少數(shù)民族農(nóng)民參與式發(fā)展的行為及影響因素研究
——以疏勒縣為例

高晶，馬建榮，陳彤

(1.新疆農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，烏魯木齊　830052；2.新疆農(nóng)業(yè)科學(xué)院，烏魯木齊　830091)

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少數(shù)民族農(nóng)民參與式發(fā)展的行為及影響因素研究
——以疏勒縣為例

高晶1，馬建榮2，陳彤2

(1.新疆農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，烏魯木齊830052；2.新疆農(nóng)業(yè)科學(xué)院，烏魯木齊830091)

摘要：【目的】研究少數(shù)民族農(nóng)戶參與發(fā)展的行為及影響因素，為推動(dòng)農(nóng)村農(nóng)戶參與式發(fā)展提供參考?！痉椒ā坎杉枥湛h庫(kù)木西力克鄉(xiāng)186份實(shí)際調(diào)研數(shù)據(jù)，采用典型調(diào)查與抽樣調(diào)查相結(jié)合的方法，運(yùn)用logistic-ISM模型，分析農(nóng)戶參與農(nóng)村發(fā)展的行為?！窘Y(jié)果】勞動(dòng)力人數(shù)對(duì)農(nóng)戶參與行為有極顯著影響，呈正相關(guān)關(guān)系(P<0.01)，農(nóng)戶行政職務(wù)、組織化程度、參加產(chǎn)業(yè)培訓(xùn)情況、對(duì)村發(fā)展了解程度、對(duì)參與行為的認(rèn)識(shí)和對(duì)參與式發(fā)展政策的了解程度，對(duì)農(nóng)戶參與行為有顯著影響，呈正相關(guān)關(guān)系(P<0.05)，農(nóng)戶年齡、政治面貌、受教育程度、兼業(yè)情況、家庭總收入、家庭耕地面積、參與態(tài)度對(duì)農(nóng)戶參與行為沒(méi)有顯著影響?！窘Y(jié)論】該縣農(nóng)戶參與發(fā)展的程度尚不高。應(yīng)采取加大教育力度，增強(qiáng)技能培訓(xùn)提高農(nóng)戶素質(zhì)；創(chuàng)新多種參與形式，建立相應(yīng)激勵(lì)機(jī)制；提升村干部管理能力和組織作用；擴(kuò)大非農(nóng)就業(yè)，實(shí)現(xiàn)農(nóng)戶多元增收等措施，促進(jìn)當(dāng)?shù)剞r(nóng)民參與農(nóng)村發(fā)展。

