賀金平，許 艷，彭麗云，陳曉芳，王前婷

(甘肅農(nóng)業(yè)大學(xué) 管理學(xué)院，甘肅 蘭州 730070)

耕地是人類賴以生存的基本資源和條件，也是立國(guó)安邦的基本要素。中國(guó)作為一個(gè)擁有十幾億人口的大國(guó)，必須要保有一定數(shù)量的耕地，才能確保糧食安全。隨著改革開放的不斷深入，占用耕地、農(nóng)用地利用不合理和部分耕地撂荒等現(xiàn)象時(shí)有發(fā)生，導(dǎo)致我國(guó)耕地?cái)?shù)量和質(zhì)量不斷下降，人地矛盾更加突出[1]。面對(duì)這一現(xiàn)狀，保護(hù)耕地刻不容緩，而農(nóng)戶作為耕地的直接使用者，其耕地保護(hù)意愿在耕地保護(hù)中有著不可替代的重要作用。

近年來，關(guān)于農(nóng)戶耕地保護(hù)意愿問題的研究一直是國(guó)內(nèi)學(xué)者的研究熱點(diǎn)，如：有不少學(xué)者提出從政策性的補(bǔ)償機(jī)制、經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償政策和法律手段等方面開展耕地保護(hù)活動(dòng)，提升農(nóng)戶的耕地保護(hù)積極性，形成較為完善的耕地保護(hù)機(jī)制[1-5]；也有學(xué)者以調(diào)查問卷的形式，對(duì)研究區(qū)域農(nóng)戶耕地保護(hù)意愿、行為和認(rèn)知的影響因素進(jìn)行了調(diào)查和研究，探索了影響耕地保護(hù)的因素并提出了應(yīng)對(duì)措施[6-9]。但是，這些研究都集中在江西、江蘇等農(nóng)業(yè)較發(fā)達(dá)地區(qū)，而西北內(nèi)陸欠發(fā)達(dá)地區(qū)的研究鮮有報(bào)道。因此，作者以甘肅省會(huì)寧縣翟家所鄉(xiāng)為研究對(duì)象，以抽樣調(diào)查的方式收集數(shù)據(jù)，運(yùn)用Logistic 回歸模型分析法對(duì)影響翟家所鄉(xiāng)農(nóng)戶耕地保護(hù)意愿的因素進(jìn)行分析與研究，以期在充分尊重農(nóng)戶的耕地保護(hù)意愿的前提下，深入了解影響農(nóng)戶耕地保護(hù)行為和認(rèn)知選擇的因素，完善有關(guān)農(nóng)戶耕地保護(hù)的理論研究，為制定相關(guān)的耕地保護(hù)政策提供參考。

1 研究區(qū)概況

翟家所鄉(xiāng)是甘肅省會(huì)寧縣東南部的一個(gè)干旱山區(qū)鄉(xiāng)，海拔1 800～2 100 m，年平均降水量不足400 mm，北溫帶季風(fēng)氣候，四季冷暖干濕分明。年平均濕度46%，年平均氣溫12.15 ℃，降水多集中在7—9月份，期間降水量占全年總降水量的70%左右?？偯娣e181.9 km2，總?cè)丝?1 555人，人口密度118人/km2，居民點(diǎn)主要分布于祖厲河上游，境內(nèi)山巒起伏，溝壑縱橫。耕地總面積5 766.6 hm2，其中梯田3 666.6 hm2;主要農(nóng)作物有小麥、玉米、馬鈴薯等。

2 研究方法

Logistic回歸分析常被應(yīng)用于因變量為二分變量的回歸擬合。本次研究所涉及的因變量是農(nóng)戶是否有保護(hù)耕地的意愿，是一個(gè)二分變量，即愿意保護(hù)耕地和不愿意保護(hù)耕地。面對(duì)這種問題，通常是將取值在實(shí)數(shù)范圍內(nèi)的值運(yùn)用Logistic轉(zhuǎn)化為目標(biāo)概率值，然后進(jìn)行回歸分析。

Logistic回歸參數(shù)的估計(jì)通常采用的是最大似然法，其基本思想是先建立似然函數(shù)和對(duì)數(shù)似然函數(shù)，然后讓對(duì)數(shù)似然函數(shù)取得最大值表示相應(yīng)的參數(shù)能夠使得統(tǒng)計(jì)模型最為合理，最后得到參數(shù)的最大似然估計(jì)值[10]，其數(shù)學(xué)表達(dá)式為

進(jìn)行指數(shù)變換得到

式中：p為事件發(fā)生的概率；β0為待估計(jì)參數(shù)常量；βi為待估計(jì)參數(shù)；Xi為自變量；i表示單個(gè)的自變量；n表示自變量的個(gè)數(shù)。此模型建立的是事件發(fā)生的概率與自變量之間的關(guān)系[11]。因此，通過對(duì)因變量和自變量之間的Logistic二元回歸分析，即利用此模型可對(duì)農(nóng)戶是否有保護(hù)耕地意愿的概率進(jìn)行預(yù)測(cè)。

