Ｘ＊ｉ＝Ｘｉ－Ｘ
σ
（２）
式（２）中；Ｘ＊ｉ为标准化值；Ｘｉ为观测值；Ｘ为平
均值；σ为标准差。数据标准化后均值为０，方差为１。
３．２ 驱动因素回归分析
由于逐步回归是在自变量之间存在复共线性的
情况下建立“最优”回归方程的方法之一［１９］，本文选
择逐步回归分析耕地利用集约度变化的驱动因素。
本文运用ＳＡＳ软件计算，运行结果见表３。逐
步回归共经过５步得到最优结果，第５步选进３个
变量Ｘ３、Ｘ１０和Ｘ１１。模型Ｐｒ＞Ｆ为＜０．０００ １，３
个变量系数Ｐｒ＞Ｆ分别为０．００６ ６、＜０．０００ １和
＜０．０００ １，ＳＡＳ中α的默认值为０．１５，说明模型和
估计的系数都通过检验。
表３ 逐步回归结果
Ｔａｂ．３Ｒｅｓｕｌｔｓ ｏｆ Ｓｔｅｐｗｉｓｅ Ｒｅｇｒｅｓｓｉｏｎ
步骤进入变量移出变量模型Ｒ２ Ｆ值模型伴随
概率
１ Ｘ７０．７８６ ９ ６２．７８＜０．０００ １
２ Ｘ３０．８４１ ７ ４２．５５＜０．０００ １
３ Ｘ１００．８９２ ２ ４１．３８＜０．０００ １
４ Ｘ１１０．９３６ １ ５１．２８＜０．０００ １
５ Ｘ７０．９２８ ２ ６４．６３＜０．０００ １
步骤变量参数估计标准误Ｆ值伴随概率
１ Ｘ７－０．８８７ ０８ ０．１１１ ９６ ６２．７８＜０．０００ １
５ Ｘ３０．２２２ ７４ ０．０７０ ７２ ９．９２ ０．００６ ６
Ｘ１００．４６１ ９９ ０．０７３ ０９ ３９．９５＜０．０００ １
Ｘ１１０．９５１ ８２ ０．０７１ ７７ １７５．９１＜０．０００ １
回归模型为：
Ｙ＝０．２２２ ７４Ｘ３＋０．４６１ ９９Ｘ１０＋０．９５１ ８２Ｘ１１（３）
回归结果表明，农产品价格、耕地质量和财政支
农是影响耕地利用集约度的主要因素，回归模型见
式３。３个变量均与耕地利用集约度呈正向关系。
由于该逐步回归是在指标标准化基础上进行的，回
归系数为标准化回归系数，回归系数的大小可说明
自变量与因变量的直接关系。因此，农产品价格每
增加一单位，耕地利用集约度提高０．２２２ ７４单位；
耕地质量每增加一单位，耕地利用集约度提高
０．４６１ ９９单位；财政支农每增加一单位，耕地利用
集约度提高０．９５１ ８２单位。
根据经济学供求原理，农产品价格上涨，农业生
产的比较利益增加，农民会提高耕地利用的集约化
水平，增加农产品供给；相反，农资价格的上涨会打
击农民耕作的积极性，从而导致耕地利用集约度下
降。劳动力工价的提高意味着农民从事农业生产的
机会成本增加，农民会考虑弃农务工，从而导致耕地
２
３ 长江流域资源与环境 第２１卷
利用集约水平下降。研究结果表明，农产品价格与耕地利用集约度呈正向关系，这说明市场因素对耕地集约利用状况有重要影响，较高的农产品价格能够调动农民的生产积极性，提高农业生产效率，促进耕地利用集约度的提高。农产品价格进入模型，而农资价格和劳动力工价没有进入模型的可能原因是，农产品价格的变动相比其他两个变量对农户的利润最大化行为的影响更加直接，农产品价格的提高更易于激发农民的耕作热情，从而提高耕地集约度。
耕地质量与耕地利用集约度呈正向关系，这说明耕地质量对耕地集约利用有明显的制约作用，耕地质量的好坏关系到耕地利用的效率，耕地质量越好，耕地利用效率越高；另一方面，质量好的耕地，风险低、见效快，农民愿意投入。财政支农与耕地利用集约度呈正向关系，这说明政府对农业投入增加，一方面激励农民的耕作热情，另一方面为农业发展注入了资本，农业发展有了充足的源动力。因此，财政支农政策的力度加大，就会促进耕地利用集约度的提升。
