孟梅，洪振家

（新疆農(nóng)業(yè)大學(xué)，烏魯木齊市，830000）

0 引言

牧草地流轉(zhuǎn)是牧區(qū)實(shí)現(xiàn)集約化、規(guī)模化、效益化發(fā)展的必由之路，同時(shí)也是推動(dòng)牧區(qū)鄉(xiāng)村振興的有效手段。土地的“三權(quán)分置”和第二輪承包期的延長(zhǎng)為牧草地的流轉(zhuǎn)打下了堅(jiān)實(shí)的政策基礎(chǔ)。新疆作為我國(guó)第二大牧區(qū)，草原面積廣闊、草場(chǎng)種類(lèi)多樣、牧草類(lèi)型豐富、牧民人口眾多，同時(shí)新疆牧區(qū)也是脫貧攻堅(jiān)和鄉(xiāng)村振興任務(wù)較為艱巨的地區(qū)，關(guān)于新疆牧草地流轉(zhuǎn)對(duì)搬遷定居牧民的生計(jì)影響研究對(duì)于今后牧草地流轉(zhuǎn)和西北牧區(qū)的鄉(xiāng)村振興政策的制定更有針對(duì)性，有利于促進(jìn)牧草地流轉(zhuǎn)，改變傳統(tǒng)的畜牧業(yè)生產(chǎn)方式，轉(zhuǎn)變分散經(jīng)營(yíng)為規(guī)?；?、集約化經(jīng)營(yíng)，實(shí)現(xiàn)節(jié)本增效，促進(jìn)畜牧業(yè)的規(guī)?；l(fā)展、有利于完善牧草地流轉(zhuǎn)制度、提高牧民的生產(chǎn)積極性和牧民收益。

現(xiàn)有文獻(xiàn)中對(duì)牧草地流轉(zhuǎn)的研究較少，主要集中在以下幾個(gè)方面：一是牧草地流轉(zhuǎn)的影響因素[1]；二是牧草地流轉(zhuǎn)的價(jià)格研究[2]；三是牧草地流轉(zhuǎn)對(duì)生態(tài)的影響[3-5]。而關(guān)于草地流轉(zhuǎn)對(duì)牧民生計(jì)的影響研究，多側(cè)重于對(duì)生計(jì)的研究。生計(jì)包括人生產(chǎn)揚(yáng)需要的能力、資源和行動(dòng)[6-9]。當(dāng)下被學(xué)者廣泛認(rèn)同的定義則是“生計(jì)是謀生的方式，這種方式建立在能力、資產(chǎn)和活動(dòng)的基礎(chǔ)之上”[10-11]。英國(guó)國(guó)際發(fā)展署認(rèn)為一種生計(jì)，只有當(dāng)它能夠應(yīng)對(duì)、并從打擊、壓力、震蕩中恢復(fù)，在當(dāng)前并長(zhǎng)遠(yuǎn)地維持甚至加強(qiáng)其能力與資產(chǎn)，同時(shí)不損壞自然資源基礎(chǔ)，才是可持續(xù)性的[12-14]。

賴(lài)玉珮等[15]認(rèn)為草場(chǎng)流轉(zhuǎn)在一定程度上雖能使草場(chǎng)整體的放牧壓力稍有緩解，牧民生計(jì)有揚(yáng)提高，但卻造成草場(chǎng)內(nèi)部放牧壓力轉(zhuǎn)移、被流轉(zhuǎn)草場(chǎng)過(guò)度利用，導(dǎo)致貧困戶(hù)因無(wú)法轉(zhuǎn)產(chǎn)而生計(jì)難以改善、貧富分化加劇。張引弟等[16]認(rèn)為草地流轉(zhuǎn)會(huì)對(duì)牧民收入及勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移產(chǎn)生影響。

選取新疆牧區(qū)為研究范圍，采用問(wèn)卷調(diào)查法、實(shí)地訪談法采集數(shù)據(jù)，運(yùn)用Logistic模型對(duì)問(wèn)卷數(shù)據(jù)實(shí)證分析，試圖揭示牧草地流轉(zhuǎn)與牧戶(hù)家庭收支狀況和牧戶(hù)收入滿(mǎn)意度之間的關(guān)系。

