劉慧慧，丁文強(qiáng)，白 榮，尹燕亭，侯向陽(yáng)*(. 蘭州大學(xué) 草地農(nóng)業(yè)科技學(xué)院，草地農(nóng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)國(guó)家重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室,甘肅 蘭州 7000; .中共寧夏回族自治區(qū)委員會(huì)黨校，寧夏行政學(xué)院 7500； .中國(guó)農(nóng)業(yè)科學(xué)院 草原研究所，農(nóng)業(yè)部草地生態(tài)與修復(fù)重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室 0000)

家庭草地承包制的施行將勞動(dòng)力和生產(chǎn)資料緊密結(jié)合在一起，促進(jìn)牧區(qū)生產(chǎn)力發(fā)展的同時(shí)也導(dǎo)致了草地高度分散化與細(xì)碎的問(wèn)題[1-2]。隨著人口的增加草地細(xì)碎化問(wèn)題愈發(fā)嚴(yán)重，直接導(dǎo)致畜牧生產(chǎn)中高成本、低效益的問(wèn)題，限制了中國(guó)畜牧業(yè)的發(fā)展[3-5]。在這樣的背景下，草地流轉(zhuǎn)成為實(shí)現(xiàn)草地規(guī)?；图s化經(jīng)營(yíng)的必要條件，對(duì)彌補(bǔ)中國(guó)草地家庭聯(lián)產(chǎn)承包制度不足和草原生態(tài)環(huán)境可持續(xù)發(fā)展有重要作用[6]。長(zhǎng)遠(yuǎn)來(lái)看，草地流轉(zhuǎn)是中國(guó)牧區(qū)發(fā)展適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)的必然趨勢(shì)[7-9]。為順利推進(jìn)牧區(qū)草地流轉(zhuǎn)進(jìn)程，需要充分考慮牧民的真實(shí)意愿。制度變遷理論認(rèn)為個(gè)體認(rèn)知決定其行為直接影響到協(xié)調(diào)個(gè)體之間關(guān)系的制度[10]；牧民是草地的經(jīng)營(yíng)者，其對(duì)草地流轉(zhuǎn)的意愿會(huì)對(duì)草地流轉(zhuǎn)的整體效率產(chǎn)生影響[11-13]。因此,需要從牧民意愿出發(fā)，深入研究草原牧區(qū)草地流轉(zhuǎn)推進(jìn)問(wèn)題，從而為草原牧區(qū)草地制度改革提供借鑒。

通過(guò)對(duì)現(xiàn)行的研究成果和現(xiàn)行性政策進(jìn)行整理歸納可以發(fā)現(xiàn)：目前國(guó)內(nèi)關(guān)于土地流轉(zhuǎn)的研究多是關(guān)于農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)方面[14-15]，探討牧戶草地流轉(zhuǎn)影響因素的研究相對(duì)缺乏?；诖?，本研究圍繞牧戶草地流轉(zhuǎn)行為，從牧戶戶主屬性特征、家庭屬性特征兩方面探究草地流轉(zhuǎn)的影響因素。

1 材料與方法

1.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究數(shù)據(jù)來(lái)源為入戶調(diào)研數(shù)據(jù)和統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)。入戶調(diào)研采取隨機(jī)分層典型抽樣方法，調(diào)查范圍涉及內(nèi)蒙古自治區(qū)草甸草原、典型草原、荒漠草原、沙地草原、草原化荒漠五大草原類型，15個(gè)旗縣45個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)(蘇木)122個(gè)村(嘎查)，運(yùn)用參與式農(nóng)村評(píng)估法進(jìn)行牧戶調(diào)查。調(diào)查組于2015年6-10月實(shí)地入戶調(diào)研，共獲得問(wèn)卷896份。調(diào)研數(shù)據(jù)樣本分布情況如表1所示。

表1 調(diào)查樣本分布情況Table 1 Distribution of survey samples

實(shí)地調(diào)研過(guò)程中，在選擇樣本農(nóng)戶時(shí)，充分考慮了牧戶的異質(zhì)性特征，盡可能選擇具有不同特征類型的農(nóng)戶, 這樣能夠保證調(diào)研結(jié)果的一般性。樣本牧戶的基本特征如表2所示。