關(guān)鍵詞：農(nóng)戶行為；參與式發(fā)展；影響因素

0引 言

【研究意義】喀什地區(qū)位于新疆西南部，全區(qū)總面積16.2×104km2，耕地總面積530.46×103hm2，少數(shù)民族人口占地區(qū)總?cè)丝诘?2%，農(nóng)民收入水平較低[1]。為改善喀什地區(qū)農(nóng)村的發(fā)展現(xiàn)狀，參與式農(nóng)村發(fā)展作為一種新的農(nóng)村發(fā)展模式被引入。農(nóng)民更多的參與行為能啟動(dòng)農(nóng)村內(nèi)部的發(fā)展，使農(nóng)村的發(fā)展方式從“輸血”式轉(zhuǎn)變?yōu)椤霸煅笔?。農(nóng)民的參與在改善生計(jì)和自身素質(zhì)的同時(shí)，也直接影響著參與式農(nóng)村發(fā)展的效率。了解參與式農(nóng)村發(fā)展主體的參與行為，實(shí)現(xiàn)參與式、包容式、融合式的發(fā)展，對(duì)推動(dòng)農(nóng)村的參與式發(fā)展有重要意義?！厩叭搜芯窟M(jìn)展】“參與”的概念最早在20世紀(jì)40年代末期被提出。Cohen，Uphoff認(rèn)為“參與”是指人們?yōu)榱颂岣咦陨淼纳钏?，介入到?xiàng)目決策、實(shí)踐、利益分配及評(píng)價(jià)過(guò)程中并影響項(xiàng)目實(shí)踐和方向的一種積極主動(dòng)的過(guò)程[2]。在國(guó)內(nèi)，李小云最早引入了參與式思想和參與式發(fā)展理論[3-4]。目前我國(guó)對(duì)于參與式農(nóng)村發(fā)展的研究成果較多。張寧[5]結(jié)合相關(guān)調(diào)查運(yùn)用參與式管理理論，構(gòu)建了浙江農(nóng)村小型水利工程參與式管理的激勵(lì)模型，分析了農(nóng)戶的參與行為及影響因素。羅小鋒[6]從農(nóng)戶參與意愿比率和參與模型兩個(gè)層面，研究了農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)意愿及其影響因素。楊東宣[7]分析了參與式發(fā)展理論在扶貧開(kāi)發(fā)領(lǐng)域的實(shí)際應(yīng)用情況，并提出需要進(jìn)一步完善的建議。宋浩昆[8]在分析了參與性發(fā)展的優(yōu)點(diǎn)、限制、挑戰(zhàn)的基礎(chǔ)上，結(jié)合自身經(jīng)驗(yàn)及以往討論的意見(jiàn)總結(jié)出了參與性發(fā)展在中國(guó)實(shí)踐中的五大表現(xiàn)?！颈狙芯壳腥朦c(diǎn)】國(guó)內(nèi)外對(duì)于農(nóng)民參與式的研究較多，但對(duì)少數(shù)民族地區(qū)從農(nóng)戶視角出發(fā)研究農(nóng)戶參與農(nóng)村發(fā)展的行為的研究還很少。研究以喀什地區(qū)蔬勒縣庫(kù)木西力克鄉(xiāng)實(shí)際調(diào)研數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，采用Logistic-ISM模型，對(duì)影響農(nóng)民參與農(nóng)村發(fā)展的因素進(jìn)行研究?！緮M解決的關(guān)鍵問(wèn)題】調(diào)查分析喀什地區(qū)疏勒縣庫(kù)木西力克鄉(xiāng)少數(shù)民族農(nóng)民參與發(fā)展的現(xiàn)狀，運(yùn)用Logistic-ISM回歸模型研究農(nóng)戶個(gè)人特征因素、農(nóng)戶家庭特征因素、農(nóng)戶參與式發(fā)展特征因素對(duì)農(nóng)戶參與式發(fā)展行為的影響，為少數(shù)民族地區(qū)農(nóng)戶參于農(nóng)村發(fā)展提供參考。

1材料與方法

1.1材 料

選擇喀什地區(qū)疏勒縣庫(kù)木西力克鄉(xiāng)7村及15村所屬少數(shù)民族農(nóng)戶為研究對(duì)象，進(jìn)行實(shí)地調(diào)查，發(fā)放問(wèn)卷調(diào)查表200份，收回有效問(wèn)卷186份。選取農(nóng)戶自身特征因素、農(nóng)戶家庭特征因素，農(nóng)戶參與式發(fā)展行為的特征因素共14個(gè)解釋變量。

1.2方 法

1.2.1模型選擇

1.2.1.1Logistic回歸模型

Logistic回歸模型屬于廣義線性模型(generalized linear model)主要應(yīng)用于某些現(xiàn)象發(fā)生的概率，其特點(diǎn)是被解釋變量只取兩個(gè)值(0和1)，適用范圍是因變量為二項(xiàng)分布的情況。因此，研究模型的因變量農(nóng)戶參與發(fā)展的行為為“0”或“1”，Logistic的回歸模型的一般形式為：

pi為農(nóng)民i參與農(nóng)村發(fā)展的概率，參與為1，不參與為0。β0為常數(shù)項(xiàng)，β1是自變量回歸系數(shù)，表示第i個(gè)影響農(nóng)民參與發(fā)展的回歸系數(shù)。xi表示第i個(gè)解釋變量，(i=1,2,3…n)表示解釋變量的個(gè)數(shù)，影響因素的個(gè)數(shù)。

1.2.1.2解釋性結(jié)構(gòu)模型(ISM)

