基于農戶視角的伊犁河谷土地生態功能演變影響因素研究

劉志有，魏 冉，曲秀武，閔延東，寧 靜，黨海濤

（1.新疆農業大學管理學院，烏魯木齊 830052；2.新疆農業大學MPA 教育中心，烏魯木齊 830000）

中共十八大以來，生態文明建設成為中國社會經濟發展過程中必不可少的部分［1］，要求統籌推進“五位一體”總體布局和協調推進“四個全面”戰略布局［2，3］。而土地資源是人類賴以生存的資本，人類面臨的許多環境與發展問題都與土地利用變化密切相關［4］。土地利用過程，尤其是現代強度開發利用，導致出現景觀生態格局、水環境變化和土地荒漠化等一系列的土地生態問題，進而引起生態環境結構和功能的整體演化［5］。姚詠涵［6］認為，在市場經濟條件下，土地表現為經濟功能與非經濟功能，未對土地生態功能和社會功能給予應有的重視。許月卿等［7］研究發現生態功能區劃是指根據區域生態環境要素、生態環境敏感性與生態服務功能空間分異規律而進行的地理空間分區，在指導區域生態環境建設、維護區域生態安全、區域資源合理開發利用等方面具有重要作用。

伊犁河谷作為新疆北部綠洲重要的生態屏障，是自然資源、生態環境和社會經濟發展的典型區域［8］。新疆北部典型干旱半干旱綠洲區是重要的水源生態保護屏障［9］；同時也是國家向西開放的橋頭堡，是新疆北部重要的社會經濟發展區［10］。隨著河谷區域社會經濟發展，人地矛盾突出，粗放土地開發利用模式，導致河谷綠洲土地生態功能變化、生態環境結構不穩定，出現諸多土地生態問題［11，12］，演變為“生態環境脆弱帶”［13］。如何科學合理利用與保護伊犁河谷土地生態功能，將關系核心區發展的土地供給保障［14］。

農戶行為對土地生態的功能演變起到決定性作用，構建農戶視角下的土地生態功能演變的指標體系，科學確定基礎性生態用地的規模和布局，基于農戶視角研究區域土地生態功能變化，調查分析伊犁河谷土地生態功能演變，對中國西部綠洲區域土地生態研究具有重要的實踐意義和理論參考價值［15］。

1 研究區域與數據來源

1.1 研究區概況

伊犁河谷位于中國“絲綢之路經濟帶”北線，新疆維吾爾自治區西北角［16］,地處80°09′—84°56′E，42°14′—44°50′N。伊犁河谷東西長360 km，南北最寬處275 km，總面積為5.64 萬km2，隸屬于伊犁哈薩克自治州，區域現轄8 縣1 市，分別為伊寧市、伊寧縣、察布查爾錫伯自治縣、霍城縣、鞏留縣、新源縣、昭蘇縣、特克斯縣和尼勒克縣，以及兵團農四師和21 個團等單位［17］。

伊犁河谷地處新疆天山山脈西部，該地區地形復雜，整體地勢東高西低，東、南、北三面環山，北面有西北—東南走向的科古琴山、婆羅科努山；南有哈克他烏山和那拉提山；中部還有烏孫山、阿吾拉勒山等橫亙，構成“三山夾兩谷”的地貌輪廓，自東向西敞開為“U”形谷地，氣候溫和濕潤，屬于溫帶大陸性氣候，年平均氣溫10.4 ℃，年日照時數2 870 h，年降水量417.6 mm，山區年降水量達600 mm，是新疆最濕潤的地區。因雨量充沛被稱為“中亞濕島”和“塞外江南”［18］。

據《2017 年伊犁哈薩克自治州統計年鑒》可知，截至2016 年末，伊犁哈薩克自治州山地面積為836.32 萬hm2，丘 陵 面 積629.89 萬hm2，平 原 面 積1 029.74 萬hm2，沙漠面積204.39 萬hm2。在各類土地利用類型中，建設用地面積為39.89 萬hm2，未利用地面積為618.66 萬hm2，農用地面積為2 033.46萬hm2。自治州草地面積為1 584.92 萬hm2，占農用地面積的77.94%，耕地面積為174.90 萬hm2，占農用地面積的8.60%，園地和林地面積分別為4.47 萬hm2和242.98 萬hm2，分別占農用地面積的0.22% 和11.95%，水面面積為26.23 萬hm2，占農用地面積的1.29%。

