内蒙古地区牧户草地流转意愿影响因素研究

刘慧慧，丁文强，白 荣，尹燕亭，侯向阳*(. 兰州大学 草地农业科技学院，草地农业生态系统国家重点实验室,甘肃 兰州 7000; .中共宁夏回族自治区委员会党校，宁夏行政学院 7500； .中国农业科学院 草原研究所，农业部草地生态与修复重点实验室 0000)

家庭草地承包制的施行将劳动力和生产资料紧密结合在一起，促进牧区生产力发展的同时也导致了草地高度分散化与细碎的问题[1-2]。随着人口的增加草地细碎化问题愈发严重，直接导致畜牧生产中高成本、低效益的问题，限制了中国畜牧业的发展[3-5]。在这样的背景下，草地流转成为实现草地规模化和集约化经营的必要条件，对弥补中国草地家庭联产承包制度不足和草原生态环境可持续发展有重要作用[6]。长远来看，草地流转是中国牧区发展适度规模经营的必然趋势[7-9]。为顺利推进牧区草地流转进程，需要充分考虑牧民的真实意愿。制度变迁理论认为个体认知决定其行为直接影响到协调个体之间关系的制度[10]；牧民是草地的经营者，其对草地流转的意愿会对草地流转的整体效率产生影响[11-13]。因此,需要从牧民意愿出发，深入研究草原牧区草地流转推进问题，从而为草原牧区草地制度改革提供借鉴。

通过对现行的研究成果和现行性政策进行整理归纳可以发现：目前国内关于土地流转的研究多是关于农户土地流转方面[14-15]，探讨牧户草地流转影响因素的研究相对缺乏。基于此，本研究围绕牧户草地流转行为，从牧户户主属性特征、家庭属性特征两方面探究草地流转的影响因素。

1 材料与方法

1.1 数据来源

本研究数据来源为入户调研数据和统计年鉴数据。入户调研采取随机分层典型抽样方法，调查范围涉及内蒙古自治区草甸草原、典型草原、荒漠草原、沙地草原、草原化荒漠五大草原类型，15个旗县45个乡镇(苏木)122个村(嘎查)，运用参与式农村评估法进行牧户调查。调查组于2015年6-10月实地入户调研，共获得问卷896份。调研数据样本分布情况如表1所示。

表1 调查样本分布情况Table 1 Distribution of survey samples

实地调研过程中，在选择样本农户时，充分考虑了牧户的异质性特征，尽可能选择具有不同特征类型的农户, 这样能够保证调研结果的一般性。样本牧户的基本特征如表2所示。

表2 样本牧户基本特征Table 2 Basic characteristics of sample herdsmen

1.2 模型构建

二元Logistic 模型是逻辑概率分布函数，又称增长函数，在统计学中常用于因变率是二分变率的分析，是分析个体决策行为的常见模型。研究牧户的草地流转意愿和行为，可以分为有或没有发生草地流转，是一个定性二分变率。因此，本文选用 Logistic 模型为基础对牧户草地流转行为进行回归分析。在数据统计分析牧户参与草地流转意愿过程中，把牧户有流转草地意愿的概率设为P(Y=1)， 没有草地流转意愿的概率 1-P(Y=0)。在分析牧户参与草地流转方式过程中，把牧户转入草地意愿的概率设为P(Y=1)，转出草地意愿的概率 1-P(Y=0)。其线性表达式为：

logisticp=1n(p/1-p)=β0+β1X1+β2X2+…βiXi

式中:β0为常数项；Xj=(1,2…t)为影响因素；βi为Xj的偏回归系数，表示当其他影响因素取值不变时，每增加一个单位所导致的两种选择概率之比的变化率。

多元线性回归模型是总体回归函数，又称多重回归模型，是分析自变率对因变率影响程度的常见方法。在草地流转问题中，牧户草地流转程度受多个变量的影响，因此选择多元线性回归模型来检测草地流转程度的影响因素。其线性表达式为:

Yi=α+β1X1i+β2X2i+…+βkXki

式中，α为常数项，βj称为回归系数，表示当其他影响因素取值不变时，每增加一个单位所导致的两种选择概率之比的变化率，Y表示流转草场比重，X1i，X2i, …,Xki表示影响草地流转各项因素的变量矩阵。

