少數民族農民參與式發展的行為及影響因素研究
——以疏勒縣為例

高晶，馬建榮，陳彤

(1.新疆農業大學經濟與貿易學院，烏魯木齊　830052；2.新疆農業科學院，烏魯木齊　830091)

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少數民族農民參與式發展的行為及影響因素研究
——以疏勒縣為例

高晶1，馬建榮2，陳彤2

(1.新疆農業大學經濟與貿易學院，烏魯木齊830052；2.新疆農業科學院，烏魯木齊830091)

摘要：【目的】研究少數民族農戶參與發展的行為及影響因素，為推動農村農戶參與式發展提供參考。【方法】采集疏勒縣庫木西力克鄉186份實際調研數據，采用典型調查與抽樣調查相結合的方法，運用logistic-ISM模型，分析農戶參與農村發展的行為。【結果】勞動力人數對農戶參與行為有極顯著影響，呈正相關關系(P<0.01)，農戶行政職務、組織化程度、參加產業培訓情況、對村發展了解程度、對參與行為的認識和對參與式發展政策的了解程度，對農戶參與行為有顯著影響，呈正相關關系(P<0.05)，農戶年齡、政治面貌、受教育程度、兼業情況、家庭總收入、家庭耕地面積、參與態度對農戶參與行為沒有顯著影響。【結論】該縣農戶參與發展的程度尚不高。應采取加大教育力度，增強技能培訓提高農戶素質；創新多種參與形式，建立相應激勵機制；提升村干部管理能力和組織作用；擴大非農就業，實現農戶多元增收等措施，促進當地農民參與農村發展。

關鍵詞：農戶行為；參與式發展；影響因素

0引 言

【研究意義】喀什地區位于新疆西南部，全區總面積16.2×104km2，耕地總面積530.46×103hm2，少數民族人口占地區總人口的92%，農民收入水平較低[1]。為改善喀什地區農村的發展現狀，參與式農村發展作為一種新的農村發展模式被引入。農民更多的參與行為能啟動農村內部的發展，使農村的發展方式從“輸血”式轉變為“造血”式。農民的參與在改善生計和自身素質的同時，也直接影響著參與式農村發展的效率。了解參與式農村發展主體的參與行為，實現參與式、包容式、融合式的發展，對推動農村的參與式發展有重要意義。【前人研究進展】“參與”的概念最早在20世紀40年代末期被提出。Cohen，Uphoff認為“參與”是指人們為了提高自身的生活水平，介入到項目決策、實踐、利益分配及評價過程中并影響項目實踐和方向的一種積極主動的過程[2]。在國內，李小云最早引入了參與式思想和參與式發展理論[3-4]。目前我國對于參與式農村發展的研究成果較多。張寧[5]結合相關調查運用參與式管理理論，構建了浙江農村小型水利工程參與式管理的激勵模型，分析了農戶的參與行為及影響因素。羅小鋒[6]從農戶參與意愿比率和參與模型兩個層面，研究了農戶參與農業基礎設施建設意愿及其影響因素。楊東宣[7]分析了參與式發展理論在扶貧開發領域的實際應用情況，并提出需要進一步完善的建議。宋浩昆[8]在分析了參與性發展的優點、限制、挑戰的基礎上，結合自身經驗及以往討論的意見總結出了參與性發展在中國實踐中的五大表現。【本研究切入點】國內外對于農民參與式的研究較多，但對少數民族地區從農戶視角出發研究農戶參與農村發展的行為的研究還很少。研究以喀什地區蔬勒縣庫木西力克鄉實際調研數據為基礎，采用Logistic-ISM模型，對影響農民參與農村發展的因素進行研究。【擬解決的關鍵問題】調查分析喀什地區疏勒縣庫木西力克鄉少數民族農民參與發展的現狀，運用Logistic-ISM回歸模型研究農戶個人特征因素、農戶家庭特征因素、農戶參與式發展特征因素對農戶參與式發展行為的影響，為少數民族地區農戶參于農村發展提供參考。

