农户耕地保护意愿及影响因素研究——以甘肃省会宁县翟家所乡为例

贺金平，许 艳，彭丽云，陈晓芳，王前婷

(甘肃农业大学 管理学院，甘肃 兰州 730070)

耕地是人类赖以生存的基本资源和条件，也是立国安邦的基本要素。中国作为一个拥有十几亿人口的大国，必须要保有一定数量的耕地，才能确保粮食安全。随着改革开放的不断深入，占用耕地、农用地利用不合理和部分耕地撂荒等现象时有发生，导致我国耕地数量和质量不断下降，人地矛盾更加突出[1]。面对这一现状，保护耕地刻不容缓，而农户作为耕地的直接使用者，其耕地保护意愿在耕地保护中有着不可替代的重要作用。

近年来，关于农户耕地保护意愿问题的研究一直是国内学者的研究热点，如：有不少学者提出从政策性的补偿机制、经济补偿政策和法律手段等方面开展耕地保护活动，提升农户的耕地保护积极性，形成较为完善的耕地保护机制[1-5]；也有学者以调查问卷的形式，对研究区域农户耕地保护意愿、行为和认知的影响因素进行了调查和研究，探索了影响耕地保护的因素并提出了应对措施[6-9]。但是，这些研究都集中在江西、江苏等农业较发达地区，而西北内陆欠发达地区的研究鲜有报道。因此，作者以甘肃省会宁县翟家所乡为研究对象，以抽样调查的方式收集数据，运用Logistic 回归模型分析法对影响翟家所乡农户耕地保护意愿的因素进行分析与研究，以期在充分尊重农户的耕地保护意愿的前提下，深入了解影响农户耕地保护行为和认知选择的因素，完善有关农户耕地保护的理论研究，为制定相关的耕地保护政策提供参考。

1 研究区概况

翟家所乡是甘肃省会宁县东南部的一个干旱山区乡，海拔1 800～2 100 m，年平均降水量不足400 mm，北温带季风气候，四季冷暖干湿分明。年平均湿度46%，年平均气温12.15 ℃，降水多集中在7—9月份，期间降水量占全年总降水量的70%左右。总面积181.9 km2，总人口21 555人，人口密度118人/km2，居民点主要分布于祖厉河上游，境内山峦起伏，沟壑纵横。耕地总面积5 766.6 hm2，其中梯田3 666.6 hm2;主要农作物有小麦、玉米、马铃薯等。

2 研究方法

Logistic回归分析常被应用于因变量为二分变量的回归拟合。本次研究所涉及的因变量是农户是否有保护耕地的意愿，是一个二分变量，即愿意保护耕地和不愿意保护耕地。面对这种问题，通常是将取值在实数范围内的值运用Logistic转化为目标概率值，然后进行回归分析。

Logistic回归参数的估计通常采用的是最大似然法，其基本思想是先建立似然函数和对数似然函数，然后让对数似然函数取得最大值表示相应的参数能够使得统计模型最为合理，最后得到参数的最大似然估计值[10]，其数学表达式为

进行指数变换得到

式中：p为事件发生的概率；β0为待估计参数常量；βi为待估计参数；Xi为自变量；i表示单个的自变量；n表示自变量的个数。此模型建立的是事件发生的概率与自变量之间的关系[11]。因此，通过对因变量和自变量之间的Logistic二元回归分析，即利用此模型可对农户是否有保护耕地意愿的概率进行预测。

3 数据来源和样本概况

3.1 数据来源

调查区翟家所乡共有14个行政村92个村民小组。问卷设计主要就农户的自身特征、耕地的耕作状况和区位条件、农户愿意接受的经济补偿额度、耕地保护政策等4个方面的问题进行了调查，走访区域涉及张城堡、翟家所、观音庙、上王家和新智等村的多个村民小组，通过与当地农户访谈和填写调查问卷的方式进行基础数据的收集。总共发放问卷206份，回收问卷202份，问卷回收率达98.06%。

