福海县牧民牧草地流转行为影响因素研究*

马文芳，孟　梅，唐洪松，李　静

(新疆农业大学管理学院，乌鲁木齐　830052)



·问题研究·

福海县牧民牧草地流转行为影响因素研究*

马文芳，孟梅※，唐洪松，李静

(新疆农业大学管理学院，乌鲁木齐830052)

新疆是我国五大牧区之一，随着“定居兴牧”工程的实施，牧草地流转也逐渐普遍，因此对牧草地流转行为的影响因素进行研究，对牧草地合理利用、牧民增收以及畜牧业的健康发展有着重要的现实意义。文章以新疆福海县156户牧民调研数据为基础，运用logistic模型对牧民牧草地流转行为的影响因素进行了实证分析。模型结果表明： (1)牧民年龄、流转意愿和牧民对当前牲畜价格满意度对牧草地转入有显著的负向影响； 户主文化程度、家庭子女数、养殖牲畜头数、家庭劳动力人数和现有牧草地面积对牧草地转入有显著的正向影响。(2)牧民年龄、现有牧草地面积和牧民对当前牲畜价格满意度对牧草地转出有显著的正向影响； 家庭子女数和牧民对社会保障满意度对牧草地转出有显著的负向影响。虽然影响牧草地流转行为的微观因素较多，要使得牧草地得到合理利用开发，还需要加强宏观政策的落实。

牧草地流转牧民logistic模型福海县

0　引言

改革开放以来，新疆畜牧业逐步成为新疆农业经济的支柱产业，畜牧业在大农业中的主体地位初步显现。发展草原畜牧业离不开草地资源，草地是牧民的生存发展保障，也是牧区发展的物质基础。随着近年来新疆草地资源减少，政府开展禁牧、休牧行动，草场禁止随意放牧。因此新疆实施了“定居兴牧”工程，使牧民定居工程在不损害牧民核心利益的前提下，循序渐进地进行。定居的牧民并没有丧失对原有草场的使用权，同时，他们在山下拥有了由政府大幅补贴的定居房及附属设施，同时分得了一定面积的草料地(人工牧草地)。但目前普遍存在的现象是，搬迁定居后的牧民将政府分配给自己的饲草地甚至口粮地向外转包或出租，出现了大量的草地流转，这对牧民的生产生活产生很大的影响。

21世纪初，中国农村土地流转开始盛行，土地流转模式、流转的社会经济效益以及流转的影响因素等都成为了国内学者在政治、社会、资源以及环境方面讨论的焦点和热点。目前农地流转影响因素的研究成果较为丰富，如王岩[1]、刘金蕾[2]、许恒周[3]、李宁顺[4]、乐章[5]、尹奇[6]、纪明波[7]、解明明[8]、钟晓兰[9]、关江华[10]等从不同的视角分析了区域农用地流转行为的影响因素； 伊力奇[11]和聂萨茹拉[12]对内蒙古草原的流转影响因素进行了初步探讨。可以看出，目前对牧草地流转影响因素的研究还比较少。牧草地作为农用地的重要组成部分，其流转与农用地流转存在相同点，但由于牧草地在社会经济中发挥着不同的作用，影响其流转的因素也存在一定的差异，因此对牧草地流转行为的影响因素进行研究，不仅可以填补该研究领域的空白，同时对牧草地合理利用、促进牧民增收以及畜牧业的健康发展有着重要的现实意义。基于此，文章以福海县为例，对牧草地流传行为的影响因素进行实证分析。