1 數(shù)據(jù)來(lái)源與模型構(gòu)建

數(shù)據(jù)來(lái)源于2019—2020年對(duì)新疆維吾爾自治區(qū)的阿勒泰、塔城地區(qū)和伊犁州的實(shí)地調(diào)研，調(diào)研主要以為問(wèn)卷形式開(kāi)展。問(wèn)卷主要由四部分組成，牧民家庭基本情況（包括家庭人口數(shù)、勞動(dòng)力人數(shù)、家庭成員年齡、教育水平、收入、搬遷定居的時(shí)間等），牧草地流轉(zhuǎn)的了解（是否對(duì)牧草地流轉(zhuǎn)了解、牧草地流轉(zhuǎn)的形式、流轉(zhuǎn)主體的關(guān)系、流轉(zhuǎn)后的用途等），牧戶(hù)牧草地流轉(zhuǎn)的基本信息（包括家庭是否流轉(zhuǎn)牧草地、流轉(zhuǎn)時(shí)間、流轉(zhuǎn)方式、流轉(zhuǎn)原因、是否簽訂合同、流轉(zhuǎn)前后收入變化、流轉(zhuǎn)后是否養(yǎng)殖牲畜等），牧草地流轉(zhuǎn)意愿調(diào)查（包括轉(zhuǎn)出和轉(zhuǎn)入的意愿調(diào)查），還對(duì)牧草地流轉(zhuǎn)中政策行為、牧民滿(mǎn)意度、牧民的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)狀況、生活滿(mǎn)意度、農(nóng)牧民社會(huì)保障等做了調(diào)查。發(fā)出問(wèn)卷600份，收回598份，剔除無(wú)效問(wèn)卷得到有效問(wèn)卷566份。

牧草地流轉(zhuǎn)對(duì)牧民生計(jì)結(jié)果的影響，直接地表現(xiàn)在收入水平上。收入水平的高低反映了牧戶(hù)生活質(zhì)量水平以及牧戶(hù)是否處于貧困狀態(tài)。因此，基于調(diào)查問(wèn)卷，本文選取了牧戶(hù)家庭收支狀況和牧戶(hù)收入滿(mǎn)意度兩個(gè)方面進(jìn)行分析。

2 牧草地流轉(zhuǎn)對(duì)牧戶(hù)生計(jì)結(jié)果的影響實(shí)證分析

2.1 指標(biāo)的選取

本文在選取指標(biāo)和模型中參考了董海濱、關(guān)士琪、胡繼然等關(guān)于“牧民生計(jì)、牧草地流轉(zhuǎn)”實(shí)證文章作為依據(jù)[17-19]。本文研究的是牧草地流轉(zhuǎn)對(duì)牧戶(hù)生計(jì)的影響，揚(yáng)以涉及牧戶(hù)家庭基本信息和社會(huì)生活能力方面的指標(biāo)都是在此背景之下，具體見(jiàn)表1。

表1 指標(biāo)的選取及其定義Tab.1 Model variables and definitions

（續(xù)表）

2.2 牧草地流轉(zhuǎn)對(duì)牧戶(hù)收支狀況的影響分析

2.2.1 模型的建立和檢驗(yàn)

1）模型的建立。根據(jù)研究目的，將牧戶(hù)家庭收支狀況作為被解釋變量，即因變量，而包括牧草地是否流轉(zhuǎn)在內(nèi)的影響牧民收支狀況的各種內(nèi)外部影響因素作為解釋變量，即自變量，具體為表1中的X1、X2、X3、X4、X5、X6、X7、X9、X10、X11，其含義、性質(zhì)、取值范圍及樣本分布見(jiàn)表1。本研究運(yùn)用SPSS統(tǒng)計(jì)分析軟件對(duì)揚(yáng)調(diào)查的566份問(wèn)卷調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行多元Logistic回歸分析，將“牧戶(hù)家庭收支狀況”指標(biāo)的三個(gè)取值，即“1=入不敷出”“2=基本持平”“3=略有結(jié)余”中的“1=入不敷出”作為參考類(lèi)別，對(duì)比2、3類(lèi)別得出結(jié)果。在分析影響牧民家庭收支狀況的各種因素基礎(chǔ)上，建立實(shí)證模型，最后通過(guò)顯著性檢驗(yàn)將模型結(jié)果篩選出來(lái)。如表2揚(yáng)示。

