吳楚月， 支曉娟*， 王景新

(1.河海大學(xué) 公共管理學(xué)院， 江蘇 南京 211100； 2.浙江大學(xué) 土地與國(guó)家發(fā)展研究院， 浙江 杭州 310058)

0 引言

【研究意義】西藏自治區(qū)為我國(guó)農(nóng)牧業(yè)大區(qū)，有近70%的人口生活在農(nóng)牧區(qū)，而農(nóng)牧業(yè)發(fā)展的關(guān)鍵在于土地、在于農(nóng)民、在于以土地流轉(zhuǎn)為制度改革核心的農(nóng)村改革。同時(shí)，西藏社會(huì)經(jīng)濟(jì)正處于快速發(fā)展時(shí)期，隨著高原特色現(xiàn)代農(nóng)牧業(yè)戰(zhàn)略和鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實(shí)施，進(jìn)一步推動(dòng)其土地流轉(zhuǎn)勢(shì)在必行[1]。厘清此類(lèi)經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)薄、增長(zhǎng)快的民族地區(qū)農(nóng)戶(hù)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的主要影響因素，可為此類(lèi)地區(qū)制定針對(duì)性的農(nóng)地流轉(zhuǎn)政策，適度、科學(xué)、有序推進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)提供一定參考。【前人研究進(jìn)展】黃清哲等[2]于2014年和2019年對(duì)西藏拉薩、日喀則、山南、林芝的農(nóng)戶(hù)調(diào)查發(fā)現(xiàn)，當(dāng)?shù)赝恋亓鬓D(zhuǎn)率有小幅度提高，但總體遠(yuǎn)低于全國(guó)水平，流轉(zhuǎn)方式較單一，政府作用顯著。農(nóng)牧民產(chǎn)權(quán)意識(shí)模糊、二三產(chǎn)業(yè)發(fā)展不足、勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移不足是阻礙土地流轉(zhuǎn)的主要因素。朱桂麗等[3]運(yùn)用Logistic二元回歸分析方法研究拉薩、林芝、山南和日喀則農(nóng)牧民的土地流轉(zhuǎn)行為影響因素發(fā)現(xiàn)，受教育水平、年齡、家庭收入水平和流轉(zhuǎn)前后收入差距是影響農(nóng)牧民土地流轉(zhuǎn)的主要因素，農(nóng)戶(hù)主觀(guān)方面的最主要影響因素是其自身認(rèn)知因素。另外，提高非農(nóng)就業(yè)和養(yǎng)老保障水平能夠促進(jìn)農(nóng)牧民的土地流轉(zhuǎn)行為[4]?！狙芯壳腥朦c(diǎn)】目前對(duì)西藏自治區(qū)農(nóng)戶(hù)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿影響的研究仍較少，采用的定量研究方法也是傳統(tǒng)的二元回歸分析。在其他地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿影響因素相關(guān)研究中，已有運(yùn)用分布式認(rèn)知理論和結(jié)構(gòu)方程模型的探索[5]，可作為分析西藏地區(qū)農(nóng)戶(hù)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿影響因素的借鑒?！緮M解決的關(guān)鍵問(wèn)題】基于分布式認(rèn)知理論，利用對(duì)西藏農(nóng)牧區(qū)的實(shí)地調(diào)研數(shù)據(jù)，建立結(jié)構(gòu)方程模型分析農(nóng)戶(hù)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的影響因素，為科學(xué)推進(jìn)西藏農(nóng)牧區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)，保障其高原特色現(xiàn)代農(nóng)牧業(yè)戰(zhàn)略和鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的有效實(shí)施提供決策依據(jù)。

1 數(shù)據(jù)來(lái)源與方法

1.1 研究區(qū)概況

西藏自治區(qū)是我國(guó)最大的藏民族聚居區(qū)，地廣人稀，多山地耕地稀少，耕地多分布在河谷或江河中下游地區(qū)沿岸，全區(qū)65%的耕地分布在雅魯藏布江及其支流沿岸。根據(jù)《西藏統(tǒng)計(jì)年鑒》(2020)中西藏各縣區(qū)的分類(lèi)，耕地分布較為集中的農(nóng)業(yè)縣、半農(nóng)半牧縣分布如圖1所示。