1　研究区域概况与数据来源

1.1研究区域概况

研究区域位于阿勒泰地区中心位置，区位优越、交通便捷、资源富集，发展潜力巨大。2013年末福海县土地总面积为332.613 009万hm2，其中草地面积174.459 985万hm2，占土地总面积的52.45%。包括天然草场110.226 443万hm2，人工牧草地1.577 183万hm2，其他草地62.656 359万hm2。福海县是新疆主要的畜牧业基地之一，是阿勒泰大尾羊的原产地， 2013年被评为“中国驼奶之都”。2013年，福海县年末牲畜存栏41.61万头(只)，全年牲畜出栏32.1万头(只)； 肉类总产量1.163 8万t，牛奶产量2.523 3万t，绵羊毛产量592t。福海县按照发展安全、优质、生态、高产现代畜牧业的要求，围绕改造提升传统畜牧业和开扩创新现代畜牧业两大方向，致力于发展高效型畜牧业，促进畜牧业发展。其中齐干吉迭乡和阔克阿尕什乡主要以畜牧业为主，是大尾羊的原生产地，农牧民人均纯收入较高。

1.2数据来源

该次研究主要是通过问卷调查的形式采集数据，收集了福海县齐干吉迭乡(齐干吉迭村、博列克托别村、阿克阿热勒村、赛克露村)和阔克阿尕什乡(阔克卓尔尕村、齐巴尔窝依村)2个乡6个村的调查数据。发放问卷200份，收回182份，回收率91%，有效问卷156份，有效率85.71%。

2　研究方法

2.1变量选择

首先，在参考前人相关文献的基础上，找出相关影响因素[5-10]； 其次，在实地调研基础上，根据牧区牧民生活习惯与习俗，确定区域特殊影响因素。最终从牧户个人特征、牧户家庭特征、牧户资源禀赋、牧草地流转特征、外部环境因素这5个方面进行分析。

在牧户个人特征方面，选取了年龄与户主文化程度2个指标。一般来说，由于户主的年龄大小不同会对土地依赖程度不同，进而影响流转行为。户主文化程度高低决定就业范围，牧民文化程度越高，接受新事物能力越强，从事非农业的机会相对较高，偏向于牧草地转出，而在规模化种植管理方面，会希望转入土地，以获得规模经济效益。在牧户家庭特征方面，选取了家庭人口数、家庭子女数、家庭最高学历、养殖牲畜头数、家庭收入及家庭收入来源6个指标。假设牧户家庭收入来源主要是种植业与养殖业，由于牧民主要是以放牧养殖牲畜为主，需要大量饲草料喂养牲畜，对牧草地依赖性较大，发生牧草地流转的可能性要更大。

在牧户资源禀赋方面，选取了家庭劳动力人数、现有牧草地面积、人均牧草地面积3个指标。该文主要从要素禀赋中的劳动力和土地这两个要素分析，劳动力数量越少，牧草地转出的可能性越大，而草地面积的大小决定了家庭生产规模，对于流转行为也产生一定的影响。

在牧草地流转特征方面，选取了流转意愿、流转方式、流转途径、流转社会关系、流转合同签订情况、年流转租金、政府干预情况7个指标。其中流转意愿在流转行为中占有重要作用，它直接影响着牧户的决策。流转合同的签订反映着流转交易的稳定性，也是草地顺利流转的基础。在牧区因为思想观念与民族风俗习惯的影响，部分牧民未签订合同，只进行口头协议，由于没有明确的权责利约定和法律约束，容易发生纠纷，会影响牧草地流转的稳定性。在外部因素方面，选取了社会保障满意程度和牧民对当前牲畜价格的满意程度2个指标，牧区牧民对社会保障的满意度与对牧草地的依赖程度呈反比； 牲畜市场前景的好坏也间接影响牧草地的流转，假设牲畜的市场价格较高，牧民养殖积极性增加，需要增加饲草料地，可能转入草地的概率较大，反之较小。根据以上分析，该研究共选取20个变量进行研究(表1)。

2.2变量赋值与选择

2.2.1变量赋值

该研究将牧户牧草地流转行为设为被解释变量，牧户转入或转出赋值为1，没有转入或转出赋值为0。将牧户个人特征变量、牧户家庭特征变量、牧户资源禀赋变量、土地流转特征变量和外部因素变量设为解释变量，其赋值如表2所示。