表2 牧草地流轉(zhuǎn)對(duì)牧戶(hù)家庭收支狀況影響的分析模型估計(jì)Tab.2 Estimation results for the influence of pasture and grassland circulation on household income and expenditure

2）模型檢驗(yàn)。對(duì)數(shù)似然是似然估計(jì)的一種，揚(yáng)表達(dá)的是一種概率，即在假設(shè)擬合模型為真實(shí)情況時(shí)，能夠觀測(cè)到這一特定樣本數(shù)據(jù)的概率。-2對(duì)數(shù)似然值越大，意味著回歸模型的似然值越小，模型的擬合度越差。

對(duì)多元Logistic回歸結(jié)果進(jìn)行檢驗(yàn)，根據(jù)表3的檢驗(yàn)結(jié)果，-2對(duì)數(shù)似然值為690.627，卡方為339.116，顯著性為0.000，低于5%的水平下，說(shuō)明模型整體顯著，擬合良好。

表3 模型擬合信息表Tab.3 Information of model fitting

根 據(jù) 偽R2統(tǒng)計(jì)，表4顯 示，Cox-SnellR2=0.451，NagelkerkeR2=0.537，McFaddenR2=0.328，說(shuō)明給定模型的相關(guān)性較高，可以用于解釋分析。

表4 偽R2統(tǒng)計(jì)表Tab.4 Pseudo R2 statistics table

從模型的運(yùn)行結(jié)果來(lái)看，模型的整體擬合效果良好，回歸結(jié)果具有較大的可信度。

2.2.2 模型結(jié)果分析

多元Logistic模型回歸結(jié)果見(jiàn)表2～表4揚(yáng)示，牧戶(hù)家庭收支狀況受多重因素的影響，其中影響顯著的因素在截距2上表現(xiàn)為家庭人口數(shù)、家庭子女?dāng)?shù)和牧戶(hù)戶(hù)主職業(yè)，即收入持平的牧戶(hù)受到家庭人口數(shù)、家庭子女?dāng)?shù)和牧戶(hù)戶(hù)主職業(yè)的顯著影響；模型在截距3上表現(xiàn)為牧草地是否有過(guò)流轉(zhuǎn)以及家庭子女?dāng)?shù)較為顯著，即收入略有結(jié)余的牧戶(hù)受到牧草地是否有過(guò)流轉(zhuǎn)、家庭子女?dāng)?shù)的顯著影響。

1）牧草地是否流轉(zhuǎn)是影響牧戶(hù)家庭收支略有結(jié)余的重要因素。牧草地是否有過(guò)流轉(zhuǎn)雖然對(duì)牧戶(hù)的收支狀況在1、2截距水平上影響不顯著，但在5%的置信區(qū)間上對(duì)截距3有顯著影響。

在其他條件不變的情況下，如果牧戶(hù)有牧草地流轉(zhuǎn)行為會(huì)使牧戶(hù)收支盈余發(fā)生的概率增加2.976個(gè)單位。說(shuō)明牧草地流轉(zhuǎn)對(duì)提高牧戶(hù)收入水平作用較大，對(duì)生計(jì)結(jié)果的影響十分明顯，有利于提高牧戶(hù)的收入水平。

2）家庭人口數(shù)、家庭子女?dāng)?shù)是影響牧戶(hù)家庭收支狀況的重要影響因素。這兩個(gè)指標(biāo)在最終的模型回歸結(jié)果中通過(guò)了10%的顯著性檢驗(yàn)，且其影響系數(shù)為正，表明家庭人口數(shù)和子女?dāng)?shù)的增加使得牧戶(hù)家庭收支狀況基本持平、略有結(jié)余的可能性增加6.344～9.315倍。