解釋結(jié)構(gòu)模型法的本質(zhì)為結(jié)構(gòu)模型化技術(shù)，其傳統(tǒng)應(yīng)用領(lǐng)域?yàn)楝F(xiàn)代系統(tǒng)工程領(lǐng)域。解釋結(jié)構(gòu)模型法有七個(gè)步驟：實(shí)施ISM小組：選定相關(guān)領(lǐng)域?qū)＜摇f(xié)調(diào)人及參與者；設(shè)定關(guān)鍵問(wèn)題；選擇影響問(wèn)題的顯著因素構(gòu)建系統(tǒng)S，且S=(S1，S2…Sn)，S1～Sn表示系統(tǒng)中顯著因素的個(gè)數(shù)；列舉各顯著因素的相關(guān)性；根據(jù)所得因素的相關(guān)關(guān)系，建立鄰接矩陣和可達(dá)矩陣；將可達(dá)矩陣分解，構(gòu)建結(jié)構(gòu)模型；根據(jù)結(jié)構(gòu)模型建立解釋結(jié)構(gòu)模型。

表1　模型變量選取

1.2.2變量選擇

研究中農(nóng)戶是理性經(jīng)濟(jì)人為基本假設(shè)，以農(nóng)戶參與式發(fā)展行為的選擇為被解釋變量。影響農(nóng)戶決策行為的因素分為內(nèi)部因素和外部因素兩類。結(jié)合現(xiàn)有研究，共選取了14個(gè)解釋變量。表1

2結(jié)果與分析

2.1農(nóng)戶參與農(nóng)村發(fā)展的現(xiàn)狀

研究表明，參與過(guò)村發(fā)展的人數(shù)為73人，占所調(diào)查樣本的比例為39.2%；沒(méi)有參與過(guò)的人數(shù)為113人，占60.8%。其中，以參加村民討論大會(huì)方式參與的人數(shù)為46人，占63%；以投資等其他方式參與的人數(shù)為27人，占37%。沒(méi)有參與的村民樣本中，希望以參加村民討論大會(huì)的方式參與到農(nóng)村發(fā)展中的人數(shù)為71人，占62.3%，希望以投資投勞等其他方式參與的人數(shù)為38人，占33.3%，另有4.4%表示不愿意參與。由于該村的實(shí)際情況與農(nóng)戶參與能力條件的一些限制，農(nóng)戶能參與的實(shí)際項(xiàng)目主要有參與本村的生活設(shè)施建設(shè)、生產(chǎn)設(shè)施建設(shè)及村容村貌建設(shè)等。參與項(xiàng)目的實(shí)際情況顯示，參與過(guò)村生活設(shè)施建設(shè)的有18人，參與過(guò)村生產(chǎn)設(shè)施建設(shè)的有45人，參與過(guò)村容村貌建設(shè)的有36人，其中既參與了村內(nèi)生產(chǎn)設(shè)施建設(shè)，又參與過(guò)村容村貌建設(shè)的共有26人。表明參與人數(shù)最多的項(xiàng)目為村生產(chǎn)設(shè)施建設(shè)。表2

表2　農(nóng)戶參與農(nóng)村發(fā)展實(shí)際情況

注：數(shù)據(jù)來(lái)源為經(jīng)調(diào)查問(wèn)卷整理計(jì)算所得，下同

Note： data sources are calculated from the questionnaire，the same as below

2.2調(diào)查數(shù)據(jù)性統(tǒng)計(jì)

2.2.1農(nóng)戶個(gè)人特征因素

研究表明，被調(diào)查農(nóng)戶以31～50歲人數(shù)居多；多數(shù)被調(diào)查者為非黨員農(nóng)戶；調(diào)查者中以初中文化程度為主，占54.8%；在被調(diào)查者中僅有34.9%的家庭有兼業(yè)；被調(diào)查者中共有54名村干部，占29%。表3

2.2.2農(nóng)戶家庭特征因素

從家庭的勞動(dòng)力人數(shù)來(lái)看，多數(shù)家庭的勞動(dòng)力只有1～2人，其中包括少數(shù)貧困及低保戶的家庭沒(méi)有勞動(dòng)力。家庭種植規(guī)模方面，耕地面積總體較少，擁有6 667 m2(10畝)及以下耕地面積的樣本數(shù)最多。在家庭純收入方面，大部分家庭收入處在5 001～15 000元，所占比例達(dá)到57%。在農(nóng)戶的組織化程度方面，參與農(nóng)村合作社的農(nóng)戶僅有51戶，可見(jiàn)該村的組織化程度并不高。被調(diào)查農(nóng)戶參加產(chǎn)業(yè)培訓(xùn)的情況為，僅33.3%的農(nóng)戶參加過(guò)第一產(chǎn)業(yè)培訓(xùn)，參加過(guò)第二、第三產(chǎn)業(yè)培訓(xùn)的農(nóng)民較少。表4