圖1 西藏自治區(qū)農(nóng)業(yè)縣、半農(nóng)半牧縣、牧業(yè)縣分布

西藏自治區(qū)正處于經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)期和城鎮(zhèn)化起步加速期。2019年全區(qū)GDP達(dá)1 697.82億元，增速8.1%，位列全國(guó)第二，人均GDP達(dá)48 902元。城鎮(zhèn)化率31.54%，遠(yuǎn)低于全國(guó)水平，城鄉(xiāng)人口轉(zhuǎn)移潛力很大。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)方面，三產(chǎn)占比逐年提高，一產(chǎn)占比逐年降低，但從業(yè)人數(shù)并未明顯減少，說(shuō)明農(nóng)業(yè)存在勞動(dòng)力冗余。2019年耕地面積同比增長(zhǎng)1.19%，遠(yuǎn)低于10.1%的人口自然增長(zhǎng)率，勢(shì)必導(dǎo)致人均耕地逐年減少，亟需提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。文化信仰方面，藏區(qū)有自身獨(dú)特的文化，農(nóng)牧民善良溫和。當(dāng)?shù)剞r(nóng)耕歷史悠久，農(nóng)牧區(qū)較為集中分布在藏南[6]。耕地是除牧業(yè)外農(nóng)戶(hù)賴(lài)以生存的最主要資源，非農(nóng)謀生渠道相對(duì)內(nèi)地少，因此農(nóng)牧民有更強(qiáng)烈的重土情節(jié)。教育方面，傳統(tǒng)農(nóng)牧業(yè)對(duì)勞動(dòng)者文化水平要求不高，農(nóng)牧業(yè)區(qū)部分藏民受教育水平相對(duì)較低，對(duì)新事物的接受程度也較低。

1.2 數(shù)據(jù)來(lái)源

根據(jù)《中國(guó)綜合農(nóng)業(yè)區(qū)劃》，西藏自治區(qū)主要涉及藏南農(nóng)牧區(qū)、青藏高寒牧區(qū)，由于農(nóng)牧區(qū)集中分布在藏南地區(qū)，按照農(nóng)業(yè)縣、半農(nóng)半牧縣、牧業(yè)縣的分布，選擇拉薩市達(dá)孜區(qū)、墨竹工卡縣，日喀則江孜縣、南木林縣，山南市洛扎縣等為代表的24個(gè)縣區(qū)作為調(diào)查地。調(diào)查在各村委工作人員的支持配合下，采用實(shí)地發(fā)放紙質(zhì)問(wèn)卷方式進(jìn)行，直接對(duì)農(nóng)戶(hù)進(jìn)行題項(xiàng)解釋?zhuān)厥諉?wèn)卷450份，其中有效問(wèn)卷377份，占比83.78%。其他社會(huì)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)來(lái)自西藏統(tǒng)計(jì)年鑒及西藏自治區(qū)政府網(wǎng)站公開(kāi)數(shù)據(jù)。