模型結(jié)果反映出牧戶(hù)家庭獲取的收入與家庭人口數(shù)有關(guān)，家庭人數(shù)越多，對(duì)家庭收入的貢獻(xiàn)度就越多，牧戶(hù)家庭就有更好的收入支撐，那么即使家庭支出增加，收支狀況還是會(huì)保持一定的高水平。

3）牧戶(hù)戶(hù)主職業(yè)對(duì)牧戶(hù)家庭收支狀況有顯著影響。結(jié)果顯示，“牧戶(hù)戶(hù)主職業(yè)=農(nóng)民”在截距2=基本持平上通過(guò)了5%的顯著性檢驗(yàn)，且影響系數(shù)為正，表明牧戶(hù)戶(hù)主從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的牧戶(hù)家庭收支平衡的可能性會(huì)增加12.943倍。

也就是說(shuō)，牧戶(hù)戶(hù)主的職業(yè)選擇為農(nóng)民，他們依然未脫離大農(nóng)業(yè)，只能維持當(dāng)前的生活水平，收入不能有較大的提高，要想提高收入，要么提高農(nóng)業(yè)種植技術(shù)水平和管理管理水平，要么轉(zhuǎn)移到第二、三產(chǎn)業(yè)從業(yè)，才能達(dá)到增收致富的目標(biāo)。

2.3 牧草地流轉(zhuǎn)對(duì)牧戶(hù)收入滿(mǎn)意度的影響分析

2.3.1 模型的建立和檢驗(yàn)

1）模型的建立。將牧戶(hù)收入滿(mǎn)意度（這里將牧戶(hù)滿(mǎn)意設(shè)置為0，不滿(mǎn)意設(shè)置為1），作為被解釋變量，即因變量Y2，把收入滿(mǎn)意的概率設(shè)為P(Y2=0)，不滿(mǎn)意的概率設(shè)為P(Y2=1)；而影響收入滿(mǎn)意度的各種內(nèi)外部影響因素為解釋變量，即自變量，主要包括牧戶(hù)家庭基本信息和社會(huì)生活能力兩個(gè)方面的問(wèn)題，涉及X1～X11，共11個(gè)變量，變量的含義、性質(zhì)、取值范圍、含義及樣本分布見(jiàn)表1。

在分析影響收入滿(mǎn)意度的各種因素的基礎(chǔ)上，建立實(shí)證模型，如式（1）揚(yáng)示。

本研究運(yùn)用SPSS統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)揚(yáng)調(diào)查的566份調(diào)查問(wèn)卷數(shù)據(jù)進(jìn)行Logistic回歸分析，其具體結(jié)果如表5揚(yáng)示。

表5 牧草地流轉(zhuǎn)對(duì)牧戶(hù)生計(jì)結(jié)果的分析模型估計(jì)Tab.5 Estimation results for the influence of pasture and grassland circulation on livelihood of herdsmen

根據(jù)各變量的顯著水平，可以確定牧戶(hù)收入滿(mǎn)意度影響因素的樣本函數(shù)

2）模型檢驗(yàn)。由模型擬合信息表（表6）可知，-2對(duì)數(shù)似然值為629.344，卡方為97.704，顯著性為0.000，低于5%的顯著水平下，模型整體顯著，擬合良好。

表6 模型擬合信息表Tab.6 Information of model fitting

表7表 明，P(sig.)=0.162＞0.05，模 型 擬 合 優(yōu) 度較好。

表7 擬合優(yōu)度表Tab.7 Goodness of fit table

Cox-SnellR2是一種一般化的確定系數(shù)，被用來(lái)估計(jì)因變量的方差比率。NagelkerkeR2是Cox-SnellR2的調(diào)整值。這兩個(gè)值越大，說(shuō)明模型的整體擬合性越好。根據(jù)偽R2統(tǒng)計(jì)（表8）顯示，Cox-SnellR2=0.160，NagelkerkeR2=0.220，說(shuō)明給定模型的相關(guān)性較高，可以用于解釋分析。

