农户参与土地托管意愿的调查与实证

肖建英，张长立，陈龙乾，周珊珊

（中国矿业大学a.公共管理学院；b.环境与测绘学院，江苏 徐州 221116）

0 引言

土地托管是农业社会化服务的典型模式，各地政府、企业、合作社等不同参与主体都做出了大量探索和尝试，然而，作为土地托管关键环节的农户是否愿意参与其中，农户参与土地托管与否受到哪些因素影响是土地托管高效有序推进必须考量的问题，亟待全面解析和调查研究。

土地托管的早期研究现于2000年，胡志安通过鄂州市六乡镇10村1314户的抽样调查对土地托管的途径、作用及面临的问题进行了探讨。2008年后相关的文献量逐年递增，2017年刊文近百篇。相关文献对陕西长丰现代农业托管有限公司、山东供销社土地托管的调查研究反响较大。在土地托管的内容方面，对土地托管的界定尚未统一，学者分别从经营权流转、委托经营、社会化服务等不同角度对其进行了阐释[1]。土地托管供给方涉及供销合作社、专业合作社、家庭农场、服务公司等，其中，专业合作社占比最高，服务公司较少；需求方主要有农户、家庭农场、农民合作社；托管中介多为村两委和合作社。土地托管服务内容包括农业生产全程服务、技术指导、代购农资、代销粮食，服务形式主要有全托、半托和入股形式[2]。土地托管组织运行受到生成机制、保障机制、维持机制、变异机制共同作用和推动。在效果及困境方面，土地托管因需而生，因实效而受推广，在家庭责任制、农民土地承包权、经营权、自主权、经营主体、投入主体、收益主体“七个不变”前提下，托起规模化经营程度、标准化和科学化种植水平、农机具和水电设施使用效率、劳动生产率、粮食收购价格“五提高”，助降农民种粮自然风险、农机具使用成本及水电设施投入成本、农业服务价格、农资价格、农资用量的“五低”，提升了农民“种粮+务工”总收益和种粮效益，强化了农田基础设施建设[3]。然而，受参与主体的不同利益驱动，如何推动农民组织化，使托管收益高于市场，调动村两委、基层供销社积极性成为土地托管最主要的困境[4]。对于土地托管的推进策略，学者从宏观层面提出，建立土地托管风险防备机制和纠纷调处机制，将土地托管与农田设施改造、标准化建设结合发展，实现持续、系统的大力度扶持[5]；从中观角度提出，探索已分化农户的利益协调机制、完善服务组织制度规范、提高村社组织的统筹能力和动力；从微观角度指出，提升农户认知、创造就近就业机会、创新托管模式等[6]。可见，相关研究多是对土地托管问题进行个案分析，较少有人从微观角度对农户参与土地托管的意愿及影响因素进行研究。农户参与与否直接影响土地托管农业社会化服务模式的进一步推进，这就为本文提供了契机。

1 理论和假设

1.1 计划行为理论

为分析农户参与土地托管的态度和意愿，本文引入计划行为理论（TPB），该理论当前在社会心理学领域发展较成熟、应用较广泛，主要用来预估个体的行为态度、主观规范和知觉行为控制如何作用和影响人的行为意愿。计划行为理论认为，人的行为是历经深思熟虑计划的结果，当个体的行为态度愈积极、主观规范的影响愈大、知觉行为控制愈强时，其行为意向就越大；反之，就越小。同时，个体行为并非完全出于自愿，行为意志通常受到多种因素干扰。本文正是借助计划行为理论分析农户参与土地托管的意愿，提出农户参与土地托管影响因素的假设，并对其进行了检验。

1.2 研究假设

（1）行为态度假设

态度会影响行为已在行为研究学界达成共识。然而，态度分为对行为的态度和对事物的态度，Fishbein和Ajzen（1975）[7]提出，对事物的态度与行为之间并无直接关系，而对行为的态度则直接影响行为本身，个体对某一行为持有的态度愈强烈，则从事该行为的意愿则越强。同时，个体对某一行为的态度越正向，则行为意愿越高。据此，本文提出假设H1：农户对土地托管的行为态度将对其参与意愿产生正向影响。

（2）主观规范假设

主观规范指个体在执行或不执行某一特定行为时所感知到的社会压力，这种压力来自于对个体行为决策产生影响的环境，具体包括人际关系（朋友、家人、专家的意见、虚拟社区等）和外部资源（电视、报纸、法律法规、市场制度、组织制度等）[8]。TPB理论认为，主观规范是影响个体行为的最基础因素。个体的主观规范愈高，表明个体的依从意愿越高或所受社会压力愈高，则行为意愿越强；反之，个体的主观规范越低，表示个体的依从意愿或所受社会压力低，则行为意愿就越弱。对于农户来说，具体行为意愿受到家庭和近邻的认同或反对、政府和相关组织的激励或约束。据此，本文提出假设H2：农户对土地托管的主观规范对其参与意愿产生正向影响。

