shù)為-1.064，且通過顯著性檢驗，同在上述轉(zhuǎn)入行為分析中同樣的原因，在牧區(qū)家庭子女數(shù)多，牧民既要獲得更多的收益用于撫養(yǎng)子女，又要照顧子女，考慮本身缺乏就業(yè)技能，外出打工不便，因此牧民會選擇就近擇業(yè)獲得收益，轉(zhuǎn)出土地可能性低。

(3)牧戶資源稟賦：家庭勞動力人數(shù)與轉(zhuǎn)出行為呈負向關(guān)系，與預期判別一致，但未通過顯著性檢驗。現(xiàn)有牧草地面積(0.002)在5%的置信水平之間通過了顯著性檢驗，回歸系數(shù)0.014，呈現(xiàn)正向關(guān)系，但與預期判別不一致，結(jié)果表明家庭現(xiàn)有的牧草地持有量充足，牧草地能充分解決牧戶生活生產(chǎn)的需要，為了節(jié)約成本，減少勞動力投入，多余的牧草地傾向于轉(zhuǎn)出，但趨向并不是很明顯。

(4)在流轉(zhuǎn)特征方面：流轉(zhuǎn)意愿、流轉(zhuǎn)方式、流轉(zhuǎn)途徑、流轉(zhuǎn)社會關(guān)系、流轉(zhuǎn)合同簽訂情況、年流轉(zhuǎn)租金、政府干預情況這7個變量都未能通過檢驗，但觀察其回歸系數(shù)，大部分與預期方向一致。其中流轉(zhuǎn)意愿為正值，這與轉(zhuǎn)入意愿相反，轉(zhuǎn)出意愿正向影響著轉(zhuǎn)出行為，但在模型檢驗中未通過，這說明因為種種原因或者生活習慣，意愿對于牧民最后轉(zhuǎn)出的決策顯著性不大。年流轉(zhuǎn)租金與預期方向結(jié)果相同，但影響作用非常小，與常理不符。通過實地調(diào)研的了解，由于福海縣當?shù)啬敛莸刭|(zhì)量不理想，年流轉(zhuǎn)價格平均在150元左右，最低100元，最高也達不到300元，年流轉(zhuǎn)租金很難提高，因此牧草地的流轉(zhuǎn)價格對于牧民轉(zhuǎn)出行為來說沒有較大的影響。

(5)在外部環(huán)境因素方面：社會保障滿意程度(0.070)與轉(zhuǎn)出行為呈反向關(guān)系，這與預期判別不一致，一般來說對社會保障越滿意，對土地的依賴性可能越小，人們會傾向于轉(zhuǎn)出土地。但對于牧民來說，缺少就業(yè)技能，牧民會考慮長遠的利益，盡管當前對社保表示滿意，但也會對土地有保留。牧民對當前牲畜價格的滿意程度呈現(xiàn)正向關(guān)系，與預期判別的相一致，且在5%的置信水平下顯著(0.038)，結(jié)果表明由于當?shù)匦竽翗I(yè)發(fā)展較好于農(nóng)業(yè)，若牲畜價格較高，則牧民從事養(yǎng)殖的積極性越高，養(yǎng)殖牲畜的規(guī)模越大，因而對飼草料的需要增大，使飼草料價格上升，導致牧草地流轉(zhuǎn)價格上升，在比較利益的驅(qū)動下，一些生產(chǎn)效益低的牧民就會將牧草地轉(zhuǎn)出。

4　討論與結(jié)論

通過Logistic模型對新疆福?？h調(diào)研數(shù)據(jù)的測算，結(jié)果顯示：在17個指標變量中，戶主年齡、文化程度、家庭子女數(shù)、家庭勞動力人數(shù)、牲畜頭數(shù)、現(xiàn)有牧草地面積、流轉(zhuǎn)意愿、牧民對當前牲畜價格的滿意程度及對社會保障部滿意程度這9個因素對牧草地流轉(zhuǎn)行為影響作用強度較大，其中影響作用最大的因子是戶主年齡、文化程度、現(xiàn)有牧草地面積、流轉(zhuǎn)意愿及牧民對當前牲畜價格的滿意程度。通過上述研究，結(jié)論如下。

