生態移民對新聚落滿意度及其影響因子研究

沈培培 李建華 余國良

摘要 通過問卷調查和個體訪談獲取生態移民對新村和新活動空間的心理感知數據，用Logistic 回歸模型對移民新村村民滿意度的影響因素進行探析。研究結果顯示：生態移民對移民新村和新的活動空間較滿意;學歷、距農業產業園區距離、安置區坡度、距灌渠距離等因素對滿意度存在顯著影響;人均耕地面積、供水供電情況、年齡、家庭年收入等因素對滿意度存在較強影響。建議生態移民安置后續工作重視生態移民青少年學歷教育，鼓勵和支持農業產業園區發展，完善農田灌溉設施，關注45歲以上生態移民就業問題。

關鍵詞 生態移民;滿意度;Logistic回歸

Abstract To obtain the psychological awareness data of ecological immigrants on new villages and new activity spaces through questionnaires and individual interviews， the satisfaction perception of the villagers in the new migrant village and its influencing factors were analyzed by using the Logistic regression model.The results showed that ecological immigrants were satisfied with the new immigrant villages and new activity space; the level of education， the distance from the agricultural industrial zone， the slope of resettlement area and the distance from the irrigation channel had significant influences on the satisfaction; the perperson cultivated land area， water and power supply， age， annual household income had strong impacts on satisfaction.It was suggested that the subsequent work for ecological migration was pay attention to the education of young people and boost agricultural industrial zone.In addition， the government should improve the irrigation facilities and concentrate on the employment of ecological immigrants over 45 years old.

Key words Ecological migrant;Satisfaction degree;Logistic regression

生態移民是指通過把生態脆弱區或重要生態功能區、生態環境嚴重破壞地區的人口和經濟活動向其他地區遷移，以實現人口、資源、環境與經濟社會協調發展[1]。寧夏中南部因氣候干旱、地形復雜，人口密度大，環境超載，生態脆弱，發展難度大，已于20世紀80年代起先后組織實施了吊莊移民、扶貧揚黃灌溉工程移民、異地扶貧搬遷移民、中部干旱帶生態移民工程，讓生存條件惡劣地區的村民搬遷至近水、沿路、靠城的區域，謀求脫貧、發展。40年來，累計搬遷人口100多萬，改善生產生活條件，解決溫飽問題，拓寬增收致富空間，促進中南部地區生態修復，為寧夏人口、資源、環境協調和可持續發展發揮了重要作用。十三五期間，做好生態移民工程仍是寧夏社會經濟發展，生態環境修復的重要舉措。

Cernea[2]認為移民重新安置必須建立在經濟補償和產業扶持這兩個基礎之上。Chatty[3]探討了中東安曼游牧部落移民群體對社會的影響。Kirchherr等[4]根據移民安置前后的住戶調查評估了家庭用水和福利變化。Kittinger等[5]認為社會-生態健康影響評估可以對生態移民發展項目作出全面評估。Hu等[6]采用生產性生態足跡評價移民遷入區生態移民工程的生態環境影響。劉彥隨等[7]剖析了中國農村貧困化基本特征，揭示了農村貧困化地域分異規律，探明了自然環境惡劣、區位條件差等農村貧困化的主導因素;武鵬等[8]、楊慧敏等[9]對農村貧困化影響因素進行了分析;許家偉等[10]通過二元模型分析了影響農戶改善公共空間支付意愿的因素;還有學者研究了生態移民補償標準方案 [11-12]，分析了移民意愿與土地流轉的影響因素[13-14]，總結了生態移民后續產業發展模式[15-16]。在寧夏生態移民研究中，米文寶等[17]綜合運用主成分因子分析法與聚類分析法對同心縣限制開發生態區進行主體功能細分研究;朱志玲等[18]運用GIS技術和多因子綜合評價模型分析并明確了寧夏生態環境敏感性的空間分布特征;文琦等[19]利用1985—2010年寧夏統計數據，運用Geoda095i空間分析軟件、聚類分析法，從時空角度研究了寧夏農民人均純收入增長的區域差異、演進格局及驅動機制。這類研究大多從宏觀角度或政府的角度自上而下評估農民活動空間和生態移民工程對移民活動空間的影響。而自下而上，從生態移民自身心理感受的角度來研究生態移民工程的成效目前較少。楊永梅[20]對青海省多個移民工程進行比較，分析滿意度差異的成因;黃志剛等[21]從多維滿意度中提取出公因子，構建移民農戶滿意度的結構方程模型;王芳等[22]從新疆天山生態移民滿意度和居民感知的角度評估移民效果。生態移民的最終目的是改善人民生活，保護生態環境。國務院總理李克強指出，提高保障和改善民生水平，不斷提升人民群眾的獲得感、幸福感、安全感[23]。生態移民對生態移民工程構建的新聚落和新活動空間的滿意度能客觀反映和評價生態移民工程的成效。