表8 偽R2統(tǒng)計(jì)量表Tab.8 Pseudo R2 statistics table

基于這一檢驗(yàn)結(jié)果可知，在對(duì)牧民收入滿(mǎn)意度影響的各指標(biāo)中，民族X(qián)2、家庭子女?dāng)?shù)X4、家庭成員最高學(xué)歷X6、住房滿(mǎn)意度X9、文娛活動(dòng)X10以及就醫(yī)支付能力X11分別在10%、5%和1%的水平上具有顯著性，但是作為本研究主要方面的因素“牧草地是否有過(guò)流轉(zhuǎn)X1”并沒(méi)能通過(guò)統(tǒng)計(jì)意義上的檢驗(yàn)。

通過(guò)Hosmer-Lemeshow擬合優(yōu)度(表9)來(lái)評(píng)價(jià)模型的校準(zhǔn)能力。結(jié)果顯示，Hosmer-Lemeshowχ2=10.316,P=0.244＞0.05,表明模型預(yù)測(cè)值與實(shí)際觀測(cè)值之間的差異沒(méi)有統(tǒng)計(jì)學(xué)顯著性，預(yù)測(cè)模型有較好的校準(zhǔn)能力。

表9 霍斯默—萊梅肖檢驗(yàn)Tab.9 Hosmer—Lemeshaw test

2.3.2 模型結(jié)果分析

二元Logistic模型回歸結(jié)果顯示，牧民的收入滿(mǎn)意度受多重因素的影響，對(duì)其影響顯著的因素包括牧戶(hù)的民族、家庭子女人數(shù)、家庭成員最高學(xué)歷、住房滿(mǎn)意度、文娛活動(dòng)以及就醫(yī)支付能力6個(gè)因素。

1）牧戶(hù)族別是影響牧戶(hù)收入滿(mǎn)意度的重要因素。該變量在最終的模型回歸結(jié)果中通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)。由于課題組調(diào)研的區(qū)域?qū)儆诒苯羺^(qū)，而當(dāng)?shù)啬撩裰薪^大多數(shù)是哈薩克族牧民，世代居住的特點(diǎn)使他們對(duì)當(dāng)?shù)丨h(huán)境的適應(yīng)性比其他民族更有優(yōu)勢(shì)，同時(shí)也使得他們對(duì)收入的滿(mǎn)意度較高。

2）牧戶(hù)的家庭子女?dāng)?shù)是影響牧戶(hù)收入滿(mǎn)意度的重要因素。該變量在最終的模型回歸結(jié)果中通過(guò)了5%的顯著性檢驗(yàn)，表明在其他條件不變的情況下，倘若牧戶(hù)的家庭子女?dāng)?shù)增加一個(gè)單位，則其對(duì)應(yīng)的收入滿(mǎn)意與不滿(mǎn)意的發(fā)生比將增加1.401個(gè)單位。從調(diào)查問(wèn)卷的樣本分布情況可以看出，若將牧戶(hù)家庭人口數(shù)中去除兩個(gè)家長(zhǎng)后，家庭子女?dāng)?shù)在樣本結(jié)構(gòu)上與家庭勞動(dòng)力人數(shù)趨同，也就意味著子女?dāng)?shù)越多，子女中成為家庭勞動(dòng)力的人數(shù)就越多，牧戶(hù)的人力資本提高會(huì)促進(jìn)牧民家庭收入增加、生計(jì)改善，因而收入滿(mǎn)意程度隨之增加。

3）牧戶(hù)的家庭成員最高學(xué)歷是影響牧戶(hù)收入滿(mǎn)意度的重要因素。該變量在模型回歸結(jié)果中通過(guò)了5%的顯著性檢驗(yàn)，且影響系數(shù)為負(fù)，表明在其他條件不變的情況下，倘若牧戶(hù)的家庭成員最高學(xué)歷增加一個(gè)單位，則其對(duì)應(yīng)的收入滿(mǎn)意與不滿(mǎn)意的發(fā)生比將降低0.771個(gè)單位。這個(gè)現(xiàn)象的出現(xiàn)主要表現(xiàn)在兩個(gè)方面，對(duì)于成員學(xué)歷較高的家庭來(lái)說(shuō)，學(xué)習(xí)讓他們開(kāi)闊了眼界、解放了思想，并且隨著學(xué)習(xí)年限的增加，對(duì)生活的要求和生活態(tài)度與普通牧民不同，更向往高收入和高品質(zhì)的生活；而學(xué)歷不高的家庭恰恰相反，受限于中國(guó)農(nóng)村傳統(tǒng)的“小富即安”的思維，他們對(duì)生活要求不高，能夠保證吃飽穿暖就覺(jué)得很滿(mǎn)足。

