吳楚月， 支曉娟*， 王景新

(1.河海大學 公共管理學院， 江蘇 南京 211100； 2.浙江大學 土地與國家發(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，西藏社會經(jīng)濟正處于快速發(fā)展時期，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)略的實施，進一步推動其土地流轉(zhuǎn)勢在必行[1]。厘清此類經(jīng)濟基礎薄、增長快的民族地區(qū)農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的主要影響因素，可為此類地區(qū)制定針對性的農(nóng)地流轉(zhuǎn)政策，適度、科學、有序推進農(nóng)地流轉(zhuǎn)提供一定參考。【前人研究進展】黃清哲等[2]于2014年和2019年對西藏拉薩、日喀則、山南、林芝的農(nóng)戶調(diào)查發(fā)現(xiàn)，當?shù)赝恋亓鬓D(zhuǎn)率有小幅度提高，但總體遠低于全國水平，流轉(zhuǎn)方式較單一，政府作用顯著。農(nóng)牧民產(chǎn)權意識模糊、二三產(chǎn)業(yè)發(fā)展不足、勞動力轉(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)戶主觀方面的最主要影響因素是其自身認知因素。另外，提高非農(nóng)就業(yè)和養(yǎng)老保障水平能夠促進農(nóng)牧民的土地流轉(zhuǎn)行為[4]。【研究切入點】目前對西藏自治區(qū)農(nóng)戶農(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)意愿影響因素相關研究中，已有運用分布式認知理論和結構方程模型的探索[5]，可作為分析西藏地區(qū)農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿影響因素的借鑒?！緮M解決的關鍵問題】基于分布式認知理論，利用對西藏農(nóng)牧區(qū)的實地調(diào)研數(shù)據(jù)，建立結構方程模型分析農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的影響因素，為科學推進西藏農(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)略的有效實施提供決策依據(jù)。

1 數(shù)據(jù)來源與方法

1.1 研究區(qū)概況

西藏自治區(qū)是我國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)計年鑒》(2020)中西藏各縣區(qū)的分類，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)濟快速增長期和城鎮(zhèn)化起步加速期。2019年全區(qū)GDP達1 697.82億元，增速8.1%，位列全國第二，人均GDP達48 902元。城鎮(zhèn)化率31.54%，遠低于全國水平，城鄉(xiāng)人口轉(zhuǎn)移潛力很大。產(chǎn)業(yè)結構方面，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，說明農(nóng)業(yè)存在勞動力冗余。2019年耕地面積同比增長1.19%，遠低于10.1%的人口自然增長率，勢必導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)有自身獨特的文化，農(nóng)牧民善良溫和。當?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)戶賴以生存的最主要資源，非農(nóng)謀生渠道相對內(nèi)地少，因此農(nóng)牧民有更強烈的重土情節(jié)。教育方面，傳統(tǒng)農(nóng)牧業(yè)對勞動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較低，對新事物的接受程度也較低。

1.2 數(shù)據(jù)來源

根據(jù)《中國綜合農(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，采用實地發(fā)放紙質(zhì)問卷方式進行，直接對農(nóng)戶進行題項解釋，回收問卷450份，其中有效問卷377份，占比83.78%。其他社會經(jīng)濟數(shù)據(jù)來自西藏統(tǒng)計年鑒及西藏自治區(qū)政府網(wǎng)站公開數(shù)據(jù)。