表2 樣本牧戶基本特征Table 2 Basic characteristics of sample herdsmen

1.2 模型構(gòu)建

二元Logistic 模型是邏輯概率分布函數(shù)，又稱增長(zhǎng)函數(shù)，在統(tǒng)計(jì)學(xué)中常用于因變率是二分變率的分析，是分析個(gè)體決策行為的常見(jiàn)模型。研究牧戶的草地流轉(zhuǎn)意愿和行為，可以分為有或沒(méi)有發(fā)生草地流轉(zhuǎn)，是一個(gè)定性二分變率。因此，本文選用 Logistic 模型為基礎(chǔ)對(duì)牧戶草地流轉(zhuǎn)行為進(jìn)行回歸分析。在數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)分析牧戶參與草地流轉(zhuǎn)意愿過(guò)程中，把牧戶有流轉(zhuǎn)草地意愿的概率設(shè)為P(Y=1)， 沒(méi)有草地流轉(zhuǎn)意愿的概率 1-P(Y=0)。在分析牧戶參與草地流轉(zhuǎn)方式過(guò)程中，把牧戶轉(zhuǎn)入草地意愿的概率設(shè)為P(Y=1)，轉(zhuǎn)出草地意愿的概率 1-P(Y=0)。其線性表達(dá)式為：

logisticp=1n(p/1-p)=β0+β1X1+β2X2+…βiXi

式中:β0為常數(shù)項(xiàng)；Xj=(1,2…t)為影響因素；βi為Xj的偏回歸系數(shù)，表示當(dāng)其他影響因素取值不變時(shí)，每增加一個(gè)單位所導(dǎo)致的兩種選擇概率之比的變化率。

多元線性回歸模型是總體回歸函數(shù)，又稱多重回歸模型，是分析自變率對(duì)因變率影響程度的常見(jiàn)方法。在草地流轉(zhuǎn)問(wèn)題中，牧戶草地流轉(zhuǎn)程度受多個(gè)變量的影響，因此選擇多元線性回歸模型來(lái)檢測(cè)草地流轉(zhuǎn)程度的影響因素。其線性表達(dá)式為:

Yi=α+β1X1i+β2X2i+…+βkXki

式中，α為常數(shù)項(xiàng)，βj稱為回歸系數(shù)，表示當(dāng)其他影響因素取值不變時(shí)，每增加一個(gè)單位所導(dǎo)致的兩種選擇概率之比的變化率，Y表示流轉(zhuǎn)草場(chǎng)比重，X1i，X2i, …,Xki表示影響草地流轉(zhuǎn)各項(xiàng)因素的變量矩陣。

在分析過(guò)程中，借助 SPSS 17.0軟件中的二元Logistic回歸分析和多元線性回歸分析進(jìn)行數(shù)據(jù)的分析處理和建模。

變量設(shè)置及說(shuō)明見(jiàn)表3。

表3 變量賦值情況說(shuō)明Table 3 Description of variable assignment

2 結(jié)果與分析

2.1 牧戶流轉(zhuǎn)意愿現(xiàn)狀分析

2015年896戶的總草地面積400 840 hm2，參與草原承包經(jīng)營(yíng)權(quán)流轉(zhuǎn)的面積占總面積的23.79%，其中參與流轉(zhuǎn)的戶數(shù)為298戶，占戶數(shù)的33.26%。從表4可以發(fā)現(xiàn)，研究區(qū)牧民參與流轉(zhuǎn)的意愿，由高到低依次為草甸草原>荒漠草原>沙地草原>典型草原>草原化荒漠。一方面是因?yàn)殡S著旅游業(yè)的興起，草甸草原較其他草地類型非牧業(yè)就業(yè)機(jī)會(huì)多，經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度快 牧戶對(duì)草地的依賴性減弱，因此愿意參與草地流轉(zhuǎn)來(lái)增加財(cái)政性收入；另一方面草甸草原草產(chǎn)量高，草地流轉(zhuǎn)的預(yù)期收益大于成本，牧戶參與流轉(zhuǎn)意愿強(qiáng)。

表4 樣本地區(qū)牧戶草地流轉(zhuǎn)意愿Table 4 Grassland circulation willingness of farmers in sample area

2.2 草地流轉(zhuǎn)意愿影響因素分析

經(jīng)檢驗(yàn)，家庭屬性特征因素對(duì)草地流轉(zhuǎn)行為影響的似然比和卡方值分別為492.346和18.884，自由度10(P<0.001)，模型通過(guò)檢驗(yàn)，模型整體擬合度結(jié)果為0.534，表明自變量的偏回歸系數(shù)對(duì)因變量有顯著解釋能力。模型回歸結(jié)果如表5顯示。