表3 　農(nóng)戶個(gè)人特征統(tǒng)計(jì)

表4　農(nóng)戶家庭特征統(tǒng)計(jì)

注：1畝≈667m2

Note：One mu≈667m2

2.2.3農(nóng)戶參與式農(nóng)村發(fā)展特征因素

研究表明，46.8%的調(diào)查農(nóng)戶表示愿意參與本村發(fā)展。大部分的農(nóng)戶對(duì)村發(fā)展情況了解不夠深入。多數(shù)農(nóng)戶對(duì)參與發(fā)展的相關(guān)政策了解較少，部分村民認(rèn)為村發(fā)展與農(nóng)民有關(guān)但關(guān)系不太大，表5

表5　農(nóng)戶參與式農(nóng)村發(fā)展特征因素統(tǒng)計(jì)

2.3Logistic二元選擇模型回歸結(jié)果

2.3.1模型自變量的多重共線性診斷

Logistic模型在變量的篩選及參數(shù)估計(jì)中, 要求各變量之間相互獨(dú)立，若自變量間并不獨(dú)立，且存在一定程度的線性依存關(guān)系，即存在多重共線性，則可能會(huì)增大估計(jì)參數(shù)的均方誤差和標(biāo)準(zhǔn)誤差，甚至可能會(huì)對(duì)模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果有影響。因此在進(jìn)行模型回歸前，先對(duì)變量?jī)蓛芍g的相關(guān)性進(jìn)行分析。研究表明所有相關(guān)系數(shù)均小于0.7，初步認(rèn)為，兩兩變量之間不存在高度相關(guān)關(guān)系。但并不能因此斷定不存在多重共線性，需引入方差膨脹因子診斷法(VIF)和容忍值法(Tolerance)來(lái)進(jìn)行進(jìn)一步的分析和判定。

方差膨脹因子(VIF)的表達(dá)式為(1-r2)-1，VIF越大則顯示共線性越大，通常認(rèn)為當(dāng)0

2.3.2模型回歸系數(shù)估計(jì)

為了解所選擇的14個(gè)變量對(duì)農(nóng)戶參與發(fā)展行為的影響，研究采用logistic回歸模型進(jìn)行回歸分析，在處理過(guò)程中采用了逐步進(jìn)入法。在模型回歸前，需先檢驗(yàn)該模型的擬合優(yōu)度。該模型的-2對(duì)數(shù)似然值為29.853，且該報(bào)告值越小說(shuō)明似然函數(shù)值越大，因此可認(rèn)為該回歸模型的擬合優(yōu)度較好。cox&smellR2和NagelkerkeR2是在似然值基礎(chǔ)上模仿線性回歸模型的R2解釋logistic回歸模型，一般小于1且越接近1則擬合程度越好。研究顯示的值分別為0.692和0.938，則說(shuō)明模型的擬合程度很高。

在模型的估計(jì)結(jié)果中，如果解釋變量的沃爾德值越大或者sig值越小，即表明該解釋變量的顯著性越強(qiáng)。通過(guò)sig值對(duì)解釋變量的顯著性水平進(jìn)行判斷得到，共有7個(gè)變量對(duì)農(nóng)戶參與發(fā)展的行為有顯著性影響，分別為農(nóng)戶的行政職務(wù)、家庭勞動(dòng)力人數(shù)、組織化程度、農(nóng)戶參加產(chǎn)業(yè)培訓(xùn)情況、對(duì)本村發(fā)展的了解程度、農(nóng)戶對(duì)參與行為的認(rèn)識(shí)、農(nóng)戶了解政府參與發(fā)展的政策。表7

表6　模型的多重共線性檢驗(yàn)結(jié)果

表7　農(nóng)民參與發(fā)展行為影響因素的模型估計(jì)結(jié)果

注：“*”、“**”、“***”分別表示顯著性小于0.1、0.05和0.01

Note："*", "**", "***"represent significantly less than 0.1, 0.05 and 0.01

2.4 影響因素的關(guān)聯(lián)關(guān)系與層次結(jié)構(gòu)