3.2 样本概况

在本次调查走访的农户中，有67.8%的农户有保护耕地的意愿。下面从农户成员的年龄、文化程度、等方面对样本农户的基本情况进行描述。

3.2.1 农户成员的年龄分布

从数据统计的年龄分布情况来看，集中程度最高的是57～66岁，占样本总数的28.7%，其次是37～46岁和47～56岁，两者占样本总数的比例基本相同，而26～36岁和67～76岁的农户占样本总数的比例都比较低，分别为10.4%和17.3%(图1)。由于问卷调查的时间为暑假，大部分年轻人在外打工或从事其他的工作，家中以中老年人和小孩为主，所以调查收集的数据集中分布在中老年人这个层次。

图1 样本农户成员的年龄分布

3.2.2 农户的家庭规模

根据调查的数据统计得出，农户的家庭规模以4～6人为主，占65.8%，其次是7～9人，占17.8%，而3人及以下和10人及以上的农户家庭规模所占比例都比较小(图2)。调查数据显示，农户家庭规模之间的差异较大，主要和不同时期的生育政策、农户的家庭经济收入、思想观念有关。

图2 样本农户的家庭规模分布

3.2.3 农户成员的文化程度

在调查过程中发现，农户成员的文化程度以小学为主，占样本总数的41.1%；年龄在60岁以上的农户成员大多数未受过正规教育，只有少部分人是小学文化程度；40～50岁的农户成员大部分受教育程度为小学，少数人是初中以上文化程度；在40岁以下的农户成员中，具初中、高中文化程度者较多(图3)。

图3 样本农户成员的文化程度分布

3.2.4 农户的土地承包情况

随着时间的推移，土地的分配方式也在不断变化。上一轮的土地分配方式是按人口分配 ，因此农户家庭的土地面积与家庭规模密切相关。本次实际调查数据显示：农户家庭的土地面积以0.6～1.3 hm2为主，占样本总数的43.1%；0.6 hm2以下的占比为29.2%；2 hm2以上的占比较小，这些家庭大多数是上一轮土地分配中家里人口较多的农户(图4)。

4 结果与分析

4.1 变量的选择

本研究的因变量为农户是否有保护耕地的意愿，所以对因变量的选择进行了不同的赋值(有耕地保护意愿的赋值为1，没有耕地保护意愿的赋值为0)。预设自变量主要选择影响农户耕地保护行为的4类因素(农户因素、耕作状况及区位因素、经济补偿因素、耕地保护政策因素)共22个变量(见表1)。

图4 样本农户家庭承包土地面积

通过SPSS软件运用Pearson的方法对因变量和预设自变量进行相关性分析，将22个预设自变量在0.01的显著性水平上进行筛选和剔除。相关性分析结果表明，年龄(X2)、学历(X3)、非农就业技能(X4)、耕地的社会效益(X7)和耕地破碎度(X11)与因变量(Y)呈正相关，家庭人口(X5)、农户对耕地产权的认知(X9)、耕地附近的道路状况(X15)与因变量(Y)呈负相关，这8个自变量与因变量具有显著相关性，可进入回归模型进行分析。

表1 变量说明和变量均值

4.2 Logistic模型预测结果

统计学中，P值与显著性的关系，一般P<0.05为显著相关,P<0.01为极显著相关。通过对预设自变量的相关性分析，采用相关变量全部进入的方法，运用Logistic二元回归模型对参数进行估计，预测结果见表2。

4.3 模型检验

建立模型的目的是为了解决研究问题，为了验证回归模型能否真正解决研究问题，首先对模型采取Omnibus检验和Hosmer-Lemeshow(HL)检验，结果见表3、表4。

表2 模型回归结果

由表3可知，模型系数的 Omnibus 检验显著性为0.000， 说明回归方程具有统计学意义；在表4中，经查卡方表得出，此模型的初步卡方值CHINV(0.05,8)=15.51，分析结果得出的卡方值为6.563，小于模型的初步卡方值，并且HL检验的显著性为0.584,说明回归方程的拟合度好。

表3 模型系数的Omnibus检验

从表5可以看出，-2倍对数似然函数值为152.488，Cox & SnellR2值为0.394，NagelkerkeR2值为0.551，表明模型的拟合优度比较理想，能够较好地解释农户耕地保护意愿的影响因素。