1.2 數據來源

本文主要研究伊犁河谷農戶行為對土地生態功能的影響。2020 年在伊犁河谷進行實地問卷調研，共計發放調查問卷300 份。與162 家附近農戶進行訪談，排除12 戶對家里相關數據不清楚、回答不完善的農戶，共計收回線下問卷150 份。線上問卷選擇調研地附近有代表性的村鎮進行發放，排除線上作答時間少于180 s 的和與本課題無關人員作答的問卷，最終收回有效問卷130 份。線上+線下共計回收有效問卷280 份，有效問卷回收率達93.33%。

本次調研《新疆伊犁河谷農村土地資源利用、保護及生態安全調查問卷》報告共有4 個部分，本研究選取其中一些問題進行研討。第一部分為調查對象概況，主要包括伊犁河谷農戶的個體特征，如性別、年齡、文化程度、家庭主要收入來源等基本情況。第二部分為相關政策管控情況，包括是否對土地流轉有監管、有關部門是否有宣傳生態用地相關事項、是否有相關人員進行環保宣傳等方面，分別設計了政府對土地政策管控的相關情況。第三部分為政策的了解情況，包括農戶對當地土地流轉政策的了解程度、對有關土地生態環境保護政策的了解程度，從農戶角度出發查看政策落實和農戶接受程度。第四部分為農戶對當前土地的認知，包括您認為目前土地開發程度如何、目前土地利用率如何、繼續土地開墾是否有利于經濟發展、所在地區生態環境發展趨勢如何，主要是了解當前農戶對土地的態度。

1.3 調查對象概述

調查農戶的個人特征如表1 所示。從性別來看，男性占樣本總量的47.50%，相應的女性占比較多，占樣本總量的52.50%，男女比例差距不大，在線上調查中不能保證接受調查者性別比例平衡，但是也在能力范圍內盡量控制，取樣男女比例平均，接近1∶1，有利于后續數據分析的準確性。通過對農戶的年齡結構進行分析，發現21～30 歲這一年齡階段的人占總樣本的比例最高，達39.29%；其次是31～40歲，達33.93%；20 歲及以下、41～50 歲、51 歲及以上人員分別占7.50%、13.93%和5.35%。由此可見，數據大概以30 歲為中心呈正態分布。而文化程度分布則與年齡有一定關系，31～40 歲中青年中，大專及技校較多；20～30 歲青年群體里高中及本科較多；41歲以上人群則初中以下學歷較多。農戶整體身體健康狀況相對良好，其中只有19 戶家庭有一般和不好的健康狀況，在調研中了解到，這些健康狀況不好的幾乎都為51 歲以上的老人，占樣本總量的1.43%。說明此次問卷數據幾乎各年齡段、各學歷、各種健康狀況都有涉及，從而保證了數據的有效性。

表1 農戶的個人特征

2 模型構建

2.1 研究方法

根據本研究特點，應采用無序多分類Logistic 回歸模型作為研究基礎。而對于因變量為大于2 個且為有限個的模型，是多元Logistic 回歸模型，模型的原假設是將因變量拆分為多個二元Logistic 回歸模型，模型中自變量的系數相等，僅常數項不等。二元Logistic 回歸模型為：

式中，y是因變量，x是自變量，β0是常數，稱為截距項；βi（i=1，2，…，m）是待估計參數，m則是影響概率的因素個數。

將取值水平概率設為K，將其中的第K類作為一個主類別，假設存在n個水平因變量且K1+K2+K3+K4+…+Kn-1+Kn=1，對m個自變量擬合n-1 個獨立二元邏輯回歸模型如下：