1.3 研究方法

1.3.1 分布式認(rèn)知理論 分布式認(rèn)知理論(Distributed Cognition Theory，DCT)是綜合認(rèn)知科學(xué)、認(rèn)知人類(lèi)學(xué)和社會(huì)科學(xué)等各個(gè)社會(huì)相關(guān)學(xué)科的部分理論的更全面和系統(tǒng)的認(rèn)知理論，而傳統(tǒng)認(rèn)知科學(xué)通常不考慮社會(huì)及所處的文化情境[7]。分布式認(rèn)知因素影響的研究中，HATCH和GARDNER提出同心圓圈層模型[8]，從個(gè)人力、地域力和文化力3個(gè)層次概括影響分布式認(rèn)知的因素。最外圈層的“文化力”超越特定情境，屬于普適因素，對(duì)個(gè)體認(rèn)知產(chǎn)生潛移默化的間接影響，表現(xiàn)為政策、習(xí)俗和信仰；中間圈層的“地域力”表示個(gè)體所處某一特定區(qū)域的資源和同屬同一區(qū)域的其他個(gè)體，這些客觀(guān)環(huán)境因素對(duì)個(gè)體認(rèn)知產(chǎn)生直接影響；“個(gè)人力”屬于模型的核心因素圈，是個(gè)體的經(jīng)驗(yàn)和特性，指可以影響個(gè)體能力發(fā)展和認(rèn)識(shí)差異的個(gè)人因素。個(gè)體認(rèn)知決定行為，個(gè)體之間也會(huì)隨之產(chǎn)生相互影響。就農(nóng)戶(hù)的農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿而言，在一定社會(huì)條件下，農(nóng)戶(hù)間農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為決策的差異，根本上是對(duì)于土地資產(chǎn)屬性的認(rèn)知差異。農(nóng)戶(hù)對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的意愿是其在認(rèn)知“修飾”后的最終結(jié)果，“土地流轉(zhuǎn)認(rèn)知”可充分解釋其農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿?；诖?，將農(nóng)戶(hù)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿界定為農(nóng)戶(hù)參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)的傾向和認(rèn)可度，建立農(nóng)戶(hù)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿分析框架(圖2)，并提出3個(gè)假設(shè)：H1，個(gè)人力對(duì)農(nóng)戶(hù)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿有正向顯著影響；H2，地域力對(duì)農(nóng)戶(hù)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿有正向顯著影響；H3，文化力對(duì)農(nóng)戶(hù)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿有負(fù)向顯著影響。

圖2 基于同心圓模型的農(nóng)戶(hù)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿分析框架

1.3.2 結(jié)構(gòu)方程模型 結(jié)構(gòu)方程模型(SEM)也被稱(chēng)為斜方差結(jié)構(gòu)分析，可定量分析顯變量、潛變量與測(cè)量誤差間的相互關(guān)系。相較于多元回歸等統(tǒng)計(jì)分析方法在分析時(shí)會(huì)忽略誤差的存在，結(jié)構(gòu)方程模型設(shè)置誤差項(xiàng)，能夠得到更加科學(xué)合理的分析結(jié)果。該模型中潛變量和可測(cè)變量間的測(cè)量方程：

x=Λxξ+δ

y=Λyη

式中，ξ和η分別為外生和內(nèi)生潛變量，x為ξ的觀(guān)測(cè)變量，y為η的觀(guān)測(cè)變量。Λx為外生顯變量與潛變量間的關(guān)系，Λy為內(nèi)生顯變量與潛變量間的關(guān)系，δ和ε為誤差項(xiàng)。

各潛變量間的關(guān)系及未能解釋的變化，采用結(jié)構(gòu)模型進(jìn)行解釋?zhuān)?/p>

η=Bη+Γζ+ζ

式中，η和ξ分別為內(nèi)、外潛變量矩陣，B和Γ分別為內(nèi)、外潛變量間的路徑系數(shù)，ζ為干擾矩陣。

基于建立的農(nóng)戶(hù)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿分析框架，借鑒相關(guān)研究的指標(biāo)選擇與量表設(shè)計(jì)成果，采用李克特五點(diǎn)量表設(shè)計(jì)20個(gè)題項(xiàng)(表1)，作為結(jié)構(gòu)方程模型的各變量，并在模型擬合前對(duì)其樣本數(shù)據(jù)(通過(guò)問(wèn)卷調(diào)查獲得)進(jìn)行信度和結(jié)構(gòu)效度檢驗(yàn)，判斷其是否可用于建模。其中，效度檢驗(yàn)分別采用探索性因子分析(EFA)和驗(yàn)收性因子分析(CFA)方法。結(jié)構(gòu)方程模型擬合采用AMOS 24.0以極大似然法進(jìn)行，并繪制其全路徑圖。

表1 結(jié)構(gòu)方程模型的變量及其量表設(shè)計(jì)

