農戶參與土地托管意愿的調查與實證

肖建英，張長立，陳龍乾，周珊珊

（中國礦業大學a.公共管理學院；b.環境與測繪學院，江蘇 徐州 221116）

0 引言

土地托管是農業社會化服務的典型模式，各地政府、企業、合作社等不同參與主體都做出了大量探索和嘗試，然而，作為土地托管關鍵環節的農戶是否愿意參與其中，農戶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必須考量的問題，亟待全面解析和調查研究。

土地托管的早期研究現于2000年，胡志安通過鄂州市六鄉鎮10村1314戶的抽樣調查對土地托管的途徑、作用及面臨的問題進行了探討。2008年后相關的文獻量逐年遞增，2017年刊文近百篇。相關文獻對陜西長豐現代農業托管有限公司、山東供銷社土地托管的調查研究反響較大。在土地托管的內容方面，對土地托管的界定尚未統一，學者分別從經營權流轉、委托經營、社會化服務等不同角度對其進行了闡釋[1]。土地托管供給方涉及供銷合作社、專業合作社、家庭農場、服務公司等，其中，專業合作社占比最高，服務公司較少；需求方主要有農戶、家庭農場、農民合作社；托管中介多為村兩委和合作社。土地托管服務內容包括農業生產全程服務、技術指導、代購農資、代銷糧食，服務形式主要有全托、半托和入股形式[2]。土地托管組織運行受到生成機制、保障機制、維持機制、變異機制共同作用和推動。在效果及困境方面，土地托管因需而生，因實效而受推廣，在家庭責任制、農民土地承包權、經營權、自主權、經營主體、投入主體、收益主體“七個不變”前提下，托起規模化經營程度、標準化和科學化種植水平、農機具和水電設施使用效率、勞動生產率、糧食收購價格“五提高”，助降農民種糧自然風險、農機具使用成本及水電設施投入成本、農業服務價格、農資價格、農資用量的“五低”，提升了農民“種糧+務工”總收益和種糧效益，強化了農田基礎設施建設[3]。然而，受參與主體的不同利益驅動，如何推動農民組織化，使托管收益高于市場，調動村兩委、基層供銷社積極性成為土地托管最主要的困境[4]。對于土地托管的推進策略，學者從宏觀層面提出，建立土地托管風險防備機制和糾紛調處機制，將土地托管與農田設施改造、標準化建設結合發展，實現持續、系統的大力度扶持[5]；從中觀角度提出，探索已分化農戶的利益協調機制、完善服務組織制度規范、提高村社組織的統籌能力和動力；從微觀角度指出，提升農戶認知、創造就近就業機會、創新托管模式等[6]。可見，相關研究多是對土地托管問題進行個案分析，較少有人從微觀角度對農戶參與土地托管的意愿及影響因素進行研究。農戶參與與否直接影響土地托管農業社會化服務模式的進一步推進，這就為本文提供了契機。

1 理論和假設

1.1 計劃行為理論

為分析農戶參與土地托管的態度和意愿，本文引入計劃行為理論（TPB），該理論當前在社會心理學領域發展較成熟、應用較廣泛，主要用來預估個體的行為態度、主觀規范和知覺行為控制如何作用和影響人的行為意愿。計劃行為理論認為，人的行為是歷經深思熟慮計劃的結果，當個體的行為態度愈積極、主觀規范的影響愈大、知覺行為控制愈強時，其行為意向就越大；反之，就越小。同時，個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。本文正是借助計劃行為理論分析農戶參與土地托管的意愿，提出農戶參與土地托管影響因素的假設，并對其進行了檢驗。

1.2 研究假設

（1）行為態度假設

態度會影響行為已在行為研究學界達成共識。然而，態度分為對行為的態度和對事物的態度，Fishbein和Ajzen（1975）[7]提出，對事物的態度與行為之間并無直接關系，而對行為的態度則直接影響行為本身，個體對某一行為持有的態度愈強烈，則從事該行為的意愿則越強。同時，個體對某一行為的態度越正向，則行為意愿越高。據此，本文提出假設H1：農戶對土地托管的行為態度將對其參與意愿產生正向影響。

