孟梅，洪振家

（新疆農(nóng)業(yè)大學(xué)，烏魯木齊市，830000）

0 引言

牧草地流轉(zhuǎn)是牧區(qū)實現(xiàn)集約化、規(guī)?；⑿б婊l(fā)展的必由之路，同時也是推動牧區(qū)鄉(xiāng)村振興的有效手段。土地的“三權(quán)分置”和第二輪承包期的延長為牧草地的流轉(zhuǎn)打下了堅實的政策基礎(chǔ)。新疆作為我國第二大牧區(qū)，草原面積廣闊、草場種類多樣、牧草類型豐富、牧民人口眾多，同時新疆牧區(qū)也是脫貧攻堅和鄉(xiāng)村振興任務(wù)較為艱巨的地區(qū)，關(guān)于新疆牧草地流轉(zhuǎn)對搬遷定居牧民的生計影響研究對于今后牧草地流轉(zhuǎn)和西北牧區(qū)的鄉(xiāng)村振興政策的制定更有針對性，有利于促進牧草地流轉(zhuǎn)，改變傳統(tǒng)的畜牧業(yè)生產(chǎn)方式，轉(zhuǎn)變分散經(jīng)營為規(guī)?；?、集約化經(jīng)營，實現(xiàn)節(jié)本增效，促進畜牧業(yè)的規(guī)?；l(fā)展、有利于完善牧草地流轉(zhuǎn)制度、提高牧民的生產(chǎn)積極性和牧民收益。

現(xiàn)有文獻中對牧草地流轉(zhuǎn)的研究較少，主要集中在以下幾個方面：一是牧草地流轉(zhuǎn)的影響因素[1]；二是牧草地流轉(zhuǎn)的價格研究[2]；三是牧草地流轉(zhuǎn)對生態(tài)的影響[3-5]。而關(guān)于草地流轉(zhuǎn)對牧民生計的影響研究，多側(cè)重于對生計的研究。生計包括人生產(chǎn)揚需要的能力、資源和行動[6-9]。當下被學(xué)者廣泛認同的定義則是“生計是謀生的方式，這種方式建立在能力、資產(chǎn)和活動的基礎(chǔ)之上”[10-11]。英國國際發(fā)展署認為一種生計，只有當它能夠應(yīng)對、并從打擊、壓力、震蕩中恢復(fù)，在當前并長遠地維持甚至加強其能力與資產(chǎn)，同時不損壞自然資源基礎(chǔ)，才是可持續(xù)性的[12-14]。

賴玉珮等[15]認為草場流轉(zhuǎn)在一定程度上雖能使草場整體的放牧壓力稍有緩解，牧民生計有揚提高，但卻造成草場內(nèi)部放牧壓力轉(zhuǎn)移、被流轉(zhuǎn)草場過度利用，導(dǎo)致貧困戶因無法轉(zhuǎn)產(chǎn)而生計難以改善、貧富分化加劇。張引弟等[16]認為草地流轉(zhuǎn)會對牧民收入及勞動力轉(zhuǎn)移產(chǎn)生影響。

選取新疆牧區(qū)為研究范圍，采用問卷調(diào)查法、實地訪談法采集數(shù)據(jù)，運用Logistic模型對問卷數(shù)據(jù)實證分析，試圖揭示牧草地流轉(zhuǎn)與牧戶家庭收支狀況和牧戶收入滿意度之間的關(guān)系。

1 數(shù)據(jù)來源與模型構(gòu)建

數(shù)據(jù)來源于2019—2020年對新疆維吾爾自治區(qū)的阿勒泰、塔城地區(qū)和伊犁州的實地調(diào)研，調(diào)研主要以為問卷形式開展。問卷主要由四部分組成，牧民家庭基本情況（包括家庭人口數(shù)、勞動力人數(shù)、家庭成員年齡、教育水平、收入、搬遷定居的時間等），牧草地流轉(zhuǎn)的了解（是否對牧草地流轉(zhuǎn)了解、牧草地流轉(zhuǎn)的形式、流轉(zhuǎn)主體的關(guān)系、流轉(zhuǎn)后的用途等），牧戶牧草地流轉(zhuǎn)的基本信息（包括家庭是否流轉(zhuǎn)牧草地、流轉(zhuǎn)時間、流轉(zhuǎn)方式、流轉(zhuǎn)原因、是否簽訂合同、流轉(zhuǎn)前后收入變化、流轉(zhuǎn)后是否養(yǎng)殖牲畜等），牧草地流轉(zhuǎn)意愿調(diào)查（包括轉(zhuǎn)出和轉(zhuǎn)入的意愿調(diào)查），還對牧草地流轉(zhuǎn)中政策行為、牧民滿意度、牧民的生產(chǎn)經(jīng)營狀況、生活滿意度、農(nóng)牧民社會保障等做了調(diào)查。發(fā)出問卷600份，收回598份，剔除無效問卷得到有效問卷566份。