（3）知觉行为控制假设

知觉行为控制指个体在实施某一行为时，对于所需要的机会和资源的控制能力，对此，Ajzen（1991）[9]引入行为控制认知变量，该变量反映的是个体所感知的外部或内部的行为限制、过去从事类似行为的经验和预期的阻碍。个体认为拥有的资源或机会越多、以往经验比较积极时，其执行某一行为的意愿越强。据此，本文提出假设H3：农户对土地托管的知觉行为控制对其参与意愿呈正向影响。

2 数据与方法

2.1 问卷设计

调查问卷的设计围绕计划行为理论假设进行，旨在调查农户对土地托管的参与意愿，分析影响农户参与意愿的因素。调查对象为样本村常住村民，调查内容包括：（1）农户基本情况，具体包括受访村民的性别、年龄、家庭人口、受教育程度、家庭月收入、家庭务农收入占家庭收入比重等；（2）计划行为理论变量，具体包括：①受访村民对土地托管的行为态度变量，涉及6个观测变量，分别是土地托管可以更好地管理土地、土地托管可以提高自身经济收益、土地托管符合农业发展新趋势、土地托管可以弥补家庭劳动力不足、希望政府加强土地托管宣传程度、自己外出工作更愿意选择土地托管；②受访村民对土地托管的主观规范变量，涉及2个观测变量，分别是亲朋好友的决策对自身决策的影响程度、村两委的意见对自身决策的影响程度；③受访村民对土地托管的知觉行为控制变量，涉及3个观测变量，分别是土地托管组织的技术成熟度、土地托管组织的规模、参与土地托管程序的繁琐程度。

2.2 样本数据

本文选取江苏省徐州市、宿迁市、南通市为样本总体进行随机抽样调查。样本区属于粮食主产区，近年来土地托管实施面积在不断增加。调研人员于2018年5月至8月选取牛墩村、探架村、赶埠村等12个村，600位村民进行调研，回收有效问卷531份。

（1）样本特征分析

调查样本中，男性略多，占54.6%，这与农村家庭决策主体特征相关；年龄在30～40岁和41～50岁的比例分别为37.5%、30.3%，30岁以下的11.7%，50岁以上的20.5%；文化程度小学及以下的居多，占到61.6%，其次初中水平的占到26.9%；家庭人口数在3～6人之间的占到78.9%；务农收入占家庭总收入比重在15%以下的居多，占29.1%，比重在15%～25%之间的占20.5%，在25%～35%之间的占20%，整体上都有一定非农收入。村民对土地托管的参与意愿情况为，半数人持中立和观望态度，25.4%的村民表示比较愿意参与其中，也有逾10%的村民参与意愿不强，非常愿意参与的比例仅占5.3%，可见，农户对土地托管的参与积极性还有待提高。调查发现，多数人认为参与土地托管存在信息不对称、托管技术不成熟、托管体系不完善等风险。已参与土地托管的被调查村民中68.8%在30～50岁的年龄段，整体处于中青年，因家庭劳动力不足，所以他们更倾向于选择土地托管。参与土地托管的村民中，初中以上学历的占80%；72%参与土地托管的家庭，其人口都在6人以下；57%的参与农户，其务农收入占家庭总收入的25%及以下。

（2）效度和信度检验

运用调查数据对理论假设指标进行KMO和Bartlett检验，得到KMO值0.85（大于0.8），Bartlett值2712.661（P=0），说明假设变量的问项结构效度较好。采用Cronbach's Alpha系数分别测度各因子层面和总量表的内部一致性，农户参与土地托管行为态度、主观规范、知觉行为控制分量表的Alpha系数分别为0.900、0.816、0.746，均高于0.7，总量表Alpha系数0.846，说明构建的理论假设量表可信度好。

（3）验证性因子分析

选取主成分分析法检验理论假设所提出的影响农户参与土地托管意愿的主要因子，由旋转后因子载荷矩阵可知（见表1），旋转后各因子所属观测变量的因子载荷均大于0.7，输出的三个因子解释观测变量的累计百分比为70.732%，即农户参与土地托管意愿的计划行为理论假设因子及变量通过检验。

2.3 研究方法

问卷中“农户参与土地托管的意愿”问项答案是“完全不愿意、比较不愿意、一般愿意、比较愿意、非常愿意”，为有序多分类变量。为规避定序Logistic模型的限制条件，反映因变量的排序等级，使得回归结果所包含的信息更准确，本文适合采用定序Logistic回归分析。以各类别意愿的发生概率为因变量，影响农户参与意愿的因素为自变量，通过定序Logistic回归，分析各自变量如何影响农户参与土地托管的意愿选择，构建定序累积Logistic模型：