研究采用ISM模型進(jìn)行分析，首先確定系統(tǒng)S的構(gòu)成，即S=(S1,S2…Sn)。研究中系統(tǒng)S共由7個(gè)顯著因素組成，S1表示行政職務(wù)，S2表示家庭勞動(dòng)力人數(shù)，S3表示組織化程度即農(nóng)戶是否參與專業(yè)合作組織，S4表示農(nóng)戶是否參加過(guò)產(chǎn)業(yè)培訓(xùn)，S5表示農(nóng)戶對(duì)本村發(fā)展的了解程度，S6表示農(nóng)戶對(duì)參與式農(nóng)村發(fā)展的認(rèn)知，S7表示農(nóng)戶對(duì)國(guó)家參與式發(fā)展相關(guān)政策的了解程度。研究在分析討論并征詢有關(guān)專家學(xué)者的基礎(chǔ)上，可得到上述7個(gè)變量間的的邏輯關(guān)系。其中“V”表示行因素對(duì)列因素有直接或間接的影響，“A”表示列因素對(duì)行因素有直接或間接的影響，“0”表示相互之間不存在相互影響的關(guān)系。圖1

圖1　影響因素之間的邏輯關(guān)系

按照Si對(duì)Sj有直接影響賦值為1，Si對(duì)Sj無(wú)影響賦值為0的賦值方法，對(duì)上述邏輯關(guān)系進(jìn)行賦值，可得到各元素間連接狀態(tài)的矩陣即相鄰矩陣A。由鄰接矩陣A可得到可達(dá)矩陣M，利用MATLAB軟件得到可達(dá)矩陣M如下所示。

圖2　影響因素間的關(guān)聯(lián)關(guān)系與層次結(jié)構(gòu)

3討 論

3.1農(nóng)戶自身特征因素的影響

農(nóng)戶自身特征因素中，僅變量行政職務(wù)對(duì)農(nóng)戶參與發(fā)展的行為影響顯著，且該變量為深層根源因素。農(nóng)戶的行政職務(wù)對(duì)農(nóng)戶參與發(fā)展的行為呈正相關(guān)關(guān)系，回歸結(jié)果在5%的水平上顯著，系數(shù)為4.755。這表明，若其他條件一定，如果戶主為村干部，則農(nóng)戶越傾向參與發(fā)展。村干部對(duì)有利于農(nóng)村、農(nóng)民的事也相對(duì)積極。這與余霜等[9]的研究結(jié)果相一致，他們認(rèn)為若戶主為村干部，則可接受更多的宣傳，具有更高的覺(jué)悟。

3.2農(nóng)戶家庭特征因素的影響

農(nóng)戶家庭特征因素中，變量家庭勞動(dòng)力人數(shù)、是否參加過(guò)產(chǎn)業(yè)培訓(xùn)、組織化程度對(duì)農(nóng)戶參與發(fā)展的行為影響顯著。家庭勞動(dòng)力人數(shù)為表層直接因素且與農(nóng)戶參與發(fā)展的行為呈正相關(guān)關(guān)系，回歸結(jié)果在1%的水平上顯著，系數(shù)為1.685。這表明，若其他條件一定，如果農(nóng)戶家中的勞動(dòng)力人數(shù)越多，則農(nóng)戶參與發(fā)展的可能性就越大。原因可能在于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)屬于勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)，擁有的勞動(dòng)力越多即越有優(yōu)勢(shì)，勞動(dòng)力相對(duì)較多的家庭，也越具備參與發(fā)展的能力[9-11]。

農(nóng)戶是否參加過(guò)產(chǎn)業(yè)培訓(xùn)為表層直接因素，且該變量對(duì)農(nóng)戶參與發(fā)展的行為呈正相關(guān)關(guān)系，回歸結(jié)果在5%的水平上顯著，系數(shù)為3.889。這表明，若其他條件一定，如果參加過(guò)產(chǎn)業(yè)培訓(xùn)，則農(nóng)戶參與發(fā)展的可能性就越大。原因可能在于，參與發(fā)展的行為是由所具備的稟賦所決定的，參與產(chǎn)業(yè)培訓(xùn)的農(nóng)戶，可以獲得更多更科學(xué)的生產(chǎn)信息，具備更高的生產(chǎn)技能，有利于自身素質(zhì)水平的提高。這與劉林[11]的研究結(jié)果相一致，認(rèn)為參加過(guò)產(chǎn)業(yè)培訓(xùn)的農(nóng)戶更具備參與能力。