牧草地流轉(zhuǎn)對牧民生計結(jié)果的影響，直接地表現(xiàn)在收入水平上。收入水平的高低反映了牧戶生活質(zhì)量水平以及牧戶是否處于貧困狀態(tài)。因此，基于調(diào)查問卷，本文選取了牧戶家庭收支狀況和牧戶收入滿意度兩個方面進行分析。

2 牧草地流轉(zhuǎn)對牧戶生計結(jié)果的影響實證分析

2.1 指標的選取

本文在選取指標和模型中參考了董海濱、關(guān)士琪、胡繼然等關(guān)于“牧民生計、牧草地流轉(zhuǎn)”實證文章作為依據(jù)[17-19]。本文研究的是牧草地流轉(zhuǎn)對牧戶生計的影響，揚以涉及牧戶家庭基本信息和社會生活能力方面的指標都是在此背景之下，具體見表1。

表1 指標的選取及其定義Tab.1 Model variables and definitions

（續(xù)表）

2.2 牧草地流轉(zhuǎn)對牧戶收支狀況的影響分析

2.2.1 模型的建立和檢驗

1）模型的建立。根據(jù)研究目的，將牧戶家庭收支狀況作為被解釋變量，即因變量，而包括牧草地是否流轉(zhuǎn)在內(nèi)的影響牧民收支狀況的各種內(nèi)外部影響因素作為解釋變量，即自變量，具體為表1中的X1、X2、X3、X4、X5、X6、X7、X9、X10、X11，其含義、性質(zhì)、取值范圍及樣本分布見表1。本研究運用SPSS統(tǒng)計分析軟件對揚調(diào)查的566份問卷調(diào)查數(shù)據(jù)進行多元Logistic回歸分析，將“牧戶家庭收支狀況”指標的三個取值，即“1=入不敷出”“2=基本持平”“3=略有結(jié)余”中的“1=入不敷出”作為參考類別，對比2、3類別得出結(jié)果。在分析影響牧民家庭收支狀況的各種因素基礎(chǔ)上，建立實證模型，最后通過顯著性檢驗將模型結(jié)果篩選出來。如表2揚示。

表2 牧草地流轉(zhuǎn)對牧戶家庭收支狀況影響的分析模型估計Tab.2 Estimation results for the influence of pasture and grassland circulation on household income and expenditure

2）模型檢驗。對數(shù)似然是似然估計的一種，揚表達的是一種概率，即在假設(shè)擬合模型為真實情況時，能夠觀測到這一特定樣本數(shù)據(jù)的概率。-2對數(shù)似然值越大，意味著回歸模型的似然值越小，模型的擬合度越差。

對多元Logistic回歸結(jié)果進行檢驗，根據(jù)表3的檢驗結(jié)果，-2對數(shù)似然值為690.627，卡方為339.116，顯著性為0.000，低于5%的水平下，說明模型整體顯著，擬合良好。

表3 模型擬合信息表Tab.3 Information of model fitting

根 據(jù) 偽R2統(tǒng)計，表4顯 示，Cox-SnellR2=0.451，NagelkerkeR2=0.537，McFaddenR2=0.328，說明給定模型的相關(guān)性較高，可以用于解釋分析。

表4 偽R2統(tǒng)計表Tab.4 Pseudo R2 statistics table

從模型的運行結(jié)果來看，模型的整體擬合效果良好，回歸結(jié)果具有較大的可信度。

2.2.2 模型結(jié)果分析

多元Logistic模型回歸結(jié)果見表2～表4揚示，牧戶家庭收支狀況受多重因素的影響，其中影響顯著的因素在截距2上表現(xiàn)為家庭人口數(shù)、家庭子女數(shù)和牧戶戶主職業(yè)，即收入持平的牧戶受到家庭人口數(shù)、家庭子女數(shù)和牧戶戶主職業(yè)的顯著影響；模型在截距3上表現(xiàn)為牧草地是否有過流轉(zhuǎn)以及家庭子女數(shù)較為顯著，即收入略有結(jié)余的牧戶受到牧草地是否有過流轉(zhuǎn)、家庭子女數(shù)的顯著影響。

1）牧草地是否流轉(zhuǎn)是影響牧戶家庭收支略有結(jié)余的重要因素。牧草地是否有過流轉(zhuǎn)雖然對牧戶的收支狀況在1、2截距水平上影響不顯著，但在5%的置信區(qū)間上對截距3有顯著影響。