（2）主觀規范假設

主觀規范指個體在執行或不執行某一特定行為時所感知到的社會壓力，這種壓力來自于對個體行為決策產生影響的環境，具體包括人際關系（朋友、家人、專家的意見、虛擬社區等）和外部資源（電視、報紙、法律法規、市場制度、組織制度等）[8]。TPB理論認為，主觀規范是影響個體行為的最基礎因素。個體的主觀規范愈高，表明個體的依從意愿越高或所受社會壓力愈高，則行為意愿越強；反之，個體的主觀規范越低，表示個體的依從意愿或所受社會壓力低，則行為意愿就越弱。對于農戶來說，具體行為意愿受到家庭和近鄰的認同或反對、政府和相關組織的激勵或約束。據此，本文提出假設H2：農戶對土地托管的主觀規范對其參與意愿產生正向影響。

（3）知覺行為控制假設

知覺行為控制指個體在實施某一行為時，對于所需要的機會和資源的控制能力，對此，Ajzen（1991）[9]引入行為控制認知變量，該變量反映的是個體所感知的外部或內部的行為限制、過去從事類似行為的經驗和預期的阻礙。個體認為擁有的資源或機會越多、以往經驗比較積極時，其執行某一行為的意愿越強。據此，本文提出假設H3：農戶對土地托管的知覺行為控制對其參與意愿呈正向影響。

2 數據與方法

2.1 問卷設計

調查問卷的設計圍繞計劃行為理論假設進行，旨在調查農戶對土地托管的參與意愿，分析影響農戶參與意愿的因素。調查對象為樣本村常住村民，調查內容包括：（1）農戶基本情況，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、家庭務農收入占家庭收入比重等；（2）計劃行為理論變量，具體包括：①受訪村民對土地托管的行為態度變量，涉及6個觀測變量，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濟收益、土地托管符合農業發展新趨勢、土地托管可以彌補家庭勞動力不足、希望政府加強土地托管宣傳程度、自己外出工作更愿意選擇土地托管；②受訪村民對土地托管的主觀規范變量，涉及2個觀測變量，分別是親朋好友的決策對自身決策的影響程度、村兩委的意見對自身決策的影響程度；③受訪村民對土地托管的知覺行為控制變量，涉及3個觀測變量，分別是土地托管組織的技術成熟度、土地托管組織的規模、參與土地托管程序的繁瑣程度。

2.2 樣本數據

本文選取江蘇省徐州市、宿遷市、南通市為樣本總體進行隨機抽樣調查。樣本區屬于糧食主產區，近年來土地托管實施面積在不斷增加。調研人員于2018年5月至8月選取牛墩村、探架村、趕埠村等12個村，600位村民進行調研，回收有效問卷531份。

（1）樣本特征分析

調查樣本中，男性略多，占54.6%，這與農村家庭決策主體特征相關；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%；家庭人口數在3～6人之間的占到78.9%；務農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收入。村民對土地托管的參與意愿情況為，半數人持中立和觀望態度，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，非常愿意參與的比例僅占5.3%，可見，農戶對土地托管的參與積極性還有待提高。調查發現，多數人認為參與土地托管存在信息不對稱、托管技術不成熟、托管體系不完善等風險。已參與土地托管的被調查村民中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%的參與農戶，其務農收入占家庭總收入的25%及以下。

（2）效度和信度檢驗

運用調查數據對理論假設指標進行KMO和Bartlett檢驗，得到KMO值0.85（大于0.8），Bartlett值2712.661（P=0），說明假設變量的問項結構效度較好。采用Cronbach's Alpha系數分別測度各因子層面和總量表的內部一致性，農戶參與土地托管行為態度、主觀規范、知覺行為控制分量表的Alpha系數分別為0.900、0.816、0.746，均高于0.7，總量表Alpha系數0.846，說明構建的理論假設量表可信度好。

（3）驗證性因子分析

選取主成分分析法檢驗理論假設所提出的影響農戶參與土地托管意愿的主要因子，由旋轉后因子載荷矩陣可知（見表1），旋轉后各因子所屬觀測變量的因子載荷均大于0.7，輸出的三個因子解釋觀測變量的累計百分比為70.732%，即農戶參與土地托管意愿的計劃行為理論假設因子及變量通過檢驗。

2.3 研究方法

問卷中“農戶參與土地托管的意愿”問項答案是“完全不愿意、比較不愿意、一般愿意、比較愿意、非常愿意”，為有序多分類變量。為規避定序Logistic模型的限制條件，反映因變量的排序等級，使得回歸結果所包含的信息更準確，本文適合采用定序Logistic回歸分析。以各類別意愿的發生概率為因變量，影響農戶參與意愿的因素為自變量，通過定序Logistic回歸，分析各自變量如何影響農戶參與土地托管的意愿選擇，構建定序累積Logistic模型：