式中，x是自變量影響因素，β0是常數項；βi（i=1，2，…，m）是待估計系數，m則是影響概率的因素個數［19］。

2.2 變量選取

農戶生態用地流轉實際情況的意愿影響因素是多方面的，綜合以往眾多學者的研究成果，同時根據分析主題的特點將影響因素歸為4 大類：①農戶基本特征，包括年齡（X1）、性別（X2）、文化程度（X3）、家庭主要收入來源（X4）；②相關政策管控情況，包括是否對土地流轉有監管（X5）、有關部門是否有宣傳生態用地相關事項（X6）、是否有相關人員進行環保宣傳（X7）；③政策的了解情況，包括您對當地土地流轉政策的了解程度（X8）、您對有關土地生態環境保護政策的了解程度（X9）；④對當前土地的認知，包括您認為目前土地開發程度如何（X10）、您認為目前土地利用率如何（X11）、您認為繼續土地開墾是否有利于經濟發展（X12）、您認為您所在地區生態環境發展趨勢如何（X13）。

因變量Y＝1，表示參與過將其他用地轉為生態用地（如退耕還林還草）；Y＝2，表示沒有參與過將其他用地轉為生態用地，或將生態用地轉為其他用地；Y=3，表示參與過將生態用地轉為其他用地。自變量的定義及統計描述如表2 所示。

表2 自變量的定義及統計描述

3 基于農戶視角的伊犁河谷土地生態功能演變影響因素分析

采用SPSS Statistics Data Document 21 軟件進行數據輸入與分析，選擇分析-回歸-多項Logistic 模塊，置信區間選擇95%，分別對不同環境農戶的生態用地流轉情況予以模擬，并確定相應影響因素。

3.1 多元Logistic 回歸分析的模型檢驗

3.1.1 Logistic 回歸模型系數的擬合信息 表3 反

表3 模型擬合信息

映了模型的擬合信息。其中，先擬合不包括檢驗因素的Logistic 模型，得到-2 倍對數似然值為230.326，再將檢驗因素輸入到模型中，得出P=0.000，顯著水平P＜0.05，模型是顯著的，則零假設不成立，該多元Logistic 方程有意義，模型成立。

3.1.2 Logistic 回歸模型系數的擬合優度 表4 反映了模型擬合優度。Pearson 模型擬合優度檢驗中，卡方=323.528，df=480，P=1.000＞0.600，說明模型擬合優度較好，側面證明模型有意義。

表4 模型擬合優度

3.1.3 Logistic 回歸模型系數的偽R2表5 反映了模型偽R2，其數值越大越好。3 個值均大于0.500 且最大值為0.798，說明模型可以較好地對原始變量的變化作出解釋。

表5 模型偽R2結果

3.1.4 Logistic回歸模型系數的似然比檢驗 若P小于0.05，則通過似然比檢驗，引入模型的13 個解釋變量。由表6 可知，年齡、性別、文化程度、家庭主要收入來源、是否對土地流轉有監管、是否有相關人員進行環保宣傳、您對當地土地流轉政策的了解程度、您對有關土地生態環境保護政策的了解程度8 個自變量的P均小于0.05，說明這些影響因素對模型構成均有顯著貢獻。而有關部門是否有宣傳生態用地相關事項、您認為目前土地開發程度如何、您認為目前土地利用率如何、您認為繼續土地開墾是否有利于經濟發展、您認為您所在地區生態環境發展趨勢如何5 個自變量的P均大于0.05，說明這些影響因素對因變量是否流轉過生態用地沒有顯著影響。從模型結果來看，模型整體通過似然比檢驗，說明模型構建有意義。

表6 似然比檢驗

3.2 模型結果分析

通過對數據的參數分析以及進一步的實證分析可知，只有文化程度、家庭主要收入來源、是否對土地流轉有監管、是否有相關人員進行環保宣傳、您對有關土地生態環境保護政策的了解程度5 個問題通過了參數分析表的檢驗，對這5 個問題進行具體分析，結果如表7 所示。

