李秋鳳，馬海霞

（1.中共新疆維吾爾自治區(qū)委員會(huì)黨校，新疆 烏魯木齊 830002；2.新疆師范大學(xué)）

0 引言

土地托管是繼土地流轉(zhuǎn)后又一土地經(jīng)營制度的創(chuàng)新。自2014年起，在國家農(nóng)發(fā)辦的大力支持下，啟動(dòng)了土地托管試點(diǎn)工作，經(jīng)過幾年的實(shí)踐已初見成效，并顯示出強(qiáng)大的生命力和廣闊前景。該創(chuàng)新制度較好地解決了“誰來種地”“怎樣種地”的問題。昌吉州作為新疆土地托管的創(chuàng)新試點(diǎn)區(qū)，對(duì)其土地托管現(xiàn)狀及運(yùn)行情況進(jìn)行研究有著極其重要的現(xiàn)實(shí)意義。目前昌吉州有較好的土地規(guī)?；A(chǔ)，較高的農(nóng)業(yè)綜合機(jī)械化水平的技術(shù)支持，土地托管規(guī)模不斷擴(kuò)大，專業(yè)合作社、供銷合作社已成為土地托管社會(huì)化服務(wù)的主體，并形成了以兼業(yè)農(nóng)戶、種植大戶為主的土地托管委托方，以半托管為主的土地托管服務(wù)形式，委托—代理的運(yùn)行方式已初步顯現(xiàn)。但是，農(nóng)戶參與的意愿不強(qiáng)烈等問題較為凸顯。

土地托管的實(shí)質(zhì)是委托關(guān)系的產(chǎn)生，委托代理博弈過程中農(nóng)戶是易遭受利益損失的一方。農(nóng)戶作為有限理性人，當(dāng)簽署的合約期限到期后，農(nóng)戶將不會(huì)再繼續(xù)選擇土地托管，即退出土地托管的市場，這意味著在缺乏管理監(jiān)督的機(jī)制條件下，現(xiàn)有土地托管市場的委托方逐漸減少。然而昌吉州作為土地托管的后發(fā)地區(qū)，能夠理性認(rèn)知土地托管的農(nóng)戶本就不多，敢于“吃螃蟹”的農(nóng)戶更是占少數(shù)，委托方的嚴(yán)重萎縮勢必會(huì)影響到昌吉州土地托管的發(fā)展。由此可見，在制度規(guī)范建立的同時(shí)，潛在委托方的參與意愿需要特別關(guān)注，即如何更好地激勵(lì)農(nóng)戶參與土地托管的相關(guān)研究顯得尤為重要。在已有的研究中[1]，通過對(duì)沈陽地區(qū)農(nóng)戶參與土地托管意愿的分析表明，若農(nóng)戶獲得非農(nóng)業(yè)就業(yè)的機(jī)會(huì)越大、對(duì)于土地托管的認(rèn)知越全面、家中越缺少農(nóng)機(jī)，其參與土地托管的意愿就越強(qiáng)烈；通過對(duì)江蘇省的3個(gè)樣本市調(diào)查發(fā)現(xiàn)[2]，農(nóng)戶的文化程度越高、家庭月收入越高，其托管意愿越強(qiáng)烈，此外其參與土地托管的認(rèn)知行為及態(tài)度也對(duì)農(nóng)戶接納土地托管有積極作用；基于對(duì)種糧農(nóng)戶土地托管需求行為的研究表明[3]，一般農(nóng)戶的土地托管需求行為受農(nóng)戶的個(gè)人特征、農(nóng)戶對(duì)土地托管的認(rèn)知以及其家庭土地特征的影響顯著。本文基于現(xiàn)有的研究基礎(chǔ)，結(jié)合昌吉州農(nóng)戶特點(diǎn)，對(duì)可能影響農(nóng)戶參與土地托管的因素進(jìn)行實(shí)證分析，以期獲得相關(guān)結(jié)論，為提出提升農(nóng)戶參與意愿，促進(jìn)昌吉州土地托管推廣的合理建議奠定基礎(chǔ)。

