農(nóng)戶(hù)參與土地托管意愿的調(diào)查與實(shí)證

肖建英，張長(zhǎng)立，陳龍乾，周珊珊

（中國(guó)礦業(yè)大學(xué)a.公共管理學(xué)院；b.環(huán)境與測(cè)繪學(xué)院，江蘇 徐州 221116）

0 引言

土地托管是農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)的典型模式，各地政府、企業(yè)、合作社等不同參與主體都做出了大量探索和嘗試，然而，作為土地托管關(guān)鍵環(huán)節(jié)的農(nóng)戶(hù)是否愿意參與其中，農(nóng)戶(hù)參與土地托管與否受到哪些因素影響是土地托管高效有序推進(jìn)必須考量的問(wèn)題，亟待全面解析和調(diào)查研究。

土地托管的早期研究現(xiàn)于2000年，胡志安通過(guò)鄂州市六鄉(xiāng)鎮(zhèn)10村1314戶(hù)的抽樣調(diào)查對(duì)土地托管的途徑、作用及面臨的問(wèn)題進(jìn)行了探討。2008年后相關(guān)的文獻(xiàn)量逐年遞增，2017年刊文近百篇。相關(guān)文獻(xiàn)對(duì)陜西長(zhǎng)豐現(xiàn)代農(nóng)業(yè)托管有限公司、山東供銷(xiāo)社土地托管的調(diào)查研究反響較大。在土地托管的內(nèi)容方面，對(duì)土地托管的界定尚未統(tǒng)一，學(xué)者分別從經(jīng)營(yíng)權(quán)流轉(zhuǎn)、委托經(jīng)營(yíng)、社會(huì)化服務(wù)等不同角度對(duì)其進(jìn)行了闡釋[1]。土地托管供給方涉及供銷(xiāo)合作社、專(zhuān)業(yè)合作社、家庭農(nóng)場(chǎng)、服務(wù)公司等，其中，專(zhuān)業(yè)合作社占比最高，服務(wù)公司較少；需求方主要有農(nóng)戶(hù)、家庭農(nóng)場(chǎng)、農(nóng)民合作社；托管中介多為村兩委和合作社。土地托管服務(wù)內(nèi)容包括農(nóng)業(yè)生產(chǎn)全程服務(wù)、技術(shù)指導(dǎo)、代購(gòu)農(nóng)資、代銷(xiāo)糧食，服務(wù)形式主要有全托、半托和入股形式[2]。土地托管組織運(yùn)行受到生成機(jī)制、保障機(jī)制、維持機(jī)制、變異機(jī)制共同作用和推動(dòng)。在效果及困境方面，土地托管因需而生，因?qū)嵭Ф芡茝V，在家庭責(zé)任制、農(nóng)民土地承包權(quán)、經(jīng)營(yíng)權(quán)、自主權(quán)、經(jīng)營(yíng)主體、投入主體、收益主體“七個(gè)不變”前提下，托起規(guī)?；?jīng)營(yíng)程度、標(biāo)準(zhǔn)化和科學(xué)化種植水平、農(nóng)機(jī)具和水電設(shè)施使用效率、勞動(dòng)生產(chǎn)率、糧食收購(gòu)價(jià)格“五提高”，助降農(nóng)民種糧自然風(fēng)險(xiǎn)、農(nóng)機(jī)具使用成本及水電設(shè)施投入成本、農(nóng)業(yè)服務(wù)價(jià)格、農(nóng)資價(jià)格、農(nóng)資用量的“五低”，提升了農(nóng)民“種糧+務(wù)工”總收益和種糧效益，強(qiáng)化了農(nóng)田基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)[3]。然而，受參與主體的不同利益驅(qū)動(dòng)，如何推動(dòng)農(nóng)民組織化，使托管收益高于市場(chǎng)，調(diào)動(dòng)村兩委、基層供銷(xiāo)社積極性成為土地托管最主要的困境[4]。對(duì)于土地托管的推進(jìn)策略，學(xué)者從宏觀層面提出，建立土地托管風(fēng)險(xiǎn)防備機(jī)制和糾紛調(diào)處機(jī)制，將土地托管與農(nóng)田設(shè)施改造、標(biāo)準(zhǔn)化建設(shè)結(jié)合發(fā)展，實(shí)現(xiàn)持續(xù)、系統(tǒng)的大力度扶持[5]；從中觀角度提出，探索已分化農(nóng)戶(hù)的利益協(xié)調(diào)機(jī)制、完善服務(wù)組織制度規(guī)范、提高村社組織的統(tǒng)籌能力和動(dòng)力；從微觀角度指出，提升農(nóng)戶(hù)認(rèn)知、創(chuàng)造就近就業(yè)機(jī)會(huì)、創(chuàng)新托管模式等[6]。可見(jiàn)，相關(guān)研究多是對(duì)土地托管問(wèn)題進(jìn)行個(gè)案分析，較少有人從微觀角度對(duì)農(nóng)戶(hù)參與土地托管的意愿及影響因素進(jìn)行研究。農(nóng)戶(hù)參與與否直接影響土地托管農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)模式的進(jìn)一步推進(jìn)，這就為本文提供了契機(jī)。

