玉蘇普江·安外爾，阿依吐爾遜·沙木西，麥爾哈巴·阿卜杜喀迪爾，艾尼瓦爾·玉斯甫

（新疆農(nóng)業(yè)大學(xué)管理學(xué)院，烏魯木齊 830052）

中國(guó)農(nóng)戶耕地收入雖然不斷上升，但是單靠種地的收入滿足不了農(nóng)戶對(duì)高水平生活的需求，隨著城市就業(yè)機(jī)會(huì)的增加，年輕一代農(nóng)民不愿意種地的思想和不了解科學(xué)種地的方法是急需解決的問題［1］。農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移，土地撂荒現(xiàn)象隨之而來(lái)，在此背景下，形成農(nóng)業(yè)生產(chǎn)社會(huì)化服務(wù)，很多地方在沒有發(fā)生土地流轉(zhuǎn)的情況下，農(nóng)戶將農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管給供銷合作社、農(nóng)機(jī)大戶或農(nóng)民合作社，農(nóng)戶交一定的托管費(fèi)，收成歸農(nóng)戶，既實(shí)現(xiàn)了規(guī)模經(jīng)營(yíng)，又解決了土地流轉(zhuǎn)費(fèi)上升的困擾，避免了“非糧化”現(xiàn)象的蔓延，效果較好。2014 年中央一號(hào)文件提出土地“托管式”，文件確定，要深化農(nóng)村土地制度改革，以解決好“地怎么種”為導(dǎo)向，加快構(gòu)建新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)體系。2016 年中央一號(hào)文件提出“土地托管”，2017 年中央一號(hào)文件第一部分第六條指出“積極發(fā)展適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)，推廣土地托管服務(wù)模式”［2］。2022 年中央一號(hào)文件指出，聚焦關(guān)鍵薄弱環(huán)節(jié)和小農(nóng)戶，加快發(fā)展農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)，支持農(nóng)業(yè)服務(wù)公司、農(nóng)民合作社、農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織、基層供銷合作社等各類主體大力發(fā)展單環(huán)節(jié)、多環(huán)節(jié)、全程生產(chǎn)托管服務(wù)，開展訂單農(nóng)業(yè)、加工物流、產(chǎn)品營(yíng)銷等，提高種糧綜合效益。

李秋鳳等［3］探討了關(guān)于農(nóng)戶參與土地托管意愿的影響因素，得出農(nóng)戶農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)情況和農(nóng)戶對(duì)土地托管的認(rèn)知，影響農(nóng)戶參與土地托管的意愿。研究發(fā)現(xiàn)，政府積極引導(dǎo)農(nóng)戶參與土地托管是推進(jìn)該經(jīng)營(yíng)的發(fā)展對(duì)策，農(nóng)戶清楚政策，才能放心自愿積極地參與托管服務(wù)［4］。從服務(wù)主體的角度來(lái)講，資金匱乏導(dǎo)致服務(wù)范圍和服務(wù)質(zhì)量受限［5］。馮鶴等［6］認(rèn)為，土地托管存在的問題主要是農(nóng)村金融發(fā)展落后、托管監(jiān)管制度不完善、農(nóng)戶在沒有其他收入的情況下，大量時(shí)間從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，而不愿意將土地托管。賈繼彬［7］從計(jì)劃行為理論的角度出發(fā)解釋了農(nóng)戶參與托管的影響因素，當(dāng)農(nóng)戶對(duì)托管行為評(píng)價(jià)為正向時(shí)，會(huì)產(chǎn)生積極促進(jìn)作用，通過正向評(píng)價(jià)農(nóng)戶感知到土地托管本身有利于增加家庭收益，增加外部動(dòng)機(jī)對(duì)托管行為和意愿產(chǎn)生一定的影響。陳俊金等［8］從農(nóng)戶的個(gè)人特征、從業(yè)情況、兼業(yè)情況等方面分析了農(nóng)戶參與土地托管的情況。

新疆維吾爾自治區(qū)疏勒縣轄3 鎮(zhèn)12 鄉(xiāng)、2 個(gè)農(nóng)林場(chǎng)、228個(gè)行政村、21個(gè)社區(qū)，耕地面積為8萬(wàn)hm2，2021 年托管面積為1 367 hm2。因此，本研究在疏勒縣阿拉甫鄉(xiāng)進(jìn)行問卷調(diào)查，分析了調(diào)查區(qū)的農(nóng)戶參與托管意愿及其影響因素，為疏勒縣順利開展農(nóng)地流轉(zhuǎn)、農(nóng)地托管等工作提出建議。