在分析过程中，借助 SPSS 17.0软件中的二元Logistic回归分析和多元线性回归分析进行数据的分析处理和建模。

变量设置及说明见表3。

表3 变量赋值情况说明Table 3 Description of variable assignment

2 结果与分析

2.1 牧户流转意愿现状分析

2015年896户的总草地面积400 840 hm2，参与草原承包经营权流转的面积占总面积的23.79%，其中参与流转的户数为298户，占户数的33.26%。从表4可以发现，研究区牧民参与流转的意愿，由高到低依次为草甸草原>荒漠草原>沙地草原>典型草原>草原化荒漠。一方面是因为随着旅游业的兴起，草甸草原较其他草地类型非牧业就业机会多，经济发展速度快 牧户对草地的依赖性减弱，因此愿意参与草地流转来增加财政性收入；另一方面草甸草原草产量高，草地流转的预期收益大于成本，牧户参与流转意愿强。

表4 样本地区牧户草地流转意愿Table 4 Grassland circulation willingness of farmers in sample area

2.2 草地流转意愿影响因素分析

经检验，家庭属性特征因素对草地流转行为影响的似然比和卡方值分别为492.346和18.884，自由度10(P<0.001)，模型通过检验，模型整体拟合度结果为0.534，表明自变量的偏回归系数对因变量有显著解释能力。模型回归结果如表5显示。

表5 牧户草原流转意愿模型估计结果Table 5 Estimation results of participation willingness model

牧户户主资源禀赋对其是否选择参与草地流转没有显著影响(P>0.05)。

牧户家庭资源属性中：放牧强度对草地流转呈显著负向影响(P<0.001)。从影响系数看，放牧强度每减小1个单位，牧户选择参与草地流转的概率增加34.745倍，是因为牧户草地流转草地总面积增加，草地压力减弱；牧户家庭支出中，生活支出、牧业支出和总支出对牧户草地流转意愿呈显著正向影响(P<0.001)。从影响系数看，生活支出、牧业支出和总支出每增加1个单位，牧户选择参与草地流转的概率增加2.720倍、1.835倍和4.187倍。是因为，第一，生活支出高的家庭一般家庭经济水平较好，有能力参与草地流转；第二，牧业支出多说明购买的饲草料多，生产规模大需要的草地资源多，需要通过草地流转来减轻放牧压力，因而草地流转意愿降强；第三，总支出高说明牧户家庭经济压力大，需要扩大生产规模来获取更高收益，因此流转意愿强。牧户生产规模中，家庭承包草地面积和农用机械数量对其是否选择参与草地流转呈显著正向影响(P<0.001)。从影响系数看，家庭承包草地面积和农业机械数量每增加1个单位，牧户选择参与草地流转的概率增加41.298倍和2.028倍，是因为家庭承包草地面积大的牧户本身草地资源丰富，农业机械数目多的牧户农业机械化水平高，参与草地流转利于形成适度规模经营，提高牧业收益。

2.3 草地流转程度影响影响因素分析

经检验，草地流转行为对放牧强度影响的F值为49.585，拟合度为0.578，自由度10(P<0.01)，模型通过检验，说明模型整体拟合优度较好，表明自变量的偏回归系数对因变量有显著解释能力。为使模型拟合更准确，本文采用方差膨胀因子(VIF)来判断模型是否具有多重共线性。模型的VIF值均在1～1.8 之间，没有多重共线性问题。模型回归结果如表6显示。

表6 牧户草原流转程度模型估计结果Table 6 Estimation results of grassland circulation degree model

牧户户主资源禀赋中年龄对流转草地的程度有显著负向影响(P<0.005),影响系数为-2.074。是因为年纪大的牧户劳动能力和抵御风险的能力减弱，草地流转的程度低。

家庭资源禀赋中，放牧强度对草地流转程度呈显著负向影响(P<0.001)。影响系数为-2.995，是因为牧户的草地流转程度越高，增加的相对草地面积越大，放牧强度减轻越多草地总面积增加，草地压力减弱；生活支对牧户草地流转程度呈显著正向影响(P<0.001)。从影响系数看，生活支出每增加1个单位，牧户选择参与草地流转的概率增加2.921倍。是因为生活支出高的家庭普遍经济水平较好，有能力大面积转入草地或从事非牧工作将草地全部转出；家庭承包草地面积与流转草地的程度呈显著负向影响(P<0.001)，影响系数为-3.746，可能是家庭承包草地面积小的牧户，生产规模受草地面积限制，为增加牧业收入，流转草地的程度较高。

2.3 草地流转方式影响因素分析

经检验，家庭属性特征对草地流转程度影响的似然比和卡方值分别为505.369和23.578，自由度10(P<0.001)，模型通过检验，模型整体拟合度结果为0.593，表明自变量的偏回归系数对因变量有显著解释能力。模型回归结果如表7显示。

