內蒙古地區牧戶草地流轉意愿影響因素研究

劉慧慧，丁文強，白 榮，尹燕亭，侯向陽*(. 蘭州大學 草地農業科技學院，草地農業生態系統國家重點實驗室,甘肅 蘭州 7000; .中共寧夏回族自治區委員會黨校，寧夏行政學院 7500； .中國農業科學院 草原研究所，農業部草地生態與修復重點實驗室 0000)

家庭草地承包制的施行將勞動力和生產資料緊密結合在一起，促進牧區生產力發展的同時也導致了草地高度分散化與細碎的問題[1-2]。隨著人口的增加草地細碎化問題愈發嚴重，直接導致畜牧生產中高成本、低效益的問題，限制了中國畜牧業的發展[3-5]。在這樣的背景下，草地流轉成為實現草地規模化和集約化經營的必要條件，對彌補中國草地家庭聯產承包制度不足和草原生態環境可持續發展有重要作用[6]。長遠來看，草地流轉是中國牧區發展適度規模經營的必然趨勢[7-9]。為順利推進牧區草地流轉進程，需要充分考慮牧民的真實意愿。制度變遷理論認為個體認知決定其行為直接影響到協調個體之間關系的制度[10]；牧民是草地的經營者，其對草地流轉的意愿會對草地流轉的整體效率產生影響[11-13]。因此,需要從牧民意愿出發，深入研究草原牧區草地流轉推進問題，從而為草原牧區草地制度改革提供借鑒。

通過對現行的研究成果和現行性政策進行整理歸納可以發現：目前國內關于土地流轉的研究多是關于農戶土地流轉方面[14-15]，探討牧戶草地流轉影響因素的研究相對缺乏。基于此，本研究圍繞牧戶草地流轉行為，從牧戶戶主屬性特征、家庭屬性特征兩方面探究草地流轉的影響因素。

1 材料與方法

1.1 數據來源

本研究數據來源為入戶調研數據和統計年鑒數據。入戶調研采取隨機分層典型抽樣方法，調查范圍涉及內蒙古自治區草甸草原、典型草原、荒漠草原、沙地草原、草原化荒漠五大草原類型，15個旗縣45個鄉鎮(蘇木)122個村(嘎查)，運用參與式農村評估法進行牧戶調查。調查組于2015年6-10月實地入戶調研，共獲得問卷896份。調研數據樣本分布情況如表1所示。

表1 調查樣本分布情況Table 1 Distribution of survey samples

實地調研過程中，在選擇樣本農戶時，充分考慮了牧戶的異質性特征，盡可能選擇具有不同特征類型的農戶, 這樣能夠保證調研結果的一般性。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 模型構建

二元Logistic 模型是邏輯概率分布函數，又稱增長函數，在統計學中常用于因變率是二分變率的分析，是分析個體決策行為的常見模型。研究牧戶的草地流轉意愿和行為，可以分為有或沒有發生草地流轉，是一個定性二分變率。因此，本文選用 Logistic 模型為基礎對牧戶草地流轉行為進行回歸分析。在數據統計分析牧戶參與草地流轉意愿過程中，把牧戶有流轉草地意愿的概率設為P(Y=1)， 沒有草地流轉意愿的概率 1-P(Y=0)。在分析牧戶參與草地流轉方式過程中，把牧戶轉入草地意愿的概率設為P(Y=1)，轉出草地意愿的概率 1-P(Y=0)。其線性表達式為：

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

式中:β0為常數項；Xj=(1,2…t)為影響因素；βi為Xj的偏回歸系數，表示當其他影響因素取值不變時，每增加一個單位所導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，又稱多重回歸模型，是分析自變率對因變率影響程度的常見方法。在草地流轉問題中，牧戶草地流轉程度受多個變量的影響，因此選擇多元線性回歸模型來檢測草地流轉程度的影響因素。其線性表達式為:

Yi=α+β1X1i+β2X2i+…+βkXki

式中，α為常數項，βj稱為回歸系數，表示當其他影響因素取值不變時，每增加一個單位所導致的兩種選擇概率之比的變化率，Y表示流轉草場比重，X1i，X2i, …,Xki表示影響草地流轉各項因素的變量矩陣。