1 數(shù)據(jù)及樣本描述

1.1 問卷設(shè)計(jì)

根據(jù)已有的研究可知，農(nóng)戶特征、農(nóng)業(yè)經(jīng)營環(huán)境、政府政策、農(nóng)戶對(duì)土地托管的認(rèn)知等都對(duì)其參與土地托管的意愿有一定的影響。為了解昌吉州農(nóng)戶參與土地托管的意愿，本文結(jié)合已有的研究成果和昌吉州的實(shí)際情況，梳理以下5個(gè)方面的影響因素：農(nóng)戶個(gè)人特征、農(nóng)戶家庭特征、農(nóng)戶農(nóng)業(yè)經(jīng)營情況以及農(nóng)戶對(duì)土地托管的認(rèn)知及其他。圍繞這5個(gè)方面共設(shè)置了38個(gè)問題。

這5個(gè)方面分別是：一是農(nóng)戶個(gè)人特征，包括受訪者的性別、年齡、受教育程度、社會(huì)身份、身體健康狀況。二是農(nóng)戶家庭特征包括其家庭人口數(shù)量、勞動(dòng)力數(shù)量、家庭年收入、務(wù)農(nóng)收入、其他經(jīng)濟(jì)來源等。三是農(nóng)戶進(jìn)行農(nóng)業(yè)經(jīng)營的情況，包括耕地面積、土地分散程度、均分地塊面積、種植的種類、擁有農(nóng)機(jī)種類的數(shù)量、耕地單產(chǎn)情況及畝均租金，以上方面主要是從客觀的角度去考慮影響因素。四是農(nóng)戶對(duì)于土地托管的認(rèn)知方面包括其對(duì)土地托管的知曉度、辨識(shí)度和心理預(yù)期方面的考量。五是包含政府政策方面因素，考察在政府采取積極政策的情況下是否能夠促進(jìn)農(nóng)戶的積極參與。

1.2 數(shù)據(jù)來源

本次調(diào)研通過對(duì)3個(gè)樣本縣市的12個(gè)村采取隨機(jī)走訪的方式，共發(fā)放調(diào)查問卷222份，收回調(diào)查問卷222份，在對(duì)調(diào)查問卷的信息甄別和處理后，有12份問卷存在信息失效的問題，即最終有效問卷數(shù)為210份，樣本有效率為94.6%。本文用于實(shí)證分析的全部數(shù)據(jù)均來自于2019年10月至2020年1月運(yùn)用半結(jié)構(gòu)訪談和發(fā)放調(diào)查問卷的方式獲得。

1.3 樣本特征分析

樣本農(nóng)戶中，男性所占樣本比例為88.6%，有近三分之一耕地的農(nóng)戶在35～44歲之間，且大部分農(nóng)戶的年齡在45歲以上，可以看出當(dāng)?shù)剞r(nóng)耕主力為中老年。初中及以下學(xué)歷的占比為84.3%，而大專及以上教育程度的樣本為零，這說明當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶的受教育程度普遍較低。有77.1%的比例為普通農(nóng)戶，即其通過務(wù)農(nóng)及務(wù)工的方式獲得全部收入，12.9%的為村干部，10.0%的為合作社組織者。大部分的被調(diào)查者認(rèn)為自己的身體健康狀況較為一般，7.1%的農(nóng)戶認(rèn)為自己的健康狀況不太好即患有部分慢性疾病，有5.7%的農(nóng)戶有重大疾病，導(dǎo)致其行動(dòng)不便。

