徐梓津，趙翠薇，王培彬

貴州師范大學民族地理研究中心，貴陽 550001

耕地是人類生存和發(fā)展的基礎，是農業(yè)和農村發(fā)展的前提。農戶作為耕地生產(chǎn)投入的主體，是耕地的直接使用和受益者。農戶的耕地生產(chǎn)投入行為能夠決定農業(yè)總產(chǎn)量并且是農業(yè)產(chǎn)量增長速度的直接力量[1]。因此，在我國人地矛盾問題極其尖銳的大背景下，從農戶角度出發(fā)研究耕地生產(chǎn)投入行為及影響因素對我們國耕地資源保護[2]和農業(yè)發(fā)展都具有重要意義，對以農業(yè)為主的貴州少數(shù)民族地區(qū)的研究顯得更為迫切。

黎元護在1999年曾針對耕地利用中農戶行為所引起的耕地破壞情況，分析農戶行為特征并論述農戶行為與耕地保護之間的矛盾及其產(chǎn)生的深層原因[3]；2001年譚淑豪、曲福田和黃賢金學者從生產(chǎn)規(guī)模、收入水平和兼職行為三個方面對農戶土地利用行為之間的差異進行比較，探討了不同類型農戶對經(jīng)濟政策刺激的反應及其可能采取的土地利用方式對土地退化的影響[4]。2006年陳美球、周丙娟和鄧愛珍等從對國家耕地政策認識、耕地征用意愿、耕地保護責任認識和耕地質量保護投入等方面分析當前農戶的耕地保護現(xiàn)狀，并提出了調動農戶耕地保護積極性的對策建議[5]。

圖1 研究區(qū)位置示意圖

從目前國內的研究來看，這些既有的成果在個案研究、數(shù)據(jù)采集和數(shù)學模型的完善等方面仍顯得不足。特別是近幾年的研究大多集中在國家、政府等較為宏觀的層面，對少數(shù)民族地區(qū)的研究極少，運用的方法也多是層次分析、模糊聚類等較為主觀的方法。有的研究雖然考慮了農戶的因素，也主要以第三方的角度出發(fā)來進行政策設計且多以耕地利用行為為研究對象，較少涉及耕地生產(chǎn)投入等具體行為。

本研究在農戶行為理論與耕地可持續(xù)利用理論研究的基礎上，選取貴州少數(shù)民族地區(qū)為研究樣區(qū)，設計問卷調查表并對研究區(qū)農戶進行實地走訪與調查。將收回的有效調查問卷進行比對，分析農戶耕地生產(chǎn)投入中的選擇和投入等行為，并應用多元線性回歸分析方法，確定影響農戶耕地生產(chǎn)投入的因素，建立農戶投入影響因素的多元線性回歸模型，最后得出結論。

1 研究區(qū)概況

關嶺布依族苗族自治縣位于貴州西南部(105°15″-105°49″E,25°34″-25°05″N)，隸屬于安順市,全縣總面積1468 km2。2010年關嶺縣總人口30.16 萬人，其中少數(shù)民族人口19.12 萬，占總人口的63.39%，屬于少數(shù)民族自治縣。農業(yè)人口28.65 萬人，占總人口的88.36%。境內海拔高度在800～1500 米之間，是貴州巖溶地貌發(fā)育最典型的地區(qū)之一。2010年完成生產(chǎn)總值205623 萬元(當年價)，人均生產(chǎn)總值4971 元，略低于全省的2010年的平均水平5787 元，與2009年全國平均水平15973 元相比，差距較大，屬于經(jīng)濟欠發(fā)達的少數(shù)民族地區(qū)。

2 研究方法和數(shù)據(jù)來源

2.1 問卷調查結合個案訪談法

通過農戶對問卷的填寫以及相關問題的回答收集農戶耕地生產(chǎn)投入現(xiàn)狀、保護意愿等資料，本次調查時間為2010年7月至2011年2月，在研究區(qū)內隨機抽取了680 戶農村家庭進行調查，共發(fā)放調查問卷680 份，收回有效問卷662 份，直接調查對象中老年人占大多數(shù)，文化程度參差不齊。

2.2 多元回歸分析法

回歸分析是一種處理變量統(tǒng)計相關關系的數(shù)理統(tǒng)計方法?；貧w分析的基本思想是：自變量和因變量之間沒有嚴格的、確定性的，但可以設法找出最能代表它們之間關系的分析方法表達形式，多元回歸分析是研究多個變量之間關系的回歸，通過該方法還能找出因變量中的重要影響因素。本研究利用SPSS20.0軟件實現(xiàn)。