在分析過程中，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行數據的分析處理和建模。

變量設置及說明見表3。

表3 變量賦值情況說明Table 3 Description of variable assignment

2 結果與分析

2.1 牧戶流轉意愿現狀分析

2015年896戶的總草地面積400 840 hm2，參與草原承包經營權流轉的面積占總面積的23.79%，其中參與流轉的戶數為298戶，占戶數的33.26%。從表4可以發現，研究區牧民參與流轉的意愿，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。一方面是因為隨著旅游業的興起，草甸草原較其他草地類型非牧業就業機會多，經濟發展速度快 牧戶對草地的依賴性減弱，因此愿意參與草地流轉來增加財政性收入；另一方面草甸草原草產量高，草地流轉的預期收益大于成本，牧戶參與流轉意愿強。

表4 樣本地區牧戶草地流轉意愿Table 4 Grassland circulation willingness of farmers in sample area

2.2 草地流轉意愿影響因素分析

經檢驗，家庭屬性特征因素對草地流轉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)，模型通過檢驗，模型整體擬合度結果為0.534，表明自變量的偏回歸系數對因變量有顯著解釋能力。模型回歸結果如表5顯示。

表5 牧戶草原流轉意愿模型估計結果Table 5 Estimation results of participation willingness model

牧戶戶主資源稟賦對其是否選擇參與草地流轉沒有顯著影響(P>0.05)。

牧戶家庭資源屬性中：放牧強度對草地流轉呈顯著負向影響(P<0.001)。從影響系數看，放牧強度每減小1個單位，牧戶選擇參與草地流轉的概率增加34.745倍，是因為牧戶草地流轉草地總面積增加，草地壓力減弱；牧戶家庭支出中，生活支出、牧業支出和總支出對牧戶草地流轉意愿呈顯著正向影響(P<0.001)。從影響系數看，生活支出、牧業支出和總支出每增加1個單位，牧戶選擇參與草地流轉的概率增加2.720倍、1.835倍和4.187倍。是因為，第一，生活支出高的家庭一般家庭經濟水平較好，有能力參與草地流轉；第二，牧業支出多說明購買的飼草料多，生產規模大需要的草地資源多，需要通過草地流轉來減輕放牧壓力，因而草地流轉意愿降強；第三，總支出高說明牧戶家庭經濟壓力大，需要擴大生產規模來獲取更高收益，因此流轉意愿強。牧戶生產規模中，家庭承包草地面積和農用機械數量對其是否選擇參與草地流轉呈顯著正向影響(P<0.001)。從影響系數看，家庭承包草地面積和農業機械數量每增加1個單位，牧戶選擇參與草地流轉的概率增加41.298倍和2.028倍，是因為家庭承包草地面積大的牧戶本身草地資源豐富，農業機械數目多的牧戶農業機械化水平高，參與草地流轉利于形成適度規模經營，提高牧業收益。

2.3 草地流轉程度影響影響因素分析

經檢驗，草地流轉行為對放牧強度影響的F值為49.585，擬合度為0.578，自由度10(P<0.01)，模型通過檢驗，說明模型整體擬合優度較好，表明自變量的偏回歸系數對因變量有顯著解釋能力。為使模型擬合更準確，本文采用方差膨脹因子(VIF)來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，沒有多重共線性問題。模型回歸結果如表6顯示。

表6 牧戶草原流轉程度模型估計結果Table 6 Estimation results of grassland circulation degree model

牧戶戶主資源稟賦中年齡對流轉草地的程度有顯著負向影響(P<0.005),影響系數為-2.074。是因為年紀大的牧戶勞動能力和抵御風險的能力減弱，草地流轉的程度低。

家庭資源稟賦中，放牧強度對草地流轉程度呈顯著負向影響(P<0.001)。影響系數為-2.995，是因為牧戶的草地流轉程度越高，增加的相對草地面積越大，放牧強度減輕越多草地總面積增加，草地壓力減弱；生活支對牧戶草地流轉程度呈顯著正向影響(P<0.001)。從影響系數看，生活支出每增加1個單位，牧戶選擇參與草地流轉的概率增加2.921倍。是因為生活支出高的家庭普遍經濟水平較好，有能力大面積轉入草地或從事非牧工作將草地全部轉出；家庭承包草地面積與流轉草地的程度呈顯著負向影響(P<0.001)，影響系數為-3.746，可能是家庭承包草地面積小的牧戶，生產規模受草地面積限制，為增加牧業收入，流轉草地的程度較高。

2.3 草地流轉方式影響因素分析

經檢驗，家庭屬性特征對草地流轉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)，模型通過檢驗，模型整體擬合度結果為0.593，表明自變量的偏回歸系數對因變量有顯著解釋能力。模型回歸結果如表7顯示。