1.3 研究方法

1.3.1 分布式認知理論 分布式認知理論(Distributed Cognition Theory，DCT)是綜合認知科學、認知人類學和社會科學等各個社會相關學科的部分理論的更全面和系統(tǒng)的認知理論，而傳統(tǒng)認知科學通常不考慮社會及所處的文化情境[7]。分布式認知因素影響的研究中，HATCH和GARDNER提出同心圓圈層模型[8]，從個人力、地域力和文化力3個層次概括影響分布式認知的因素。最外圈層的“文化力”超越特定情境，屬于普適因素，對個體認知產(chǎn)生潛移默化的間接影響，表現(xiàn)為政策、習俗和信仰；中間圈層的“地域力”表示個體所處某一特定區(qū)域的資源和同屬同一區(qū)域的其他個體，這些客觀環(huán)境因素對個體認知產(chǎn)生直接影響；“個人力”屬于模型的核心因素圈，是個體的經(jīng)驗和特性，指可以影響個體能力發(fā)展和認識差異的個人因素。個體認知決定行為，個體之間也會隨之產(chǎn)生相互影響。就農(nóng)戶的農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿而言，在一定社會條件下，農(nóng)戶間農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為決策的差異，根本上是對于土地資產(chǎn)屬性的認知差異。農(nóng)戶對農(nóng)地流轉(zhuǎn)的意愿是其在認知“修飾”后的最終結果，“土地流轉(zhuǎn)認知”可充分解釋其農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿?；诖耍瑢⑥r(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿界定為農(nóng)戶參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)的傾向和認可度，建立農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿分析框架(圖2)，并提出3個假設：H1，個人力對農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿有正向顯著影響；H2，地域力對農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿有正向顯著影響；H3，文化力對農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿有負向顯著影響。

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

1.3.2 結構方程模型 結構方程模型(SEM)也被稱為斜方差結構分析，可定量分析顯變量、潛變量與測量誤差間的相互關系。相較于多元回歸等統(tǒng)計分析方法在分析時會忽略誤差的存在，結構方程模型設置誤差項，能夠得到更加科學合理的分析結果。該模型中潛變量和可測變量間的測量方程：

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的觀測變量，y為η的觀測變量。Λx為外生顯變量與潛變量間的關系，Λy為內(nèi)生顯變量與潛變量間的關系，δ和ε為誤差項。

各潛變量間的關系及未能解釋的變化，采用結構模型進行解釋：

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)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿分析框架，借鑒相關研究的指標選擇與量表設計成果，采用李克特五點量表設計20個題項(表1)，作為結構方程模型的各變量，并在模型擬合前對其樣本數(shù)據(jù)(通過問卷調(diào)查獲得)進行信度和結構效度檢驗，判斷其是否可用于建模。其中，效度檢驗分別采用探索性因子分析(EFA)和驗收性因子分析(CFA)方法。結構方程模型擬合采用AMOS 24.0以極大似然法進行，并繪制其全路徑圖。

表1 結構方程模型的變量及其量表設計

2 結果與分析

2.1 被調(diào)查農(nóng)戶的個體特征

從表2看出，調(diào)查對象均為農(nóng)戶家庭戶主或者核心成員。農(nóng)戶類型具有廣泛性，純農(nóng)戶18戶，占4.7%；半純農(nóng)戶77戶，占20.4%；兼業(yè)戶146戶，占38.7%；半兼業(yè)戶62戶，占16.4%；非農(nóng)戶占19.6%。另外，35歲以下的農(nóng)戶占比僅為2.1%，45～54歲的農(nóng)戶占比最高，為49.7%；初中和小學文化程度的農(nóng)戶占比分別為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)戶大多從小從事傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)種植，對土地的感情深厚，以土地謀生，對外部世界了解較少，受個人生活經(jīng)驗和祖輩傳統(tǒng)思想的影響，對土地的依賴性極大，主觀上一般不愿將土地轉(zhuǎn)出。

表2 被調(diào)查農(nóng)戶的個體特征統(tǒng)計

2.2 變量樣本檢驗

2.2.1 信度檢驗 一般認為，信度檢驗中克隆巴赫Alpha系數(shù)在0.7以上較為適宜。檢驗結果顯示，個人力、地域力、文化力和農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿調(diào)查項的該系數(shù)分別為0.780、0.911、0.863和0.750，均大于0.70。同時，從題項看，任一題目修正后的項與總計相關性(CITI)均大于0.50，且刪除某題后其對應維度的信度系數(shù)均有所下降。表明，各個維度內(nèi)部的一致性均表現(xiàn)良好，具有較高的可信度，可采用結構方程模型進行分析。

2.2.2 效度檢驗 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球形檢驗近似卡方值為3 453.551，P<0.001，說明量表可進行因子分析。EFA共提取個人力、地域力、文化力和農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿4個公因子，能解釋63.629%的變異量，說明這4個公因子可有效解釋量表的20個題目；20個題目的共同度均大于0.40，說明各題目對公因子的解釋率可達40%以上，題目的因子載荷在0.683～0.845，均大于0.50，且無多重載荷，說明題目與所屬維度的對應性較好。

