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摘要：乡村振兴要求人才先行，农林类专业大学生从事“三农”行业的意愿低已经成为制约人才兴农战略的根本原因。文章基于计划行为理论分析农林类专业大学生从事“三农”行业意愿的决定因素，并进行因子分析、有序响应模型分析。主要结论：一是农林类专业大学生升学或留学意愿高，而从事“三农”行业的意愿较低。二是行为态度、主观规范、知觉行为控制对其从事“三农”行业的意愿有显著正向影响。基于以上结论，提出对策建议。
关键词：农林类专业大学生;“三农”行业从业意愿;影响因素;计划行为理论
一、引言
乡村振兴要求人才先行，“三农”行业人才供给不足严重影响了乡村振兴战略的实施。以林业为例，据数据显示，2016年年末林业系统从业人员为1471245人，比2015年减少了0.91%，仅占全国就业人数的0.19%，其中林业专业技术人员占林业系统在岗职工的28.8%（数据来源于国家林业局）。与此同时，“三农”从业者的整体受教育水平偏低，农村劳动力平均受教育年限为8.33年（根据2017年《中国农村统计年鉴》数据计算得出），远低于全国平均水平。
20世纪90年代以来，中国大学生毕业生人数逐年增加，据统计，2018届全国普通高校毕业生将达820万人。但随着国内经济增长速度放缓，大学毕业生就业问题日益突出（祝军和杨平，2015）。相比之下，行業平均利润率差异引起的就业结构性失衡问题更加引人关注，随着市场经济体制的确立，要素自由流动的障碍被打破，必然有更多优质劳动力流向利润率较高的行业，农业是一个典型的低利润率行业，据统计从事农、林、牧、渔业的毕业半年后的月收入为3923元，在全部行业中位于倒数第一。因此，农业必然要面临人才难引、甚至人才流失的困境。2017届本科毕业生中从事农/林/牧/渔类的仅占0.4%。因此，农林类专业毕业生从事“三农”行业意愿低，就业结构性失衡问题突出。（数据来源于麦可思研究院）
农林类专业的设立的初衷是为我国农林业的发展提供人才保障，但农林类专业大学生“三农”行业从业的意愿低下却与国家初衷背道而驰。有学者认为，农林类专业大学生从事“三农”行业的意愿低下的主要原因是农林业工资率较低，基层基础设施不完善，对高层次人才的吸引力不足;也有学者从农林类专业教育特征出发，认为学科的知识结构僵化导致学生不能符合社会的需求、毕业生就业期望与现实竞争水平的不匹配是造成“三农”行业从业意愿低下的主要原因（冯焱和牛锐，2008）。但是已有的研究很少从学生本体特征的视角探讨农林类专业大学生从事“三农”行业意愿的发生机制。本文从拓展后的计划行为理论的角度探讨了农林类专业大学生从事“三农”行业的行为意愿及其影响因素，以激发学生参与“三农”工作的意愿，为更好地服务于乡村振兴战略建言献策。
二、理论模型
计划行为理论由Ajzen（1991）首先提出。其主要观点是，人的实际行为取决于行为意向受到行为态度、主观规范和知觉行为控制三个要素影响。
（一）行为态度
行为态度指个体对从事“三农”行业这一行为的积极或消极评价的评估，个人对从事“三农”的态度可能是影响他是否实施该行为的重要因素。
（二）主观规范
是指个体对是否执行该行为时所受到的社会压力。在学生进行就业行为决策的过程中，对其产生影响的群体主要包括三个方面：一是父母，在学生尚未实现经济独立的状态下做出重要的决策时，父母的意见对大学生择业会产生直接或间接的影响;二是教师，部分学生在进行择业之前，多会向教师寻求建议;三是同学，同学构成了学生的主要社会网络，同学对从事“三农”行业的积极性在一定程度上会影响个体的择业选择，也不排除出现“盲从”、“跟风”等现象。
（三）知觉行为控制