在本研究中，影響因變量的因素不止一個，耕地質量作為因變量y，選取的農戶行為為自變量x，通過SPSS軟件對數(shù)據(jù)進行多元線性回歸分析，可以得出如下函數(shù)：

y=b0+b1x1+b2x2+b3x3+b4x4+b5x5+b6x6+c

其中，y為因變量，b0為回歸常數(shù)，bk(k=1，2，3，4，5，6)是回歸參數(shù)，xk為農戶行為。多元回歸模型建立好之后，需做檢驗。c項是誤差項，本文擬應用逐步回歸法選擇對因變量影響顯著的自變量，逐步回歸法的基本思想是在模型中逐個引入自變量,而且每次引入對因變量影響最為顯著的自變量,并對模型中的原來變量逐個進行檢驗,把不顯著的變量逐個從模型中剔除掉[6],因此最終得到的模型包含的是對因變量影響顯著的變量。

2.3 數(shù)據(jù)來源

研究區(qū)的經(jīng)濟社會數(shù)據(jù)來源于《安順市2011年統(tǒng)計年鑒》(內為2010年數(shù)據(jù)統(tǒng)計)；農戶耕地生產(chǎn)投入行為數(shù)據(jù)來自問卷調查的第一手數(shù)據(jù)。問卷內容主要包括四個方面內容：(1)農戶基本情況調查。包括:農戶年齡、性別、文化程度、收入水平、家庭人口、家庭農業(yè)勞動力數(shù)量、家庭農業(yè)勞動時間和家庭收入來源等農戶家庭情況。(2)農戶耕地基本情況調查。包括：農戶耕地地面積和轉入或轉出耕地情況。(3)農戶耕地投入情況。包括投入人力時間、投入物力和財力情況。(4)農戶選擇。包括種苗選擇和種植技術選擇[7]。

3 研究結果

3.1 農戶基本情況

在對有效調查問卷整理分析后可知，樣本數(shù)據(jù)中被調查農戶的平均年齡為52歲，大部分年齡分布在50～59歲之間，占整個樣本比例的34.14%。農戶中，有四個勞動力人口數(shù)的家庭最多，占整個樣本比例的44.71%。受教育程度方面，初中文化程度人數(shù)最多，占整個樣本比例的45.47%。

表1 被調查農戶基本特征(1)

表1 被調查農戶基本特征(2)

3.2 農戶選擇行為

通過表2的統(tǒng)計數(shù)據(jù)可以看出，被調查農戶在技術選擇上更偏重于是否能提高收成，其次為技術成本是否偏低，只有少數(shù)農戶關于選擇的技術是否能提高耕地質量。在種苗選擇方面，市場價格決定了絕大多數(shù)農戶選擇，占整個樣本比例的34.98%，并且從眾心理的影響也較大。

表2 農戶技術和種苗選擇情況

3.3 農戶投入行為

本研究把農戶投入行為劃分為三類，分別是人力投入(用每畝人均年投入時間表示)、物力投入(用每年每畝投入牲畜量、機械量和其它表示)和財力投入(用每年每畝種苗、肥料、農藥、灌排、地膜和其它表示)。

從調查結果得知，每年每畝耕地投入的人力時間在81～160 d最多，占整個樣本數(shù)據(jù)的42.45%，每年耕地投入的人力時間在241～356 d的最少，只占樣本數(shù)據(jù)比重的14.96%。財力投入方面，44.12%的農戶每年每畝地的投入800～1000元。因為研究區(qū)為典型喀斯特山區(qū)，土地質量欠佳，種植作物多為糧食作物，投入財力不多，主要用于購買化肥和灌排費用。從表4可以看出，研究區(qū)機械化程度低，主要靠牲畜耕地犁地，我國經(jīng)濟欠發(fā)達區(qū)和山區(qū)的機械化程度低是為普遍現(xiàn)象。

表3 人力財力投入情況

表4 物力投入情況

3.4 影響農戶耕地生產(chǎn)投入行為的因素分析

考慮到調查數(shù)據(jù)的可量化性,本研究選取農戶耕地生產(chǎn)投入Y為因變量,農戶耕地財力成本費用由農戶的種苗費、化肥、農藥、地膜、排灌費以及其它費組成。選擇農戶年齡(X1)、家庭勞動力數(shù)量(X2)、文化程度(X3)、家庭耕地面積(X4)、耕地年收入(X5)、非農年收入(X6)、政府糧食補貼(X7)、耕地財力成本費用(X8)為因變量。

運用逐步回歸方法在SPSS20.0軟件中進行解釋變量的剔除,當R2最大時剔除變量。通過運算,最終剔除了三個不顯著的變量,分別是家庭勞動力數(shù)量(X2)、家庭耕地面積(X4)和政府糧食補貼(X7)。得到回歸模型如下:

Y=0.049X1+0.127 X3+0.189X5-0.097 X6-0.136X8-0.029

其中，F(xiàn)=5.311；R2=0.5871；調整后的R2=0.5316，從模型的各項檢驗值來看,模型估計結果較好,可以通過檢驗。

從模型中看出，農戶年齡與耕地生產(chǎn)投入成正比，說明年齡越大的農戶越愿意對耕地投入，這是因為隨著農戶年齡的增加，外出就業(yè)的機會越來越低，這部分農戶會將更多的精力放在耕地的生產(chǎn)投入上[8]。農戶的文化程度越高，對耕地的生產(chǎn)投入行為也越大。由于文化程度的上升可以使農戶做出更科學合理的行為，在耕地生產(chǎn)投入上能夠選擇更為正確而合理的行為和判斷。耕地年收入越高，農戶對耕地的生產(chǎn)投入也越高。從農戶是理性經(jīng)濟人原理也能說明該問題，農戶收入越高，就有更多的資金可以投入到耕地上[9]，在耕地年收入高的前提下，農戶也愿意對耕地進行更多的投入[10]。非農年收入與農戶耕地生產(chǎn)投入成反比關系。當非農年收入越高，農戶也越愿意選擇非農生產(chǎn)方式，從而降低對耕地的生產(chǎn)投入[11]。耕地財力成本費用與耕地生產(chǎn)投入成反比。當耕地成本費用過大時，農戶會降低對耕地的投入以保證自己的耕地生產(chǎn)投入行為有收益[12]，可以用經(jīng)濟人理論解釋。

4 結論

上述研究表明，在貴州少數(shù)民族地區(qū)農戶年齡、文化程度、耕地年收入、非農年收入、耕地財力成本費用五個因素對農戶耕地生產(chǎn)投入行為影響顯著。農戶在進行耕地生產(chǎn)投入行為時更多的考慮是自身收益，也盡可能的選擇能夠使自身收益最大化的行為方式。對于生產(chǎn)投入行為對耕地質量的影響，只有極少數(shù)文化程度較高的農戶和年齡在55歲以上的農戶考慮過?；谵r戶耕地生產(chǎn)行為的特點，少數(shù)民族地區(qū)的政府部門應該考慮到少數(shù)民族地區(qū)的特殊性，采取有效激勵機制,增強農戶耕地可持續(xù)利用意識；重視農業(yè)技術的推廣，利用多種梁道,建立完善的技術推廣體系[13]；增加“三農”投入，加大惠農政策及落實幾個方面來增加農戶的行為意識；降低農耕成本等方面使為數(shù)不多的耕地資源得到行為主體的有效保護。

[1] 宋奎武.農戶行為研究若干問題述評[J].農業(yè)技術經(jīng)濟,2002(4):59-64

[2] 陳百明.基于區(qū)域制定土地可持續(xù)利用評價指標體系的分區(qū)方案[J].地理科學進展,2001,20(3):11-15

[3] 張改清.農戶投資與農戶經(jīng)濟收入增長的關系研究[M].北京:中國農業(yè)出版社,2005

[4] 黃安勝.國內外農戶投資行為研究綜述[J].經(jīng)濟研究導刊,2008(14):99-100

[5] 胡繼連.中國農戶經(jīng)濟行為研究[M].北京:中國農業(yè)出版社,1992

[6] 茍文會,劉友兆,王雨晴.基于嫡權物元可拓模型的耕地可持續(xù)利用研究一以江蘇省為例[J].農業(yè)現(xiàn)代化研究,2006,27(5):372-376

[7] 洪明榮.農戶行為與農戶政策[J].中國經(jīng)濟問題，1997(3):2了-31

[8] 池澤新.農戶行為的影響因素、基本特點與制度啟示[J].農業(yè)現(xiàn)代化究,2003,24(5):368-371

[9] 文 峰,馮天寧.破解農戶經(jīng)濟行為的悖論[J].電子科技大學學報 ,2004(1):43-48

[10]曲福田.耕地資源可持續(xù)利用的經(jīng)濟分析與政策啟示[J].農業(yè)環(huán)境與展,2002,12(6):68-73

[11] 蔡運龍,霍雅勤.土地非農化供給動力[J].理論探討,2002,18(2):346-350

[12] 深勤魯,黃錦東.實施土地整理,促進耕地資源可持續(xù)利用[J].中國農業(yè)資源與區(qū)劃,2005,26(4)：14-17

[13] 張興杰,李玉榮.科技進入農戶的模式探討[J].科技進步與對策,2006,5:4-6