1材料與方法

1.1材 料

選擇喀什地區疏勒縣庫木西力克鄉7村及15村所屬少數民族農戶為研究對象，進行實地調查，發放問卷調查表200份，收回有效問卷186份。選取農戶自身特征因素、農戶家庭特征因素，農戶參與式發展行為的特征因素共14個解釋變量。

1.2方 法

1.2.1模型選擇

1.2.1.1Logistic回歸模型

Logistic回歸模型屬于廣義線性模型(generalized linear model)主要應用于某些現象發生的概率，其特點是被解釋變量只取兩個值(0和1)，適用范圍是因變量為二項分布的情況。因此，研究模型的因變量農戶參與發展的行為為“0”或“1”，Logistic的回歸模型的一般形式為：

pi為農民i參與農村發展的概率，參與為1，不參與為0。β0為常數項，β1是自變量回歸系數，表示第i個影響農民參與發展的回歸系數。xi表示第i個解釋變量，(i=1,2,3…n)表示解釋變量的個數，影響因素的個數。

1.2.1.2解釋性結構模型(ISM)

解釋結構模型法的本質為結構模型化技術，其傳統應用領域為現代系統工程領域。解釋結構模型法有七個步驟：實施ISM小組：選定相關領域專家、協調人及參與者；設定關鍵問題；選擇影響問題的顯著因素構建系統S，且S=(S1，S2…Sn)，S1～Sn表示系統中顯著因素的個數；列舉各顯著因素的相關性；根據所得因素的相關關系，建立鄰接矩陣和可達矩陣；將可達矩陣分解，構建結構模型；根據結構模型建立解釋結構模型。

表1　模型變量選取

1.2.2變量選擇

研究中農戶是理性經濟人為基本假設，以農戶參與式發展行為的選擇為被解釋變量。影響農戶決策行為的因素分為內部因素和外部因素兩類。結合現有研究，共選取了14個解釋變量。表1

2結果與分析

2.1農戶參與農村發展的現狀

研究表明，參與過村發展的人數為73人，占所調查樣本的比例為39.2%；沒有參與過的人數為113人，占60.8%。其中，以參加村民討論大會方式參與的人數為46人，占63%；以投資等其他方式參與的人數為27人，占37%。沒有參與的村民樣本中，希望以參加村民討論大會的方式參與到農村發展中的人數為71人，占62.3%，希望以投資投勞等其他方式參與的人數為38人，占33.3%，另有4.4%表示不愿意參與。由于該村的實際情況與農戶參與能力條件的一些限制，農戶能參與的實際項目主要有參與本村的生活設施建設、生產設施建設及村容村貌建設等。參與項目的實際情況顯示，參與過村生活設施建設的有18人，參與過村生產設施建設的有45人，參與過村容村貌建設的有36人，其中既參與了村內生產設施建設，又參與過村容村貌建設的共有26人。表明參與人數最多的項目為村生產設施建設。表2

表2　農戶參與農村發展實際情況

注：數據來源為經調查問卷整理計算所得，下同

Note： data sources are calculated from the questionnaire，the same as below

2.2調查數據性統計

2.2.1農戶個人特征因素

研究表明，被調查農戶以31～50歲人數居多；多數被調查者為非黨員農戶；調查者中以初中文化程度為主，占54.8%；在被調查者中僅有34.9%的家庭有兼業；被調查者中共有54名村干部，占29%。表3

2.2.2農戶家庭特征因素

從家庭的勞動力人數來看，多數家庭的勞動力只有1～2人，其中包括少數貧困及低保戶的家庭沒有勞動力。家庭種植規模方面，耕地面積總體較少，擁有6 667 m2(10畝)及以下耕地面積的樣本數最多。在家庭純收入方面，大部分家庭收入處在5 001～15 000元，所占比例達到57%。在農戶的組織化程度方面，參與農村合作社的農戶僅有51戶，可見該村的組織化程度并不高。被調查農戶參加產業培訓的情況為，僅33.3%的農戶參加過第一產業培訓，參加過第二、第三產業培訓的農民較少。表4