1 理論和假設(shè)

1.1 計(jì)劃行為理論

為分析農(nóng)戶(hù)參與土地托管的態(tài)度和意愿，本文引入計(jì)劃行為理論（TPB），該理論當(dāng)前在社會(huì)心理學(xué)領(lǐng)域發(fā)展較成熟、應(yīng)用較廣泛，主要用來(lái)預(yù)估個(gè)體的行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺(jué)行為控制如何作用和影響人的行為意愿。計(jì)劃行為理論認(rèn)為，人的行為是歷經(jīng)深思熟慮計(jì)劃的結(jié)果，當(dāng)個(gè)體的行為態(tài)度愈積極、主觀規(guī)范的影響愈大、知覺(jué)行為控制愈強(qiáng)時(shí)，其行為意向就越大；反之，就越小。同時(shí)，個(gè)體行為并非完全出于自愿，行為意志通常受到多種因素干擾。本文正是借助計(jì)劃行為理論分析農(nóng)戶(hù)參與土地托管的意愿，提出農(nóng)戶(hù)參與土地托管影響因素的假設(shè)，并對(duì)其進(jìn)行了檢驗(yàn)。

1.2 研究假設(shè)

（1）行為態(tài)度假設(shè)

態(tài)度會(huì)影響行為已在行為研究學(xué)界達(dá)成共識(shí)。然而，態(tài)度分為對(duì)行為的態(tài)度和對(duì)事物的態(tài)度，F(xiàn)ishbein和Ajzen（1975）[7]提出，對(duì)事物的態(tài)度與行為之間并無(wú)直接關(guān)系，而對(duì)行為的態(tài)度則直接影響行為本身，個(gè)體對(duì)某一行為持有的態(tài)度愈強(qiáng)烈，則從事該行為的意愿則越強(qiáng)。同時(shí)，個(gè)體對(duì)某一行為的態(tài)度越正向，則行為意愿越高。據(jù)此，本文提出假設(shè)H1：農(nóng)戶(hù)對(duì)土地托管的行為態(tài)度將對(duì)其參與意愿產(chǎn)生正向影響。

（2）主觀規(guī)范假設(shè)

主觀規(guī)范指?jìng)€(gè)體在執(zhí)行或不執(zhí)行某一特定行為時(shí)所感知到的社會(huì)壓力，這種壓力來(lái)自于對(duì)個(gè)體行為決策產(chǎn)生影響的環(huán)境，具體包括人際關(guān)系（朋友、家人、專(zhuān)家的意見(jiàn)、虛擬社區(qū)等）和外部資源（電視、報(bào)紙、法律法規(guī)、市場(chǎng)制度、組織制度等）[8]。TPB理論認(rèn)為，主觀規(guī)范是影響個(gè)體行為的最基礎(chǔ)因素。個(gè)體的主觀規(guī)范愈高，表明個(gè)體的依從意愿越高或所受社會(huì)壓力愈高，則行為意愿越強(qiáng)；反之，個(gè)體的主觀規(guī)范越低，表示個(gè)體的依從意愿或所受社會(huì)壓力低，則行為意愿就越弱。對(duì)于農(nóng)戶(hù)來(lái)說(shuō)，具體行為意愿受到家庭和近鄰的認(rèn)同或反對(duì)、政府和相關(guān)組織的激勵(lì)或約束。據(jù)此，本文提出假設(shè)H2：農(nóng)戶(hù)對(duì)土地托管的主觀規(guī)范對(duì)其參與意愿產(chǎn)生正向影響。

（3）知覺(jué)行為控制假設(shè)