人口因素和经济因素没有进入模型，说明人口因素和经济因素不是耕地集约利用的最直接影响因素。其中，乡村劳动力在逐步回归第一步进入模型，在最后一步被删除。这说明乡村劳动力对耕地利用集约度有一定影响。一般而言，乡村劳动力的增加，农民可能投入更多劳力进行耕作，从而提高耕地利用集约度；但当农村劳动力相对过剩时，过多的乡村劳动力反而导致农业低效生产，降低耕地利用集约度，从而表现出人地关系影响着耕地集约利用状况。在逐步回归过程第一步中，乡村劳动力的估计系数为－０．８８７ ０８，乡村劳动力与耕地利用集约度呈负向关系，这说明目前湖北省正处于农村劳动力相对过剩阶段，过多的乡村劳动力反而导致农业低效生产，降低耕地利用集约度。
从以上分析还可以看出，湖北省目前农民的耕地利用行为表现出市场化的趋势，其目标不仅仅是满足家庭消费，还包括追求家庭收益的最大化。３．３ 驱动因素通径分析
通径分析可将驱动因素对因变量的作用分解为直接作用和间接作用［１９］，本文采用通径分析方法揭示农产品价格、耕地质量和财政支农政策对耕地利用集约度的直接作用和间接作用。
如表４，Ｐ
ｊ
为Ｘｉ与Ｙ的直接通径系数，即标准回归系数；如横向表头为Ｘ３，纵向表头为Ｘ１０→Ｙ，
则横纵交叉点的数值表示Ｘ３通过Ｘ１０对Ｙ的作用大小，即间接通径系数，其他表中值以此类推；ｒｉ
ｙ
为Ｘｉ与Ｙ的简单线性相关系数。Ｘｉ与Ｙ的简单线性相关系数可看做Ｘｉ对Ｙ直接通径和间接通径之和，驱动关系路径见图３。Ｘ３、Ｘ１０和Ｘ１１对Ｙ的直接通径系数和相关系数符号相同，说明农产品价格、耕地质量和财政支农政策对耕地利用集约度有明显的影响效果。从间接通径系数来看，农产品价格、耕地质量和财政支农３个变量相互之间有一定的反向作用，但作用程度不大，即农产品价格、耕地质量和财政支农政策既是影响耕地利用集约度的直接原因，又是其他因素对耕地利用集约度影响的间接原因。总之，从直接通径系数和间接通径系数看，农产品价格、耕地质量和财政支农政策都对耕地利用集约度都了决定性作用。
表４ 通径分析表
Ｔａｂ．４ Ｔａｂｌｅ ｏｆ Ｐａｔｈ Ａｎａｌｙｓｉｓ
变量名ＰｊＸ３→Ｙ Ｘ１０→Ｙ Ｘ１１→Ｙ ｒｉｙ
Ｘ３０．２２２ ７４ ０．２２２ ７４－０．０９４ ７３ ０．０７５ ６６ ０．２０３ ６７Ｘ１００．４６１ ９９－０．０４５ ６７ ０．４６１ ９９－０．２５１ ４５ ０．１６４ ８７Ｘ１１０．９５１ ８２ ０．０１７ ７１－０．１２２ ０５ ０．９５１ ８２ ０．８４７ ４
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图３ 通径分析图
Ｆｉｇ．３ Ｄｉａｇｒａｍ ｏｆ Ｐａｔｈ Ａｎａｌｙｓｉｓ
４ 研究结论
本文在分析湖北省１９９０～２００８年耕地利用集约度变化的基础上，运用逐步回归和通径分析方法，对耕地利用集约度变化及其驱动因素进行了分析，得到如下研究结论：
（１）在１９９０～２００８年的１９年间，湖北省耕地投入强度呈现稳定的上升趋势，利用程度表现出波动状态，利用效率变化呈波动增长趋势，耕地利用集约
３
３
第１期 赵 京，等：耕地利用集约度变化及其驱动因素分析———以湖北省为例
度总体上稳中有升。
（２）农产品价格、耕地质量和财政支农是影响耕地利用集约度的主要因素，农产品价格每增加一单位，耕地利用集约度提高０．２２２ ７４单位；耕地质量每增加一单位，耕地利用集约度提高０．４６１ ９９单位；财政支农每增加一单位，耕地利用集约度提高０．９５１ ８２单位。
（３）农产品价格、耕地质量和财政支农政策既是影响耕地利用集约度的直接原因，又是其他因素对耕地利用集约度影响的间接原因。
（４）在市场经济条件下，农民的耕地利用行为表现出市场化的趋势，其目标不仅仅是满足家庭消费，还包括追求家庭收益的最大化。因此，农产品市场和非农劳力市场状况影响农民耕地利用行为，进而影响区域耕地利用集约度。
基于以上分析，可以得到如下政策启示：稳定并逐步提高农产品价格，保障土地整理实施的质量，改善耕地质量，并加大政策对农业的扶持力度，对提高农民农业生产积极性和耕地利用集约度、提升农民收入、保障国家粮食安全具有重要意义。
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