(1)牧戶個人特征和牧戶家庭特征對牧戶牧草地流轉(zhuǎn)行為的影響

通過以上分析，明顯地可以看出，年齡(負向)(正向)、家庭子女數(shù)(正向)(負向)都對轉(zhuǎn)入、轉(zhuǎn)出行為影響作用很大。戶主文化程度與牲畜頭數(shù)(正向)對轉(zhuǎn)入行為的影響作用也較大。這表明在牧區(qū)養(yǎng)殖牲畜方式依舊是粗放型，因此這需要當?shù)啬撩駥W習新的畜牧業(yè)生產(chǎn)技術(shù)以及擴大圈舍集中養(yǎng)殖，改變粗放放牧方式，緩解來自年齡限制與勞動力不足的壓力，既能切實增加牧戶的實際收入，也能尊重牧區(qū)牧民的生活習慣。

(2)牧戶資源稟賦和牧草地流轉(zhuǎn)特征對牧戶牧草地流轉(zhuǎn)行為的影響

在牧戶資源稟賦方面，影響轉(zhuǎn)入與轉(zhuǎn)出的顯著因素完全不同。在轉(zhuǎn)入行為中，家庭勞動力人數(shù)與現(xiàn)有牧草地面積(正向)影響作用很大，這表明在現(xiàn)階段勞動力人數(shù)對承包牧草地來說起著關(guān)鍵性作用，也進一步說明了圈舍建設集中養(yǎng)殖的必要性，盡可能減少牧民上山放牧導致勞動力不足帶來的想承包而不能承包的處境。在轉(zhuǎn)出行為中，現(xiàn)有牧草地面積(正向)影響作用較大，這表明土地的擁有量是決定轉(zhuǎn)出與否的關(guān)鍵問題，可以看出當牧區(qū)牧民擁有面積較多時，有一部分會選擇轉(zhuǎn)出牧草地，沒有形成擴大規(guī)模種植的意識。因此，政府應引導鼓勵有擴大畜牧業(yè)經(jīng)營規(guī)模意愿和有能力的牧戶轉(zhuǎn)入牧草地，形成規(guī)模經(jīng)營。在牧草地流轉(zhuǎn)特征方面，劉克春(2006年)指出意愿與行為密切相關(guān)，流轉(zhuǎn)意愿是流轉(zhuǎn)行為的中介變量[13]。在上述分析中，福?？h當?shù)啬撩褶D(zhuǎn)出意愿對轉(zhuǎn)出行為沒有較大作用，轉(zhuǎn)入意愿(負向)對轉(zhuǎn)入行為顯著性明顯，由此可知，雖然牧戶具有牧草地流轉(zhuǎn)意愿，但并不一定完全可以轉(zhuǎn)化為流轉(zhuǎn)行為。在牧區(qū)，勞動力數(shù)量的限制，技能缺乏，資金不足以及風俗習慣等等因素都會影響牧戶的最終決策。

(3)牧戶對外部環(huán)境滿意度對牧草地流轉(zhuǎn)行為的影響

牧戶對當前牲畜價格滿意度對轉(zhuǎn)入(負向)轉(zhuǎn)出(正向)有較大的影響，牧戶對社會保障的滿意度(負向)對轉(zhuǎn)出也有顯著的作用。由此可以看出，外部環(huán)境的兩個主觀性因素在模型中對牧民流轉(zhuǎn)牧草地行為影響都較顯著，在今后，當?shù)赜嘘P(guān)部門應重視外在環(huán)境對牧民流轉(zhuǎn)行為選擇的影響。

綜上所述，從模型分析和調(diào)研結(jié)果來看，限制牧草地流轉(zhuǎn)與農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為的影響因素存在不同，比如：勞動力不足，技能缺乏，對流轉(zhuǎn)市場概念模糊、信息不對稱，生活習慣以及思想較保守、傳統(tǒng)等還在影響著牧戶的決策，這與農(nóng)地流轉(zhuǎn)相比，還存在差距。鑒于此，在保障牧民現(xiàn)有的生活水平下，還是要逐步引導鼓勵牧民由傳統(tǒng)畜牧業(yè)向現(xiàn)代畜牧業(yè)方向轉(zhuǎn)變。

[1]王巖， 楊俊孝.天山北坡經(jīng)濟帶農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為影響因素分析——以瑪納斯縣為例.中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃， 2013， 34(6)：43～50,69