其中，j表示农户参与意愿的等级，μj为第j个模型的截距，χk为第k个自变量，βk为χk的系数，P(y=j|x)为土地托管农户参与意愿程度评分为j时的概率。通过换算得到概率公式：

所构建的模型用以估计自变量有序取值的累计概率，所得系数可以反映自变量对因变量的作用方向和显著水平。如果 βk=0，则 χk的变化与意愿等级的概率变化无关；如果βk＞0，在其余变量不变情况下，随着χk的增加，exp(-β)增加，P(y≤j)的值较小，P(y＞j)的值较大，即x增加导致累计概率减少，意愿等级可能较高；如果βk＜0，在其余变量不变情况下，随χk增加，exp(-β)减少，P(y≤j)的值较大，P(y＞j)的值较小，即x增加导致累计概率增加，意愿等级可能较低。

3 结论

3.1 模型检验

首先对回归模型进行拟合优度检验和回归系数显著性检验，-2对数似然值885.682小于仅截距项情况，且模型以0.01的显著水平通过检验，说明至少有一个自变量的偏回归系数不为0。模型拟合优度检验偏差的卡方检验P值为0.999，不能拒绝原假设，模型拟合效果较好。可知，定序Logistic回归模型能够通过回归检验，回归结果具有较强的解释意义。

3.2 回归结果

运用定序Logistic回归法，借助SPSS21.0软件进行实证分析，结果显示（见下页表2），农户个体特征变量中的性别、受教育程度、务农收入占家庭总收入比重、家庭月收入、家庭人口数分别在0.5、0.05水平下显著影响农户对土地托管的参与意愿。男性参与土地托管的意愿高于女性，年龄、家庭人口数、务农收入比重对农户参与意愿产生负向影响，影响系数分别为-0.130、-0.242、-0.066，年龄越大，对土地的感情和依赖性越强，更不愿意参与土地托管。家庭劳动力越多，农户越倾向于自己耕种土地，反之则需要参与土地托管。务农收入占家庭总收入比重越大，农户越重视耕地，越不愿意把农地交由土地托管组织进行耕作和管理。受教育程度、家庭月收入对农户土地托管参与意愿产生正向影响，估算系数分别为0.081、0.284。农户参与土地托管的行为态度、主观规范、知觉行为控制变量对农户参与土地托管意愿影响的假设均在0.01显著性水平下通过检验，三个变量均对农户参与土地托管的意愿产生正向影响，影响的估算系数分别为1.868、0.575、1.027。

4 讨论

农户参与土地托管的行为态度表明了其对土地托管参与行为的主观评价，如果觉得可以带来更多的收益或利大于弊，农户参与意愿才会更高。经调查，愿意参与土地托管的农户中，半数以上是在弥补家庭劳动力不足、更好的管理土地、带来经济效益、顺应当前现代农业发展趋势等土地托管优势中为自身及所在家庭找到了参与的理由。土地托管的优势只有被农户所认知和接受才能够提高参与积极性和参与度。因此，土地托管组织、相关政府部门的大力宣传、支持政策将对土地托管高效、有序推进非常有帮助。

表2 回归分析结果

周围人群的示范作用、对合作社等托管组织的信任程度是主观规范变量的重要观测指标。调查可知，多数农户的土地托管参与意愿会受到亲朋、邻里的影响。由于大多数农民的认知水平、受教育程度不高，加之一些中老年农民接受外界信息的渠道匮乏，周围人的参与行为越一致，较为重要的人的参考意见越积极，农户的土地托管参与意愿越强。所以村委成员、亲朋、邻里的土地托管参与行为及其评价对提高农户参与意愿至关重要。因此，让已经实际参与土地托管的农户真正受益，亲历者口口相传的好口碑也是土地托管进一步推进的动能。

农户个体行为意愿受到内外部不确定因素影响，前述农户参与土地托管的行为态度和主观规范考察了农户主观因素，知觉行为控制变量则反映了外在客观因素，代表农户参与土地托管是容易或困难的程度。对农户参与土地托管知觉行为控制变量的调查中，34.5%的村民认为土地托管的各种支持体系并不完善，66%的村民认为土地托管参与程序有待规范，61.5%的村民认为土地托管组织的专业化水平有待提高，很显然，土地托管的进一步推进还是受到了外在不确定性的影响。为更好地激发知觉行为控制变量的积极作用，土地托管相关管理、落实和参与主体在保障土地托管顺利实施的政策法律环境、土地托管组织规范化建设、土地托管专业技术人才队伍的建立和完善等方面仍有很大的发挥空间。