表5 模型摘要

注：a估算在迭代号6终止，因为参数估算更改小于0.001。

4.4 结果分析

从模型回归结果(表2)可以看出，农户耕地保护意愿的影响因素可以分为正影响和负影响两个方面。

4.4.1 正影响因素

农户成员的年龄(X2)、学历(X3)和非农就业技能(X4)这三个影响因素的回归系数都大于1，分别是1.456、1.753和1.049，其中：农户成员的学历回归系数最大，表明农户成员的学历每增加一个单位，其耕地保护意愿将增加1.753个单位，说明文化程度较高的农户成员耕地保护积极性也较高；而农户成员的年龄和非农就业技能这两个影响因素每增加一个单位，耕地保护意愿将分别增加1.456和1.049个单位，表明随着年龄的增加，劳动能力减弱或因没有非农技能收入，外出就业的机会减少，加之物价上涨、基本生活花费支出等，农户对耕地的依赖性增强，其耕地保护意愿也随之增加。

耕地的社会效益(X7)和耕地破碎度(X11)两个因素的回归系数都小于1，分别是0.494和0.031。耕地的社会效益指耕地除了经济效益，还具有保持水土、改善大气质量等生态效益，以及为农户提供养老、保障就业等效益。分析结果表明：在其他因素不变的情况下，耕地的社会效益和耕地破碎度每增加一个单位，农户的耕地保护意愿增加不到一个单位，主要原因是调查区域通过修梯田的方式对耕地进行了整理，对分布比较分散的耕地，只有少部分人愿意在耕地上进行农业生产活动，使得耕地破碎度对农户的耕地保护意愿影响微弱；而耕地的社会效益由于农户自身对其了解较少，加之医疗保险制度不断完善等，农户对耕地养老等功能的依赖程度减弱，使得耕地的社会效益对农户耕地保护意愿的正影响程度较小。

4.4.2 负影响因素

家庭人口(X5)、农户对耕地产权的认知(X9)和耕地附近的道路状况(X15)3个因素的回归系数都小于0，分别是-0.367、-0.978和-0.733，其中：①农户对耕地产权的认知主要是指其对耕地的所有权和使用权归属问题的认识，这个因素对农户耕地保护意愿的负影响最大，主要原因是调查区域内大部分农户的文化水平较低，农户对耕地产权的归属问题处于不了解的状态；②耕地附近的道路状况对农户耕地保护意愿的影响也有较大的负影响，当耕作区域远离田间生产路时，大部分农户选择了弃耕；③家庭人口对农户耕地保护意愿的影响也呈现出负影响，人口较多的家庭其劳动力也较多，从事非农职业的人多于务农人数，非农经济收入可以满足生活需要，对耕地的依赖性弱，耕地保护意愿较低。

5 结论与讨论

农户成员的年龄、学历和非农就业技能，以及耕地的社会效益和耕地破碎度等5个因素对农户的耕地保护意愿产生了积极作用，而家庭人口、农户对耕地产权的认知和耕地附近的道路状况是影响当地农户耕地保护意愿的制约性因素，这与王喜等[12]、邝佛缘等[13]得出的农户耕地保护意愿受农户成员年龄、文化程度、耕地破碎度影响的结论一致。此次研究发现，其他学者未涉及的因素即耕地的社会效益对农户耕地保护意愿也有影响，这是因为研究区域处于西北内陆地区，经济发展水平与经济发达地区相比有一定的差异。虽然不断完善的合作医疗制度和养老保险制度为农户的养老提供了强大的支撑，但是随着农户年龄的增加，劳动能力减弱，加之基本生活所需等影响，耕地作为他们基本生活来源的保障，在提供养老和经济收入等方面也发挥了一定的作用，这也与此次研究得出的结论相符。

基于以上分析结论，我们提出以下提高农户耕地保护意愿的建议:①村集体组织开展有关耕地利用和耕地保护的宣传活动，以此提高村民对耕地保护的认知程度，进而引导他们处理好当前利益和长远利益之间的关系，增强他们保护耕地的主动性和积极性；②大力发展农村服务业，以农产品规模化发展为导向，帮助农户实现“离土不离乡，离田不离家”的就业模式，为农户养老提供保障，也为农户参与耕地保护提供强大的经济支撑；③做好区域内的土地利用规划，改善耕地附近的道路、灌溉水渠等基础设施，提高耕作的机械化水平和耕地利用集约度，减轻区位因素对农户耕地保护意愿的制约。