2 結(jié)果與分析

2.1 被調(diào)查農(nóng)戶(hù)的個(gè)體特征

從表2看出，調(diào)查對(duì)象均為農(nóng)戶(hù)家庭戶(hù)主或者核心成員。農(nóng)戶(hù)類(lèi)型具有廣泛性，純農(nóng)戶(hù)18戶(hù)，占4.7%；半純農(nóng)戶(hù)77戶(hù)，占20.4%；兼業(yè)戶(hù)146戶(hù)，占38.7%；半兼業(yè)戶(hù)62戶(hù)，占16.4%；非農(nóng)戶(hù)占19.6%。另外，35歲以下的農(nóng)戶(hù)占比僅為2.1%，45～54歲的農(nóng)戶(hù)占比最高，為49.7%；初中和小學(xué)文化程度的農(nóng)戶(hù)占比分別為33.5%和39.4%。表明，較少有年輕人留守農(nóng)村，農(nóng)村居住的村民以中年人為主，受教育程度較低。此年齡段的被調(diào)查農(nóng)戶(hù)大多從小從事傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)種植，對(duì)土地的感情深厚，以土地謀生，對(duì)外部世界了解較少，受個(gè)人生活經(jīng)驗(yàn)和祖輩傳統(tǒng)思想的影響，對(duì)土地的依賴(lài)性極大，主觀(guān)上一般不愿將土地轉(zhuǎn)出。

表2 被調(diào)查農(nóng)戶(hù)的個(gè)體特征統(tǒng)計(jì)

2.2 變量樣本檢驗(yàn)

2.2.1 信度檢驗(yàn) 一般認(rèn)為，信度檢驗(yàn)中克隆巴赫Alpha系數(shù)在0.7以上較為適宜。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，個(gè)人力、地域力、文化力和農(nóng)戶(hù)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿調(diào)查項(xiàng)的該系數(shù)分別為0.780、0.911、0.863和0.750，均大于0.70。同時(shí)，從題項(xiàng)看，任一題目修正后的項(xiàng)與總計(jì)相關(guān)性(CITI)均大于0.50，且刪除某題后其對(duì)應(yīng)維度的信度系數(shù)均有所下降。表明，各個(gè)維度內(nèi)部的一致性均表現(xiàn)良好，具有較高的可信度，可采用結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行分析。

2.2.2 效度檢驗(yàn) 經(jīng)探索性因子分析得出，量表數(shù)據(jù)的KMO值為0.913，Bartlett’s球形檢驗(yàn)近似卡方值為3 453.551，P<0.001，說(shuō)明量表可進(jìn)行因子分析。EFA共提取個(gè)人力、地域力、文化力和農(nóng)戶(hù)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿4個(gè)公因子，能解釋63.629%的變異量，說(shuō)明這4個(gè)公因子可有效解釋量表的20個(gè)題目；20個(gè)題目的共同度均大于0.40，說(shuō)明各題目對(duì)公因子的解釋率可達(dá)40%以上，題目的因子載荷在0.683～0.845，均大于0.50，且無(wú)多重載荷，說(shuō)明題目與所屬維度的對(duì)應(yīng)性較好。

同時(shí)，經(jīng)驗(yàn)證性因子分析考察結(jié)構(gòu)效度得出，CMIN/df為1.117，GFI(擬合優(yōu)度指數(shù))為0.955，AGFI(修正的擬合優(yōu)度指數(shù))為0.942，RMSEA(近似誤差均方根)為0.018，PGFI(簡(jiǎn)約系數(shù))為0.746，測(cè)量模型各擬合指標(biāo)達(dá)到標(biāo)準(zhǔn)值，說(shuō)明其結(jié)構(gòu)效度符合統(tǒng)計(jì)學(xué)標(biāo)準(zhǔn)。個(gè)人力、地域力、文化力、農(nóng)戶(hù)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的CR(臨界比)值分別為0.718、0.912、0.864和0.753，均大于0.70。AVE(平均方差提取值)指標(biāo)中，除個(gè)人力接近0.50外，地域力、文化力、農(nóng)戶(hù)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿分別為0.538、0.562和0.604，均大于0.50，因此可認(rèn)為各變量的組合信度和收斂效度均達(dá)到統(tǒng)計(jì)學(xué)測(cè)量標(biāo)準(zhǔn)。另外，每個(gè)題目在其對(duì)應(yīng)變量上的因子載荷值基本都在0.6以上，P值均小于0.001，具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，說(shuō)明所設(shè)變量通過(guò)驗(yàn)證性因子分析，具有較好的結(jié)構(gòu)效度。