表7 牧戶草原流轉方式模型估計結果Table 7 Estimation results of grassland circulation model

牧戶戶主資源稟賦中年齡對流轉草地的程度有顯著負向影響(P<0.005),影響系數為-2.322，說明年紀輕的牧戶更傾向于轉入草地。一方面是因為年輕牧戶勞動能力和抗風險能力更強，更有能力轉入草地，另一方面是因為國家這幾年鼓勵草地流轉，年輕牧戶受教育程度普遍較高對政策的理解更為透徹，明白適度規模經營的優勢因此轉入意愿更強。

家庭資源稟賦中，放牧強度對草地流轉方式呈顯著負向影響(P<0.001)。說明牧戶放牧強度每減少一個單位牧戶轉入草地意愿增加3.646倍，是因為牧戶轉入草地，草地總面積增大，放牧強度減弱；生活支對牧戶草地流轉方式呈顯著正向影響(P<0.001)。從影響系數看，生活支出每增加1個單位牧戶選擇參與轉入的概率增加3.192倍；家庭承包草地面積與流轉草地的程度呈顯著負向影響(P<0.001)，影響系數為-8.565，可能是我國主要是以家庭為單位的分散經營模式受勞動力人數限制，因此承包草地面積越大轉入意愿越弱。

3 討 論

隨著城市化的推進，教育的集中，草地流轉現象愈發頻繁[9-11]。草場流轉的本質是牧戶自我決策優化的過程，綜合考慮自身的資源稟賦和家庭資源稟賦，選擇轉入草地發展牧業的適度規模經營，或轉出草地從事非牧工作。

研究結果表明，草地流轉意愿與當地經濟收入[13]和草地質量有關，經濟欠發達地區，牧業收入是牧民的最主要收入來源，草地是牧民的根本保障，牧民對草地的依賴性高，參與流轉意愿低[12]；草產量低的地區，草地預期收益低，牧戶不愿意轉入草地[13]。戶主年齡與草地流轉意愿無關與流轉程度和流轉方式有關，可能是隨著年齡的增加勞動力降低，無法擴大生產規模，也難尋得除牧業以外的其他工資，對草地的依賴性高[14]。在調研中我們發現從事牧業生產的牧戶年齡段主要集中在40～50歲，牧區勞動力嚴重不足，這就導致了“未來的畜誰來養”的問題。針對牧區人口老齡化問題在構建老齡工作體系的同時鼓勵集體、企業等轉入草地，解決牧區勞動力短缺的問題。

草地流轉是解決中國家庭聯產承包帶來的土地破碎化問題，推動牧業規模化發展，維護生態安全的重要舉措。研究結果顯示參與草地流轉的牧戶放牧強度低，與胡振通等[15]的研究結果一致。草地流轉有利于草原的可持續發展，政府應建立相對健全的草原承包經營權流轉機制，發展草地流轉中介服務組織，保障牧民的合法權益，促進草地流轉的規范進行，加強宣傳，鼓勵牧民積極參與草地流轉。

4 小 結

牧戶參與流轉的意愿與所處草地類型有關，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。牧民參與草地流轉的意愿與戶主資源稟賦無關，因家庭資源稟賦不同而異。牧戶參與草地流轉的程度與方式與戶主年齡、放牧強度、生活支出與家庭承包草地面積有關。

草原對牧民來說既是保障也是生活資本。為保障牧民根本利益，當地政府機構應合理引導和管理并出臺相應法規，使牧民間的草地流轉合法化規范化，確保牧民自身權益不受侵害。對積極參與流轉的牧戶應在貸款、資金、項目等方面給予傾斜，并定期組織培訓，提高牧民養殖技術，加強牧民生態保護意識。同時應當建立健全社會保障體系，拓寬就業渠道，當地政府應結合當地情況進行牧區產業結構的調整與優化, 發展畜產品加工業、旅游業、服務業，為牧區人口轉移出草原奠定基礎。

基于研究結果提出以下政策建議：(1)大力發展牧區經濟，推動產業結構升級，研究結果表明經濟水平高，非牧就業機會多的牧區草地流轉意愿強。(2)加大推廣牧區草地流轉政策力度。研究結果顯示，草地流轉對提高牧民經濟收入和減輕草地放牧強度都有顯著的調節作用。鑒于草場流轉對降低草地放牧強度和減輕草地壓力有積極作用，從外部性理論出發，需要對草地流轉行為給予一定的支持措施。(3)發揮家庭資源稟賦的調節和激勵作用。高度重視經濟資本對牧戶草地流轉行為的影響。