其中，j表示農戶參與意愿的等級，μj為第j個模型的截距，χk為第k個自變量，βk為χk的系數，P(y=j|x)為土地托管農戶參與意愿程度評分為j時的概率。通過換算得到概率公式：

所構建的模型用以估計自變量有序取值的累計概率，所得系數可以反映自變量對因變量的作用方向和顯著水平。如果 βk=0，則 χk的變化與意愿等級的概率變化無關；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增加導致累計概率減少，意愿等級可能較高；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增加導致累計概率增加，意愿等級可能較低。

3 結論

3.1 模型檢驗

首先對回歸模型進行擬合優度檢驗和回歸系數顯著性檢驗，-2對數似然值885.682小于僅截距項情況，且模型以0.01的顯著水平通過檢驗，說明至少有一個自變量的偏回歸系數不為0。模型擬合優度檢驗偏差的卡方檢驗P值為0.999，不能拒絕原假設，模型擬合效果較好。可知，定序Logistic回歸模型能夠通過回歸檢驗，回歸結果具有較強的解釋意義。

3.2 回歸結果

運用定序Logistic回歸法，借助SPSS21.0軟件進行實證分析，結果顯示（見下頁表2），農戶個體特征變量中的性別、受教育程度、務農收入占家庭總收入比重、家庭月收入、家庭人口數分別在0.5、0.05水平下顯著影響農戶對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、務農收入比重對農戶參與意愿產生負向影響，影響系數分別為-0.130、-0.242、-0.066，年齡越大，對土地的感情和依賴性越強，更不愿意參與土地托管。家庭勞動力越多，農戶越傾向于自己耕種土地，反之則需要參與土地托管。務農收入占家庭總收入比重越大，農戶越重視耕地，越不愿意把農地交由土地托管組織進行耕作和管理。受教育程度、家庭月收入對農戶土地托管參與意愿產生正向影響，估算系數分別為0.081、0.284。農戶參與土地托管的行為態度、主觀規范、知覺行為控制變量對農戶參與土地托管意愿影響的假設均在0.01顯著性水平下通過檢驗，三個變量均對農戶參與土地托管的意愿產生正向影響，影響的估算系數分別為1.868、0.575、1.027。

4 討論

農戶參與土地托管的行為態度表明了其對土地托管參與行為的主觀評價，如果覺得可以帶來更多的收益或利大于弊，農戶參與意愿才會更高。經調查，愿意參與土地托管的農戶中，半數以上是在彌補家庭勞動力不足、更好的管理土地、帶來經濟效益、順應當前現代農業發展趨勢等土地托管優勢中為自身及所在家庭找到了參與的理由。土地托管的優勢只有被農戶所認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、相關政府部門的大力宣傳、支持政策將對土地托管高效、有序推進非常有幫助。

表2 回歸分析結果

周圍人群的示范作用、對合作社等托管組織的信任程度是主觀規范變量的重要觀測指標。調查可知，多數農戶的土地托管參與意愿會受到親朋、鄰里的影響。由于大多數農民的認知水平、受教育程度不高，加之一些中老年農民接受外界信息的渠道匱乏，周圍人的參與行為越一致，較為重要的人的參考意見越積極，農戶的土地托管參與意愿越強。所以村委成員、親朋、鄰里的土地托管參與行為及其評價對提高農戶參與意愿至關重要。因此，讓已經實際參與土地托管的農戶真正受益，親歷者口口相傳的好口碑也是土地托管進一步推進的動能。

農戶個體行為意愿受到內外部不確定因素影響，前述農戶參與土地托管的行為態度和主觀規范考察了農戶主觀因素，知覺行為控制變量則反映了外在客觀因素，代表農戶參與土地托管是容易或困難的程度。對農戶參與土地托管知覺行為控制變量的調查中，34.5%的村民認為土地托管的各種支持體系并不完善，66%的村民認為土地托管參與程序有待規范，61.5%的村民認為土地托管組織的專業化水平有待提高，很顯然，土地托管的進一步推進還是受到了外在不確定性的影響。為更好地激發知覺行為控制變量的積極作用，土地托管相關管理、落實和參與主體在保障土地托管順利實施的政策法律環境、土地托管組織規范化建設、土地托管專業技術人才隊伍的建立和完善等方面仍有很大的發揮空間。