2.3 相關(guān)系數(shù)估計(jì)

采用Pearson相關(guān)系數(shù)估計(jì)得出，個(gè)人力、地域力和文化力與農(nóng)戶(hù)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿存在如下關(guān)系：個(gè)人力與其顯著正相關(guān)(r=0.341，P<0.001)；地域力與其顯著正相關(guān)(r=0.379，P<0.001)；文化力與其顯著負(fù)相關(guān)(r=-0.408，P<0.001)。

2.4 結(jié)構(gòu)方程模型與研究假設(shè)的驗(yàn)證

從表3看出，除RMSEA外，其他擬合指標(biāo)均符合標(biāo)準(zhǔn)值，表明所得模型通過(guò)驗(yàn)證，可用于分析農(nóng)戶(hù)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的影響因素。從表4可知，個(gè)人力、地域力和文化力與農(nóng)戶(hù)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)分別為0.255、0.260和-0.388，且均在0.1%水平顯著。表明，個(gè)人力和地域力對(duì)農(nóng)戶(hù)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿具有顯著正向影響；文化力對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿具有顯著負(fù)向影響。研究提出的3個(gè)假設(shè)均成立。

表3 結(jié)構(gòu)方程模型擬合指標(biāo)

表4 研究假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果

2.5 農(nóng)戶(hù)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的影響因素

根據(jù)通過(guò)驗(yàn)證的3個(gè)研究假設(shè)和結(jié)構(gòu)方程模型全路徑(圖3)，研究區(qū)農(nóng)戶(hù)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿主要受以下因素影響。

圖3 農(nóng)戶(hù)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的結(jié)構(gòu)方程模型全路徑

2.5.1 個(gè)人力 其對(duì)農(nóng)戶(hù)土地流轉(zhuǎn)意愿的路徑系數(shù)為0.26，為顯著正向影響。其中，受教育程度的因子載荷最高，為0.79，說(shuō)明教育對(duì)個(gè)人力的影響最深遠(yuǎn)，若想要改變農(nóng)戶(hù)土地流轉(zhuǎn)意愿，提高農(nóng)戶(hù)受教育程度最有效。家庭兼業(yè)程度的因子載荷僅次于受教育程度，為0.73，說(shuō)明農(nóng)戶(hù)的非農(nóng)收入對(duì)其農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的影響也較明顯。

2.5.2 地域力 其對(duì)農(nóng)戶(hù)土地流轉(zhuǎn)意愿的路徑系數(shù)為0.26，為顯著正向影響。其中，非農(nóng)技術(shù)培訓(xùn)滿(mǎn)意度和承包地面積的因子載荷分別為0.83和0.81，說(shuō)明農(nóng)戶(hù)的非農(nóng)就業(yè)能力越強(qiáng)，其流轉(zhuǎn)土地的意愿就越強(qiáng)；承包地面積越大，家庭糧食產(chǎn)量足夠，距離較遠(yuǎn)的地塊耕種難度越大，農(nóng)戶(hù)越傾向于將此類(lèi)土地流出，集中耕作近處地塊。家庭成員外出務(wù)工年限的因子載荷為0.72，說(shuō)明家庭成員外出務(wù)工的經(jīng)驗(yàn)越豐富，家庭更容易接觸到非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)，對(duì)土地的依賴(lài)性減弱，進(jìn)而提高其農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿。

2.5.3 文化力 其對(duì)農(nóng)戶(hù)土地流轉(zhuǎn)意愿的路徑系數(shù)為-0.39，為顯著負(fù)向影響。其中，土地情結(jié)和生活方式改變接受度的因子載荷分別為0.82和0.81，說(shuō)明制約農(nóng)戶(hù)農(nóng)地流轉(zhuǎn)最主要的因素是文化觀(guān)念和生活態(tài)度。農(nóng)戶(hù)對(duì)土地的感情越大，對(duì)改變當(dāng)下生活的抵觸態(tài)度越強(qiáng)，流轉(zhuǎn)農(nóng)地的意愿越弱。土地流轉(zhuǎn)政策熟悉度和土地流轉(zhuǎn)價(jià)格認(rèn)知的因子載荷均為0.71，說(shuō)明農(nóng)戶(hù)如對(duì)土地流轉(zhuǎn)政策缺乏正確認(rèn)識(shí)，對(duì)土地經(jīng)營(yíng)權(quán)資產(chǎn)屬性認(rèn)識(shí)不夠充分，將對(duì)其農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿產(chǎn)生負(fù)面影響。