表5 牧戶草原流轉(zhuǎn)意愿模型估計(jì)結(jié)果Table 5 Estimation results of participation willingness model

牧戶戶主資源稟賦對(duì)其是否選擇參與草地流轉(zhuǎn)沒(méi)有顯著影響(P>0.05)。

牧戶家庭資源屬性中：放牧強(qiáng)度對(duì)草地流轉(zhuǎn)呈顯著負(fù)向影響(P<0.001)。從影響系數(shù)看，放牧強(qiáng)度每減小1個(gè)單位，牧戶選擇參與草地流轉(zhuǎn)的概率增加34.745倍，是因?yàn)槟翍舨莸亓鬓D(zhuǎn)草地總面積增加，草地壓力減弱；牧戶家庭支出中，生活支出、牧業(yè)支出和總支出對(duì)牧戶草地流轉(zhuǎn)意愿呈顯著正向影響(P<0.001)。從影響系數(shù)看，生活支出、牧業(yè)支出和總支出每增加1個(gè)單位，牧戶選擇參與草地流轉(zhuǎn)的概率增加2.720倍、1.835倍和4.187倍。是因?yàn)椋谝?，生活支出高的家庭一般家庭?jīng)濟(jì)水平較好，有能力參與草地流轉(zhuǎn)；第二，牧業(yè)支出多說(shuō)明購(gòu)買的飼草料多，生產(chǎn)規(guī)模大需要的草地資源多，需要通過(guò)草地流轉(zhuǎn)來(lái)減輕放牧壓力，因而草地流轉(zhuǎn)意愿降強(qiáng)；第三，總支出高說(shuō)明牧戶家庭經(jīng)濟(jì)壓力大，需要擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模來(lái)獲取更高收益，因此流轉(zhuǎn)意愿強(qiáng)。牧戶生產(chǎn)規(guī)模中，家庭承包草地面積和農(nóng)用機(jī)械數(shù)量對(duì)其是否選擇參與草地流轉(zhuǎn)呈顯著正向影響(P<0.001)。從影響系數(shù)看，家庭承包草地面積和農(nóng)業(yè)機(jī)械數(shù)量每增加1個(gè)單位，牧戶選擇參與草地流轉(zhuǎn)的概率增加41.298倍和2.028倍，是因?yàn)榧彝コ邪莸孛娣e大的牧戶本身草地資源豐富，農(nóng)業(yè)機(jī)械數(shù)目多的牧戶農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平高，參與草地流轉(zhuǎn)利于形成適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)，提高牧業(yè)收益。

2.3 草地流轉(zhuǎn)程度影響影響因素分析

經(jīng)檢驗(yàn)，草地流轉(zhuǎn)行為對(duì)放牧強(qiáng)度影響的F值為49.585，擬合度為0.578，自由度10(P<0.01)，模型通過(guò)檢驗(yàn)，說(shuō)明模型整體擬合優(yōu)度較好，表明自變量的偏回歸系數(shù)對(duì)因變量有顯著解釋能力。為使模型擬合更準(zhǔn)確，本文采用方差膨脹因子(VIF)來(lái)判斷模型是否具有多重共線性。模型的VIF值均在1～1.8 之間，沒(méi)有多重共線性問(wèn)題。模型回歸結(jié)果如表6顯示。

表6 牧戶草原流轉(zhuǎn)程度模型估計(jì)結(jié)果Table 6 Estimation results of grassland circulation degree model

牧戶戶主資源稟賦中年齡對(duì)流轉(zhuǎn)草地的程度有顯著負(fù)向影響(P<0.005),影響系數(shù)為-2.074。是因?yàn)槟昙o(jì)大的牧戶勞動(dòng)能力和抵御風(fēng)險(xiǎn)的能力減弱，草地流轉(zhuǎn)的程度低。