表7 參數估計

3.2.1 文化程度與家庭主要收入來源會影響生態用地的流轉 對于變量X3，在文化程度上，高中與本科及以上文化程度對比，P=0.011，B=4.453，Exp（B）=85.912；P小于0.05，說明該選項具有統計意義，對因變量變化有顯著影響；且回歸系數為正，說明文化程度為高中的農戶比文化程度為本科及以上的農戶更傾向于將其他用地轉為生態用地；且前者是后者的85.912 倍。在實際調查中發現，隨著經濟的迅速發展，許多文化程度為高中或大專、年齡在40 歲以下的農戶，都十分向往到城市打工，認為在城市打工比在家種地好，可以掙更多錢，過更優質的生活。加之近幾年，國家退耕還林還草政策補助資金較高，大多數勞動力會選擇放棄自己家土地外出到大城市打工。

對于變量X4，家庭主要收入來源是農業的與家庭主要收入來源是非農業的對比，P=0.000，B=-11.227；家庭主要收入來源是兼業以農業為主與家庭主要收入來源是非農業的對比，P=0.002，B=-9.362；家庭主要收入來源是兼業以非農為主與家庭主要收入來源是非農業的對比，P=0.016，B=-7.210。P均小于0.05，說明3 個變量均具有統計意義，對因變量變化有顯著影響；且回歸系數均為負，表明家庭主要收入來源是農業、兼業以農業為主和兼業以非農為主的家庭與是否選擇流轉生態用地呈負相關關系，家庭主要收入來源為非農業的農戶更傾向于將其他用地轉為生態用地，其次是兼業以非農為主的家庭，之后是兼業以農業為主的家庭，最后為純農業家庭。這也印證上文所述，除了土地收入之外還有其他收入的家庭，對于務農收入在其家庭收入所占的地位正在逐漸弱化，他們不會過分依賴土地收入，因此流出土地意愿更加強烈，土地的選擇和收入的靈活性更加多元化。而家庭主要收入為農業的農戶，他們的選擇單一，若將土地流轉為生態用地，他們將沒有任何收入，所以他們不愿意參加土地流轉，甚至希望將生態用地轉為土地，為自己增加收入。

3.2.2 相關政策管控情況會影響生態用地的流轉對于變量X5，選擇對土地流轉有監管的P=0.001，B=4.738，Exp（B）=114.258，P小于0.05，說明該選項具有統計意義，對因變量變化有顯著影響；且回歸系數為正，是否對土地流轉有監管中選擇有監管的與選擇沒有監管的2 個選項相比，選擇對土地流轉有監管的農戶更傾向于將其他用地轉為生態用地，而很少出現將生態用地轉為其他用地的情況，且選擇對土地流轉有監管的農戶將其他用地轉為生態用地的可能性是選擇沒有監管農戶的114.258 倍。選擇對土地流轉部分有監管的P=0.041，B=2.192，Exp（B）=8.950，P小于0.05，這個選項也具有統計意義，且回歸系數也為正，說明選擇土地流轉有部分監管的與沒有監管的相比，對土地流轉有部分監管更傾向于將其他用地轉為生態用地，而較少選擇將生態用地轉為其他用地，且選擇有部分土地流轉監管的農戶將其他用地轉為生態用地的可能性是選擇沒有監管農戶的8.950 倍。綜上所述，加強土地監管力度，強化執法手段，要從嚴管上下狠功夫。加大對各級政府當年耕地保護責任目標履行情況的監督檢查；加強違法用地執法監察，將違法行為的發現率、制止率列為考核地方政府的重要指標，嚴把土地流轉閘門，嚴格審批手續。這也事關社會穩定和國家長治久安，是貫徹落實科學發展觀、保障經濟可持續發展的重大課題。

對于變量X7，是否有相關人員進行環保宣傳，選擇有過的P=0.024，B=3.130，Exp（B）=22.864，說明是否有相關人員進行環保宣傳這一選項中選擇有過的比選擇沒有的更傾向于將其他用地轉為生態用地，且前者選擇將其他用地轉為生態用地是后者的22.864 倍。綜上所述，應加強對農戶進行環保的知識講解與宣傳，全方位、多層次地引導和教育農戶普及環保觀念，增強農戶的環保意識，選擇環保行為。通過宣傳教育，讓農戶樹立強烈的環保意識，調動農戶參與農村環境保護的積極性和主動性。