3 數(shù)據(jù)來源和樣本概況

3.1 數(shù)據(jù)來源

調(diào)查區(qū)翟家所鄉(xiāng)共有14個(gè)行政村92個(gè)村民小組。問卷設(shè)計(jì)主要就農(nóng)戶的自身特征、耕地的耕作狀況和區(qū)位條件、農(nóng)戶愿意接受的經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償額度、耕地保護(hù)政策等4個(gè)方面的問題進(jìn)行了調(diào)查，走訪區(qū)域涉及張城堡、翟家所、觀音廟、上王家和新智等村的多個(gè)村民小組，通過與當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶訪談和填寫調(diào)查問卷的方式進(jìn)行基礎(chǔ)數(shù)據(jù)的收集?？偣舶l(fā)放問卷206份，回收問卷202份，問卷回收率達(dá)98.06%。

3.2 樣本概況

在本次調(diào)查走訪的農(nóng)戶中，有67.8%的農(nóng)戶有保護(hù)耕地的意愿。下面從農(nóng)戶成員的年齡、文化程度、等方面對(duì)樣本農(nóng)戶的基本情況進(jìn)行描述。

3.2.1 農(nóng)戶成員的年齡分布

從數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)的年齡分布情況來看，集中程度最高的是57～66歲，占樣本總數(shù)的28.7%，其次是37～46歲和47～56歲，兩者占樣本總數(shù)的比例基本相同，而26～36歲和67～76歲的農(nóng)戶占樣本總數(shù)的比例都比較低，分別為10.4%和17.3%(圖1)。由于問卷調(diào)查的時(shí)間為暑假，大部分年輕人在外打工或從事其他的工作，家中以中老年人和小孩為主，所以調(diào)查收集的數(shù)據(jù)集中分布在中老年人這個(gè)層次。

圖1 樣本農(nóng)戶成員的年齡分布

3.2.2 農(nóng)戶的家庭規(guī)模

根據(jù)調(diào)查的數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)得出，農(nóng)戶的家庭規(guī)模以4～6人為主，占65.8%，其次是7～9人，占17.8%，而3人及以下和10人及以上的農(nóng)戶家庭規(guī)模所占比例都比較小(圖2)。調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，農(nóng)戶家庭規(guī)模之間的差異較大，主要和不同時(shí)期的生育政策、農(nóng)戶的家庭經(jīng)濟(jì)收入、思想觀念有關(guān)。

圖2 樣本農(nóng)戶的家庭規(guī)模分布

3.2.3 農(nóng)戶成員的文化程度

在調(diào)查過程中發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶成員的文化程度以小學(xué)為主，占樣本總數(shù)的41.1%；年齡在60歲以上的農(nóng)戶成員大多數(shù)未受過正規(guī)教育，只有少部分人是小學(xué)文化程度；40～50歲的農(nóng)戶成員大部分受教育程度為小學(xué)，少數(shù)人是初中以上文化程度；在40歲以下的農(nóng)戶成員中，具初中、高中文化程度者較多(圖3)。

圖3 樣本農(nóng)戶成員的文化程度分布

3.2.4 農(nóng)戶的土地承包情況

隨著時(shí)間的推移，土地的分配方式也在不斷變化。上一輪的土地分配方式是按人口分配 ，因此農(nóng)戶家庭的土地面積與家庭規(guī)模密切相關(guān)。本次實(shí)際調(diào)查數(shù)據(jù)顯示：農(nóng)戶家庭的土地面積以0.6～1.3 hm2為主，占樣本總數(shù)的43.1%；0.6 hm2以下的占比為29.2%；2 hm2以上的占比較小，這些家庭大多數(shù)是上一輪土地分配中家里人口較多的農(nóng)戶(圖4)。

4 結(jié)果與分析

4.1 變量的選擇

本研究的因變量為農(nóng)戶是否有保護(hù)耕地的意愿，所以對(duì)因變量的選擇進(jìn)行了不同的賦值(有耕地保護(hù)意愿的賦值為1，沒有耕地保護(hù)意愿的賦值為0)。預(yù)設(shè)自變量主要選擇影響農(nóng)戶耕地保護(hù)行為的4類因素(農(nóng)戶因素、耕作狀況及區(qū)位因素、經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償因素、耕地保護(hù)政策因素)共22個(gè)變量(見表1)。