表7 牧户草原流转方式模型估计结果Table 7 Estimation results of grassland circulation model

牧户户主资源禀赋中年龄对流转草地的程度有显著负向影响(P<0.005),影响系数为-2.322，说明年纪轻的牧户更倾向于转入草地。一方面是因为年轻牧户劳动能力和抗风险能力更强，更有能力转入草地，另一方面是因为国家这几年鼓励草地流转，年轻牧户受教育程度普遍较高对政策的理解更为透彻，明白适度规模经营的优势因此转入意愿更强。

家庭资源禀赋中，放牧强度对草地流转方式呈显著负向影响(P<0.001)。说明牧户放牧强度每减少一个单位牧户转入草地意愿增加3.646倍，是因为牧户转入草地，草地总面积增大，放牧强度减弱；生活支对牧户草地流转方式呈显著正向影响(P<0.001)。从影响系数看，生活支出每增加1个单位牧户选择参与转入的概率增加3.192倍；家庭承包草地面积与流转草地的程度呈显著负向影响(P<0.001)，影响系数为-8.565，可能是我国主要是以家庭为单位的分散经营模式受劳动力人数限制，因此承包草地面积越大转入意愿越弱。

3 讨 论

随着城市化的推进，教育的集中，草地流转现象愈发频繁[9-11]。草场流转的本质是牧户自我决策优化的过程，综合考虑自身的资源禀赋和家庭资源禀赋，选择转入草地发展牧业的适度规模经营，或转出草地从事非牧工作。

研究结果表明，草地流转意愿与当地经济收入[13]和草地质量有关，经济欠发达地区，牧业收入是牧民的最主要收入来源，草地是牧民的根本保障，牧民对草地的依赖性高，参与流转意愿低[12]；草产量低的地区，草地预期收益低，牧户不愿意转入草地[13]。户主年龄与草地流转意愿无关与流转程度和流转方式有关，可能是随着年龄的增加劳动力降低，无法扩大生产规模，也难寻得除牧业以外的其他工资，对草地的依赖性高[14]。在调研中我们发现从事牧业生产的牧户年龄段主要集中在40～50岁，牧区劳动力严重不足，这就导致了“未来的畜谁来养”的问题。针对牧区人口老龄化问题在构建老龄工作体系的同时鼓励集体、企业等转入草地，解决牧区劳动力短缺的问题。

草地流转是解决中国家庭联产承包带来的土地破碎化问题，推动牧业规模化发展，维护生态安全的重要举措。研究结果显示参与草地流转的牧户放牧强度低，与胡振通等[15]的研究结果一致。草地流转有利于草原的可持续发展，政府应建立相对健全的草原承包经营权流转机制，发展草地流转中介服务组织，保障牧民的合法权益，促进草地流转的规范进行，加强宣传，鼓励牧民积极参与草地流转。

4 小 结

牧户参与流转的意愿与所处草地类型有关，由高到低依次是草甸草原>荒漠草原>沙地草原>典型草原>草原化荒漠。牧民参与草地流转的意愿与户主资源禀赋无关，因家庭资源禀赋不同而异。牧户参与草地流转的程度与方式与户主年龄、放牧强度、生活支出与家庭承包草地面积有关。

草原对牧民来说既是保障也是生活资本。为保障牧民根本利益，当地政府机构应合理引导和管理并出台相应法规，使牧民间的草地流转合法化规范化，确保牧民自身权益不受侵害。对积极参与流转的牧户应在贷款、资金、项目等方面给予倾斜，并定期组织培训，提高牧民养殖技术，加强牧民生态保护意识。同时应当建立健全社会保障体系，拓宽就业渠道，当地政府应结合当地情况进行牧区产业结构的调整与优化, 发展畜产品加工业、旅游业、服务业，为牧区人口转移出草原奠定基础。

基于研究结果提出以下政策建议：(1)大力发展牧区经济，推动产业结构升级，研究结果表明经济水平高，非牧就业机会多的牧区草地流转意愿强。(2)加大推广牧区草地流转政策力度。研究结果显示，草地流转对提高牧民经济收入和减轻草地放牧强度都有显著的调节作用。鉴于草场流转对降低草地放牧强度和减轻草地压力有积极作用，从外部性理论出发，需要对草地流转行为给予一定的支持措施。(3)发挥家庭资源禀赋的调节和激励作用。高度重视经济资本对牧户草地流转行为的影响。