3.2.3 政策的了解情況會影響生態用地的流轉對于變量X9，您對有關土地生態環境保護政策的了解程度，選擇了解的農戶P=0.013，B=5.138，Exp（B）=170.445，P小于0.05，說明該選項具有統計意義，對因變量變化有顯著影響；且回歸系數為正，說明了解土地生態環境保護政策與是否流轉過生態用地呈正相關關系，且了解土地生態環境保護政策與非常不了解土地生態環境保護政策相比，了解土地生態環境保護政策的農戶更傾向于選擇將其他用地轉為生態用地，而較少選擇將生態用地轉為其他用地。了解土地生態環境保護政策的農戶將其他用地轉為生態用地的可能性是非常不了解土地生態環境保護政策農戶的170.445 倍。綜上所述，鄉村的生態環境是實現美麗中國的重要基礎，建設生態文明關乎到廣大人民群眾的切實利益，而鄉村土地生態環境保護問題則是重中之重，要將政策落實到位，相關部門應該積極宣傳土地生態環境保護的政策，加強農戶的環保責任意識。

4 結論與建議

本研究通過對伊犁河谷進行實地問卷調查，采用無序多分類Logistic 回歸模型對伊犁河谷的農戶流轉生態用地影響因素進行分析，揭示農戶文化程度、相關政策和政策了解程度等因素對生態用地流轉的影響。結果表明，①文化程度是高中的與文化程度是本科及以上人群相比，更傾向于將其他用地轉為生態用地；②家庭主要收入來源是非農業的與家庭主要收入來源是農業、兼業以農業為主、兼業以非農為主的相比，更傾向于將其他用地轉為生態用地；③土地流轉有監管與部分監管的比沒有監管的更傾向于將其他用地轉為生態用地；④在是否有相關人員進行環保宣傳這一選項中，選擇有過的比選擇沒有的更傾向于將其他用地轉為生態用地；⑤了解土地生態環境保護政策與非常不了解土地生態環境保護政策相比，了解土地生態環境保護政策的人更傾向于選擇將其他用地轉為生態用地。

中共十九大以來，生態文明建設不斷被提升到戰略高度，“綠水青山就是金山銀山”這一生態文明發展理念成為新時期社會發展的理念與新動能。伊犁是新疆最大的綠洲，也是新疆的生態屏障，保護好伊犁的生態環境，實現資源開發可持續、生態環境可持續，不僅關系到伊犁的發展，也關系到全疆的發展［20，21］。要建立伊犁河谷的生態環境屏障，使綠洲生態文明可持續發展，應做到以下幾點：①拓寬農戶收入來源，農戶如果不擺脫對土地的高度依賴，要實現收入的突破性增長是不現實的，當農戶的主要收入不再單純依賴于土地，不僅可以加快土地流轉，而且有利于非農業生產的發展；②加大土地流轉監管力度，通過政府和社會組織引導、規范流轉行為和方式，切實堵住土地流轉監管漏洞，真正使土地流轉步入法治化、規范化軌道，扎實做好各項服務工作，各鄉鎮街道對村級土地流轉進行監管，跟蹤問效，確保無破壞生態用地情況，健全機制和機構，建好土地流轉臺賬規范管理，讓農戶真正獲益；③組織相關人員對農戶進行環保宣傳，開展環保普及教育，廣泛宣傳環保科學知識，進一步提升農戶的環保意識，用典型案例說明破壞生態用地的危害，引導農戶轉變生產生活方式，培養良好的生活習慣，調動農戶保護生態用地的積極性和主動性，只有農戶行動起來，自覺地維護、建設良好的生態用地，才能依靠綠水青山打造金山銀山；④對農戶進行相關政策普及，向群眾宣傳、普及國土相關方針政策、法律法規，進一步強化農戶樹立科學發展和環保法制觀念，嚴守生態保護紅線，按照生態文明發展理念因地制宜、科學合理地制定發展規劃，統籌人與自然和諧發展，使綠洲生態文明可持續發展。