農(nóng)戶組織化程度為深層根源因素且該變量對(duì)農(nóng)戶參與行為，回歸結(jié)果在5%的水平上顯著，系數(shù)為3.315。這表明，若其他條件一定，如果參加過(guò)專業(yè)合作組織，則農(nóng)戶參與本村發(fā)展的可能性就越大。原因可在于農(nóng)戶通過(guò)專業(yè)合作組織可以解決產(chǎn)品的銷售問(wèn)題、獲得技術(shù)服務(wù)、討論并進(jìn)行信息的交換，農(nóng)戶可達(dá)到增加收入的目的。參與的農(nóng)戶家庭相對(duì)較富裕，自身素質(zhì)也相對(duì)較高，因此農(nóng)戶具備一定參與發(fā)展的能力及意愿。這與蔡榮等[12]的研究結(jié)果相一致，認(rèn)為加入專業(yè)合作組織有助于增加農(nóng)戶社會(huì)資本，而社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶參與起積極作用。

3.3農(nóng)戶參與式發(fā)展特征因素的影響

農(nóng)戶參與式發(fā)展特征因素中，農(nóng)戶對(duì)本村發(fā)展的了解程度、農(nóng)戶對(duì)參與式發(fā)展行為的認(rèn)識(shí)、農(nóng)戶對(duì)參與式發(fā)展政策的了解程度對(duì)農(nóng)戶參與發(fā)展的行為影響顯著。農(nóng)戶對(duì)村發(fā)展的了解程度為中層間接因素且與農(nóng)戶參與發(fā)展的行為呈正相關(guān)關(guān)系，結(jié)果在5%的水平上顯著，系數(shù)為2.981。這表明，若其他條件一定，對(duì)本村的發(fā)展程度越了解，則農(nóng)戶參與的可能性就越高。原因可能是農(nóng)戶如果對(duì)本村的情況知道的越多，越了解，才會(huì)清楚自身的鄉(xiāng)土知識(shí)可以實(shí)踐應(yīng)用到哪些具體項(xiàng)目中，從而激發(fā)農(nóng)戶的參與行為，這也與理論預(yù)期所一致。這與徐衛(wèi)濤等[13]的研究成果相一致。

農(nóng)戶對(duì)參與式發(fā)展行為的認(rèn)識(shí)是表層直接因素且該變量與農(nóng)戶參與發(fā)展的行為呈正相關(guān)關(guān)系，回歸結(jié)果在5%的水平顯著，系數(shù)為1.653。這表明，若其他條件一定，認(rèn)為農(nóng)戶自身的參與對(duì)加快村子的發(fā)展越重要的，農(nóng)戶參與的可能性就越高。殷小菲等[14]認(rèn)為農(nóng)戶認(rèn)識(shí)的不足會(huì)使農(nóng)民參與責(zé)任感缺失，主動(dòng)性不強(qiáng)，一些參與也僅流于形式。

農(nóng)戶對(duì)參與式發(fā)展相關(guān)政策的了解程度為中層間接因素且該變量與農(nóng)戶參與發(fā)展的行為呈正相關(guān)關(guān)系，回歸結(jié)果在5%的水平上顯著，系數(shù)為2.559。即若其他條件一定，農(nóng)戶對(duì)參與式發(fā)展的相關(guān)政策越了解，則農(nóng)戶參與發(fā)展的可能性就越大。這與孫鳳蓮等[15]的研究結(jié)論相一致，認(rèn)為農(nóng)戶對(duì)相關(guān)政策的了解程度越高，則農(nóng)戶對(duì)于該項(xiàng)建設(shè)未來(lái)可能帶來(lái)的各類收益問(wèn)題考慮的更加成熟，因此該變量起促進(jìn)作用。