表1　各影响因素的测量方法及其对被解释变量的预期作用方向

变量名称测量方法转入预期符号为转出预期符号牧户个人特征年龄根据调查数据直接测量-+户主文化程度根据实际教育水平直接测量++牧户家庭特征家庭人口数直接测量+-家庭子女数直接测量+-家庭最高学历直接测量+-家庭收入直接测量+-家庭收入来源直接测量+-养殖牲畜头数根据赋值结果直接测量+-牧户资源禀赋家庭劳动力人数直接测量+-现有牧草地面积根据实际调查结果直接测量+-人均牧草地面积牧草地面积与家庭人口数比重-+牧草地流转特征流转意愿根据流转意愿直接测量++流转方式根据实际调查直接测量+/-+/-流转合同签订情况根据实际调查直接测量+/-+/-流转社会关系根据实际调查直接测量+/-+/-流转途径根据实际调查直接测量--政府干预情况根据实际调查直接测量-+年流转租金根据实际调查直接测量-+外部环境因素社会保障满意程度根据满意程度赋值后直接测量-+牧民对当前牲畜价格的满意程度根据满意程度赋值后直接测量-+ 注:“+”表示正向影响,“-”表示负向影响,“+/-”表示影响方向不确定

表2　模型各解释变量赋值及其均值分布

变量名称变量定义平均值牧户个人特征年龄1=18-30岁;2=31-45岁;3=46-65岁;4=65岁以上2.20户主文化程度1=文盲;2=小学;3=初中;4=高中;5=大专以上3.01牧户家庭特征家庭人口数连续变量4.28家庭子女数连续变量1.99家庭最高学历1=文盲;2=小学;3=初中;4=高中;5=大专以上3.40家庭收入1=0.5万-1万;2=1万-5万;3=5万-10万;4=10万以上2.24家庭收入来源1=养殖业;2=种植业;3=外出打工;4=经商;5=手工业;6=旅游业;7=其他1.55养殖牲畜头数连续变量51.21牧户资源禀赋家庭劳动力人数连续变量2.60现有牧草地面积(hm2)连续变量3.29人均牧草地面积(hm2)连续变量0.84牧草地流转特征流转意愿1=愿意转出;2=愿意转入;3=都不愿意;4=都愿意1.91流转方式1=转包;2=转让;3=出租;4=互换;5=反租倒包;5=入股;7=其他2.60流转合同签订情况1=已签订;2=未签订1.50流转社会关系1=牧户对个人;2=牧户对企业;3=牧户对小队;4=牧户对村委员会;5=牧户对专业合作组织;6=村委会对企业;7=其他1.99流转途径1=政府统一组织;2=与用地单位直接协商,自愿流转;3=政府出面协商,自愿流转;4=村委会出面组织流转;5=村委会组织,自愿流转;6=自由流转;7=其他4.21政府干预情况1=干预过;2=没有;3=不清楚1.60年流转租金(元)连续变量149.23外部环境因素社会保障满意程度1=非常满意;2=满意;3=一般;4=不满意;5=很不满意2.43牧民对当前牲畜价格的满意程度1=非常满意;2=满意;3=一般;4=不满意;5=很不满意2.82

2.2.2变量的选择

该文采用SPSS19.0统计软件对以上变量数据进行Pearson 相关系数的显著性检验，根据0.5≤|r|≤0.8，sig<0.05时可认为中度相关、|r|≥0.8以及sig<0.01时可认为高度相关的原则，进行分析得出变量中现有人工牧草地面积与人均人工牧草地面积、家庭人口数与家庭子女数、户主文化程度与家庭最高学历两者之间呈现高度相关，r分别为0.955、0.736、0.637，sig值都为0。再运用SPSS19.0统计软件对以上变量数据进行共线性检验，根据符合容忍度<0.1，即VIF(方差膨胀因子)>10条件判定变量之间是否存在共线性，可以得知变量中现有人工牧草地面积与人均人工牧草地面积存在共线性，容忍度分别为0.064、0.062，VIF分别为15.518、16.155。因此结合以上检验结果，考虑到5个方面指标选取的平衡性，剔除人均人工牧草地面积、家庭人口数、家庭最高学历这3个变量。最后选择17个变量进入模型进行分析。