知覺(jué)行為控制指?jìng)€(gè)體在實(shí)施某一行為時(shí)，對(duì)于所需要的機(jī)會(huì)和資源的控制能力，對(duì)此，Ajzen（1991）[9]引入行為控制認(rèn)知變量，該變量反映的是個(gè)體所感知的外部或內(nèi)部的行為限制、過(guò)去從事類(lèi)似行為的經(jīng)驗(yàn)和預(yù)期的阻礙。個(gè)體認(rèn)為擁有的資源或機(jī)會(huì)越多、以往經(jīng)驗(yàn)比較積極時(shí)，其執(zhí)行某一行為的意愿越強(qiáng)。據(jù)此，本文提出假設(shè)H3：農(nóng)戶(hù)對(duì)土地托管的知覺(jué)行為控制對(duì)其參與意愿呈正向影響。

2 數(shù)據(jù)與方法

2.1 問(wèn)卷設(shè)計(jì)

調(diào)查問(wèn)卷的設(shè)計(jì)圍繞計(jì)劃行為理論假設(shè)進(jìn)行，旨在調(diào)查農(nóng)戶(hù)對(duì)土地托管的參與意愿，分析影響農(nóng)戶(hù)參與意愿的因素。調(diào)查對(duì)象為樣本村常住村民，調(diào)查內(nèi)容包括：（1）農(nóng)戶(hù)基本情況，具體包括受訪村民的性別、年齡、家庭人口、受教育程度、家庭月收入、家庭務(wù)農(nóng)收入占家庭收入比重等；（2）計(jì)劃行為理論變量，具體包括：①受訪村民對(duì)土地托管的行為態(tài)度變量，涉及6個(gè)觀測(cè)變量，分別是土地托管可以更好地管理土地、土地托管可以提高自身經(jīng)濟(jì)收益、土地托管符合農(nóng)業(yè)發(fā)展新趨勢(shì)、土地托管可以彌補(bǔ)家庭勞動(dòng)力不足、希望政府加強(qiáng)土地托管宣傳程度、自己外出工作更愿意選擇土地托管；②受訪村民對(duì)土地托管的主觀規(guī)范變量，涉及2個(gè)觀測(cè)變量，分別是親朋好友的決策對(duì)自身決策的影響程度、村兩委的意見(jiàn)對(duì)自身決策的影響程度；③受訪村民對(duì)土地托管的知覺(jué)行為控制變量，涉及3個(gè)觀測(cè)變量，分別是土地托管組織的技術(shù)成熟度、土地托管組織的規(guī)模、參與土地托管程序的繁瑣程度。

2.2 樣本數(shù)據(jù)

本文選取江蘇省徐州市、宿遷市、南通市為樣本總體進(jìn)行隨機(jī)抽樣調(diào)查。樣本區(qū)屬于糧食主產(chǎn)區(qū)，近年來(lái)土地托管實(shí)施面積在不斷增加。調(diào)研人員于2018年5月至8月選取牛墩村、探架村、趕埠村等12個(gè)村，600位村民進(jìn)行調(diào)研，回收有效問(wèn)卷531份。

（1）樣本特征分析

調(diào)查樣本中，男性略多，占54.6%，這與農(nóng)村家庭決策主體特征相關(guān)；年齡在30～40歲和41～50歲的比例分別為37.5%、30.3%，30歲以下的11.7%，50歲以上的20.5%；文化程度小學(xué)及以下的居多，占到61.6%，其次初中水平的占到26.9%；家庭人口數(shù)在3～6人之間的占到78.9%；務(wù)農(nóng)收入占家庭總收入比重在15%以下的居多，占29.1%，比重在15%～25%之間的占20.5%，在25%～35%之間的占20%，整體上都有一定非農(nóng)收入。村民對(duì)土地托管的參與意愿情況為，半數(shù)人持中立和觀望態(tài)度，25.4%的村民表示比較愿意參與其中，也有逾10%的村民參與意愿不強(qiáng)，非常愿意參與的比例僅占5.3%，可見(jiàn)，農(nóng)戶(hù)對(duì)土地托管的參與積極性還有待提高。調(diào)查發(fā)現(xiàn)，多數(shù)人認(rèn)為參與土地托管存在信息不對(duì)稱(chēng)、托管技術(shù)不成熟、托管體系不完善等風(fēng)險(xiǎn)。已參與土地托管的被調(diào)查村民中68.8%在30～50歲的年齡段，整體處于中青年，因家庭勞動(dòng)力不足，所以他們更傾向于選擇土地托管。參與土地托管的村民中，初中以上學(xué)歷的占80%；72%參與土地托管的家庭，其人口都在6人以下；57%的參與農(nóng)戶(hù)，其務(wù)農(nóng)收入占家庭總收入的25%及以下。

（2）效度和信度檢驗(yàn)