圖4 樣本農(nóng)戶家庭承包土地面積

通過SPSS軟件運(yùn)用Pearson的方法對(duì)因變量和預(yù)設(shè)自變量進(jìn)行相關(guān)性分析，將22個(gè)預(yù)設(shè)自變量在0.01的顯著性水平上進(jìn)行篩選和剔除。相關(guān)性分析結(jié)果表明，年齡(X2)、學(xué)歷(X3)、非農(nóng)就業(yè)技能(X4)、耕地的社會(huì)效益(X7)和耕地破碎度(X11)與因變量(Y)呈正相關(guān)，家庭人口(X5)、農(nóng)戶對(duì)耕地產(chǎn)權(quán)的認(rèn)知(X9)、耕地附近的道路狀況(X15)與因變量(Y)呈負(fù)相關(guān)，這8個(gè)自變量與因變量具有顯著相關(guān)性，可進(jìn)入回歸模型進(jìn)行分析。

表1 變量說明和變量均值

4.2 Logistic模型預(yù)測(cè)結(jié)果

統(tǒng)計(jì)學(xué)中，P值與顯著性的關(guān)系，一般P<0.05為顯著相關(guān),P<0.01為極顯著相關(guān)。通過對(duì)預(yù)設(shè)自變量的相關(guān)性分析，采用相關(guān)變量全部進(jìn)入的方法，運(yùn)用Logistic二元回歸模型對(duì)參數(shù)進(jìn)行估計(jì)，預(yù)測(cè)結(jié)果見表2。

4.3 模型檢驗(yàn)

建立模型的目的是為了解決研究問題，為了驗(yàn)證回歸模型能否真正解決研究問題，首先對(duì)模型采取Omnibus檢驗(yàn)和Hosmer-Lemeshow(HL)檢驗(yàn)，結(jié)果見表3、表4。

表2 模型回歸結(jié)果

由表3可知，模型系數(shù)的 Omnibus 檢驗(yàn)顯著性為0.000， 說明回歸方程具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義；在表4中，經(jīng)查卡方表得出，此模型的初步卡方值CHINV(0.05,8)=15.51，分析結(jié)果得出的卡方值為6.563，小于模型的初步卡方值，并且HL檢驗(yàn)的顯著性為0.584,說明回歸方程的擬合度好。

表3 模型系數(shù)的Omnibus檢驗(yàn)

從表5可以看出，-2倍對(duì)數(shù)似然函數(shù)值為152.488，Cox & SnellR2值為0.394，NagelkerkeR2值為0.551，表明模型的擬合優(yōu)度比較理想，能夠較好地解釋農(nóng)戶耕地保護(hù)意愿的影響因素。

表5 模型摘要

注：a估算在迭代號(hào)6終止，因?yàn)閰?shù)估算更改小于0.001。

4.4 結(jié)果分析

從模型回歸結(jié)果(表2)可以看出，農(nóng)戶耕地保護(hù)意愿的影響因素可以分為正影響和負(fù)影響兩個(gè)方面。

4.4.1 正影響因素

農(nóng)戶成員的年齡(X2)、學(xué)歷(X3)和非農(nóng)就業(yè)技能(X4)這三個(gè)影響因素的回歸系數(shù)都大于1，分別是1.456、1.753和1.049，其中：農(nóng)戶成員的學(xué)歷回歸系數(shù)最大，表明農(nóng)戶成員的學(xué)歷每增加一個(gè)單位，其耕地保護(hù)意愿將增加1.753個(gè)單位，說明文化程度較高的農(nóng)戶成員耕地保護(hù)積極性也較高；而農(nóng)戶成員的年齡和非農(nóng)就業(yè)技能這兩個(gè)影響因素每增加一個(gè)單位，耕地保護(hù)意愿將分別增加1.456和1.049個(gè)單位，表明隨著年齡的增加，勞動(dòng)能力減弱或因沒有非農(nóng)技能收入，外出就業(yè)的機(jī)會(huì)減少，加之物價(jià)上漲、基本生活花費(fèi)支出等，農(nóng)戶對(duì)耕地的依賴性增強(qiáng)，其耕地保護(hù)意愿也隨之增加。

耕地的社會(huì)效益(X7)和耕地破碎度(X11)兩個(gè)因素的回歸系數(shù)都小于1，分別是0.494和0.031。耕地的社會(huì)效益指耕地除了經(jīng)濟(jì)效益，還具有保持水土、改善大氣質(zhì)量等生態(tài)效益，以及為農(nóng)戶提供養(yǎng)老、保障就業(yè)等效益。分析結(jié)果表明：在其他因素不變的情況下，耕地的社會(huì)效益和耕地破碎度每增加一個(gè)單位，農(nóng)戶的耕地保護(hù)意愿增加不到一個(gè)單位，主要原因是調(diào)查區(qū)域通過修梯田的方式對(duì)耕地進(jìn)行了整理，對(duì)分布比較分散的耕地，只有少部分人愿意在耕地上進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)，使得耕地破碎度對(duì)農(nóng)戶的耕地保護(hù)意愿影響微弱；而耕地的社會(huì)效益由于農(nóng)戶自身對(duì)其了解較少，加之醫(yī)療保險(xiǎn)制度不斷完善等，農(nóng)戶對(duì)耕地養(yǎng)老等功能的依賴程度減弱，使得耕地的社會(huì)效益對(duì)農(nóng)戶耕地保護(hù)意愿的正影響程度較小。