2.3模型分析

该文采用SPSS19.0统计软件对以上变量数据进行Logistic回归分析。由于涉及的因素较多且具有复杂性，该文对流转过程的两种行为进行分析。根据因变量取值类别的不同，最终运用全回归的方法进行二元回归模型分析。若牧户转出牧草地，将因变量Y设为1，否则为0； 转入同理。自变量分别是上述的17个变量。见公式(1)(2)：

P=(Y=1)=f(X1,X2,……,X17

(1)

(2)

其中β0,β1,…,β17为待估参数，β0常数项表示在不受变量因素影响下，流转土地与否的概率之比的对数值； 回归系数β1,β2,…,β17表示对因变量改变一单位时，流转土地与否的概率之比的对数值的变化值，即可认为是对牧户流转土地行为倾向的影响程度大小。

把因变量与17个自变量数据录入并运行程序，得出转入与转出行为模型，它们的-2对数似然值分别为98.556、65.263，卡方为115.624、81.569，sig都为0.000，低于5%的显著水平。转入行为模型中Cox&SnellR2和NagelkerkeR2分别为0.523、0.701，转出行为模型中分别为0.407、0.668。各检验值均符合经济意义，整体上看两个模型拟合度较好，可用于解释分析。

3　模型结果与分析

3.1牧草地转入行为影响因素分析

模型中，共有8个变量具有显著性，牧户个人特征与资源禀赋2个方面的4个要素全部都具有显著性，且观察其回归系数可知，这些变量对牧草地转入行为相比其他变量来说大部分影响较大。当然在其他变量中，流转意愿与牧民对当前牲畜价格的满意程度sig值都在1%的置信水平下显著影响较大，家庭子女数与养殖牲畜头数影响程度次之。

表3　牧户牧草地转入行为影响因素结果

变量 转入行为B(回归系数)Sig.(显著性检验)Exp(B)牧户个人特征年龄***-1.4830.0010.227户主文化程度***1.0410.0042.832牧户家庭特征家庭子女数**0.8820.0342.415家庭年收入-0.1200.8210.887家庭收入来源0.1170.7281.125牲畜头数*0.0150.0541.015牧户资源禀赋家庭劳动力人数**1.0210.0132.777现有牧草地面积*0.0090.0521.009牧草地流转特征流转意愿***-1.4600.0000.999流转方式-0.0010.9960.999合同签订情况-1.0120.1020.363流转社会关系-0.1240.5150.883流转途径-0.1390.4310.870政府干预情况-0.5780.2840.561年流转租金-0.0060.2530.994外部环境因素对社会保障满意程度-0.4700.1480.625牧民对当前牲畜价格的满意程度***-1.2890.0030.275常量7.4150.0311660.829 注:*、**、***分别表示显著水平为10%、5%和1%

(1)牧户个人特征：在模型中，年龄(0.001)呈现负向关系，户主文化程度(0.004)呈现正向关系，与预期方向一致且通过模型检验并且显著，这说明牧民年龄越大，丧失劳动力可能性较大，更不倾向于转入土地。户主文化程度越高，对规模化经营管理较清楚，更倾向于转入土地。

(2)牧户家庭特征：家庭子女数(0.034)的回归系数为0.882，呈正向关系，且通过了显著性检验，与预期方向相同，通过实地调研了解到家庭子女数越多，牧民既要获得更多收益，又要照顾子女，因此，牧民选择就近转入牧草地获得经济收入。牲畜头数(0.054)通过了显著性检验，与预期方向相同，牧民家庭收入来源主要是种植业与养殖业，这与当地民俗风情与习惯有很大的关系，牧民擅长养殖且便于维持生计，因此养殖牲畜数量越多，越需要大量饲草料供给，则需要转入牧草地。家庭收入与预期方向相反，结果说明家庭收入越高，牧民越不愿意转入土地，这与当地牧民思想较为保守有关，规模化经营并未得到推广。