運(yùn)用調(diào)查數(shù)據(jù)對(duì)理論假設(shè)指標(biāo)進(jìn)行KMO和Bartlett檢驗(yàn)，得到KMO值0.85（大于0.8），Bartlett值2712.661（P=0），說(shuō)明假設(shè)變量的問(wèn)項(xiàng)結(jié)構(gòu)效度較好。采用Cronbach's Alpha系數(shù)分別測(cè)度各因子層面和總量表的內(nèi)部一致性，農(nóng)戶(hù)參與土地托管行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺(jué)行為控制分量表的Alpha系數(shù)分別為0.900、0.816、0.746，均高于0.7，總量表Alpha系數(shù)0.846，說(shuō)明構(gòu)建的理論假設(shè)量表可信度好。

（3）驗(yàn)證性因子分析

選取主成分分析法檢驗(yàn)理論假設(shè)所提出的影響農(nóng)戶(hù)參與土地托管意愿的主要因子，由旋轉(zhuǎn)后因子載荷矩陣可知（見(jiàn)表1），旋轉(zhuǎn)后各因子所屬觀測(cè)變量的因子載荷均大于0.7，輸出的三個(gè)因子解釋觀測(cè)變量的累計(jì)百分比為70.732%，即農(nóng)戶(hù)參與土地托管意愿的計(jì)劃行為理論假設(shè)因子及變量通過(guò)檢驗(yàn)。

2.3 研究方法

問(wèn)卷中“農(nóng)戶(hù)參與土地托管的意愿”問(wèn)項(xiàng)答案是“完全不愿意、比較不愿意、一般愿意、比較愿意、非常愿意”，為有序多分類(lèi)變量。為規(guī)避定序Logistic模型的限制條件，反映因變量的排序等級(jí)，使得回歸結(jié)果所包含的信息更準(zhǔn)確，本文適合采用定序Logistic回歸分析。以各類(lèi)別意愿的發(fā)生概率為因變量，影響農(nóng)戶(hù)參與意愿的因素為自變量，通過(guò)定序Logistic回歸，分析各自變量如何影響農(nóng)戶(hù)參與土地托管的意愿選擇，構(gòu)建定序累積Logistic模型：

其中，j表示農(nóng)戶(hù)參與意愿的等級(jí)，μj為第j個(gè)模型的截距，χk為第k個(gè)自變量，βk為χk的系數(shù)，P(y=j|x)為土地托管農(nóng)戶(hù)參與意愿程度評(píng)分為j時(shí)的概率。通過(guò)換算得到概率公式：

所構(gòu)建的模型用以估計(jì)自變量有序取值的累計(jì)概率，所得系數(shù)可以反映自變量對(duì)因變量的作用方向和顯著水平。如果 βk=0，則 χk的變化與意愿等級(jí)的概率變化無(wú)關(guān)；如果βk＞0，在其余變量不變情況下，隨著χk的增加，exp(-β)增加，P(y≤j)的值較小，P(y＞j)的值較大，即x增加導(dǎo)致累計(jì)概率減少，意愿等級(jí)可能較高；如果βk＜0，在其余變量不變情況下，隨χk增加，exp(-β)減少，P(y≤j)的值較大，P(y＞j)的值較小，即x增加導(dǎo)致累計(jì)概率增加，意愿等級(jí)可能較低。

3 結(jié)論

3.1 模型檢驗(yàn)

首先對(duì)回歸模型進(jìn)行擬合優(yōu)度檢驗(yàn)和回歸系數(shù)顯著性檢驗(yàn)，-2對(duì)數(shù)似然值885.682小于僅截距項(xiàng)情況，且模型以0.01的顯著水平通過(guò)檢驗(yàn)，說(shuō)明至少有一個(gè)自變量的偏回歸系數(shù)不為0。模型擬合優(yōu)度檢驗(yàn)偏差的卡方檢驗(yàn)P值為0.999，不能拒絕原假設(shè)，模型擬合效果較好?？芍?，定序Logistic回歸模型能夠通過(guò)回歸檢驗(yàn)，回歸結(jié)果具有較強(qiáng)的解釋意義。