家庭資源稟賦中，放牧強(qiáng)度對(duì)草地流轉(zhuǎn)程度呈顯著負(fù)向影響(P<0.001)。影響系數(shù)為-2.995，是因?yàn)槟翍舻牟莸亓鬓D(zhuǎn)程度越高，增加的相對(duì)草地面積越大，放牧強(qiáng)度減輕越多草地總面積增加，草地壓力減弱；生活支對(duì)牧戶草地流轉(zhuǎn)程度呈顯著正向影響(P<0.001)。從影響系數(shù)看，生活支出每增加1個(gè)單位，牧戶選擇參與草地流轉(zhuǎn)的概率增加2.921倍。是因?yàn)樯钪С龈叩募彝テ毡榻?jīng)濟(jì)水平較好，有能力大面積轉(zhuǎn)入草地或從事非牧工作將草地全部轉(zhuǎn)出；家庭承包草地面積與流轉(zhuǎn)草地的程度呈顯著負(fù)向影響(P<0.001)，影響系數(shù)為-3.746，可能是家庭承包草地面積小的牧戶，生產(chǎn)規(guī)模受草地面積限制，為增加牧業(yè)收入，流轉(zhuǎn)草地的程度較高。

2.3 草地流轉(zhuǎn)方式影響因素分析

經(jīng)檢驗(yàn)，家庭屬性特征對(duì)草地流轉(zhuǎn)程度影響的似然比和卡方值分別為505.369和23.578，自由度10(P<0.001)，模型通過(guò)檢驗(yàn)，模型整體擬合度結(jié)果為0.593，表明自變量的偏回歸系數(shù)對(duì)因變量有顯著解釋能力。模型回歸結(jié)果如表7顯示。

表7 牧戶草原流轉(zhuǎn)方式模型估計(jì)結(jié)果Table 7 Estimation results of grassland circulation model

牧戶戶主資源稟賦中年齡對(duì)流轉(zhuǎn)草地的程度有顯著負(fù)向影響(P<0.005),影響系數(shù)為-2.322，說(shuō)明年紀(jì)輕的牧戶更傾向于轉(zhuǎn)入草地。一方面是因?yàn)槟贻p牧戶勞動(dòng)能力和抗風(fēng)險(xiǎn)能力更強(qiáng)，更有能力轉(zhuǎn)入草地，另一方面是因?yàn)閲?guó)家這幾年鼓勵(lì)草地流轉(zhuǎn)，年輕牧戶受教育程度普遍較高對(duì)政策的理解更為透徹，明白適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)的優(yōu)勢(shì)因此轉(zhuǎn)入意愿更強(qiáng)。

家庭資源稟賦中，放牧強(qiáng)度對(duì)草地流轉(zhuǎn)方式呈顯著負(fù)向影響(P<0.001)。說(shuō)明牧戶放牧強(qiáng)度每減少一個(gè)單位牧戶轉(zhuǎn)入草地意愿增加3.646倍，是因?yàn)槟翍艮D(zhuǎn)入草地，草地總面積增大，放牧強(qiáng)度減弱；生活支對(duì)牧戶草地流轉(zhuǎn)方式呈顯著正向影響(P<0.001)。從影響系數(shù)看，生活支出每增加1個(gè)單位牧戶選擇參與轉(zhuǎn)入的概率增加3.192倍；家庭承包草地面積與流轉(zhuǎn)草地的程度呈顯著負(fù)向影響(P<0.001)，影響系數(shù)為-8.565，可能是我國(guó)主要是以家庭為單位的分散經(jīng)營(yíng)模式受勞動(dòng)力人數(shù)限制，因此承包草地面積越大轉(zhuǎn)入意愿越弱。

3 討 論

隨著城市化的推進(jìn)，教育的集中，草地流轉(zhuǎn)現(xiàn)象愈發(fā)頻繁[9-11]。草場(chǎng)流轉(zhuǎn)的本質(zhì)是牧戶自我決策優(yōu)化的過(guò)程，綜合考慮自身的資源稟賦和家庭資源稟賦，選擇轉(zhuǎn)入草地發(fā)展牧業(yè)的適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)，或轉(zhuǎn)出草地從事非牧工作。

研究結(jié)果表明，草地流轉(zhuǎn)意愿與當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)收入[13]和草地質(zhì)量有關(guān)，經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)，牧業(yè)收入是牧民的最主要收入來(lái)源，草地是牧民的根本保障，牧民對(duì)草地的依賴性高，參與流轉(zhuǎn)意愿低[12]；草產(chǎn)量低的地區(qū)，草地預(yù)期收益低，牧戶不愿意轉(zhuǎn)入草地[13]。戶主年齡與草地流轉(zhuǎn)意愿無(wú)關(guān)與流轉(zhuǎn)程度和流轉(zhuǎn)方式有關(guān)，可能是隨著年齡的增加勞動(dòng)力降低，無(wú)法擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模，也難尋得除牧業(yè)以外的其他工資，對(duì)草地的依賴性高[14]。在調(diào)研中我們發(fā)現(xiàn)從事牧業(yè)生產(chǎn)的牧戶年齡段主要集中在40～50歲，牧區(qū)勞動(dòng)力嚴(yán)重不足，這就導(dǎo)致了“未來(lái)的畜誰(shuí)來(lái)養(yǎng)”的問(wèn)題。針對(duì)牧區(qū)人口老齡化問(wèn)題在構(gòu)建老齡工作體系的同時(shí)鼓勵(lì)集體、企業(yè)等轉(zhuǎn)入草地，解決牧區(qū)勞動(dòng)力短缺的問(wèn)題。