該研究以寧夏閩寧鎮武河村、原隆村、同樂村、同富村4個移民新村為例，以抽樣調查和農戶訪談的方式獲得生態移民對遷入地當前生活的滿意度和對活動空間的滿意度數據。通過RS與GIS技術獲取移民新村的空間數據，計算各村移民的滿意度，并用Logistic回歸模型，探究影響生態移民滿意度的主導因子及其作用機制，以期為已建生態移民新村的空間優化、基礎設施完善、產業引導提供決策支持，并為新生態移民項目的規劃、選址、建設提供借鑒。

1 數據采集與處理

1.1 研究區域的選擇 閩寧鎮是寧夏回族自治區銀川市永寧縣下轄的一個鄉鎮級行政單位，1997年被命名為“閩寧村”，2001年，經寧夏回族自治區人民政府批準，正式成立閩寧鎮，是全國特色小鎮、東西部合作示范鎮、寧夏扶貧小鎮。閩寧鎮位于自治區首府銀川市西南部，賀蘭山東麓，永寧縣城西部，東鄰西干渠。閩寧鎮是寧夏乃至全國著名的生態移民移入區，多年來從寧南山區和寧夏中部干旱帶共遷入安置生態移民4.4萬人，已經成為我國貧困地區通過對口扶貧協作走向全面小康的成功典范，成為對口扶貧協作“閩寧模式”的一個樣板[24]?，F歸屬銀川永寧縣管理，區域面積62.3 km2。該研究選擇閩寧鎮的武河村和原隆村（遷入時間分別為2006、2012年）以及邵剛鎮的2012年建成搬遷的同樂村和同富村（圖1）。樣例村具體信息見表1。

1.2 數據來源

1.2.1 空間數據的獲取。

鄉鎮邊界、道路數據來源于全國第二次土地調查;遙感數據采用我國高分2號影像數據;高程數據來源于國際科學數據服務平臺地理空間數據云數據庫（http：∥www.gscloud.cn/）。

1.2.2 基礎數據的獲取。該研究所使用的數據來源于課題組在2018年6月對寧夏自治區閩寧鎮和青銅峽市4個生態移民安置點進行的居民滿意度專項問卷調查，該調查主要針對15歲以上、70歲以下的居民，采用個體訪談和問卷調研相結合的方式，共調研問卷508份，有效問卷495份，有效回收率為97.44%，個體訪談記錄100份。對替換缺失值后的數據進行信度檢驗，Cronbachs Alpha值為0.833，大于0.7的一般標準，說明問卷整體信度較好。從問卷調查中選取主要樣本數據進行統計分析，以便充分了解生態移民農戶及其滿意度的特征，調查對象情況如圖2、3所示。

從整體滿意度來看，“極不滿意”“不滿意”“稍不滿意”3個選項之和占比24.98%，一般占比26.14%，“稍有滿意”“滿意”“非常滿意”3個選項之和占比48.84%（圖4）。

1.3 數據處理與建庫

通過ArcGIS10.2軟件的地形分析工具提取各村的坡度和地形起伏度，通過空間分析工具得各移民新村到最近城市、集鎮、公路的距離。

為消除原始變量之間不同量綱的影響，將數據進行標準化處理。對實地調查的問卷表建庫并分類。

2 模型與方法

離散數據有著天然的排序，當因變量是有序的分類變量時，應使用有序回歸分析方法。一般來講，多元線性回歸模型被解釋變量應是連續定距型變量且取值為﹣∞～+∞，該研究中被解釋變量為生態移民對新聚落的滿意度狀況，為便于研究將調查得到的7類滿意程度歸類為3種選項：“滿意=1”“一般=2”和“不滿意=3”，符合模型對因變量的要求，將其分別設定為Y1、Y2和Y3。為探知寧夏生態移民對新聚落和新活動空間滿意度的核心影響因素，確定滿意度與影響因素之間的定量關系，選取Y3為參照組，進行有序Logistic回歸分析。設響應取值水平的概率為π1、π2、π3，對p個自變量擬合2個模型如下：

模型中，αi為截距;βi為偏回歸系數;xp代表各解釋變量;π代表生態移民新聚落滿意程度概率;exp（·）為以自然對數為底的指數。為表述方便，將解釋變量轉化為虛擬二分類變量分型分析。通過參數βi的估計值以及Logistic回歸結果能夠分析各個作用于因變量的影響因素情況。

