張文杰，李彤暉，呂帥，錢淼*

（1.青島農(nóng)業(yè)大學(xué)，山東 青島 266109；2.平度市農(nóng)業(yè)農(nóng)村局，山東 平度 266700）

隨著城市化進(jìn)程的不斷深化，大量農(nóng)村勞動力涌入城鎮(zhèn)，“空心村”現(xiàn)象普遍存在。2018年9月，中共中央、國務(wù)院印發(fā)《鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃（2018-2022年）》，將鄉(xiāng)村振興提升到戰(zhàn)略高度[1]。因地制宜地調(diào)整農(nóng)村種植結(jié)構(gòu)，是實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)興旺的關(guān)鍵[2，3]。農(nóng)村種植結(jié)構(gòu)調(diào)整可依據(jù)比較利益和要素察賦理論，政府要履行宏觀調(diào)整職能，把握糧食安全與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整耦合度；建立完善相關(guān)法律法規(guī)政策，做好農(nóng)業(yè)專業(yè)技術(shù)人才培訓(xùn)工作[4，5]。多數(shù)學(xué)者從宏觀角度對該問題進(jìn)行了系統(tǒng)研究，陳美球等[6]認(rèn)為，加強村集體經(jīng)濟組織建設(shè)，培養(yǎng)造就一支懂農(nóng)業(yè)、愛農(nóng)村、愛農(nóng)民的“三農(nóng)”管理隊伍，是解決鄉(xiāng)村振興的主體實施問題；劉海洋[7]認(rèn)為，實現(xiàn)農(nóng)村三產(chǎn)深度融合發(fā)展是鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的重要發(fā)展路徑；缺少從微觀視角出發(fā)，了解留守農(nóng)戶參與種植結(jié)構(gòu)調(diào)整意愿，研究影響農(nóng)村種植結(jié)構(gòu)調(diào)整制約要素。基于此，以山東省集體經(jīng)濟年收入＜5萬元的M村為例，采用Logistic二元回歸模型分析影響農(nóng)戶參與種植結(jié)構(gòu)調(diào)整意愿的主要因素，旨為優(yōu)化M村種植結(jié)構(gòu)、助力鄉(xiāng)村振興提出可行性的建議，并為其他地區(qū)種植結(jié)構(gòu)調(diào)整提供參考。

1 材料與方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

2018年7月～2019年7月，采用入戶填寫調(diào)查問卷、電話訪談等方式，對山東省M村常駐留守農(nóng)戶進(jìn)行調(diào)研，共發(fā)放調(diào)查問卷200份，回收有效問卷193份，有效回收率96.5%。調(diào)研內(nèi)容主要包括農(nóng)戶個體特征、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營、教育培訓(xùn)以及經(jīng)濟收入等。

1.2 研究方法

1.2.1 構(gòu)建模型 農(nóng)戶參與種植結(jié)構(gòu)調(diào)整意愿設(shè)定為“愿意”“不愿意”2種，采用Logistic二元回歸模型進(jìn)行分析。P表示研究對象可能發(fā)生的概率，即：P=（Y=1|X），P∈（0，1），線性傳統(tǒng)表達(dá)式為：

將L（P）定義為P的對數(shù)轉(zhuǎn)化，L（P）∈（-∞，+∞），得到公式（3）。這樣可以避免在線性模型當(dāng)中出現(xiàn)P＞1或P＜0。

如果以L（P）作為因變量，以X為自變量，回歸方程可表示為公式（4）。

根據(jù)公式（3）和公式（4）得到公式（5）。

求解公式（4），得到單因素曲線的Logistic回歸模型公式（6）。

其中，琢為常數(shù)項，茁是自變量X的回歸系數(shù)，若茁=0，表明事件X不是事件Y發(fā)生的影響因素；茁＞0，P和X呈正相關(guān)關(guān)系，表明X是事件Y發(fā)生的推動因素；茁＜0，表示P和X呈負(fù)相關(guān)，表明X是事件Y發(fā)生的阻礙因素。

