農戶耕地保護意愿及影響因素研究
——以甘肅省會寧縣翟家所鄉為例

賀金平，許 艷，彭麗云，陳曉芳，王前婷

(甘肅農業大學 管理學院，甘肅 蘭州 730070)

耕地是人類賴以生存的基本資源和條件，也是立國安邦的基本要素。中國作為一個擁有十幾億人口的大國，必須要保有一定數量的耕地，才能確保糧食安全。隨著改革開放的不斷深入，占用耕地、農用地利用不合理和部分耕地撂荒等現象時有發生，導致我國耕地數量和質量不斷下降，人地矛盾更加突出[1]。面對這一現狀，保護耕地刻不容緩，而農戶作為耕地的直接使用者，其耕地保護意愿在耕地保護中有著不可替代的重要作用。

近年來，關于農戶耕地保護意愿問題的研究一直是國內學者的研究熱點，如：有不少學者提出從政策性的補償機制、經濟補償政策和法律手段等方面開展耕地保護活動，提升農戶的耕地保護積極性，形成較為完善的耕地保護機制[1-5]；也有學者以調查問卷的形式，對研究區域農戶耕地保護意愿、行為和認知的影響因素進行了調查和研究，探索了影響耕地保護的因素并提出了應對措施[6-9]。但是，這些研究都集中在江西、江蘇等農業較發達地區，而西北內陸欠發達地區的研究鮮有報道。因此，作者以甘肅省會寧縣翟家所鄉為研究對象，以抽樣調查的方式收集數據，運用Logistic 回歸模型分析法對影響翟家所鄉農戶耕地保護意愿的因素進行分析與研究，以期在充分尊重農戶的耕地保護意愿的前提下，深入了解影響農戶耕地保護行為和認知選擇的因素，完善有關農戶耕地保護的理論研究，為制定相關的耕地保護政策提供參考。

1 研究區概況

翟家所鄉是甘肅省會寧縣東南部的一個干旱山區鄉，海拔1 800～2 100 m，年平均降水量不足400 mm，北溫帶季風氣候，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，總人口21 555人，人口密度118人/km2，居民點主要分布于祖厲河上游，境內山巒起伏，溝壑縱橫。耕地總面積5 766.6 hm2，其中梯田3 666.6 hm2;主要農作物有小麥、玉米、馬鈴薯等。

2 研究方法

Logistic回歸分析常被應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戶是否有保護耕地的意愿，是一個二分變量，即愿意保護耕地和不愿意保護耕地。面對這種問題，通常是將取值在實數范圍內的值運用Logistic轉化為目標概率值，然后進行回歸分析。

Logistic回歸參數的估計通常采用的是最大似然法，其基本思想是先建立似然函數和對數似然函數，然后讓對數似然函數取得最大值表示相應的參數能夠使得統計模型最為合理，最后得到參數的最大似然估計值[10]，其數學表達式為

進行指數變換得到

式中：p為事件發生的概率；β0為待估計參數常量；βi為待估計參數；Xi為自變量；i表示單個的自變量；n表示自變量的個數。此模型建立的是事件發生的概率與自變量之間的關系[11]。因此，通過對因變量和自變量之間的Logistic二元回歸分析，即利用此模型可對農戶是否有保護耕地意愿的概率進行預測。

3 數據來源和樣本概況

3.1 數據來源

調查區翟家所鄉共有14個行政村92個村民小組。問卷設計主要就農戶的自身特征、耕地的耕作狀況和區位條件、農戶愿意接受的經濟補償額度、耕地保護政策等4個方面的問題進行了調查，走訪區域涉及張城堡、翟家所、觀音廟、上王家和新智等村的多個村民小組，通過與當地農戶訪談和填寫調查問卷的方式進行基礎數據的收集?？偣舶l放問卷206份，回收問卷202份，問卷回收率達98.06%。