在其他條件不變的情況下，如果牧戶有牧草地流轉(zhuǎn)行為會使牧戶收支盈余發(fā)生的概率增加2.976個單位。說明牧草地流轉(zhuǎn)對提高牧戶收入水平作用較大，對生計結(jié)果的影響十分明顯，有利于提高牧戶的收入水平。

2）家庭人口數(shù)、家庭子女數(shù)是影響牧戶家庭收支狀況的重要影響因素。這兩個指標在最終的模型回歸結(jié)果中通過了10%的顯著性檢驗，且其影響系數(shù)為正，表明家庭人口數(shù)和子女數(shù)的增加使得牧戶家庭收支狀況基本持平、略有結(jié)余的可能性增加6.344～9.315倍。

模型結(jié)果反映出牧戶家庭獲取的收入與家庭人口數(shù)有關(guān)，家庭人數(shù)越多，對家庭收入的貢獻度就越多，牧戶家庭就有更好的收入支撐，那么即使家庭支出增加，收支狀況還是會保持一定的高水平。

3）牧戶戶主職業(yè)對牧戶家庭收支狀況有顯著影響。結(jié)果顯示，“牧戶戶主職業(yè)=農(nóng)民”在截距2=基本持平上通過了5%的顯著性檢驗，且影響系數(shù)為正，表明牧戶戶主從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的牧戶家庭收支平衡的可能性會增加12.943倍。

也就是說，牧戶戶主的職業(yè)選擇為農(nóng)民，他們依然未脫離大農(nóng)業(yè)，只能維持當前的生活水平，收入不能有較大的提高，要想提高收入，要么提高農(nóng)業(yè)種植技術(shù)水平和管理管理水平，要么轉(zhuǎn)移到第二、三產(chǎn)業(yè)從業(yè)，才能達到增收致富的目標。

2.3 牧草地流轉(zhuǎn)對牧戶收入滿意度的影響分析

2.3.1 模型的建立和檢驗

1）模型的建立。將牧戶收入滿意度（這里將牧戶滿意設(shè)置為0，不滿意設(shè)置為1），作為被解釋變量，即因變量Y2，把收入滿意的概率設(shè)為P(Y2=0)，不滿意的概率設(shè)為P(Y2=1)；而影響收入滿意度的各種內(nèi)外部影響因素為解釋變量，即自變量，主要包括牧戶家庭基本信息和社會生活能力兩個方面的問題，涉及X1～X11，共11個變量，變量的含義、性質(zhì)、取值范圍、含義及樣本分布見表1。

在分析影響收入滿意度的各種因素的基礎(chǔ)上，建立實證模型，如式（1）揚示。

本研究運用SPSS統(tǒng)計軟件對揚調(diào)查的566份調(diào)查問卷數(shù)據(jù)進行Logistic回歸分析，其具體結(jié)果如表5揚示。

表5 牧草地流轉(zhuǎn)對牧戶生計結(jié)果的分析模型估計Tab.5 Estimation results for the influence of pasture and grassland circulation on livelihood of herdsmen

根據(jù)各變量的顯著水平，可以確定牧戶收入滿意度影響因素的樣本函數(shù)

2）模型檢驗。由模型擬合信息表（表6）可知，-2對數(shù)似然值為629.344，卡方為97.704，顯著性為0.000，低于5%的顯著水平下，模型整體顯著，擬合良好。

表6 模型擬合信息表Tab.6 Information of model fitting

表7表 明，P(sig.)=0.162＞0.05，模 型 擬 合 優(yōu) 度較好。

表7 擬合優(yōu)度表Tab.7 Goodness of fit table

Cox-SnellR2是一種一般化的確定系數(shù)，被用來估計因變量的方差比率。NagelkerkeR2是Cox-SnellR2的調(diào)整值。這兩個值越大，說明模型的整體擬合性越好。根據(jù)偽R2統(tǒng)計（表8）顯示，Cox-SnellR2=0.160，NagelkerkeR2=0.220，說明給定模型的相關(guān)性較高，可以用于解釋分析。

表8 偽R2統(tǒng)計量表Tab.8 Pseudo R2 statistics table

基于這一檢驗結(jié)果可知，在對牧民收入滿意度影響的各指標中，民族X2、家庭子女數(shù)X4、家庭成員最高學(xué)歷X6、住房滿意度X9、文娛活動X10以及就醫(yī)支付能力X11分別在10%、5%和1%的水平上具有顯著性，但是作為本研究主要方面的因素“牧草地是否有過流轉(zhuǎn)X1”并沒能通過統(tǒng)計意義上的檢驗。