1 研究區(qū)概況與數(shù)據(jù)來(lái)源

1.1 研究區(qū)概況

阿拉甫鄉(xiāng)，隸屬于新疆維吾爾自治區(qū)疏勒縣，地處疏勒縣東南部，東與莎車縣塔里木大戈壁西緣相接，南與英吉沙縣相連，西與阿拉力鄉(xiāng)毗鄰，北與英阿瓦提鄉(xiāng)和岳普湖縣阿克其鄉(xiāng)接壤，距疏勒縣城58 km，區(qū)域總面積633.4 km2。阿拉甫鄉(xiāng)下轄14個(gè)行政村，75 個(gè)村民小組，有5 934 戶，總?cè)丝?5 906 人。2021 年總收入達(dá)32 537.936 萬(wàn)元，人均純收入12 560 元。

2022 年全鄉(xiāng)耕地總面積9 117.26 hm2，其中托管流轉(zhuǎn)面積為105.5 hm2。主要托管模式為托管到種植大戶、企業(yè)、合作社。主要農(nóng)作物以小麥、玉米為主，主要經(jīng)濟(jì)作物有蔬菜、棉花等。據(jù)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，該鄉(xiāng)已登記的合作社有19 個(gè)，其中，作物種植業(yè)5 個(gè)，農(nóng)機(jī)服務(wù)業(yè)9 個(gè)。

1.2 數(shù)據(jù)來(lái)源

數(shù)據(jù)來(lái)源于2022 年6—8 月阿拉甫鄉(xiāng)部分村的信息，包括鄉(xiāng)里的種植大戶、企業(yè)、合作社，對(duì)其進(jìn)行實(shí)地調(diào)查。問卷設(shè)計(jì)為4 個(gè)部分：第一為農(nóng)戶家庭基本情況調(diào)查；第二為農(nóng)戶對(duì)土地托管的認(rèn)識(shí)調(diào)查；第三為參與土地托管農(nóng)戶的基本情況；第四為未參與土地托管的農(nóng)戶基本情況調(diào)查。

本次調(diào)查總共發(fā)放100 份問卷，回收93 份，有效問卷93 份，有效問卷率為93%，分別發(fā)放4 個(gè)村，每個(gè)村隨機(jī)分發(fā)25 份問卷，其中2 個(gè)村各收回25 份問卷，其余2 個(gè)村分別收回21、22 份問卷。

2 分析方法

以阿拉甫鄉(xiāng)作為樣本點(diǎn)進(jìn)行問卷調(diào)查，運(yùn)用統(tǒng)計(jì)分析方法和Logistics 回歸法對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析處理，探究影響農(nóng)戶是否愿意參與土地托管及其影響因素。使用Logistic 回歸分析以各類別意愿的發(fā)生概率為因變量，設(shè)為Yi，Yi的取值范圍為［1，2］。影響農(nóng)戶參與意愿的因素為自變量，假設(shè)“愿意”=1，“不愿意”=2，自變量設(shè)定為Xi，建立模型如下。

模型公式為：

式中，Pi為農(nóng)戶參與土地托管的幾率；Xi為第i個(gè)影響因素；βi為第i個(gè)影響因素的回歸系數(shù)；α 為回歸截距；e為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

結(jié)合調(diào)查結(jié)果，當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶參與土地托管的行為主要取決于農(nóng)戶個(gè)人特征、農(nóng)戶家庭特征、農(nóng)戶對(duì)土地托管的認(rèn)知特征、農(nóng)戶特征4個(gè)方面，具體變量見表1。

表1 變量的選取及含義

3 結(jié)果與分析

3.1 農(nóng)戶參與土地托管意愿分析

本次對(duì)農(nóng)戶調(diào)查主要選取阿拉甫鄉(xiāng)93 戶農(nóng)民。調(diào)查戶中有63 戶沒有參與土地托管組織，占樣本總數(shù)的67.74%；沒參與托管的63 戶中，愿意參與托管的有32 戶，占50.79%；有31 戶不愿意參與，占比是49.21%。通過訪談和問卷數(shù)據(jù)的分析，發(fā)現(xiàn)影響農(nóng)戶對(duì)土地托管參與意愿影響較大的因素是農(nóng)戶的性別、文化程度、勞動(dòng)力人口數(shù)、是否了解土地托管相關(guān)的政策和法律法規(guī)、是否參加過土地托管方面的培訓(xùn)、農(nóng)戶家庭收入的增加、是否有農(nóng)機(jī)設(shè)備等。因此，在模型分析中選取了以上7 個(gè)方面的因素進(jìn)行模型運(yùn)行。

3.2 模型分析

應(yīng)用SPSS 23 統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)93 個(gè)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行二元Logistic 回歸模型中的回歸處理，將農(nóng)戶對(duì)土地托管參與意愿的影響因素進(jìn)行模型估計(jì)。