從農(nóng)戶對(duì)土地托管的認(rèn)知來看，57.1%的農(nóng)戶聽說過土地托管，且通過親戚朋友熟人講述，電視、報(bào)刊網(wǎng)絡(luò)傳媒了解，村委會(huì)及土地托管組織宣傳渠道知曉的比例分別為39.0%、19.5%、12.2%、29.3%。在對(duì)于土地托管和流轉(zhuǎn)辨別的問題中[6]，有60%的農(nóng)戶認(rèn)為土地托管和土地流轉(zhuǎn)不一樣，剩余的農(nóng)戶中有42.9%認(rèn)為二者一樣，有57.1%的不清楚。52.9%的農(nóng)戶認(rèn)為土地托管相較于自己種植存在著較大的風(fēng)險(xiǎn)，有30.0%的農(nóng)戶與前者觀點(diǎn)相反，還有少部分認(rèn)為兩種情況的風(fēng)險(xiǎn)差不多。61.4%的農(nóng)戶對(duì)于土地托管的發(fā)展保持較樂觀的態(tài)度，24.3%的農(nóng)戶持相反的態(tài)度，剩下的農(nóng)戶持觀望態(tài)度。有52.9%的農(nóng)戶表示在其生產(chǎn)生活附近沒有托管組織，明確其附近有土地托管組織的農(nóng)戶的占比為22.9%，12.9%的農(nóng)戶表示目前有關(guān)于土地托管的補(bǔ)貼政策，有65.7%的農(nóng)戶表示當(dāng)?shù)啬壳吧形闯雠_(tái)有關(guān)于土地托管的補(bǔ)貼，有21.4%的農(nóng)戶表示對(duì)該方面的信息不太清楚，經(jīng)過筆者調(diào)研確認(rèn)昌吉州目前尚未出臺(tái)有關(guān)土地托管的補(bǔ)貼政策，若政府給予土地托管政策支持，有55.7%的農(nóng)戶表示愿意采納，12.9%比例的農(nóng)戶表示將隨大流，從調(diào)研的結(jié)果來看，這12.9%的比例可轉(zhuǎn)化為有意愿參與土地托管的比例，即政府若給予政策支持能夠較大程度的激勵(lì)農(nóng)戶參與到土地托管中，提高的意愿比例表明了政府的公信力和影響力發(fā)揮的作用。

2 模型構(gòu)建及結(jié)果分析

2.1 模型設(shè)定

該階段主要考察農(nóng)戶參與土地托管的意愿問題，本文選取農(nóng)戶參加土地托管的意愿為因變量。該因變量是分類變量，即在樣本調(diào)查的過程中，農(nóng)戶參與土地托管意愿的選擇分為“愿意參與土地托管”賦值為“1”，“不愿意參與土地托管”賦值為“0”2種情況。即本文所考察的因變量為二分量，且該變量的取值不存在內(nèi)在的順序關(guān)系。一般的線性回歸模型要求被解釋變量為定量變量，而本文的被解釋變量為分類型變量，因此，此情況下一般的線性回歸模型不再適用。為更好地研究影響農(nóng)戶參與土地托管意愿的問題，并探討變量間的影響關(guān)系，二項(xiàng)Logistic回歸分析方法是較為適用有效的方法。

二項(xiàng)Logistic回歸的實(shí)證分析思路如下：

公式（1）中，因變量只有2個(gè)分類，p是因變量y=1的概率，1-p是y=0的概率，因此，可以寫為

公式（1）則表示為農(nóng)戶參與土地托管的概率P是由解釋變量（農(nóng)戶個(gè)人特征、農(nóng)戶家庭特征、農(nóng)戶經(jīng)營情況、農(nóng)戶對(duì)土地托管的認(rèn)知及其他的具體因素）組成的非線性函數(shù)。該方程式中β0為常數(shù)項(xiàng)，βk為解釋變量的偏回歸系數(shù)，其符號(hào)和數(shù)值說明解釋變量對(duì)農(nóng)戶參與土地托管的影響方向和大小。公式（2）表示將農(nóng)戶不愿參與土地托管的類別作為參照類別，分析農(nóng)戶愿意參與土地托管與該參照類別的對(duì)比情況。