通過Hosmer-Lemeshow擬合優(yōu)度(表9)來評價模型的校準能力。結(jié)果顯示，Hosmer-Lemeshowχ2=10.316,P=0.244＞0.05,表明模型預(yù)測值與實際觀測值之間的差異沒有統(tǒng)計學(xué)顯著性，預(yù)測模型有較好的校準能力。

表9 霍斯默—萊梅肖檢驗Tab.9 Hosmer—Lemeshaw test

2.3.2 模型結(jié)果分析

二元Logistic模型回歸結(jié)果顯示，牧民的收入滿意度受多重因素的影響，對其影響顯著的因素包括牧戶的民族、家庭子女人數(shù)、家庭成員最高學(xué)歷、住房滿意度、文娛活動以及就醫(yī)支付能力6個因素。

1）牧戶族別是影響牧戶收入滿意度的重要因素。該變量在最終的模型回歸結(jié)果中通過了1%的顯著性檢驗。由于課題組調(diào)研的區(qū)域?qū)儆诒苯羺^(qū)，而當?shù)啬撩裰薪^大多數(shù)是哈薩克族牧民，世代居住的特點使他們對當?shù)丨h(huán)境的適應(yīng)性比其他民族更有優(yōu)勢，同時也使得他們對收入的滿意度較高。

2）牧戶的家庭子女數(shù)是影響牧戶收入滿意度的重要因素。該變量在最終的模型回歸結(jié)果中通過了5%的顯著性檢驗，表明在其他條件不變的情況下，倘若牧戶的家庭子女數(shù)增加一個單位，則其對應(yīng)的收入滿意與不滿意的發(fā)生比將增加1.401個單位。從調(diào)查問卷的樣本分布情況可以看出，若將牧戶家庭人口數(shù)中去除兩個家長后，家庭子女數(shù)在樣本結(jié)構(gòu)上與家庭勞動力人數(shù)趨同，也就意味著子女數(shù)越多，子女中成為家庭勞動力的人數(shù)就越多，牧戶的人力資本提高會促進牧民家庭收入增加、生計改善，因而收入滿意程度隨之增加。

3）牧戶的家庭成員最高學(xué)歷是影響牧戶收入滿意度的重要因素。該變量在模型回歸結(jié)果中通過了5%的顯著性檢驗，且影響系數(shù)為負，表明在其他條件不變的情況下，倘若牧戶的家庭成員最高學(xué)歷增加一個單位，則其對應(yīng)的收入滿意與不滿意的發(fā)生比將降低0.771個單位。這個現(xiàn)象的出現(xiàn)主要表現(xiàn)在兩個方面，對于成員學(xué)歷較高的家庭來說，學(xué)習讓他們開闊了眼界、解放了思想，并且隨著學(xué)習年限的增加，對生活的要求和生活態(tài)度與普通牧民不同，更向往高收入和高品質(zhì)的生活；而學(xué)歷不高的家庭恰恰相反，受限于中國農(nóng)村傳統(tǒng)的“小富即安”的思維，他們對生活要求不高，能夠保證吃飽穿暖就覺得很滿足。

4）牧戶的住房滿意度是影響牧戶收入滿意度的重要因素。該變量在模型回歸結(jié)果中通過了1%的顯著性檢驗，且影響系數(shù)為正，表明在其他條件不變的情況下，倘若牧戶的住房滿意度增加一個單位，則其對應(yīng)的收入滿意與不滿意的發(fā)生比將增加1.936個單位。當牧戶對住房滿意時，說明是對住房的面積、基礎(chǔ)設(shè)施及質(zhì)量較為滿意，這就會減少牧民在住房維修方面的支出，而穩(wěn)定的住揚有利于牧民將收入的大部分安排在其他消費支出上，從而提高生活水平，對收入的滿意度也有揚上升。

5）牧戶的文娛活動是影響牧戶收入滿意度的重要因素。該變量在模型回歸結(jié)果中通過了1%的顯著性檢驗，且影響系數(shù)為正，表明在其他條件不變的情況下，倘若牧戶的文娛活動增加一個單位，則其對應(yīng)的收入滿意與不滿意的發(fā)生比將增加1.504個單位。牧戶對生活的追求一方面是物質(zhì)資料的豐富，另一方面就是精神生活的滿足。本項目調(diào)查對象大部分為哈薩克族，該民族是能歌善舞的民族，豐富的文化娛樂活動會使牧民在精神生活上得到極大滿足，同時通過文化娛樂活動提高了牧戶的社會資本，對改善牧民生計有利，因而也會影響牧民對收入的滿意度。

