山東省M村留守農戶參與種植結構調整的意愿分析

張文杰，李彤暉，呂帥，錢淼*

（1.青島農業大學，山東 青島 266109；2.平度市農業農村局，山東 平度 266700）

隨著城市化進程的不斷深化，大量農村勞動力涌入城鎮，“空心村”現象普遍存在。2018年9月，中共中央、國務院印發《鄉村振興戰略規劃（2018-2022年）》，將鄉村振興提升到戰略高度[1]。因地制宜地調整農村種植結構，是實現產業興旺的關鍵[2，3]。農村種植結構調整可依據比較利益和要素察賦理論，政府要履行宏觀調整職能，把握糧食安全與產業結構調整耦合度；建立完善相關法律法規政策，做好農業專業技術人才培訓工作[4，5]。多數學者從宏觀角度對該問題進行了系統研究，陳美球等[6]認為，加強村集體經濟組織建設，培養造就一支懂農業、愛農村、愛農民的“三農”管理隊伍，是解決鄉村振興的主體實施問題；劉海洋[7]認為，實現農村三產深度融合發展是鄉村產業振興的重要發展路徑；缺少從微觀視角出發，了解留守農戶參與種植結構調整意愿，研究影響農村種植結構調整制約要素。基于此，以山東省集體經濟年收入＜5萬元的M村為例，采用Logistic二元回歸模型分析影響農戶參與種植結構調整意愿的主要因素，旨為優化M村種植結構、助力鄉村振興提出可行性的建議，并為其他地區種植結構調整提供參考。

1 材料與方法

1.1 數據來源

2018年7月～2019年7月，采用入戶填寫調查問卷、電話訪談等方式，對山東省M村常駐留守農戶進行調研，共發放調查問卷200份，回收有效問卷193份，有效回收率96.5%。調研內容主要包括農戶個體特征、農業生產經營、教育培訓以及經濟收入等。

1.2 研究方法

1.2.1 構建模型 農戶參與種植結構調整意愿設定為“愿意”“不愿意”2種，采用Logistic二元回歸模型進行分析。P表示研究對象可能發生的概率，即：P=（Y=1|X），P∈（0，1），線性傳統表達式為：

將L（P）定義為P的對數轉化，L（P）∈（-∞，+∞），得到公式（3）。這樣可以避免在線性模型當中出現P＞1或P＜0。

如果以L（P）作為因變量，以X為自變量，回歸方程可表示為公式（4）。

根據公式（3）和公式（4）得到公式（5）。

求解公式（4），得到單因素曲線的Logistic回歸模型公式（6）。

其中，琢為常數項，茁是自變量X的回歸系數，若茁=0，表明事件X不是事件Y發生的影響因素；茁＞0，P和X呈正相關關系，表明X是事件Y發生的推動因素；茁＜0，表示P和X呈負相關，表明X是事件Y發生的阻礙因素。

將事件Y在發生或不發生的概率比定義為機會比率，即：

對公式（7）進一步轉化，得到公式（8）。

通過公式（9）計算事件Y的優勢比（OR）來判斷不同條件下事情Y發生的優勢。OR=1，表示該因素與調整意愿沒有關系；OR＞1，表示該因素對意愿有正向影響；OR＜1，表示該因素對意愿有負面影響。

1.2.2 構建評價指標體系 依據數據可獲得性以及調查樣本的特點，構建4個一級指標、9個二級指標體系，其中個體特征（X1）包括性別（X11）、年齡（X12）、文化程度（X13）；生產經營（X2）包括耕地面積（X21）、地塊集中程度（X22）；教育培訓（X3）包括是否參加過農業知識培訓（X31）、是否了解種植結構調整（X32）；經濟收入（X4）包括家庭成員是否外出務工（X41）、農業生產資金情況（X42）（表1）。

表1 構建農戶調整種植結構意愿評價指標Table 1 Construction of the evaluation index of farmers’willingness to adjust planting structure

2 結果與分析

2.1 描述性分析

2.1.1 個體特征 受訪者男女比例為1.35∶1，81.87%的受訪者年齡≥50歲，89.64%的受訪者文化程度為初中及以下（表2）。數據顯示，研究區域人口老齡化程度較高，且文化程度偏低。

表2 受訪者的個體特征Table 2 Individual characteristics of 98 respondents

2.1.2 從事農業生產經營 67.87%的受訪者耕地面積＜1.4 hm2，其中50.44%的受訪者耕地面積集中在0.47～0.93 hm2；50.77%的被訪者地塊較為分散或分散，其中地塊分散的受訪者占比69.39%（表3）。數據顯示，研究區域農戶耕地分散、面積較小。