(3)牧户资源禀赋：家庭劳动力人数(0.013)与现有牧草地面积(0.052)都通过了显著性检验，且呈现正向关系，与预期一致。说明家庭劳动力人数这一因素对转入行为影响作用明显，劳动力充足，更加倾向于转入牧草地。现有牧草地面积在较多的基础上，牧民会倾向于转入牧草地，以扩大种植规模。

(4)流转特征：流转意愿在1%的置信水平下显著(0.000)，系数为-1.46，呈现负关系，这与理论预期相违背，说明了牧民的转入意愿越高，但最后可能没有转入行为。通过实地调查，可以发现当地牧民通常愿意转入土地，但是由于牧民转入意愿高出转出意愿，思想还较保守、传统，在实际上很少有牧民转出土地，造成土地来源受到限制，因此也导致了牧民倾向转入土地，可是结果并不理想。其余6个变量都未能通过检验，但观察其回归系数都为负值，在表1中，一些变量无法预期其方向，经过模型确定以上要素与牧草地转入行为呈反比。在实地调查中，发现当地流转方式以出租为主、流转途径多为村委会出面组织流转，流转社会关系大部分是对企业，流转合同签订各占一半，政府干预较多，年流转租金相对于当地部分牧民来说较高，因此，这也说明了以上变量与转入行为为负向关系。

(5)在外部环境因素方面：社会保障满意程度与牧民对当前牲畜价格的满意程度皆呈现负向关系，与预期判别的相一致。其中牧民对当前牲畜价格的满意程度(0.003)在1%的置信水平下显著，结果表明由于当地畜牧业发展较好于农业，若牲畜价格较高，则牧民畜牧业生产积极性越高，相比自己种植饲草料，从市场购买饲草料更节约劳动力成本，从而对土地的依赖性会降低，转入的可能性降低。

3.2牧草地转出行为影响因素分析

在牧草地转出模型中，有5个变量具有显著性，其中外部环境因素的2个要素都具有显著性，观察其回归系数可知，牧民对当前牲畜价格的满意程度影响力大于牧民对社会保障的满意程度影响力。另外，年龄与牧民现有牧草地面积sig值都在1%的置信水平下，影响显著。家庭子女数相比以上4个变量显著性较弱，但根据其回归系数发现家庭子女数相比牧民现有牧草地面积对牧民转出行为的影响较大。

表4　牧户牧草地转出行为影响因素结果

变量 转出行为B(回归系数)Sig.(显著性检验)Exp(B)牧户个人特征年龄***2.6640.00014.358户主文化程度-0.0900.8210.914牧户家庭特征家庭子女数*-1.0640.0770.345家庭年收入0.5670.4211.763家庭收入来源-.1390.7070.870牲畜头数0.0000.9581.000牧户资源禀赋家庭劳动力人数-0.2770.5670.758现有牧草地面积***0.0140.0021.014牧草地流转特征流转意愿0.3440.4531.411流转方式-0.0540.8270.948流转合同签订情况1.0250.2452.788流转社会关系-0.0130.9530.987流转途径-0.1400.5260.869政府干预情况-0.0990.8740.906年流转租金0.0000.9911.000外部环境因素对社会保障满意程度*-0.7410.0700.476牧民对当前牲畜价格的满意程度**1.2160.0383.374常量-10.7220.0120.000 注:*、**、***分别表示显著水平为10%、5%和1%

(1)牧户个人特征：年龄(0.000)与预期判别方向相一致，通过模型检验并且显著，这说明牧民年龄越大，生产能力下降，更倾向于转出土地，这一因素对牧草地转出行为影响甚大。户主文化程度未通过模型检验，系数为负与预期判别相反，说明户主文化程度越高对规模化经营管理越清楚，更不倾向于转出土地。