將事件Y在發(fā)生或不發(fā)生的概率比定義為機會比率，即：

對公式（7）進(jìn)一步轉(zhuǎn)化，得到公式（8）。

通過公式（9）計算事件Y的優(yōu)勢比（OR）來判斷不同條件下事情Y發(fā)生的優(yōu)勢。OR=1，表示該因素與調(diào)整意愿沒有關(guān)系；OR＞1，表示該因素對意愿有正向影響；OR＜1，表示該因素對意愿有負(fù)面影響。

1.2.2 構(gòu)建評價指標(biāo)體系 依據(jù)數(shù)據(jù)可獲得性以及調(diào)查樣本的特點，構(gòu)建4個一級指標(biāo)、9個二級指標(biāo)體系，其中個體特征（X1）包括性別（X11）、年齡（X12）、文化程度（X13）；生產(chǎn)經(jīng)營（X2）包括耕地面積（X21）、地塊集中程度（X22）；教育培訓(xùn)（X3）包括是否參加過農(nóng)業(yè)知識培訓(xùn)（X31）、是否了解種植結(jié)構(gòu)調(diào)整（X32）；經(jīng)濟收入（X4）包括家庭成員是否外出務(wù)工（X41）、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資金情況（X42）（表1）。

表1 構(gòu)建農(nóng)戶調(diào)整種植結(jié)構(gòu)意愿評價指標(biāo)Table 1 Construction of the evaluation index of farmers’willingness to adjust planting structure

2 結(jié)果與分析

2.1 描述性分析

2.1.1 個體特征 受訪者男女比例為1.35∶1，81.87%的受訪者年齡≥50歲，89.64%的受訪者文化程度為初中及以下（表2）。數(shù)據(jù)顯示，研究區(qū)域人口老齡化程度較高，且文化程度偏低。

表2 受訪者的個體特征Table 2 Individual characteristics of 98 respondents

2.1.2 從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營 67.87%的受訪者耕地面積＜1.4 hm2，其中50.44%的受訪者耕地面積集中在0.47～0.93 hm2；50.77%的被訪者地塊較為分散或分散，其中地塊分散的受訪者占比69.39%（表3）。數(shù)據(jù)顯示，研究區(qū)域農(nóng)戶耕地分散、面積較小。

表3 受訪者擁有耕地面積、地塊集中度統(tǒng)計Table 3 Cultivated land area and plot concentration of respondents

2.1.3 教育培訓(xùn) 82.38%的受訪者表示沒有參加過農(nóng)業(yè)知識培訓(xùn)，91.71%受訪者表示不了解或不太了解種植結(jié)構(gòu)調(diào)整（表4）。數(shù)據(jù)顯示，研究區(qū)域農(nóng)戶接受農(nóng)業(yè)培訓(xùn)較少，對種植結(jié)構(gòu)調(diào)整的了解程度較差。

表4 受訪者參加農(nóng)業(yè)知識培訓(xùn)、了解種植結(jié)構(gòu)調(diào)整的統(tǒng)計Table 4 Respondents participating in agricultural knowledge training and understanding the statistics of planting structure adjustment

2.1.4 經(jīng)濟特征 59.59%的受訪者家庭收入來源于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)；30.05%的受訪者有充足的資金從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，19.17%的受訪者從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的資金不足（表5）。數(shù)據(jù)顯示，研究區(qū)域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)仍然是農(nóng)戶經(jīng)濟收入的重要來源，不足1/3農(nóng)戶有重組資金投入到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的意愿。

表5 受訪者家庭收入主要來源Table 5 Main source of household income of respondents

2.2 影響農(nóng)戶參與調(diào)整種植結(jié)構(gòu)意愿分析

基于193份調(diào)研數(shù)據(jù)，運用SPSS 21.0軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行Logistic二元回歸分析，模型的卡方值87.565，自由度5，即表示本次擬合的模型納入的變量中，至少有一個變量的OR值有統(tǒng)計學(xué)意義，即模型總體有意義；且通過Hosmer和Lemeshow檢測模型擬合情況的結(jié)果顯示，卡方值10.899，自由度8，Sig.=0.207，模型擬合較好。