表3 　農戶個人特征統計

表4　農戶家庭特征統計

注：1畝≈667m2

Note：One mu≈667m2

2.2.3農戶參與式農村發展特征因素

研究表明，46.8%的調查農戶表示愿意參與本村發展。大部分的農戶對村發展情況了解不夠深入。多數農戶對參與發展的相關政策了解較少，部分村民認為村發展與農民有關但關系不太大，表5

表5　農戶參與式農村發展特征因素統計

2.3Logistic二元選擇模型回歸結果

2.3.1模型自變量的多重共線性診斷

Logistic模型在變量的篩選及參數估計中, 要求各變量之間相互獨立，若自變量間并不獨立，且存在一定程度的線性依存關系，即存在多重共線性，則可能會增大估計參數的均方誤差和標準誤差，甚至可能會對模型的參數估計結果有影響。因此在進行模型回歸前，先對變量兩兩之間的相關性進行分析。研究表明所有相關系數均小于0.7，初步認為，兩兩變量之間不存在高度相關關系。但并不能因此斷定不存在多重共線性，需引入方差膨脹因子診斷法(VIF)和容忍值法(Tolerance)來進行進一步的分析和判定。

方差膨脹因子(VIF)的表達式為(1-r2)-1，VIF越大則顯示共線性越大，通常認為當0

2.3.2模型回歸系數估計

為了解所選擇的14個變量對農戶參與發展行為的影響，研究采用logistic回歸模型進行回歸分析，在處理過程中采用了逐步進入法。在模型回歸前，需先檢驗該模型的擬合優度。該模型的-2對數似然值為29.853，且該報告值越小說明似然函數值越大，因此可認為該回歸模型的擬合優度較好。cox&smellR2和NagelkerkeR2是在似然值基礎上模仿線性回歸模型的R2解釋logistic回歸模型，一般小于1且越接近1則擬合程度越好。研究顯示的值分別為0.692和0.938，則說明模型的擬合程度很高。

在模型的估計結果中，如果解釋變量的沃爾德值越大或者sig值越小，即表明該解釋變量的顯著性越強。通過sig值對解釋變量的顯著性水平進行判斷得到，共有7個變量對農戶參與發展的行為有顯著性影響，分別為農戶的行政職務、家庭勞動力人數、組織化程度、農戶參加產業培訓情況、對本村發展的了解程度、農戶對參與行為的認識、農戶了解政府參與發展的政策。表7

表6　模型的多重共線性檢驗結果

表7　農民參與發展行為影響因素的模型估計結果

注：“*”、“**”、“***”分別表示顯著性小于0.1、0.05和0.01

Note："*", "**", "***"represent significantly less than 0.1, 0.05 and 0.01

2.4 影響因素的關聯關系與層次結構

研究采用ISM模型進行分析，首先確定系統S的構成，即S=(S1,S2…Sn)。研究中系統S共由7個顯著因素組成，S1表示行政職務，S2表示家庭勞動力人數，S3表示組織化程度即農戶是否參與專業合作組織，S4表示農戶是否參加過產業培訓，S5表示農戶對本村發展的了解程度，S6表示農戶對參與式農村發展的認知，S7表示農戶對國家參與式發展相關政策的了解程度。研究在分析討論并征詢有關專家學者的基礎上，可得到上述7個變量間的的邏輯關系。其中“V”表示行因素對列因素有直接或間接的影響，“A”表示列因素對行因素有直接或間接的影響，“0”表示相互之間不存在相互影響的關系。圖1