同時，經(jīng)驗證性因子分析考察結構效度得出，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(簡約系數(shù))為0.746，測量模型各擬合指標達到標準值，說明其結構效度符合統(tǒng)計學標準。個人力、地域力、文化力、農(nóng)戶農(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)指標中，除個人力接近0.50外，地域力、文化力、農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿分別為0.538、0.562和0.604，均大于0.50，因此可認為各變量的組合信度和收斂效度均達到統(tǒng)計學測量標準。另外，每個題目在其對應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)計學意義，說明所設變量通過驗證性因子分析，具有較好的結構效度。

2.3 相關系數(shù)估計

采用Pearson相關系數(shù)估計得出，個人力、地域力和文化力與農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿存在如下關系：個人力與其顯著正相關(r=0.341，P<0.001)；地域力與其顯著正相關(r=0.379，P<0.001)；文化力與其顯著負相關(r=-0.408，P<0.001)。

2.4 結構方程模型與研究假設的驗證

從表3看出，除RMSEA外，其他擬合指標均符合標準值，表明所得模型通過驗證，可用于分析農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的影響因素。從表4可知，個人力、地域力和文化力與農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的標準化路徑系數(shù)分別為0.255、0.260和-0.388，且均在0.1%水平顯著。表明，個人力和地域力對農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿具有顯著正向影響；文化力對農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿具有顯著負向影響。研究提出的3個假設均成立。

表3 結構方程模型擬合指標

表4 研究假設檢驗結果

2.5 農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的影響因素

根據(jù)通過驗證的3個研究假設和結構方程模型全路徑(圖3)，研究區(qū)農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿主要受以下因素影響。

圖3 農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的結構方程模型全路徑

2.5.1 個人力 其對農(nóng)戶土地流轉(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，說明教育對個人力的影響最深遠，若想要改變農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿，提高農(nóng)戶受教育程度最有效。家庭兼業(yè)程度的因子載荷僅次于受教育程度，為0.73，說明農(nóng)戶的非農(nóng)收入對其農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的影響也較明顯。

2.5.2 地域力 其對農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿的路徑系數(shù)為0.26，為顯著正向影響。其中，非農(nóng)技術培訓滿意度和承包地面積的因子載荷分別為0.83和0.81，說明農(nóng)戶的非農(nóng)就業(yè)能力越強，其流轉(zhuǎn)土地的意愿就越強；承包地面積越大，家庭糧食產(chǎn)量足夠，距離較遠的地塊耕種難度越大，農(nóng)戶越傾向于將此類土地流出，集中耕作近處地塊。家庭成員外出務工年限的因子載荷為0.72，說明家庭成員外出務工的經(jīng)驗越豐富，家庭更容易接觸到非農(nóng)就業(yè)機會，對土地的依賴性減弱，進而提高其農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿。

2.5.3 文化力 其對農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿的路徑系數(shù)為-0.39，為顯著負向影響。其中，土地情結和生活方式改變接受度的因子載荷分別為0.82和0.81，說明制約農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)最主要的因素是文化觀念和生活態(tài)度。農(nóng)戶對土地的感情越大，對改變當下生活的抵觸態(tài)度越強，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)價格認知的因子載荷均為0.71，說明農(nóng)戶如對土地流轉(zhuǎn)政策缺乏正確認識，對土地經(jīng)營權資產(chǎn)屬性認識不夠充分，將對其農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿產(chǎn)生負面影響。