4.4.2 負(fù)影響因素

家庭人口(X5)、農(nóng)戶對(duì)耕地產(chǎn)權(quán)的認(rèn)知(X9)和耕地附近的道路狀況(X15)3個(gè)因素的回歸系數(shù)都小于0，分別是-0.367、-0.978和-0.733，其中：①農(nóng)戶對(duì)耕地產(chǎn)權(quán)的認(rèn)知主要是指其對(duì)耕地的所有權(quán)和使用權(quán)歸屬問題的認(rèn)識(shí)，這個(gè)因素對(duì)農(nóng)戶耕地保護(hù)意愿的負(fù)影響最大，主要原因是調(diào)查區(qū)域內(nèi)大部分農(nóng)戶的文化水平較低，農(nóng)戶對(duì)耕地產(chǎn)權(quán)的歸屬問題處于不了解的狀態(tài)；②耕地附近的道路狀況對(duì)農(nóng)戶耕地保護(hù)意愿的影響也有較大的負(fù)影響，當(dāng)耕作區(qū)域遠(yuǎn)離田間生產(chǎn)路時(shí)，大部分農(nóng)戶選擇了棄耕；③家庭人口對(duì)農(nóng)戶耕地保護(hù)意愿的影響也呈現(xiàn)出負(fù)影響，人口較多的家庭其勞動(dòng)力也較多，從事非農(nóng)職業(yè)的人多于務(wù)農(nóng)人數(shù)，非農(nóng)經(jīng)濟(jì)收入可以滿足生活需要，對(duì)耕地的依賴性弱，耕地保護(hù)意愿較低。

5 結(jié)論與討論

農(nóng)戶成員的年齡、學(xué)歷和非農(nóng)就業(yè)技能，以及耕地的社會(huì)效益和耕地破碎度等5個(gè)因素對(duì)農(nóng)戶的耕地保護(hù)意愿產(chǎn)生了積極作用，而家庭人口、農(nóng)戶對(duì)耕地產(chǎn)權(quán)的認(rèn)知和耕地附近的道路狀況是影響當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶耕地保護(hù)意愿的制約性因素，這與王喜等[12]、鄺佛緣等[13]得出的農(nóng)戶耕地保護(hù)意愿受農(nóng)戶成員年齡、文化程度、耕地破碎度影響的結(jié)論一致。此次研究發(fā)現(xiàn)，其他學(xué)者未涉及的因素即耕地的社會(huì)效益對(duì)農(nóng)戶耕地保護(hù)意愿也有影響，這是因?yàn)檠芯繀^(qū)域處于西北內(nèi)陸地區(qū)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)相比有一定的差異。雖然不斷完善的合作醫(yī)療制度和養(yǎng)老保險(xiǎn)制度為農(nóng)戶的養(yǎng)老提供了強(qiáng)大的支撐，但是隨著農(nóng)戶年齡的增加，勞動(dòng)能力減弱，加之基本生活所需等影響，耕地作為他們基本生活來源的保障，在提供養(yǎng)老和經(jīng)濟(jì)收入等方面也發(fā)揮了一定的作用，這也與此次研究得出的結(jié)論相符。

基于以上分析結(jié)論，我們提出以下提高農(nóng)戶耕地保護(hù)意愿的建議:①村集體組織開展有關(guān)耕地利用和耕地保護(hù)的宣傳活動(dòng)，以此提高村民對(duì)耕地保護(hù)的認(rèn)知程度，進(jìn)而引導(dǎo)他們處理好當(dāng)前利益和長(zhǎng)遠(yuǎn)利益之間的關(guān)系，增強(qiáng)他們保護(hù)耕地的主動(dòng)性和積極性；②大力發(fā)展農(nóng)村服務(wù)業(yè)，以農(nóng)產(chǎn)品規(guī)?；l(fā)展為導(dǎo)向，幫助農(nóng)戶實(shí)現(xiàn)“離土不離鄉(xiāng)，離田不離家”的就業(yè)模式，為農(nóng)戶養(yǎng)老提供保障，也為農(nóng)戶參與耕地保護(hù)提供強(qiáng)大的經(jīng)濟(jì)支撐；③做好區(qū)域內(nèi)的土地利用規(guī)劃，改善耕地附近的道路、灌溉水渠等基礎(chǔ)設(shè)施，提高耕作的機(jī)械化水平和耕地利用集約度，減輕區(qū)位因素對(duì)農(nóng)戶耕地保護(hù)意愿的制約。