2.2 變量說明

為確保回歸模型的有效性，除了從專業(yè)的角度篩選對(duì)農(nóng)戶參與土地托管意愿變化具有影響的變量外，筆者對(duì)各入選變量通過相關(guān)分析檢驗(yàn)，從相關(guān)系數(shù)在0.8以上的2個(gè)變量中選一；除此之外對(duì)于數(shù)據(jù)較完備、測量誤差低的變量進(jìn)行了優(yōu)先的選擇。本文的變量設(shè)定如下：選擇農(nóng)戶參與土地托管的意愿為因變量，即為解釋變量，其中農(nóng)戶愿意參與土地托管=1，農(nóng)戶不愿意參與土地托管=0。自變量即解釋變量仍由5個(gè)部分的具體影響因素組成，各變量的具體設(shè)置即符號(hào)和定義以及各因變量的均值如表1所示：

表1 變量說明

2.3 實(shí)證結(jié)果分析

應(yīng)用SPSS 20.0對(duì)上述變量運(yùn)用二項(xiàng)Logistic回歸分析。將“農(nóng)戶參與土地托管的意愿”設(shè)置為因變量，采用Forward：LR方法，經(jīng)過七步迭代后，模型的似然比卡方值越來越大，且到最佳回歸模型時(shí)，卡方值為81.102且對(duì)應(yīng)的p值0.000小于檢驗(yàn)值0.05，說明了模型的合理性。采用Forward：LR法構(gòu)建模型后，回歸結(jié)果中“-2對(duì)數(shù)似然值”為15.424，關(guān)系強(qiáng)度系數(shù)“Cox&Snell R方”為0.686以及“Nagelkerke R方”為0.917，模型的顯著概率為0.000均說明方程具有合理性及較好的擬合程度，與先前驗(yàn)證的內(nèi)容相吻合，進(jìn)一步驗(yàn)證了該特點(diǎn)?；貧w方程最終納入7個(gè)解釋變量，與最初設(shè)計(jì)的各影響類別有一定出入，通過變量回歸結(jié)果可知，影響農(nóng)戶參與土地托管的因素主要涉及農(nóng)戶農(nóng)業(yè)經(jīng)營情況、對(duì)土地托管認(rèn)知和政府政策相關(guān)的方面。

2.3.1 農(nóng)戶農(nóng)業(yè)經(jīng)營情況與參與土地托管意愿

主題學(xué)習(xí)模式的局限性是設(shè)計(jì)學(xué)習(xí)活動(dòng)困難，故不是每位教師都能熟練自如地應(yīng)用。學(xué)習(xí)活動(dòng)設(shè)計(jì)得好壞直接影響學(xué)生的學(xué)習(xí)效果，無論是學(xué)生還是教師，都很難把握所選主題的大小、難易程度、意義價(jià)值等，這在一定程度上阻礙了主題學(xué)習(xí)的推廣。

農(nóng)戶農(nóng)業(yè)經(jīng)營情況方面的具體變量有耕地面積、種植種類、擁有農(nóng)機(jī)種類數(shù)量和耕地單產(chǎn)情況，前兩者均通過5%的顯著水平檢驗(yàn)，且耕地面積為負(fù)相關(guān)，即耕地面積越大，農(nóng)戶愿意參與土地托管的意愿越小，但該因素的影響程度較小。種植的種類為正相關(guān)，即農(nóng)戶的種植結(jié)構(gòu)越豐富，其愿意參與土地托管的意愿越大，農(nóng)戶之所以豐富種植作物的種類一方面是為了規(guī)避單一的風(fēng)險(xiǎn)，二是為了增加收益，但在其能力有限的情況下風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避和收益增加都表現(xiàn)較顯著的不確定性，因此其更愿意參與土地托管[7]。

擁有農(nóng)機(jī)種類數(shù)的回歸系數(shù)為負(fù)且通過了10%的顯著性檢驗(yàn)，即表明農(nóng)戶所擁有的農(nóng)機(jī)類別越多其參與土地托管的意愿越弱，這可以體現(xiàn)出機(jī)械化生產(chǎn)對(duì)于農(nóng)戶耕地的重要性，也表明了在當(dāng)?shù)剞r(nóng)耕生產(chǎn)的過程中農(nóng)機(jī)取代大部分人工勞作的事實(shí)。