(2)牧户家庭特征：家庭年收入、家庭收入来源及养殖牲畜头数的回归系数与预期判别的大部分相同，都呈现正向作用，未通过检验。其中家庭收入来源与预期判断不一致，呈现负向关系，这说明收入来源越广，对土地依赖性越小，牧民更倾向于把土地转出。这些变量中，家庭子女数(0.077)系数为-1.064，且通过显著性检验，同在上述转入行为分析中同样的原因，在牧区家庭子女数多，牧民既要获得更多的收益用于抚养子女，又要照顾子女，考虑本身缺乏就业技能，外出打工不便，因此牧民会选择就近择业获得收益，转出土地可能性低。

(3)牧户资源禀赋：家庭劳动力人数与转出行为呈负向关系，与预期判别一致，但未通过显著性检验。现有牧草地面积(0.002)在5%的置信水平之间通过了显著性检验，回归系数0.014，呈现正向关系，但与预期判别不一致，结果表明家庭现有的牧草地持有量充足，牧草地能充分解决牧户生活生产的需要，为了节约成本，减少劳动力投入，多余的牧草地倾向于转出，但趋向并不是很明显。

(4)在流转特征方面：流转意愿、流转方式、流转途径、流转社会关系、流转合同签订情况、年流转租金、政府干预情况这7个变量都未能通过检验，但观察其回归系数，大部分与预期方向一致。其中流转意愿为正值，这与转入意愿相反，转出意愿正向影响着转出行为，但在模型检验中未通过，这说明因为种种原因或者生活习惯，意愿对于牧民最后转出的决策显著性不大。年流转租金与预期方向结果相同，但影响作用非常小，与常理不符。通过实地调研的了解，由于福海县当地牧草地质量不理想，年流转价格平均在150元左右，最低100元，最高也达不到300元，年流转租金很难提高，因此牧草地的流转价格对于牧民转出行为来说没有较大的影响。

(5)在外部环境因素方面：社会保障满意程度(0.070)与转出行为呈反向关系，这与预期判别不一致，一般来说对社会保障越满意，对土地的依赖性可能越小，人们会倾向于转出土地。但对于牧民来说，缺少就业技能，牧民会考虑长远的利益，尽管当前对社保表示满意，但也会对土地有保留。牧民对当前牲畜价格的满意程度呈现正向关系，与预期判别的相一致，且在5%的置信水平下显著(0.038)，结果表明由于当地畜牧业发展较好于农业，若牲畜价格较高，则牧民从事养殖的积极性越高，养殖牲畜的规模越大，因而对饲草料的需要增大，使饲草料价格上升，导致牧草地流转价格上升，在比较利益的驱动下，一些生产效益低的牧民就会将牧草地转出。

4　讨论与结论

通过Logistic模型对新疆福海县调研数据的测算，结果显示：在17个指标变量中，户主年龄、文化程度、家庭子女数、家庭劳动力人数、牲畜头数、现有牧草地面积、流转意愿、牧民对当前牲畜价格的满意程度及对社会保障部满意程度这9个因素对牧草地流转行为影响作用强度较大，其中影响作用最大的因子是户主年龄、文化程度、现有牧草地面积、流转意愿及牧民对当前牲畜价格的满意程度。通过上述研究，结论如下。

(1)牧户个人特征和牧户家庭特征对牧户牧草地流转行为的影响

通过以上分析，明显地可以看出，年龄(负向)(正向)、家庭子女数(正向)(负向)都对转入、转出行为影响作用很大。户主文化程度与牲畜头数(正向)对转入行为的影响作用也较大。这表明在牧区养殖牲畜方式依旧是粗放型，因此这需要当地牧民学习新的畜牧业生产技术以及扩大圈舍集中养殖，改变粗放放牧方式，缓解来自年龄限制与劳动力不足的压力，既能切实增加牧户的实际收入，也能尊重牧区牧民的生活习惯。