是指个体对实施该行为能否成功的觉知。在本研究中具体指个人所觉知的其从事“三农”相关工作所具备的条件、资源和能力等。当个人认为其具有从事“三农”相关工作的条件、资源和能力，且所拥有的资源条件越多时，所知觉行为控制越强，选择意愿也就越强（茅倬彦和罗昊，2013）。
（四）个性发展
此外，面对快速发展的世界，社会对人才的需求也日益全面化多元化。传统僵化的授课模式，单纯追求学历而忽视个性发展的教育观念，已经滞后于当今社会的需求，当今社会正在倡导一种全新的教育观。大学生的个性发展在其就业选择的道路上有着举足轻重的影响。所以笔者在原有的模型下加入了“个性发展”这一变量，探求个性发展对农林类专业大学生从事“三农”行业的意愿影响。具体理论模型如图1。
本文据此提出如下研究假说。
H1：农林类专业大学生的行为态度对其从事“三农”行业的意愿的有正向影响;
H2：农林类专业大学生的主观规范对其从事“三农”行业的意愿的有正向影响;
H3：农林类专业大学生的知觉行为控制对其从事“三农”行业的意愿的有正向影响;
H4：农林类专业大学生的个性发展对其从事“三农”行业的意愿的有正向影响。
三、数据来源与样本基本特征
（一）数据来源
调查问卷采用五分量表进行编制，共分为三个部分。第一部分是农林类专业学生从事“三农”行业的意愿;第二部分为影响因素量表，从个性发展、行为态度、主观规范、知觉行为控制四个方面展开;第三部分为学生基本情况。
本研究选取浙江某农林类高校进行问卷发放，包含农学、林学、农林经济管理、风景园林设计等多个农林类专业，最大可能确保数据具有代表性。这次分发了160份线下问卷，110份线上问卷，共收集了252份有效问卷。
（二）样本基本特征
首先进行描述性统计，将从性别、年级、学生干部经历、（预备）党员、大学期间成绩、身体健康状况、家庭户口、父母平均月收入、父亲职业、母亲职业这几个方面展开，具体数据详见表1。 从性别分布看，女性61.11%，男性38.89%，该校学生男女比大致为2：3，说明样本数据合理;从年级看，受访者以大二居多，占据44.44%;受访者中有63.49%曾担任过学生干部，有11.51%为（预备）党员，这也符合大学生正常分布;大学期间的成绩以平均水平居多，占据55.56%，但低于平均水平的比例相对较少，这可能与学生的自我定位尚有偏差有关;受访者中农村户口与非农户口之比为7：3，这与在学校为农林类院校不无关系;样本中父母平均月收入分布相对平均，以7000～5000元的中等收入为主;个体工商户和其他是该样本群体父母的主要职业，了解后得知该校生源主要来自浙江省，浙江私营经济发达，是形成该分布的一大原因。
“三农”行业从业意愿分析。本问卷采取五分量表询问大学生从事“三农”行业意愿，分别为“非常愿意”、“比较愿意”、“一般”、“比较不愿意”、“非常不愿意”，其对应的比例分别为8.73%，28.17%，49.60%，9.52%，3.97%，大部分学生持“一般”态度。若用“非常愿意”和“比较愿意”来代表大学生的意愿程度，仅为36.9%，意愿较低。
期望毕业去向分析。51.98%的学生本科毕业后期望读研或留学，进一步进行深造;其余具有就业倾向的被访者中，半数选择了国企或事业单位，仅有3.6%的学生愿意归回基层工作。且党员身份、学生干部身份、性别、家庭户口等因素对其影響不大，升学或进入企事业单位成为了大多数学生的选择。
期望工作地点分析。就期望的工作地点而言，73.41%的大学生选择了省会城市或北上广地区。另外仅14.68%的样本群体选择的期望工作地点是地级市，9.52%选择了县或县级市，2.38%选择了乡镇与农村。而农村户口的学生中这一比例甚至更小，仅2.29%的农村户口的学生选择了回归乡镇或农村。农村户口的孩子回到农村就业的意愿更低，这一现象除了与城市的基础设施完备、经济收入更高、发展空间广阔等因素有关，还可能与农村家庭长期教育而形成的“跳出农门”的择业观有关。
四、实证分析