3 討論

土地流轉(zhuǎn)是推進(jìn)農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營(yíng)，促進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展的重要途徑，而尊重農(nóng)戶(hù)的流轉(zhuǎn)意愿是開(kāi)展土地流轉(zhuǎn)的基本原則。對(duì)此，賀雪峰等[9]主張辯證看待農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化，不可激進(jìn)，要切合小農(nóng)經(jīng)濟(jì)現(xiàn)狀，科學(xué)合理推進(jìn)規(guī)模經(jīng)營(yíng)。葉劍平等[10]認(rèn)為，目前我國(guó)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)還不規(guī)范，區(qū)域間流轉(zhuǎn)價(jià)格、形式都存在較大差異，市場(chǎng)發(fā)展緩慢。西藏自治區(qū)由于特殊的自然與經(jīng)濟(jì)環(huán)境制約，導(dǎo)致土地流轉(zhuǎn)總量小、市場(chǎng)發(fā)育滯后[11]。其土地流轉(zhuǎn)主要以耕地為主，林地牧草地很少發(fā)生流轉(zhuǎn)，且流轉(zhuǎn)的主要形式為代耕[12]。在以政府為主導(dǎo)的外在因素推動(dòng)下，土地流轉(zhuǎn)發(fā)生較多集中在拉薩、山南、日喀則和林芝等農(nóng)業(yè)耕作歷史悠久的地區(qū)[13]，土地流轉(zhuǎn)存在區(qū)域間差異[14]。從西藏農(nóng)牧區(qū)農(nóng)戶(hù)個(gè)體特征看，研究得出，受教育程度和非農(nóng)就業(yè)能力是影響其農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的主要因素，與朱桂麗等[3-4]的研究結(jié)論一致。研究還認(rèn)為，農(nóng)戶(hù)對(duì)土地經(jīng)營(yíng)權(quán)資產(chǎn)屬性缺乏正確認(rèn)識(shí)會(huì)制約其農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿，與黃清哲等[2]的研究結(jié)論相似。另外，研究進(jìn)一步表明，從主觀(guān)因素看，農(nóng)戶(hù)的土地情結(jié)和對(duì)改變現(xiàn)有生活狀態(tài)的接受度與其農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿負(fù)相關(guān)。受藏民族獨(dú)特文化的影響，當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶(hù)對(duì)于改變現(xiàn)有生活狀態(tài)積極性不高；同時(shí)，受傳統(tǒng)農(nóng)耕文化的長(zhǎng)期影響，其對(duì)土地具有深厚感情，制約了其對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的認(rèn)可和傾向程度，降低了其農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿。

研究雖然從理論基礎(chǔ)和技術(shù)方法上對(duì)分析西藏地區(qū)農(nóng)戶(hù)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿影響因素做了進(jìn)一步探索，但由于西藏地區(qū)自然、社會(huì)和經(jīng)濟(jì)條件復(fù)雜，土地流轉(zhuǎn)存在區(qū)域差異，分析結(jié)果并不能充分代表西藏全域，并且西藏農(nóng)牧區(qū)尚處于快速發(fā)展階段，地區(qū)社會(huì)經(jīng)濟(jì)水平的變化對(duì)其農(nóng)戶(hù)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿與行為將產(chǎn)生怎樣的影響，有必要進(jìn)一步通過(guò)擴(kuò)大調(diào)研的時(shí)空范圍進(jìn)行研究。

4 結(jié)論

個(gè)人力和地域力因素對(duì)西藏農(nóng)牧區(qū)農(nóng)戶(hù)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿具有顯著正向影響，提高農(nóng)戶(hù)的受教育程度、家庭兼業(yè)程度和非農(nóng)就業(yè)能力可促進(jìn)其農(nóng)地流轉(zhuǎn)。文化力因素對(duì)農(nóng)戶(hù)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿具有顯著負(fù)向影響，深厚的土地情結(jié)和較低的生活方式改變接受度阻礙其農(nóng)地流轉(zhuǎn)。