3 討論

土地流轉(zhuǎn)是推進農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營，促進農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展的重要途徑，而尊重農(nóng)戶的流轉(zhuǎn)意愿是開展土地流轉(zhuǎn)的基本原則。對此，賀雪峰等[9]主張辯證看待農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化，不可激進，要切合小農(nóng)經(jīng)濟現(xiàn)狀，科學合理推進規(guī)模經(jīng)營。葉劍平等[10]認為，目前我國農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)還不規(guī)范，區(qū)域間流轉(zhuǎn)價格、形式都存在較大差異，市場發(fā)展緩慢。西藏自治區(qū)由于特殊的自然與經(jīng)濟環(huán)境制約，導致土地流轉(zhuǎn)總量小、市場發(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]。在以政府為主導的外在因素推動下，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)戶個體特征看，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]的研究結論一致。研究還認為，農(nóng)戶對土地經(jīng)營權資產(chǎn)屬性缺乏正確認識會制約其農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿，與黃清哲等[2]的研究結論相似。另外，研究進一步表明，從主觀因素看，農(nóng)戶的土地情結和對改變現(xiàn)有生活狀態(tài)的接受度與其農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿負相關。受藏民族獨特文化的影響，當?shù)剞r(nóng)戶對于改變現(xiàn)有生活狀態(tài)積極性不高；同時，受傳統(tǒng)農(nóng)耕文化的長期影響，其對土地具有深厚感情，制約了其對農(nóng)地流轉(zhuǎn)的認可和傾向程度，降低了其農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿。

研究雖然從理論基礎和技術方法上對分析西藏地區(qū)農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿影響因素做了進一步探索，但由于西藏地區(qū)自然、社會和經(jīng)濟條件復雜，土地流轉(zhuǎn)存在區(qū)域差異，分析結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)社會經(jīng)濟水平的變化對其農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿與行為將產(chǎn)生怎樣的影響，有必要進一步通過擴大調(diào)研的時空范圍進行研究。

4 結論

個人力和地域力因素對西藏農(nóng)牧區(qū)農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿具有顯著正向影響，提高農(nóng)戶的受教育程度、家庭兼業(yè)程度和非農(nóng)就業(yè)能力可促進其農(nóng)地流轉(zhuǎn)。文化力因素對農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿具有顯著負向影響，深厚的土地情結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)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)的推進應基于其各區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展現(xiàn)實情況，不可過激和過急。西藏地區(qū)部分耕地天然細碎，地勢不平難以實現(xiàn)機械化，并不適宜規(guī)?；茫鴳捎眯∞r(nóng)精耕細作的生產(chǎn)方式。但對于自然稟賦好的區(qū)域，應由政府主導，在制度層面采取以下措施推進農(nóng)地流轉(zhuǎn)，促進當?shù)剞r(nóng)業(yè)的規(guī)?；同F(xiàn)代化發(fā)展。

一是鼓勵中青年農(nóng)戶回鄉(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。政府部門積極鼓勵中青年少數(shù)民族農(nóng)戶回鄉(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。

二是對農(nóng)牧區(qū)農(nóng)戶的思想進行正確引導。幫助農(nóng)戶理解土地產(chǎn)權歸屬問題，農(nóng)地歸集體所有，避免農(nóng)民對土地產(chǎn)生過度的依賴。宣傳和推廣土地流轉(zhuǎn)帶領農(nóng)民發(fā)家致富的案例，采取科學的激勵機制，鼓勵農(nóng)戶積極主動參與當?shù)氐耐恋亓鬓D(zhuǎn)，如提供降息貼息等。

三是推進產(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》基礎上，進一步因地制宜，優(yōu)化布局特色產(chǎn)業(yè)[15]。抓住將西藏建設成為世界旅游目的地的契機，將現(xiàn)代農(nóng)業(yè)與旅游業(yè)發(fā)展相結合[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)牧民擁有長效的增收方式，不再過度依賴土地和種植業(yè)。

四是培育新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體，加強農(nóng)業(yè)合作社建設。對有意向有能力的農(nóng)戶重點引導，對貧困戶重點幫扶，組建專業(yè)合作社[18]，政府加大宣傳力度，同時提供農(nóng)業(yè)技術培訓與指導，在資金、運營和管理方面提供支持，通過農(nóng)業(yè)合作社的方式實現(xiàn)土地規(guī)?；?jīng)營。

五是轉(zhuǎn)變農(nóng)牧民教育觀念，加強職業(yè)教育和培訓。政府應加大對職業(yè)教育培訓的財政投入力度，在12年義務教育外適時推進職業(yè)教育和培訓。通過職業(yè)教育，使農(nóng)戶擁有一技之長，有能力創(chuàng)造就業(yè)收入，逐步提升其市民化能力。