圖1　影響因素之間的邏輯關系

按照Si對Sj有直接影響賦值為1，Si對Sj無影響賦值為0的賦值方法，對上述邏輯關系進行賦值，可得到各元素間連接狀態的矩陣即相鄰矩陣A。由鄰接矩陣A可得到可達矩陣M，利用MATLAB軟件得到可達矩陣M如下所示。

圖2　影響因素間的關聯關系與層次結構

3討 論

3.1農戶自身特征因素的影響

農戶自身特征因素中，僅變量行政職務對農戶參與發展的行為影響顯著，且該變量為深層根源因素。農戶的行政職務對農戶參與發展的行為呈正相關關系，回歸結果在5%的水平上顯著，系數為4.755。這表明，若其他條件一定，如果戶主為村干部，則農戶越傾向參與發展。村干部對有利于農村、農民的事也相對積極。這與余霜等[9]的研究結果相一致，他們認為若戶主為村干部，則可接受更多的宣傳，具有更高的覺悟。

3.2農戶家庭特征因素的影響

農戶家庭特征因素中，變量家庭勞動力人數、是否參加過產業培訓、組織化程度對農戶參與發展的行為影響顯著。家庭勞動力人數為表層直接因素且與農戶參與發展的行為呈正相關關系，回歸結果在1%的水平上顯著，系數為1.685。這表明，若其他條件一定，如果農戶家中的勞動力人數越多，則農戶參與發展的可能性就越大。原因可能在于農業生產屬于勞動密集型產業，擁有的勞動力越多即越有優勢，勞動力相對較多的家庭，也越具備參與發展的能力[9-11]。

農戶是否參加過產業培訓為表層直接因素，且該變量對農戶參與發展的行為呈正相關關系，回歸結果在5%的水平上顯著，系數為3.889。這表明，若其他條件一定，如果參加過產業培訓，則農戶參與發展的可能性就越大。原因可能在于，參與發展的行為是由所具備的稟賦所決定的，參與產業培訓的農戶，可以獲得更多更科學的生產信息，具備更高的生產技能，有利于自身素質水平的提高。這與劉林[11]的研究結果相一致，認為參加過產業培訓的農戶更具備參與能力。

農戶組織化程度為深層根源因素且該變量對農戶參與行為，回歸結果在5%的水平上顯著，系數為3.315。這表明，若其他條件一定，如果參加過專業合作組織，則農戶參與本村發展的可能性就越大。原因可在于農戶通過專業合作組織可以解決產品的銷售問題、獲得技術服務、討論并進行信息的交換，農戶可達到增加收入的目的。參與的農戶家庭相對較富裕，自身素質也相對較高，因此農戶具備一定參與發展的能力及意愿。這與蔡榮等[12]的研究結果相一致，認為加入專業合作組織有助于增加農戶社會資本，而社會資本對農戶參與起積極作用。

3.3農戶參與式發展特征因素的影響

農戶參與式發展特征因素中，農戶對本村發展的了解程度、農戶對參與式發展行為的認識、農戶對參與式發展政策的了解程度對農戶參與發展的行為影響顯著。農戶對村發展的了解程度為中層間接因素且與農戶參與發展的行為呈正相關關系，結果在5%的水平上顯著，系數為2.981。這表明，若其他條件一定，對本村的發展程度越了解，則農戶參與的可能性就越高。原因可能是農戶如果對本村的情況知道的越多，越了解，才會清楚自身的鄉土知識可以實踐應用到哪些具體項目中，從而激發農戶的參與行為，這也與理論預期所一致。這與徐衛濤等[13]的研究成果相一致。

農戶對參與式發展行為的認識是表層直接因素且該變量與農戶參與發展的行為呈正相關關系，回歸結果在5%的水平顯著，系數為1.653。這表明，若其他條件一定，認為農戶自身的參與對加快村子的發展越重要的，農戶參與的可能性就越高。殷小菲等[14]認為農戶認識的不足會使農民參與責任感缺失，主動性不強，一些參與也僅流于形式。

