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    農(nóng)戶參與土地托管意愿及影響因素分析
    ——基于疏勒縣阿拉甫鄉(xiāng)的調(diào)查

    2023-04-15 05:26:30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
    湖北畜牧獸醫(yī) 2023年3期
    關(guān)鍵詞:家庭收入回歸系數(shù)意愿

    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)戶對高水平生活的需求,隨著城市就業(yè)機(jī)會的增加,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)村勞動力轉(zhuǎn)移,土地撂荒現(xiàn)象隨之而來,在此背景下,形成農(nóng)業(yè)生產(chǎn)社會化服務(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,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)營體系。2016 年中央一號文件提出“土地托管”,2017 年中央一號文件第一部分第六條指出“積極發(fā)展適度規(guī)模經(jīng)營,推廣土地托管服務(wù)模式”[2]。2022 年中央一號文件指出,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)營情況和農(nóng)戶對土地托管的認(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)營的發(fā)展對策,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)戶對托管行為評價(jià)為正向時(shí),會產(chǎn)生積極促進(jìn)作用,通過正向評價(jià)農(nóng)戶感知到土地托管本身有利于增加家庭收益,增加外部動機(jī)對托管行為和意愿產(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、228個(gè)行政村、21個(gè)社區(qū),耕地面積為8萬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)來源

    數(shù)據(jù)來源于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)戶對土地托管的認(rèn)識調(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),意味著性別會對農(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,說明女性因?yàn)轶w弱、無法干一些很重的農(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),意味著文化程度會對農(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通過兼職、在企業(yè)工作、自己經(jīng)營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,甚至無法滿足家庭的基本生活開支;另一方面,對于年輕高學(xué)歷人群來說,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),說明中年勞動力完全可以耕種來維持生活,所以意愿影響不顯著。

    3.3.2 農(nóng)戶家庭特征對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),意味著勞動力人口數(shù)會對農(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)勢比(OR值)為0.146,意味著勞動力人口數(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。說明城鎮(zhèn)化的迅速發(fā)展、大量的年輕勞動力傾向與外出打工,家里為婦女、小孩兒等缺乏生產(chǎn)能力與經(jīng)驗(yàn),年輕勞動力對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,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對農(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)備會對農(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。土地托管組織本來就是以服務(wù)為目的新型社會化服務(wù)組織,有些農(nóng)戶自己具備了這個(gè)條件,說明農(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)戶對土地托管的認(rèn)知特征對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)會對農(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)會對農(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)備會對農(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、勞動力人口數(shù)、是否參加過土地托管方面的培訓(xùn)會對農(nóng)戶是否愿意參與產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響關(guān)系,年齡、家庭收入來源對農(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)戶對土地托管的認(rèn)知,鼓勵農(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)營資金不足等。

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