耕地單產(chǎn)情況，在其他解釋變量一定的情況下，相比于耕地單產(chǎn)比別人高的，耕地單產(chǎn)低的使Logit（P）升高了9.358個(gè)單位，而耕地單產(chǎn)情況和別人差不多的升高7.562個(gè)單位，即農(nóng)戶耕地單產(chǎn)的情況較大程度影響著其參與意愿。

2.3.2 農(nóng)戶認(rèn)知與參與土地托管意愿

是否知曉土地托管的情況一的回歸系數(shù)為正且通過了5%的顯著性檢驗(yàn)，即相對(duì)于不知道土地托管的情況而言，知道土地托管會(huì)增加農(nóng)戶參與意愿的5.492個(gè)單位，這說明土地托管的提供是符合農(nóng)戶對(duì)于土地管理方式的需求的。

另外決定農(nóng)戶最終是否會(huì)參與土地托管還與農(nóng)戶對(duì)土地托管的預(yù)期高度相關(guān)，農(nóng)戶的預(yù)期則表明著土地托管可能的發(fā)展前景，這一預(yù)期是基于對(duì)當(dāng)下農(nóng)耕發(fā)展的認(rèn)知、對(duì)托管組織的印象、對(duì)托管運(yùn)行的制度、對(duì)托管成效的可靠性的綜合評(píng)分。

2.3.3 政府政策激勵(lì)與參與土地托管意愿

在相對(duì)于若有政策支持對(duì)參與土地托管保持觀望的情況來看，有政策支持愿意選擇托管的農(nóng)戶最終在土地托管的意愿上保持同向的選擇，而在有政策支持的情況下都不愿選擇土地托管的農(nóng)戶在實(shí)際的抉擇中也與此保持更高的一致性，即相關(guān)的政策對(duì)于農(nóng)戶參與土地托管有激勵(lì)作用。

3 結(jié)論

通過模型分析，得到了主要影響農(nóng)戶參與土地托管的三方面因素及其相關(guān)的指標(biāo)，從一開始的分析框架及最終的回歸方程來看，農(nóng)戶的個(gè)人特征及其家庭的特征對(duì)于其參與意愿沒有占據(jù)主導(dǎo)的影響地位。農(nóng)戶農(nóng)業(yè)經(jīng)營情況方面影響農(nóng)戶參與意愿的具體變量有耕地面積、種植種類、擁有農(nóng)機(jī)種類數(shù)量和耕地單產(chǎn)情況，不難看出這些變量背后實(shí)則是農(nóng)戶對(duì)于其生產(chǎn)投入、效率、風(fēng)險(xiǎn)的考量，即農(nóng)戶對(duì)于自身農(nóng)業(yè)經(jīng)營的評(píng)估對(duì)其參與土地托管的意愿有較大的影響。根據(jù)調(diào)研數(shù)據(jù)可知，樣本農(nóng)戶中僅有占比為57.1%的農(nóng)戶聽說過土地托管，且有61.4%的農(nóng)戶對(duì)土地托管未來的發(fā)展持較為樂觀的態(tài)度，且這兩個(gè)因素都顯著影響著農(nóng)戶參與土地托管的意愿，即農(nóng)戶對(duì)于土地托管的認(rèn)知的引導(dǎo)是需要關(guān)注的。此外政府政策的激勵(lì)作用也能夠誘生更強(qiáng)烈的土地托管意愿。綜合以上分析可知引導(dǎo)農(nóng)戶加強(qiáng)對(duì)土地托管的認(rèn)知和出臺(tái)對(duì)于農(nóng)戶來說有較大激勵(lì)作用的相關(guān)政策，能從外部提高農(nóng)戶參與土地托管的意愿，即擴(kuò)大土地托管市場的需求，促進(jìn)土地托管的推廣和發(fā)展。另外研究影響農(nóng)戶參與土地托管意愿的影響因素，也有助于土地托管的組織更精準(zhǔn)的判別其潛在客戶人群，讓推行者能夠有章可循的去提升和滿足農(nóng)戶的需求。