3.2 回歸結(jié)果

運(yùn)用定序Logistic回歸法，借助SPSS21.0軟件進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果顯示（見(jiàn)下頁(yè)表2），農(nóng)戶(hù)個(gè)體特征變量中的性別、受教育程度、務(wù)農(nóng)收入占家庭總收入比重、家庭月收入、家庭人口數(shù)分別在0.5、0.05水平下顯著影響農(nóng)戶(hù)對(duì)土地托管的參與意愿。男性參與土地托管的意愿高于女性，年齡、家庭人口數(shù)、務(wù)農(nóng)收入比重對(duì)農(nóng)戶(hù)參與意愿產(chǎn)生負(fù)向影響，影響系數(shù)分別為-0.130、-0.242、-0.066，年齡越大，對(duì)土地的感情和依賴(lài)性越強(qiáng)，更不愿意參與土地托管。家庭勞動(dòng)力越多，農(nóng)戶(hù)越傾向于自己耕種土地，反之則需要參與土地托管。務(wù)農(nóng)收入占家庭總收入比重越大，農(nóng)戶(hù)越重視耕地，越不愿意把農(nóng)地交由土地托管組織進(jìn)行耕作和管理。受教育程度、家庭月收入對(duì)農(nóng)戶(hù)土地托管參與意愿產(chǎn)生正向影響，估算系數(shù)分別為0.081、0.284。農(nóng)戶(hù)參與土地托管的行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺(jué)行為控制變量對(duì)農(nóng)戶(hù)參與土地托管意愿影響的假設(shè)均在0.01顯著性水平下通過(guò)檢驗(yàn)，三個(gè)變量均對(duì)農(nóng)戶(hù)參與土地托管的意愿產(chǎn)生正向影響，影響的估算系數(shù)分別為1.868、0.575、1.027。

4 討論

農(nóng)戶(hù)參與土地托管的行為態(tài)度表明了其對(duì)土地托管參與行為的主觀評(píng)價(jià)，如果覺(jué)得可以帶來(lái)更多的收益或利大于弊，農(nóng)戶(hù)參與意愿才會(huì)更高。經(jīng)調(diào)查，愿意參與土地托管的農(nóng)戶(hù)中，半數(shù)以上是在彌補(bǔ)家庭勞動(dòng)力不足、更好的管理土地、帶來(lái)經(jīng)濟(jì)效益、順應(yīng)當(dāng)前現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展趨勢(shì)等土地托管優(yōu)勢(shì)中為自身及所在家庭找到了參與的理由。土地托管的優(yōu)勢(shì)只有被農(nóng)戶(hù)所認(rèn)知和接受才能夠提高參與積極性和參與度。因此，土地托管組織、相關(guān)政府部門(mén)的大力宣傳、支持政策將對(duì)土地托管高效、有序推進(jìn)非常有幫助。

表2 回歸分析結(jié)果

周?chē)巳旱氖痉蹲饔?、?duì)合作社等托管組織的信任程度是主觀規(guī)范變量的重要觀測(cè)指標(biāo)。調(diào)查可知，多數(shù)農(nóng)戶(hù)的土地托管參與意愿會(huì)受到親朋、鄰里的影響。由于大多數(shù)農(nóng)民的認(rèn)知水平、受教育程度不高，加之一些中老年農(nóng)民接受外界信息的渠道匱乏，周?chē)说膮⑴c行為越一致，較為重要的人的參考意見(jiàn)越積極，農(nóng)戶(hù)的土地托管參與意愿越強(qiáng)。所以村委成員、親朋、鄰里的土地托管參與行為及其評(píng)價(jià)對(duì)提高農(nóng)戶(hù)參與意愿至關(guān)重要。因此，讓已經(jīng)實(shí)際參與土地托管的農(nóng)戶(hù)真正受益，親歷者口口相傳的好口碑也是土地托管進(jìn)一步推進(jìn)的動(dòng)能。

農(nóng)戶(hù)個(gè)體行為意愿受到內(nèi)外部不確定因素影響，前述農(nóng)戶(hù)參與土地托管的行為態(tài)度和主觀規(guī)范考察了農(nóng)戶(hù)主觀因素，知覺(jué)行為控制變量則反映了外在客觀因素，代表農(nóng)戶(hù)參與土地托管是容易或困難的程度。對(duì)農(nóng)戶(hù)參與土地托管知覺(jué)行為控制變量的調(diào)查中，34.5%的村民認(rèn)為土地托管的各種支持體系并不完善，66%的村民認(rèn)為土地托管參與程序有待規(guī)范，61.5%的村民認(rèn)為土地托管組織的專(zhuān)業(yè)化水平有待提高，很顯然，土地托管的進(jìn)一步推進(jìn)還是受到了外在不確定性的影響。為更好地激發(fā)知覺(jué)行為控制變量的積極作用，土地托管相關(guān)管理、落實(shí)和參與主體在保障土地托管順利實(shí)施的政策法律環(huán)境、土地托管組織規(guī)范化建設(shè)、土地托管專(zhuān)業(yè)技術(shù)人才隊(duì)伍的建立和完善等方面仍有很大的發(fā)揮空間。