4結(jié) 論

農(nóng)戶參與發(fā)展的行為受到農(nóng)戶行政職務(wù)、家庭勞動(dòng)力人數(shù)、組織化程度、是否參加過(guò)產(chǎn)業(yè)培訓(xùn)、對(duì)本村發(fā)展的了解程度、農(nóng)戶對(duì)參與行為的認(rèn)識(shí)及農(nóng)戶對(duì)參與發(fā)展政策的了解7個(gè)方面的影響。具體表現(xiàn)為以上7個(gè)解釋變量與農(nóng)戶參與行為均存在正相關(guān)關(guān)系。在此基礎(chǔ)上，運(yùn)用ISM模型得到變量家庭勞動(dòng)力人數(shù)、農(nóng)戶是否參加過(guò)產(chǎn)業(yè)培訓(xùn)及農(nóng)戶對(duì)參與發(fā)展的認(rèn)知是表層直接因素；變量農(nóng)戶對(duì)本村發(fā)展的了解程度及農(nóng)戶對(duì)參與式發(fā)展相關(guān)政策的了解程度為中層間接變量；變量農(nóng)戶的行政職務(wù)、農(nóng)戶的組織化程度為深層根源變量。

農(nóng)戶參與發(fā)展的程度不是很高。應(yīng)采取加大教育力度，增強(qiáng)技能培訓(xùn)提高農(nóng)戶素質(zhì)；創(chuàng)新多種參與形式，建立相應(yīng)激勵(lì)機(jī)制；提升村干部能力和組織作用；擴(kuò)大非農(nóng)就業(yè)，實(shí)現(xiàn)農(nóng)戶多元增收等措施，促進(jìn)農(nóng)民參與農(nóng)村發(fā)展。

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Fundproject:SupportedbyNationalScienceandtechnologysupportprogram:Inthesouthernareasofgrain,cottonandfruittechniquesofIntercropping

doi:10.6048/j.issn.1001-4330.2016.06.026

收稿日期(Received)：2016-01-30

基金項(xiàng)目:國(guó)家科技支撐計(jì)劃項(xiàng)目“南疆地區(qū)糧食、棉花和果樹(shù)間作技術(shù)模式研究”(201003043-11)

作者簡(jiǎn)介:高晶(1991- )，女，河南人，碩士研究生，研究方向有區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展與政策，(E-mail)459253190@qq.com 通訊作者(Cotresponding author):陳彤(1962- )，男，陜西人，教授，博士生導(dǎo)師，研究方向?yàn)檗r(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)管理，(E-mail)ctelay@163.com

中圖分類號(hào)：S-9

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1001-4330(2016)06-1166-11

AnalysisontheInfluenceFactorsofMinorityFarmers＇participatinginthedevelopmentoftheruralbehaviorinKashiRegion

GAOJing1,MAJianRong2,CHENTong2

(1.College of Economics and Trade, Xinjiang Agricultural University, Urumqi 830052,China;2.Xinjiang Academy of Agricultural Sciences, Urumqi 830091,China)

Abstract：【Objective】 Through a comprehensive analysis of the behavior and influencing factors of farmers' participation in development to provide theoretical reference for promoting the sustainable development of rural areas.【Method】Using a combination of typical investigation and sample survey, combined with 186 actual survey data, using logistic-ISM model to analyze the behavior of farmers' participation in rural development.【Result】The number of labor force has a significant positive impact on Farmers' participation behavior(P<0.01),Farmers administrative duties, the degree of organization of farmers, farmers to participate in the training industry, understanding degree to the development of the village of farmers, farmers awareness of participation, the understanding degree of farmers to participate in the development of policy on Farmers' participation behavior has a significant positive effect(P<0.05), age, political outlook, education level, and industry situation, total family income, family cultivated land area, participation attitude has no significant impact on Farmers' participation behavior.【Conclusion】The degree of participation in the development of farmers is not very high. Through the following ways can promote the participation of farmers in rural development, they are strengthen education and enhance skills training to improve the quality of farmers.; Innovate ways to participate in a variety of ways and establish incentive system; Enhance the ability of village cadres;Enhance the ability and organization of village cadres; Expanding non farm employment.

Key words:Kashi region; Farmers’ behavior; Participate in development; Influence factors