表3 受訪者擁有耕地面積、地塊集中度統計Table 3 Cultivated land area and plot concentration of respondents

2.1.3 教育培訓 82.38%的受訪者表示沒有參加過農業知識培訓，91.71%受訪者表示不了解或不太了解種植結構調整（表4）。數據顯示，研究區域農戶接受農業培訓較少，對種植結構調整的了解程度較差。

表4 受訪者參加農業知識培訓、了解種植結構調整的統計Table 4 Respondents participating in agricultural knowledge training and understanding the statistics of planting structure adjustment

2.1.4 經濟特征 59.59%的受訪者家庭收入來源于農業生產；30.05%的受訪者有充足的資金從事農業生產，19.17%的受訪者從事農業生產的資金不足（表5）。數據顯示，研究區域農業生產仍然是農戶經濟收入的重要來源，不足1/3農戶有重組資金投入到農業生產的意愿。

表5 受訪者家庭收入主要來源Table 5 Main source of household income of respondents

2.2 影響農戶參與調整種植結構意愿分析

基于193份調研數據，運用SPSS 21.0軟件對數據進行Logistic二元回歸分析，模型的卡方值87.565，自由度5，即表示本次擬合的模型納入的變量中，至少有一個變量的OR值有統計學意義，即模型總體有意義；且通過Hosmer和Lemeshow檢測模型擬合情況的結果顯示，卡方值10.899，自由度8，Sig.=0.207，模型擬合較好。

2.2.1 正向相關分析 性別（X11）、文化程度（X13）、耕地面積（X21）、地塊集中程度（X22）、是否參加過農業知識培訓（X31）、是否了解種植結構調整（X32）、農業生產資金情況（X42）與受訪者調整種植結構意愿呈正相關，其中文化程度（X13）、農業生產資金情況（X42）在0.05水平上顯著正相關（表6），即文化程度越高、農業生產資金越充裕的農戶，調整種植結構意愿越強烈。這主要是文化程度越高的受訪者，接受新事物能力越強；資金越充裕，抗風險能力越強，更愿意嘗試種植結構調整。

表6 回歸結果Table 6 Regression results

2.2.2 負向相關分析 年齡（X12）、家庭成員是否外出務工（X41）與受訪者調整種植結構意愿呈負相關，年齡（X12）在0.05水平上顯著負相關，即越年輕的農戶調整種植結構的意愿越強烈，主要是因為越年輕的受訪者，接受新事物、新技術的能力越強，調整種植結構意愿越強烈。

3 主要結論與建議

3.1 主要結論

通過對山東省M村193個樣本進行實地調研，運用Logistic二元回歸方程就調整種植結構意愿進行回歸分析，得到以下主要結論：（1）研究區域人口老齡化程度較高，且文化程度偏低；農戶的耕地分散，面積集中、面積較??；農業生產仍然是主要經濟來源。（2）9個影響因素中，文化程度（X13）、農業生產資金情況（X42）顯著正向影響受訪者調整種植結構意愿，年齡（X12）顯著負影響，即越年輕、文化程度越高、資金越充裕的農戶，調整種植結構意愿越強烈。

3.2 建議

3.2.1 增加教育投入力度，引導農民開拓創新 政府、村集體要加大對農村教育的投入，改善農村的教學環境，提升教學質量[8]，開設相關的培訓課程，并通過宣講會、電視廣播、宣傳手冊、漫畫等形式讓農民能夠了解并學習新的理念，逐步樹立起農民的市場意識和開拓意識[9]。

3.2.2 加強農業技術推廣，提高農業科技投入 加強農業科技投入力度，提升農技推廣人員素質水平[10～12]，完善基層農技推廣體系，因地制宜的提出調整方案，合理有效的促進農業發展[13～15]。

3.2.3 建設新型經營主體，盤活農村閑置土地 通過成立合作社或者其他形式的新型農業經營主體[16]，將農戶的閑置土地進行流轉，實現集中連片規模發展，提升農產品品質，塑造農產品品牌效應，從而促進農村經濟發展[17]。

3.2.4 強化政府導向地位，完善惠農助農政策 政府要在充分掌握農村、農民發展困難的基礎上，建立健全農業指導服務體系，強化“人才回鄉”政策[18]，增加涉農資金投入，加快農村金融體制改革，完善農村金融服務體系和農業保險制度，提高農民抗風險能力[19，20]。