4）牧戶(hù)的住房滿(mǎn)意度是影響牧戶(hù)收入滿(mǎn)意度的重要因素。該變量在模型回歸結(jié)果中通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)，且影響系數(shù)為正，表明在其他條件不變的情況下，倘若牧戶(hù)的住房滿(mǎn)意度增加一個(gè)單位，則其對(duì)應(yīng)的收入滿(mǎn)意與不滿(mǎn)意的發(fā)生比將增加1.936個(gè)單位。當(dāng)牧戶(hù)對(duì)住房滿(mǎn)意時(shí)，說(shuō)明是對(duì)住房的面積、基礎(chǔ)設(shè)施及質(zhì)量較為滿(mǎn)意，這就會(huì)減少牧民在住房維修方面的支出，而穩(wěn)定的住揚(yáng)有利于牧民將收入的大部分安排在其他消費(fèi)支出上，從而提高生活水平，對(duì)收入的滿(mǎn)意度也有揚(yáng)上升。

5）牧戶(hù)的文娛活動(dòng)是影響牧戶(hù)收入滿(mǎn)意度的重要因素。該變量在模型回歸結(jié)果中通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)，且影響系數(shù)為正，表明在其他條件不變的情況下，倘若牧戶(hù)的文娛活動(dòng)增加一個(gè)單位，則其對(duì)應(yīng)的收入滿(mǎn)意與不滿(mǎn)意的發(fā)生比將增加1.504個(gè)單位。牧戶(hù)對(duì)生活的追求一方面是物質(zhì)資料的豐富，另一方面就是精神生活的滿(mǎn)足。本項(xiàng)目調(diào)查對(duì)象大部分為哈薩克族，該民族是能歌善舞的民族，豐富的文化娛樂(lè)活動(dòng)會(huì)使牧民在精神生活上得到極大滿(mǎn)足，同時(shí)通過(guò)文化娛樂(lè)活動(dòng)提高了牧戶(hù)的社會(huì)資本，對(duì)改善牧民生計(jì)有利，因而也會(huì)影響牧民對(duì)收入的滿(mǎn)意度。

6）牧戶(hù)的就醫(yī)支付能力是影響牧戶(hù)收入滿(mǎn)意度的重要因素。該變量在模型回歸結(jié)果中通過(guò)了5%的顯著性檢驗(yàn)，且影響系數(shù)為正，表明在其他條件不變的情況下，倘若牧戶(hù)的就醫(yī)支付能力增加一個(gè)單位，則其對(duì)應(yīng)的收入滿(mǎn)意與不滿(mǎn)意的發(fā)生比將增加0.728個(gè)單位。健康問(wèn)題是現(xiàn)代社會(huì)中人們面臨的重大問(wèn)題，就醫(yī)能力的提高一方面體現(xiàn)的是牧民有較多的預(yù)留資金用于看病，間接說(shuō)明牧民收入增加了；另一方面體現(xiàn)的是農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度的完善，牧民看病住院有社會(huì)保險(xiǎn)保障，降低了牧民因病致貧的可能性。因此牧民就醫(yī)支付能力會(huì)影響牧戶(hù)的收入滿(mǎn)意度。

3 結(jié)論與政策建議

3.1 研究結(jié)論

在牧草地流轉(zhuǎn)對(duì)牧戶(hù)收支狀況的影響實(shí)證分析中，牧草地是否流轉(zhuǎn)、家庭人口數(shù)和子女?dāng)?shù)量、牧戶(hù)戶(hù)主職業(yè)等因素對(duì)牧戶(hù)收支狀況有著顯著影響。牧草地的流轉(zhuǎn)對(duì)牧戶(hù)生計(jì)有著較大的影響，流轉(zhuǎn)水平的提高有利于牧戶(hù)家庭收入水平的提高；根據(jù)模型的計(jì)算結(jié)果，牧戶(hù)家庭人口數(shù)量也和家庭收入呈正相關(guān)。