農戶對參與式發展相關政策的了解程度為中層間接因素且該變量與農戶參與發展的行為呈正相關關系，回歸結果在5%的水平上顯著，系數為2.559。即若其他條件一定，農戶對參與式發展的相關政策越了解，則農戶參與發展的可能性就越大。這與孫鳳蓮等[15]的研究結論相一致，認為農戶對相關政策的了解程度越高，則農戶對于該項建設未來可能帶來的各類收益問題考慮的更加成熟，因此該變量起促進作用。

4結 論

農戶參與發展的行為受到農戶行政職務、家庭勞動力人數、組織化程度、是否參加過產業培訓、對本村發展的了解程度、農戶對參與行為的認識及農戶對參與發展政策的了解7個方面的影響。具體表現為以上7個解釋變量與農戶參與行為均存在正相關關系。在此基礎上，運用ISM模型得到變量家庭勞動力人數、農戶是否參加過產業培訓及農戶對參與發展的認知是表層直接因素；變量農戶對本村發展的了解程度及農戶對參與式發展相關政策的了解程度為中層間接變量；變量農戶的行政職務、農戶的組織化程度為深層根源變量。

農戶參與發展的程度不是很高。應采取加大教育力度，增強技能培訓提高農戶素質；創新多種參與形式，建立相應激勵機制；提升村干部能力和組織作用；擴大非農就業，實現農戶多元增收等措施，促進農民參與農村發展。

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Fundproject:SupportedbyNationalScienceandtechnologysupportprogram:Inthesouthernareasofgrain,cottonandfruittechniquesofIntercropping

doi:10.6048/j.issn.1001-4330.2016.06.026

收稿日期(Received)：2016-01-30

基金項目:國家科技支撐計劃項目“南疆地區糧食、棉花和果樹間作技術模式研究”(201003043-11)

作者簡介:高晶(1991- )，女，河南人，碩士研究生，研究方向有區域經濟發展與政策，(E-mail)459253190@qq.com 通訊作者(Cotresponding author):陳彤(1962- )，男，陜西人，教授，博士生導師，研究方向為農業經濟管理，(E-mail)ctelay@163.com

中圖分類號：S-9

文獻標識碼：A

文章編號：1001-4330(2016)06-1166-11

AnalysisontheInfluenceFactorsofMinorityFarmers＇participatinginthedevelopmentoftheruralbehaviorinKashiRegion

GAOJing1,MAJianRong2,CHENTong2

(1.College of Economics and Trade, Xinjiang Agricultural University, Urumqi 830052,China;2.Xinjiang Academy of Agricultural Sciences, Urumqi 830091,China)

Abstract：【Objective】 Through a comprehensive analysis of the behavior and influencing factors of farmers' participation in development to provide theoretical reference for promoting the sustainable development of rural areas.【Method】Using a combination of typical investigation and sample survey, combined with 186 actual survey data, using logistic-ISM model to analyze the behavior of farmers' participation in rural development.【Result】The number of labor force has a significant positive impact on Farmers' participation behavior(P<0.01),Farmers administrative duties, the degree of organization of farmers, farmers to participate in the training industry, understanding degree to the development of the village of farmers, farmers awareness of participation, the understanding degree of farmers to participate in the development of policy on Farmers' participation behavior has a significant positive effect(P<0.05), age, political outlook, education level, and industry situation, total family income, family cultivated land area, participation attitude has no significant impact on Farmers' participation behavior.【Conclusion】The degree of participation in the development of farmers is not very high. Through the following ways can promote the participation of farmers in rural development, they are strengthen education and enhance skills training to improve the quality of farmers.; Innovate ways to participate in a variety of ways and establish incentive system; Enhance the ability of village cadres;Enhance the ability and organization of village cadres; Expanding non farm employment.

Key words:Kashi region; Farmers’ behavior; Participate in development; Influence factors