從霍斯默-萊梅肖檢驗(yàn)和模型系數(shù)的綜合性檢驗(yàn)中可以看出，顯著的sig值為0.948，大于0.05，模型系數(shù)的綜合檢驗(yàn)卡方為53.942，顯著性值為0.000，小于0.05，說(shuō)明統(tǒng)計(jì)顯著，該模型有意義。

通過模型回歸結(jié)果（表2）可以看出，變量年齡、家庭收入來(lái)源沒有通過顯著性驗(yàn)證。通過顯著性驗(yàn)證的變量有7 個(gè)，分別是性別、文化程度、勞動(dòng)力人口數(shù)、是否了解土地托管相關(guān)的政策和法律法規(guī)、是否參加過土地托管方面的培訓(xùn)、農(nóng)戶家庭收入的增加、是否有農(nóng)機(jī)設(shè)備。

表2 模型回歸結(jié)果

3.3 模型結(jié)果分析

3.3.1 農(nóng)戶個(gè)人特征對(duì)參與土地托管意愿的影響分析 農(nóng)戶個(gè)人特征分析（表2）表明，①性別的回歸系數(shù)值為2.145，并且呈現(xiàn)出0.011 水平的顯著性（P=0.011＜0.05），意味著性別會(huì)對(duì)農(nóng)戶是否愿意參與產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系。優(yōu)勢(shì)比（OR值）為8.545，意味著性別增加1 個(gè)單位時(shí)，農(nóng)戶是否愿意參與的變化幅度為8.545 倍，說(shuō)明女性因?yàn)轶w弱、無(wú)法干一些很重的農(nóng)活，參與愿意比較高，其原因可能是自己可以兼職。一方面是女性在家做家務(wù)、帶孩子，地沒人種，但地不能撂荒；另一方面調(diào)查區(qū)的女性也開始從事自營(yíng)或者兼職等方式提高自己的收入。②文化程度的回歸系數(shù)值為-0.776，并且在0.020 水平上顯著（P=0.020＜0.05），意味著文化程度會(huì)對(duì)農(nóng)戶是否愿意參與產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響關(guān)系，以及優(yōu)勢(shì)比（OR值）為0.460，意味著文化程度增加1 個(gè)單位時(shí)，農(nóng)戶是否愿意參與的變化幅度為0.46 倍。結(jié)果表明，隨著農(nóng)戶受教育程度的提高，農(nóng)戶的參與意愿降低。一方面當(dāng)農(nóng)戶文化水平越高就會(huì)通過兼職、在企業(yè)工作、自己經(jīng)營(yíng)小生意等方法提高自己的收入，而只靠耕種收入不能滿足農(nóng)戶的期望，甚至無(wú)法滿足家庭的基本生活開支；另一方面，對(duì)于年輕高學(xué)歷人群來(lái)說(shuō)，大城市發(fā)展的前景比只靠種地要好，因此高學(xué)歷的人群更愿意去城市生存發(fā)展，從而部分農(nóng)戶最終選擇土地流轉(zhuǎn)；另外，農(nóng)戶受教育程度低，高中及大專以上學(xué)歷者不多；③農(nóng)戶年齡變量沒有通過顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明中年勞動(dòng)力完全可以耕種來(lái)維持生活，所以意愿影響不顯著。

3.3.2 農(nóng)戶家庭特征對(duì)土地托管參與意愿的影響分析 農(nóng)戶家庭特征因素分析結(jié)果（表2）表明，①勞動(dòng)力人口數(shù)的回歸系數(shù)值為-1.922，并且呈現(xiàn)出0.041 水平的顯著性（P=0.041＜0.05），意味著勞動(dòng)力人口數(shù)會(huì)對(duì)農(nóng)戶是否愿意參與產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響關(guān)系。以及優(yōu)勢(shì)比（OR值）為0.146，意味著勞動(dòng)力人口數(shù)增加1 個(gè)單位時(shí)，農(nóng)戶是否愿意參與的變化幅度為0.146 倍。說(shuō)明城鎮(zhèn)化的迅速發(fā)展、大量的年輕勞動(dòng)力傾向與外出打工，家里為婦女、小孩兒等缺乏生產(chǎn)能力與經(jīng)驗(yàn)，年輕勞動(dòng)力對(duì)大城市向往和賺錢的欲望使這些農(nóng)民完全從土地中解放了出來(lái)，安心外出務(wù)工或就地轉(zhuǎn)移從事二、三產(chǎn)業(yè)，促進(jìn)了專業(yè)化分工，同時(shí)農(nóng)民既能得到土地收益，又能得到打工收入獲得了“雙豐收”；②農(nóng)戶家庭收入的增加的回歸系數(shù)值為0.641，并且呈現(xiàn)出0.038 水平的顯著性（P=0.038＜0.05），意味著農(nóng)戶家庭收入的增加會(huì)對(duì)農(nóng)戶是否愿意參與產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系，以及優(yōu)勢(shì)比（OR值）為1.898，意味著農(nóng)戶家庭收入增加1個(gè)單位時(shí)，農(nóng)戶是否愿意參與的變化幅度為增加1.898 倍。說(shuō)明農(nóng)戶家庭收入大幅度增加，農(nóng)民可能有其他副業(yè)或者家庭條件很好，所以愿意參與托管；③是否有農(nóng)機(jī)設(shè)備的回歸系數(shù)值為2.954，并且呈現(xiàn)出0.000 水平的顯著性（P=0.000＜0.05），意味著是否有農(nóng)機(jī)設(shè)備會(huì)對(duì)農(nóng)戶是否愿意參與產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系，以及優(yōu)勢(shì)比（OR值）為19.177，意味著是否有農(nóng)機(jī)設(shè)備增加1 個(gè)單位時(shí)，農(nóng)戶是否愿意參與的變化幅度增加19.177 倍。土地托管組織本來(lái)就是以服務(wù)為目的新型社會(huì)化服務(wù)組織，有些農(nóng)戶自己具備了這個(gè)條件，說(shuō)明農(nóng)戶播種到收割都是用農(nóng)機(jī)設(shè)備，省力、省時(shí)間，故農(nóng)戶家里農(nóng)機(jī)設(shè)備越多參與托管的意愿越高。