5 建議

西藏自治區(qū)農(nóng)戶(hù)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的推進(jìn)應(yīng)基于其各區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)實(shí)情況，不可過(guò)激和過(guò)急。西藏地區(qū)部分耕地天然細(xì)碎，地勢(shì)不平難以實(shí)現(xiàn)機(jī)械化，并不適宜規(guī)?；?，而應(yīng)采用小農(nóng)精耕細(xì)作的生產(chǎn)方式。但對(duì)于自然稟賦好的區(qū)域，應(yīng)由政府主導(dǎo)，在制度層面采取以下措施推進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)，促進(jìn)當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)的規(guī)模化和現(xiàn)代化發(fā)展。

一是鼓勵(lì)中青年農(nóng)戶(hù)回鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)。中青年人群受教育水平較高，能夠更好地理解土地流轉(zhuǎn)政策。政府部門(mén)積極鼓勵(lì)中青年少數(shù)民族農(nóng)戶(hù)回鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)，為其創(chuàng)業(yè)工作提供政策支持和資金支持，并充分發(fā)揮其榜樣作用。

二是對(duì)農(nóng)牧區(qū)農(nóng)戶(hù)的思想進(jìn)行正確引導(dǎo)。幫助農(nóng)戶(hù)理解土地產(chǎn)權(quán)歸屬問(wèn)題，農(nóng)地歸集體所有，避免農(nóng)民對(duì)土地產(chǎn)生過(guò)度的依賴(lài)。宣傳和推廣土地流轉(zhuǎn)帶領(lǐng)農(nóng)民發(fā)家致富的案例，采取科學(xué)的激勵(lì)機(jī)制，鼓勵(lì)農(nóng)戶(hù)積極主動(dòng)參與當(dāng)?shù)氐耐恋亓鬓D(zhuǎn)，如提供降息貼息等。

三是推進(jìn)產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展，大力發(fā)展高原特色產(chǎn)業(yè)。在《2015—2020西藏高原特色農(nóng)產(chǎn)品基地發(fā)展規(guī)劃》基礎(chǔ)上，進(jìn)一步因地制宜，優(yōu)化布局特色產(chǎn)業(yè)[15]。抓住將西藏建設(shè)成為世界旅游目的地的契機(jī)，將現(xiàn)代農(nóng)業(yè)與旅游業(yè)發(fā)展相結(jié)合[16]。第一，大力發(fā)展高原特色農(nóng)牧產(chǎn)業(yè)，從單一向綜合農(nóng)牧業(yè)發(fā)展；第二，擴(kuò)展產(chǎn)業(yè)鏈，提高農(nóng)牧產(chǎn)品附加值[17]，讓農(nóng)牧民擁有長(zhǎng)效的增收方式，不再過(guò)度依賴(lài)土地和種植業(yè)。

四是培育新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體，加強(qiáng)農(nóng)業(yè)合作社建設(shè)。對(duì)有意向有能力的農(nóng)戶(hù)重點(diǎn)引導(dǎo)，對(duì)貧困戶(hù)重點(diǎn)幫扶，組建專(zhuān)業(yè)合作社[18]，政府加大宣傳力度，同時(shí)提供農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)與指導(dǎo)，在資金、運(yùn)營(yíng)和管理方面提供支持，通過(guò)農(nóng)業(yè)合作社的方式實(shí)現(xiàn)土地規(guī)?；?jīng)營(yíng)。

五是轉(zhuǎn)變農(nóng)牧民教育觀(guān)念，加強(qiáng)職業(yè)教育和培訓(xùn)。政府應(yīng)加大對(duì)職業(yè)教育培訓(xùn)的財(cái)政投入力度，在12年義務(wù)教育外適時(shí)推進(jìn)職業(yè)教育和培訓(xùn)。通過(guò)職業(yè)教育，使農(nóng)戶(hù)擁有一技之長(zhǎng)，有能力創(chuàng)造就業(yè)收入，逐步提升其市民化能力。