6）牧戶的就醫(yī)支付能力是影響牧戶收入滿意度的重要因素。該變量在模型回歸結(jié)果中通過了5%的顯著性檢驗，且影響系數(shù)為正，表明在其他條件不變的情況下，倘若牧戶的就醫(yī)支付能力增加一個單位，則其對應(yīng)的收入滿意與不滿意的發(fā)生比將增加0.728個單位。健康問題是現(xiàn)代社會中人們面臨的重大問題，就醫(yī)能力的提高一方面體現(xiàn)的是牧民有較多的預(yù)留資金用于看病，間接說明牧民收入增加了；另一方面體現(xiàn)的是農(nóng)村醫(yī)療保險制度的完善，牧民看病住院有社會保險保障，降低了牧民因病致貧的可能性。因此牧民就醫(yī)支付能力會影響牧戶的收入滿意度。

3 結(jié)論與政策建議

3.1 研究結(jié)論

在牧草地流轉(zhuǎn)對牧戶收支狀況的影響實證分析中，牧草地是否流轉(zhuǎn)、家庭人口數(shù)和子女數(shù)量、牧戶戶主職業(yè)等因素對牧戶收支狀況有著顯著影響。牧草地的流轉(zhuǎn)對牧戶生計有著較大的影響，流轉(zhuǎn)水平的提高有利于牧戶家庭收入水平的提高；根據(jù)模型的計算結(jié)果，牧戶家庭人口數(shù)量也和家庭收入呈正相關(guān)。

牧草地流轉(zhuǎn)對牧戶收入滿意度的影響實證分析中，牧戶的族別、家庭子女數(shù)量、家庭成員最高學(xué)歷、住房滿意度、文娛活動、就醫(yī)支付能力等因素對牧戶收入滿意度有顯著影響。由此可見，在物質(zhì)生活得到滿足的情況下，牧戶對精神生活的需求還有待滿足。

3.2 政策建議

1）中央和地方盡快完善出臺牧草地流轉(zhuǎn)的法律法規(guī)和配套政策。目前，國家雖對土地流轉(zhuǎn)有著豐富的政策，但針對牧草地流轉(zhuǎn)的政策數(shù)量較少且針對性不足。牧草地的流轉(zhuǎn)關(guān)系到大多邊區(qū)牧戶的生存條件的改善和生活質(zhì)量的提高，他們多是生活在交通不便、氣候環(huán)境惡劣的牧區(qū)，在鄉(xiāng)村振興的過程中，適度規(guī)模的牧草地流轉(zhuǎn)微觀上對牧民生活發(fā)生變化，宏觀上也是實現(xiàn)牧區(qū)鄉(xiāng)村振興的手段之一。

2）鼓勵牧區(qū)勞動力由第一產(chǎn)業(yè)向二三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。勞動力產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移不僅是身份的改變，同時也是生產(chǎn)技術(shù)水平和管理水平的提高，從而增加家庭收入。

3）提高牧區(qū)牧戶的人力資本。牧區(qū)多為地廣人稀的地方，人力資本較低，由研究結(jié)果可知人力資本的提升可促進牧民家庭收入的增加和生計的改善，隨之增加收入滿意度。當前我國人口生育率逐漸下降，人口紅利也將耗盡，國家鼓勵三胎政策背景下，在牧區(qū)政府可以加大鼓勵生育三胎政策，一方面可以緩解地區(qū)人口老齡化，另一方面可以增加牧區(qū)人力資本，提高牧民收入，增加收入滿意度。

4）做好牧區(qū)的社會保障工作。在本文研究中發(fā)現(xiàn)，醫(yī)療支付能力是影響牧民收入滿意度的重要因素，說明牧民對身體健康越來越重視。做好醫(yī)療保險在內(nèi)的社會保障工作一方面可以降低牧民的醫(yī)療支出費用、提升醫(yī)療支付能力從而提升收入滿意度，另一方面社會保障功能的完善可以使牧民對草地流轉(zhuǎn)無后顧之憂[20]，加速了牧草地的流轉(zhuǎn)。

5）重視牧民的精神娛樂活動，豐富牧區(qū)精神文化生活。在研究中發(fā)現(xiàn)，文娛活動也是影響牧民收入滿意度的重要因素，在溫飽和其他物質(zhì)基礎(chǔ)滿足的情況下，精神文化生活對牧草地流轉(zhuǎn)的牧戶就顯得尤為重要。尤其是文化潤疆的背景下，新疆牧區(qū)應(yīng)該大力發(fā)展文娛活動，豐富牧區(qū)居民精神生活。