3.2 樣本概況

在本次調查走訪的農戶中，有67.8%的農戶有保護耕地的意愿。下面從農戶成員的年齡、文化程度、等方面對樣本農戶的基本情況進行描述。

3.2.1 農戶成員的年齡分布

從數據統計的年齡分布情況來看，集中程度最高的是57～66歲，占樣本總數的28.7%，其次是37～46歲和47～56歲，兩者占樣本總數的比例基本相同，而26～36歲和67～76歲的農戶占樣本總數的比例都比較低，分別為10.4%和17.3%(圖1)。由于問卷調查的時間為暑假，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，所以調查收集的數據集中分布在中老年人這個層次。

圖1 樣本農戶成員的年齡分布

3.2.2 農戶的家庭規模

根據調查的數據統計得出，農戶的家庭規模以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人及以上的農戶家庭規模所占比例都比較小(圖2)。調查數據顯示，農戶家庭規模之間的差異較大，主要和不同時期的生育政策、農戶的家庭經濟收入、思想觀念有關。

圖2 樣本農戶的家庭規模分布

3.2.3 農戶成員的文化程度

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

圖3 樣本農戶成員的文化程度分布

3.2.4 農戶的土地承包情況

隨著時間的推移，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 ，因此農戶家庭的土地面積與家庭規模密切相關。本次實際調查數據顯示：農戶家庭的土地面積以0.6～1.3 hm2為主，占樣本總數的43.1%；0.6 hm2以下的占比為29.2%；2 hm2以上的占比較小，這些家庭大多數是上一輪土地分配中家里人口較多的農戶(圖4)。

4 結果與分析

4.1 變量的選擇

本研究的因變量為農戶是否有保護耕地的意愿，所以對因變量的選擇進行了不同的賦值(有耕地保護意愿的賦值為1，沒有耕地保護意愿的賦值為0)。預設自變量主要選擇影響農戶耕地保護行為的4類因素(農戶因素、耕作狀況及區位因素、經濟補償因素、耕地保護政策因素)共22個變量(見表1)。

圖4 樣本農戶家庭承包土地面積

通過SPSS軟件運用Pearson的方法對因變量和預設自變量進行相關性分析，將22個預設自變量在0.01的顯著性水平上進行篩選和剔除。相關性分析結果表明，年齡(X2)、學歷(X3)、非農就業技能(X4)、耕地的社會效益(X7)和耕地破碎度(X11)與因變量(Y)呈正相關，家庭人口(X5)、農戶對耕地產權的認知(X9)、耕地附近的道路狀況(X15)與因變量(Y)呈負相關，這8個自變量與因變量具有顯著相關性，可進入回歸模型進行分析。

表1 變量說明和變量均值

4.2 Logistic模型預測結果

統計學中，P值與顯著性的關系，一般P<0.05為顯著相關,P<0.01為極顯著相關。通過對預設自變量的相關性分析，采用相關變量全部進入的方法，運用Logistic二元回歸模型對參數進行估計，預測結果見表2。

4.3 模型檢驗

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

表2 模型回歸結果

由表3可知，模型系數的 Omnibus 檢驗顯著性為0.000， 說明回歸方程具有統計學意義；在表4中，經查卡方表得出，此模型的初步卡方值CHINV(0.05,8)=15.51，分析結果得出的卡方值為6.563，小于模型的初步卡方值，并且HL檢驗的顯著性為0.584,說明回歸方程的擬合度好。

表3 模型系數的Omnibus檢驗

從表5可以看出，-2倍對數似然函數值為152.488，Cox & SnellR2值為0.394，NagelkerkeR2值為0.551，表明模型的擬合優度比較理想，能夠較好地解釋農戶耕地保護意愿的影響因素。

表5 模型摘要

注：a估算在迭代號6終止，因為參數估算更改小于0.001。

4.4 結果分析

從模型回歸結果(表2)可以看出，農戶耕地保護意愿的影響因素可以分為正影響和負影響兩個方面。

4.4.1 正影響因素

農戶成員的年齡(X2)、學歷(X3)和非農就業技能(X4)這三個影響因素的回歸系數都大于1，分別是1.456、1.753和1.049，其中：農戶成員的學歷回歸系數最大，表明農戶成員的學歷每增加一個單位，其耕地保護意愿將增加1.753個單位，說明文化程度較高的農戶成員耕地保護積極性也較高；而農戶成員的年齡和非農就業技能這兩個影響因素每增加一個單位，耕地保護意愿將分別增加1.456和1.049個單位，表明隨著年齡的增加，勞動能力減弱或因沒有非農技能收入，外出就業的機會減少，加之物價上漲、基本生活花費支出等，農戶對耕地的依賴性增強，其耕地保護意愿也隨之增加。