2.2.1 正向相關(guān)分析 性別（X11）、文化程度（X13）、耕地面積（X21）、地塊集中程度（X22）、是否參加過農(nóng)業(yè)知識培訓(xùn)（X31）、是否了解種植結(jié)構(gòu)調(diào)整（X32）、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資金情況（X42）與受訪者調(diào)整種植結(jié)構(gòu)意愿呈正相關(guān)，其中文化程度（X13）、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資金情況（X42）在0.05水平上顯著正相關(guān)（表6），即文化程度越高、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資金越充裕的農(nóng)戶，調(diào)整種植結(jié)構(gòu)意愿越強烈。這主要是文化程度越高的受訪者，接受新事物能力越強；資金越充裕，抗風(fēng)險能力越強，更愿意嘗試種植結(jié)構(gòu)調(diào)整。

表6 回歸結(jié)果Table 6 Regression results

2.2.2 負(fù)向相關(guān)分析 年齡（X12）、家庭成員是否外出務(wù)工（X41）與受訪者調(diào)整種植結(jié)構(gòu)意愿呈負(fù)相關(guān)，年齡（X12）在0.05水平上顯著負(fù)相關(guān)，即越年輕的農(nóng)戶調(diào)整種植結(jié)構(gòu)的意愿越強烈，主要是因為越年輕的受訪者，接受新事物、新技術(shù)的能力越強，調(diào)整種植結(jié)構(gòu)意愿越強烈。

3 主要結(jié)論與建議

3.1 主要結(jié)論

通過對山東省M村193個樣本進(jìn)行實地調(diào)研，運用Logistic二元回歸方程就調(diào)整種植結(jié)構(gòu)意愿進(jìn)行回歸分析，得到以下主要結(jié)論：（1）研究區(qū)域人口老齡化程度較高，且文化程度偏低；農(nóng)戶的耕地分散，面積集中、面積較??；農(nóng)業(yè)生產(chǎn)仍然是主要經(jīng)濟來源。（2）9個影響因素中，文化程度（X13）、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資金情況（X42）顯著正向影響受訪者調(diào)整種植結(jié)構(gòu)意愿，年齡（X12）顯著負(fù)影響，即越年輕、文化程度越高、資金越充裕的農(nóng)戶，調(diào)整種植結(jié)構(gòu)意愿越強烈。

3.2 建議

3.2.1 增加教育投入力度，引導(dǎo)農(nóng)民開拓創(chuàng)新 政府、村集體要加大對農(nóng)村教育的投入，改善農(nóng)村的教學(xué)環(huán)境，提升教學(xué)質(zhì)量[8]，開設(shè)相關(guān)的培訓(xùn)課程，并通過宣講會、電視廣播、宣傳手冊、漫畫等形式讓農(nóng)民能夠了解并學(xué)習(xí)新的理念，逐步樹立起農(nóng)民的市場意識和開拓意識[9]。

3.2.2 加強農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣，提高農(nóng)業(yè)科技投入 加強農(nóng)業(yè)科技投入力度，提升農(nóng)技推廣人員素質(zhì)水平[10～12]，完善基層農(nóng)技推廣體系，因地制宜的提出調(diào)整方案，合理有效的促進(jìn)農(nóng)業(yè)發(fā)展[13～15]。

3.2.3 建設(shè)新型經(jīng)營主體，盤活農(nóng)村閑置土地 通過成立合作社或者其他形式的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體[16]，將農(nóng)戶的閑置土地進(jìn)行流轉(zhuǎn)，實現(xiàn)集中連片規(guī)模發(fā)展，提升農(nóng)產(chǎn)品品質(zhì)，塑造農(nóng)產(chǎn)品品牌效應(yīng)，從而促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展[17]。

3.2.4 強化政府導(dǎo)向地位，完善惠農(nóng)助農(nóng)政策 政府要在充分掌握農(nóng)村、農(nóng)民發(fā)展困難的基礎(chǔ)上，建立健全農(nóng)業(yè)指導(dǎo)服務(wù)體系，強化“人才回鄉(xiāng)”政策[18]，增加涉農(nóng)資金投入，加快農(nóng)村金融體制改革，完善農(nóng)村金融服務(wù)體系和農(nóng)業(yè)保險制度，提高農(nóng)民抗風(fēng)險能力[19，20]。