3 滿意度的影響因子分析

3.1 探測因子的選擇

生態移民對新聚落和新活動空間滿意度的影響因子很多且有著十分復雜的作用機制，該文主要從農戶個人情況、家庭情況、農戶所在村莊的自然條件、交通區位條件及基礎設施5個維度進行分析，探知各因子對滿意度影響的重要程度，各因子賦值見表2。

3.2 影響因子相關性分析

對各因子進行兩兩之間的相關性分析（表3），結果顯示，距國道距離（X15）與距城市距離（X16）高度負相關;距城市距離（X16）與距農業產業園區距離（X20）高度負相關;距高速路口距離（X19）與村內硬化路網密度（X21）高度負相關;個人年收入（X8）與家庭年收入（X11）中度正相關;坡度（X12）和地表起伏程度（X13）中度負相關;距灌渠距離（X18）與距高速路口距離（X19）中度負相關;坡度（X12）和距灌渠距離（X18）高度正相關;地表起伏程度（X13）與距城市距離（X16）、村內硬化路網密度（X21）中度正相關，與距高速路口距離（X19）、供水供電情況（X22）中度負相關。

基于相關性分析結果，篩選參與Logistic模型的因子，將中度以上相關因子，根據因子的定義及實用性普遍程度進行刪選。如對于高度相關的變量組（X15、X16）、（X16、X20）、（X19、X21）、（X12、X18）進行篩選，保留X15、X20、X21、X12、X18，對于中度相關的變量組（X8、X11）、（X12、X13）、（X18、X19）進行篩選，保留X11、X12、X18。

參與影響因子分析的因子有性別、年齡、民族、健康狀況、婚姻狀況、技能培訓、學歷、家庭人口數量、移民時間、家庭年收入、坡度、人均耕地面積、距國道距離、距最近集鎮的距離、距農業產業園區距離、距灌渠距離、村內硬化路網密度、供水供電情況、衛生條件、教育設施及服務和醫療設施及服務。

3.3 因子影響的顯著性和重要程度計算

利用SPSS20.0統計軟件，建立生態移民新聚落和新活動空間滿意度與影響因子關系的有序Logistic模型。經過LR Tests似然比檢驗，表明模型的各個因子至少有1個與因變量顯著相關。模型的Cox&Snell R2和Nagelkerke R2較高，且預測率為66.7%，說明模型擬合效果良好。經過模型擬合優度檢驗HL Tests卡方統計量的伴隨概率為0.785，大于顯著性水平0.1，說明擬合結果與數據較為吻合。因此，生態移民新聚落和新活動空間滿意度與影響因子關系的有序Logistic模型可用。因子影響的顯著性和重要程度計算結果見表4。根據顯著性和重要程度指標，將參與影響分析的21個影響因子劃分為顯著影響因子、較強影響因子、外圍影響因子3級。

3.3.1 顯著影響因子。

在0.01的顯著水平下，有學歷、距農業產業園區的距離、坡度和距灌渠的距離，說明這4個因素是生態移民對新聚落和新活動空間滿意度的顯著影響因子。

學歷因子的回歸系數都為負，隨著估計值的減小，即學歷上升，選擇不滿意的概率下降。意味著較高學歷的移民的滿意度更高，其原因可能是有較高學歷的生態移民能夠更好地適應新的活動空間;距農業產業園區的距離因子的回歸系數為正，且顯著性為0.000，有高度統計學意義。隨著距農業產業園區距離的增大，移民不滿意的概率越大;距灌渠的距離因子在0.01水平下顯著，且回歸系數為正。隨著距灌渠的距離增大，移民不滿意的概率增大;坡度因子的回歸系數為負，且在0.01水平下顯著，表明在坡度越小的安置地，居民的滿意程度越高。

3.3.2 較強影響因子。在0.1的顯著水平下，人均耕地面積、供水供電情況、年齡、家庭年收入4個因子對生態移民新聚落和新活動空間滿意度有較強影響。

人均耕地因子與滿意程度之間呈現出較強的負相關性。數據表明，研究對象村人均耕地面積越少，生態移民反而滿意程度越高;供水供電因子與滿意程度呈現較強的負相關性，隨著估計值的減小，即供水供電情況越好，生態移民選擇滿意的概率越大;年齡因子與滿意程度之間呈現較強的相關性，年齡越大的移民選擇不滿意的概率越大;家庭年收入因子與滿意程度呈現正相關，較高收入的家庭滿意度更高，收入較低的家庭對新聚落有更多不滿。

3.3.3 外圍影響因子。

性別、民族、健康、婚姻、培訓、家庭人口數量、移民時間、距國道的距離、距最近集鎮的距離、教育醫療設施及服務變量的伴隨概率遠大于0.1，對生態移民的新聚落和新活動空間滿意度影響不顯著，因此將它們歸為外圍影響因子。