(2)牧户资源禀赋和牧草地流转特征对牧户牧草地流转行为的影响

在牧户资源禀赋方面，影响转入与转出的显著因素完全不同。在转入行为中，家庭劳动力人数与现有牧草地面积(正向)影响作用很大，这表明在现阶段劳动力人数对承包牧草地来说起着关键性作用，也进一步说明了圈舍建设集中养殖的必要性，尽可能减少牧民上山放牧导致劳动力不足带来的想承包而不能承包的处境。在转出行为中，现有牧草地面积(正向)影响作用较大，这表明土地的拥有量是决定转出与否的关键问题，可以看出当牧区牧民拥有面积较多时，有一部分会选择转出牧草地，没有形成扩大规模种植的意识。因此，政府应引导鼓励有扩大畜牧业经营规模意愿和有能力的牧户转入牧草地，形成规模经营。在牧草地流转特征方面，刘克春(2006年)指出意愿与行为密切相关，流转意愿是流转行为的中介变量[13]。在上述分析中，福海县当地牧民转出意愿对转出行为没有较大作用，转入意愿(负向)对转入行为显著性明显，由此可知，虽然牧户具有牧草地流转意愿，但并不一定完全可以转化为流转行为。在牧区，劳动力数量的限制，技能缺乏，资金不足以及风俗习惯等等因素都会影响牧户的最终决策。

(3)牧户对外部环境满意度对牧草地流转行为的影响

牧户对当前牲畜价格满意度对转入(负向)转出(正向)有较大的影响，牧户对社会保障的满意度(负向)对转出也有显著的作用。由此可以看出，外部环境的两个主观性因素在模型中对牧民流转牧草地行为影响都较显著，在今后，当地有关部门应重视外在环境对牧民流转行为选择的影响。

综上所述，从模型分析和调研结果来看，限制牧草地流转与农地流转行为的影响因素存在不同，比如：劳动力不足，技能缺乏，对流转市场概念模糊、信息不对称，生活习惯以及思想较保守、传统等还在影响着牧户的决策，这与农地流转相比，还存在差距。鉴于此，在保障牧民现有的生活水平下，还是要逐步引导鼓励牧民由传统畜牧业向现代畜牧业方向转变。

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[13]刘克春. 农户农地流转决策行为研究.杭州：浙江大学， 2006

INFLUENCING FACTOR OF PASTORAL AREAS OF HERDSMEN GRASSLAND TRANSFER BEHAVIOR IN FUHAI COUNTY*

Ma Wenfang，Meng Mei，Tang Hongsong，Li Jing

(1.Department of Management，Xinjiang Agriculture University，Xinjiang Urumqi 830052，China)

Xinjiang is one of the five major pastoral areas.With the implementationof the "settle down to develop animal husbandry" project, the right transfer of the grassland is general. The study on the influencing factors on pasture land circulation has important practical significance in rational utilization of grassland, herdsmen and healthy development of animal husbandry.Based on the survey of 156 herdsmen in Fuhai county, this paper analyzed the influencing factor of herdsmen grassland transfer behavior by using logistic model.The results showed that 1)age, transference willingness and the satisfaction on the current price had great negative effects on the herdsmen glass land transfer-in behavior; the number of children, the head of the household culture degree, the livestock, family labor force and existing grassland area had great positive effects on the herdsmen glass land transfer.2)age, the head of the household culture degree, and the price satisfaction had great positive effects on the herdsmen glass land transfer out behavior; the number of children and the satisfaction of social security hadgreat negative effects on the herdsmen glass land transferout behavior. Although there were many factors that affected the behavior of pasture land transfer, it needed to make a reasonable use of the development of grassland and strengthen the implementation of macroeconomic policies.

grassland transfer; herdsmen; logistic model; Fuhai county

10.7621/cjarrp.1005-9121.20160813

2015-06-06

马文芳(1992—)，女，新疆吐鲁番人，硕士研究生。研究方向：土地资源可持续利用。※通讯作者：孟梅(1973—)，女，新疆乌鲁木齐人，副教授、硕士生导师、副院长。研究方向：区域经济、土地资源可持续利用和资源环境经济。Email： 250708363@163.com

自治区社科基金项目“农地流转对搬迁定居牧民生计的影响研究”(13BGL032)

F301.3

A

1005-9121[2016]08-0089-08