3.3.3 農(nóng)戶對(duì)土地托管的認(rèn)知特征對(duì)土地托管參與意愿的影響分析 是否了解土地托管相關(guān)的政策和法律法規(guī)的回歸系數(shù)值為4.798，并且呈現(xiàn)出0.001水平的顯著性（P=0.001＜0.05），意味著是否了解土地托管相關(guān)的政策和法律法規(guī)會(huì)對(duì)農(nóng)戶是否愿意參與產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系。以及優(yōu)勢(shì)比（OR值）為121.209，意味著是否了解土地托管相關(guān)的政策和法律法規(guī)增加1 個(gè)單位時(shí)，農(nóng)戶是否愿意參與的意愿會(huì)增加。是否參加過土地托管方面的培訓(xùn)的回歸系數(shù)值為-4.117，并且呈現(xiàn)出0.004 水平的顯著性（P=0.004＜0.05），意味著是否參加過土地托管方面的培訓(xùn)會(huì)對(duì)農(nóng)戶是否愿意參與產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響關(guān)系。以及優(yōu)勢(shì)比（OR值）為0.016，意味著是否參加過土地托管方面的培訓(xùn)增加1 個(gè)單位時(shí)，農(nóng)戶是否愿意參與的變化幅度為0.016 倍。原因是部分農(nóng)戶參與培訓(xùn)過程中發(fā)現(xiàn)土地細(xì)碎、分散、農(nóng)戶需求不同等因素影響參與意愿。

4 小結(jié)

通過對(duì)阿拉甫鄉(xiāng)農(nóng)戶參與土地托管組織的意愿進(jìn)行問卷調(diào)查，調(diào)查對(duì)象中，農(nóng)戶參與土地托管的意愿中等水平，在調(diào)查戶中的50.79%農(nóng)戶都愿意參與。通過構(gòu)建二元Logistic 回歸模型，從農(nóng)戶個(gè)人特征、農(nóng)戶家庭特征、農(nóng)戶對(duì)土地托管的認(rèn)知特征等方面進(jìn)行回歸分析，結(jié)果表明，不同因素的方向、程度和顯著性是不同的。農(nóng)戶的性別對(duì)參與意愿影響最為顯著，其次是否了解土地托管相關(guān)的政策和法律法規(guī)，農(nóng)戶家庭收入的增加，是否有農(nóng)機(jī)設(shè)備會(huì)對(duì)農(nóng)戶是否愿意參與產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系，以及文化程度、勞動(dòng)力人口數(shù)、是否參加過土地托管方面的培訓(xùn)會(huì)對(duì)農(nóng)戶是否愿意參與產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響關(guān)系，年齡、家庭收入來(lái)源對(duì)農(nóng)戶是否愿意參與產(chǎn)生的影響不顯著。

從分析結(jié)果可知，農(nóng)戶參與土地托管的參與意愿發(fā)展中，需要政府或者土地托管服務(wù)組織通過宣傳和培訓(xùn)，提高農(nóng)戶對(duì)土地托管的認(rèn)知，鼓勵(lì)農(nóng)戶參與土地托管，為農(nóng)戶提供物質(zhì)和精神上的幫助、土地托管組織也履行好自己的職責(zé)，以自己最高的效率、規(guī)范的操作來(lái)服務(wù)農(nóng)戶。有些農(nóng)戶不愿意參與托管的主要原因是土地細(xì)碎、生產(chǎn)管理成本高、經(jīng)營(yíng)資金不足等。