[2]劉金蕾， 祝新亞，李敬鎖，等.山東省土地流轉(zhuǎn)的影響因素分析.中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃， 2014， 35(6)： 32～38

[3]許恒周， 郭忠興.農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)影響因素的理論與實證研究——基于農(nóng)民階層分化與產(chǎn)權(quán)偏好的視角.中國人口.資源與環(huán)境， 2011， 03： 94～98

[4]李寧順， 金波.農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)市場現(xiàn)狀初探.中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃， 2010， 31(5)： 42～45

[5]樂章. 農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)意愿及解釋——基于十省份千戶農(nóng)民調(diào)查數(shù)據(jù)的實證分析.農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題， 2010， 02：64～70,111

[6]尹奇， 張華.川西山區(qū)農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)現(xiàn)狀及制約因素分析——以四川省雅安市為例.中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃， 2010， 31(2)： 52～56

[7]紀明波， 周云峰，陳印軍.安徽省農(nóng)村耕地流轉(zhuǎn)的調(diào)查研究.中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃， 2009， 06： 20～24

[8]解明明， 柯佑鵬，過建春.蕉農(nóng)土地流轉(zhuǎn)意愿及影響因素分析——基于廣西278戶蕉農(nóng)的調(diào)查.廣東農(nóng)業(yè)科學， 2014， 11： 222～226

[9]關(guān)江華， 黃朝禧，胡銀根.基于Logistic回歸模型的農(nóng)戶宅基地流轉(zhuǎn)意愿研究——以微觀福利為視角.經(jīng)濟地理， 2013， 08： 128～133

[10]鐘曉蘭， 李江濤，馮艷芬，等.農(nóng)戶認知視角下廣東省農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)意愿與流轉(zhuǎn)行為研究.資源科學， 2013， 10： 2082～2093

[11]伊力奇， 張裕鳳，薩如拉.內(nèi)蒙古西烏珠穆沁旗牧草地流轉(zhuǎn)影響因素分析.中國土地科學， 2014， 10：20～24,32

[12]聶薩茹拉， 任曉晨.牧戶草原流轉(zhuǎn)意愿的研究——錫林郭勒盟為例.商， 2015， 01： 96

[13]劉克春. 農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)決策行為研究.杭州：浙江大學， 2006

INFLUENCING FACTOR OF PASTORAL AREAS OF HERDSMEN GRASSLAND TRANSFER BEHAVIOR IN FUHAI COUNTY*

Ma Wenfang，Meng Mei，Tang Hongsong，Li Jing

(1.Department of Management，Xinjiang Agriculture University，Xinjiang Urumqi 830052，China)

Xinjiang is one of the five major pastoral areas.With the implementationof the "settle down to develop animal husbandry" project, the right transfer of the grassland is general. The study on the influencing factors on pasture land circulation has important practical significance in rational utilization of grassland, herdsmen and healthy development of animal husbandry.Based on the survey of 156 herdsmen in Fuhai county, this paper analyzed the influencing factor of herdsmen grassland transfer behavior by using logistic model.The results showed that 1)age, transference willingness and the satisfaction on the current price had great negative effects on the herdsmen glass land transfer-in behavior; the number of children, the head of the household culture degree, the livestock, family labor force and existing grassland area had great positive effects on the herdsmen glass land transfer.2)age, the head of the household culture degree, and the price satisfaction had great positive effects on the herdsmen glass land transfer out behavior; the number of children and the satisfaction of social security hadgreat negative effects on the herdsmen glass land transferout behavior. Although there were many factors that affected the behavior of pasture land transfer, it needed to make a reasonable use of the development of grassland and strengthen the implementation of macroeconomic policies.

grassland transfer; herdsmen; logistic model; Fuhai county

10.7621/cjarrp.1005-9121.20160813

2015-06-06

馬文芳(1992—)，女，新疆吐魯番人，碩士研究生。研究方向：土地資源可持續(xù)利用?！ㄓ嵶髡撸好厦?1973—)，女，新疆烏魯木齊人，副教授、碩士生導師、副院長。研究方向：區(qū)域經(jīng)濟、土地資源可持續(xù)利用和資源環(huán)境經(jīng)濟。Email： 250708363@163.com

自治區(qū)社科基金項目“農(nóng)地流轉(zhuǎn)對搬遷定居牧民生計的影響研究”(13BGL032)

F301.3

A

1005-9121[2016]08-0089-08