草地流轉(zhuǎn)是解決中國(guó)家庭聯(lián)產(chǎn)承包帶來(lái)的土地破碎化問(wèn)題，推動(dòng)牧業(yè)規(guī)?；l(fā)展，維護(hù)生態(tài)安全的重要舉措。研究結(jié)果顯示參與草地流轉(zhuǎn)的牧戶放牧強(qiáng)度低，與胡振通等[15]的研究結(jié)果一致。草地流轉(zhuǎn)有利于草原的可持續(xù)發(fā)展，政府應(yīng)建立相對(duì)健全的草原承包經(jīng)營(yíng)權(quán)流轉(zhuǎn)機(jī)制，發(fā)展草地流轉(zhuǎn)中介服務(wù)組織，保障牧民的合法權(quán)益，促進(jìn)草地流轉(zhuǎn)的規(guī)范進(jìn)行，加強(qiáng)宣傳，鼓勵(lì)牧民積極參與草地流轉(zhuǎn)。

4 小 結(jié)

牧戶參與流轉(zhuǎn)的意愿與所處草地類型有關(guān)，由高到低依次是草甸草原>荒漠草原>沙地草原>典型草原>草原化荒漠。牧民參與草地流轉(zhuǎn)的意愿與戶主資源稟賦無(wú)關(guān)，因家庭資源稟賦不同而異。牧戶參與草地流轉(zhuǎn)的程度與方式與戶主年齡、放牧強(qiáng)度、生活支出與家庭承包草地面積有關(guān)。

草原對(duì)牧民來(lái)說(shuō)既是保障也是生活資本。為保障牧民根本利益，當(dāng)?shù)卣畽C(jī)構(gòu)應(yīng)合理引導(dǎo)和管理并出臺(tái)相應(yīng)法規(guī)，使牧民間的草地流轉(zhuǎn)合法化規(guī)范化，確保牧民自身權(quán)益不受侵害。對(duì)積極參與流轉(zhuǎn)的牧戶應(yīng)在貸款、資金、項(xiàng)目等方面給予傾斜，并定期組織培訓(xùn)，提高牧民養(yǎng)殖技術(shù)，加強(qiáng)牧民生態(tài)保護(hù)意識(shí)。同時(shí)應(yīng)當(dāng)建立健全社會(huì)保障體系，拓寬就業(yè)渠道，當(dāng)?shù)卣畱?yīng)結(jié)合當(dāng)?shù)厍闆r進(jìn)行牧區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整與優(yōu)化, 發(fā)展畜產(chǎn)品加工業(yè)、旅游業(yè)、服務(wù)業(yè)，為牧區(qū)人口轉(zhuǎn)移出草原奠定基礎(chǔ)。

基于研究結(jié)果提出以下政策建議：(1)大力發(fā)展牧區(qū)經(jīng)濟(jì)，推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，研究結(jié)果表明經(jīng)濟(jì)水平高，非牧就業(yè)機(jī)會(huì)多的牧區(qū)草地流轉(zhuǎn)意愿強(qiáng)。(2)加大推廣牧區(qū)草地流轉(zhuǎn)政策力度。研究結(jié)果顯示，草地流轉(zhuǎn)對(duì)提高牧民經(jīng)濟(jì)收入和減輕草地放牧強(qiáng)度都有顯著的調(diào)節(jié)作用。鑒于草場(chǎng)流轉(zhuǎn)對(duì)降低草地放牧強(qiáng)度和減輕草地壓力有積極作用，從外部性理論出發(fā)，需要對(duì)草地流轉(zhuǎn)行為給予一定的支持措施。(3)發(fā)揮家庭資源稟賦的調(diào)節(jié)和激勵(lì)作用。高度重視經(jīng)濟(jì)資本對(duì)牧戶草地流轉(zhuǎn)行為的影響。