耕地的社會效益(X7)和耕地破碎度(X11)兩個因素的回歸系數都小于1，分別是0.494和0.031。耕地的社會效益指耕地除了經濟效益，還具有保持水土、改善大氣質量等生態效益，以及為農戶提供養老、保障就業等效益。分析結果表明：在其他因素不變的情況下，耕地的社會效益和耕地破碎度每增加一個單位，農戶的耕地保護意愿增加不到一個單位，主要原因是調查區域通過修梯田的方式對耕地進行了整理，對分布比較分散的耕地，只有少部分人愿意在耕地上進行農業生產活動，使得耕地破碎度對農戶的耕地保護意愿影響微弱；而耕地的社會效益由于農戶自身對其了解較少，加之醫療保險制度不斷完善等，農戶對耕地養老等功能的依賴程度減弱，使得耕地的社會效益對農戶耕地保護意愿的正影響程度較小。

4.4.2 負影響因素

家庭人口(X5)、農戶對耕地產權的認知(X9)和耕地附近的道路狀況(X15)3個因素的回歸系數都小于0，分別是-0.367、-0.978和-0.733，其中：①農戶對耕地產權的認知主要是指其對耕地的所有權和使用權歸屬問題的認識，這個因素對農戶耕地保護意愿的負影響最大，主要原因是調查區域內大部分農戶的文化水平較低，農戶對耕地產權的歸屬問題處于不了解的狀態；②耕地附近的道路狀況對農戶耕地保護意愿的影響也有較大的負影響，當耕作區域遠離田間生產路時，大部分農戶選擇了棄耕；③家庭人口對農戶耕地保護意愿的影響也呈現出負影響，人口較多的家庭其勞動力也較多，從事非農職業的人多于務農人數，非農經濟收入可以滿足生活需要，對耕地的依賴性弱，耕地保護意愿較低。

5 結論與討論

農戶成員的年齡、學歷和非農就業技能，以及耕地的社會效益和耕地破碎度等5個因素對農戶的耕地保護意愿產生了積極作用，而家庭人口、農戶對耕地產權的認知和耕地附近的道路狀況是影響當地農戶耕地保護意愿的制約性因素，這與王喜等[12]、鄺佛緣等[13]得出的農戶耕地保護意愿受農戶成員年齡、文化程度、耕地破碎度影響的結論一致。此次研究發現，其他學者未涉及的因素即耕地的社會效益對農戶耕地保護意愿也有影響，這是因為研究區域處于西北內陸地區，經濟發展水平與經濟發達地區相比有一定的差異。雖然不斷完善的合作醫療制度和養老保險制度為農戶的養老提供了強大的支撐，但是隨著農戶年齡的增加，勞動能力減弱，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，在提供養老和經濟收入等方面也發揮了一定的作用，這也與此次研究得出的結論相符。

基于以上分析結論，我們提出以下提高農戶耕地保護意愿的建議:①村集體組織開展有關耕地利用和耕地保護的宣傳活動，以此提高村民對耕地保護的認知程度，進而引導他們處理好當前利益和長遠利益之間的關系，增強他們保護耕地的主動性和積極性；②大力發展農村服務業，以農產品規?；l展為導向，幫助農戶實現“離土不離鄉，離田不離家”的就業模式，為農戶養老提供保障，也為農戶參與耕地保護提供強大的經濟支撐；③做好區域內的土地利用規劃，改善耕地附近的道路、灌溉水渠等基礎設施，提高耕作的機械化水平和耕地利用集約度，減輕區位因素對農戶耕地保護意愿的制約。