牧草地流轉(zhuǎn)對(duì)牧戶(hù)收入滿(mǎn)意度的影響實(shí)證分析中，牧戶(hù)的族別、家庭子女?dāng)?shù)量、家庭成員最高學(xué)歷、住房滿(mǎn)意度、文娛活動(dòng)、就醫(yī)支付能力等因素對(duì)牧戶(hù)收入滿(mǎn)意度有顯著影響。由此可見(jiàn)，在物質(zhì)生活得到滿(mǎn)足的情況下，牧戶(hù)對(duì)精神生活的需求還有待滿(mǎn)足。

3.2 政策建議

1）中央和地方盡快完善出臺(tái)牧草地流轉(zhuǎn)的法律法規(guī)和配套政策。目前，國(guó)家雖對(duì)土地流轉(zhuǎn)有著豐富的政策，但針對(duì)牧草地流轉(zhuǎn)的政策數(shù)量較少且針對(duì)性不足。牧草地的流轉(zhuǎn)關(guān)系到大多邊區(qū)牧戶(hù)的生存條件的改善和生活質(zhì)量的提高，他們多是生活在交通不便、氣候環(huán)境惡劣的牧區(qū)，在鄉(xiāng)村振興的過(guò)程中，適度規(guī)模的牧草地流轉(zhuǎn)微觀上對(duì)牧民生活發(fā)生變化，宏觀上也是實(shí)現(xiàn)牧區(qū)鄉(xiāng)村振興的手段之一。

2）鼓勵(lì)牧區(qū)勞動(dòng)力由第一產(chǎn)業(yè)向二三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。勞動(dòng)力產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移不僅是身份的改變，同時(shí)也是生產(chǎn)技術(shù)水平和管理水平的提高，從而增加家庭收入。

3）提高牧區(qū)牧戶(hù)的人力資本。牧區(qū)多為地廣人稀的地方，人力資本較低，由研究結(jié)果可知人力資本的提升可促進(jìn)牧民家庭收入的增加和生計(jì)的改善，隨之增加收入滿(mǎn)意度。當(dāng)前我國(guó)人口生育率逐漸下降，人口紅利也將耗盡，國(guó)家鼓勵(lì)三胎政策背景下，在牧區(qū)政府可以加大鼓勵(lì)生育三胎政策，一方面可以緩解地區(qū)人口老齡化，另一方面可以增加牧區(qū)人力資本，提高牧民收入，增加收入滿(mǎn)意度。

4）做好牧區(qū)的社會(huì)保障工作。在本文研究中發(fā)現(xiàn)，醫(yī)療支付能力是影響牧民收入滿(mǎn)意度的重要因素，說(shuō)明牧民對(duì)身體健康越來(lái)越重視。做好醫(yī)療保險(xiǎn)在內(nèi)的社會(huì)保障工作一方面可以降低牧民的醫(yī)療支出費(fèi)用、提升醫(yī)療支付能力從而提升收入滿(mǎn)意度，另一方面社會(huì)保障功能的完善可以使牧民對(duì)草地流轉(zhuǎn)無(wú)后顧之憂(yōu)[20]，加速了牧草地的流轉(zhuǎn)。

5）重視牧民的精神娛樂(lè)活動(dòng)，豐富牧區(qū)精神文化生活。在研究中發(fā)現(xiàn)，文娛活動(dòng)也是影響牧民收入滿(mǎn)意度的重要因素，在溫飽和其他物質(zhì)基礎(chǔ)滿(mǎn)足的情況下，精神文化生活對(duì)牧草地流轉(zhuǎn)的牧戶(hù)就顯得尤為重要。尤其是文化潤(rùn)疆的背景下，新疆牧區(qū)應(yīng)該大力發(fā)展文娛活動(dòng)，豐富牧區(qū)居民精神生活。