4 結論與討論

該研究對樣本村實地調查獲取生態移民新村空間結構信息和建設現狀數據，通過問卷調查和深度訪談獲取村民的基本信息和其對新聚落與新活動空間的滿意度數據，運用有序Logistic模型對影響生態移民新聚落和新活動空間滿意度的因子進行探究，并對影響機理進行探討。研究結果表明：

4個樣本村中生態移民對新聚落與新活動空間滿意的占48.84%，感受一般的占26.14%，表現出不滿意的僅占24.98%，群體的平均滿意度目前達到比較滿意層次，說明寧夏生態移民工程能夠有效地優化生態移民的活動空間，提高生活質量，改善生產條件，生態移民工程讓村民獲得了更多的幸福感。

學歷、距農業產業園區距離、坡度和距灌渠距離是生態移民對新聚落和新活動空間滿意度的顯著影響因子。低學歷的移民受文化水平的限制，只能選擇較簡單的體力勞動，而高學歷則有更廣闊的就業市場，更易解決生計問題，因此學歷越高，滿意度越高;附近的農業產業園區為移民提供了就業機會，在一定程度上是幫助移民更好適應新環境的重要因素;灌渠是生態移民新村的主要生產生活水源，解決生產生活用水問題也是寧夏生態移民工程最主要的目標之一，移民新村距灌渠的距離越近，農業生產用水越有保障，同時，較近的灌渠距離意味著較近的耕作距離，極大地改善了移民的生產活動空間;坡度在很大程度上影響移民新村布局、內外交通、視野，也影響移民新村配套耕地的耕作成本，坡度平緩利于灌溉和機械化作業，另外，4村村民全部來自于地形起伏大的寧夏中南部地區，遷入地形平緩的寧夏平原后，對坡度的反差有強烈的心理反應。

人均耕地面積、供水供電情況、年齡、家庭年收入對生態移民新聚落的生活滿意度存在較強影響。在當前城鎮化浪潮沖擊下，生態移民更樂于轉向非農產業謀生，更多農戶選擇將耕種作為副業，以外出打零工為主要經濟來源。這一現象在人均耕地少的同樂村、同富村最為明顯，全村土地被流轉出去，村民對耕地的關注程度降低;武河村人均耕地達0.17 hm2，大多為自耕，村民對耕地的關注度最高，其滿意度受人均耕地因子影響較強。寧夏生態移民工程對全區生態移民新村的基礎設施統一高標準建設，提升了生態移民的生產生活用水和用電方便程度;年齡在45歲以上的移民有父母要養老，兒女要成家，需要更多經濟支出，然而求職的機會和范圍比45歲以下的移民小，生活壓力大，因此對新聚落和新活動空間的滿意度較低，反之45歲以下的移民有較高的滿意度;家庭年收入是移民家庭發展的基礎，較高的收入能夠解決溫飽，改善生活質量，提高發展水平，也能帶來較高的滿意度。

性別、民族、健康、婚姻、培訓、家庭人口數量、移民時間、距最近國道距離、距離城市距離、教育醫療設施及服務等因子對生態移民新聚落和新活動空間滿意度的影響不顯著。但考慮其相應系數（β），仍認為其對生態移民滿意度有一定影響，比如女性比男性滿意的意愿強;移民時間越長的移民滿意的意愿強;參與過就業技能培訓的移民滿意意愿強;家庭人口越多較滿意的意愿強。

5 建議

立足生態移民新村村民對新聚落和新活動空間滿意度影響因子及其作用機制，提出如下建議。

5.1 重視生態移民青少年的學歷教育 政府和社會應提供足夠的資金和條件保證生態移民年輕一代的基礎教育，支持初中畢業生接受職業教育，扶持鼓勵更多年輕人接受高等教育，提高移民下一代的學歷水平。

5.2 鼓勵和支持生態移民新村附近的農業產業園區發展 產業化是帶動農村經濟發展的重要模式，也是移民新村村民的主要就業平臺和工作機會，可以有效地帶動移民新村農業、服務業的發展，提高生態移民的年收入。

5.3 完善移民新村周邊農田灌溉設施 作為生態移民遷入區的寧夏平原干旱少雨，自古依靠灌溉發展農業，灌溉設施也是生態移民新村發展農業的基礎，完善灌溉設施可優化生態移民新村的生產空間和生態空間。

5.4 關注45歲以上生態移民的就業問題 城市中存在“4050”就業難的問題，在生態移民新村這一問題更為突出，政府和社會對生態移民新村中45～60歲人群應給予更有利的就業扶持措施，如加強就業技能培訓、特崗特招、勞務派遣、庭院經濟扶持等。

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