（一）因子分析
本文采用Cronbach检验、KMO检验和Bartlett球形度检验问卷中15个量表变量的可靠性和有效性。检验结果表明，Cronbach系数为0.849，高于0.7，说明问卷信度较好。Bartlett球形度检验的伴随概率为0.000，结果非常显著。同时得到KMO的值为0.812，量表的结构效度良好，适合进行因子分析。
主成分分析法提取的4个因子累计解释了总方差的61.996%，超过60%以上，表示共同因素可靠（吴明隆，2010）。利用得到的因子载荷矩阵，对原有的因变量进行归类，得出以下四个因素：对“三农”政策的了解程度、对农业频道的关注程度、对“三农”知识的储备、与“三农”相关的实践经历提取因子并命名为知觉行为控制;暑期社会实践的积极性、对社团活动的积极性、公益活动的参与度以及对创新创业活动的参与度提取因子并命名为个性发展;将对“三农”发展的未来前景判断、从事“三农”对个人价值实现的判断以及对社会发展价值的判断提取因子并命名为行为态度;将父母对从事“三农”行业的支持度、老师对从事“三农”行业的鼓励程度、同学从事“三农”行业的积极程度提取因子并命名为主观规范。主成分的提取与前文加入“个性发展”后的计划行为理论的模型相契合。
（二）Ordered Logit模型设定
本文的因变量是农林类专业大学生从事“三农”行业意愿，分别赋值为：非常不愿意=1;比较不愿意=2;一般=3;比较愿意=4;非常愿意=5。自变量是经过主成分分析法后得到的个性发展、知觉行为控制、行为态度、主观规范。大学生从业意愿是有序分类变量，不适合使用线性模型。因此，本研究将采用有序响应模型Ologit（Ordered Logit）来测量各因素对农林类专业大学生对从事“三农”行业的意愿影响，模型表示如下。
y*=Xβ+ε，ε|X～Logit（0，1）（1）
其中，y为被解释变量，代表大学生从事“三农”行业意愿;y*是y对应的潜变量;X表示自变量xi组成的向量;xi为影响意愿的自变量，分别为经过主成分分析后得到的知觉行为控制、个性发展、行为态度、主观规范;β为估计系数，表示意愿的影响因素对从业意愿的解释水平和方向;ε为随机误差项。
（三）结果与分析
使用Stata13对其进行Ologit分析，得出如下结果：
模型整体显著性P值远低于1%（Prob=0.0000），说明模型通过似然比检验。
行为态度：该因素的P值远远小于0，说明显著影响“三农”从业意愿;且方向为正，说明大学生的行为态度越强，其意愿越强，假设H1得到验证。行为态度不仅体现了大学生对于“三农”行业的评价，也体现了大学生的就业观、人生观。不歧视“三农”行业，认识“三农”行业重要意义，并认为可以在“三农”行业中实现自我价值，对其未来发展持乐观态度的学生，其从业意愿更强。
主观规范：该因素的P值远远小于0，说明显著影响“三农”从业意愿;且方向为正，说明大学生的主观规范越好，其意愿越强，假设H2得到验证。还可以看到主观规范的系数最大（Coef=0.8345），说明其对大学生从事“三农”行业的意愿影响最深。这与大学生缺乏社会经历和择业信息密不可分，因此需要更多的依赖于父母老师的支持;同时大学生一定程度上的“从众”心理，因此同学就业的积极性也会对个人的意愿造成影响;此外，良好的人际关系和家庭氛围也是学生所追求的目标，大部分学生会尽量避免因择业而与父母发生冲突和矛盾。
知觉行为控制：该因素的P值远远小于0，说明显著影响“三农”从业意愿;且方向为正，说明大学生的知觉行为控制感知越好，其意愿越强，假设H3得到验证。还可以看到知觉行为控制的系数较大（Coef=0.8278），说明其对于大学生从事“三农”行业的意愿影响较深。大学生如果掌握了一定的“三农”行业知识和实践经历，对“三农”行业的偏见就会消除，同时相关知识储备和实践经历会成为其在行业发展的基石，大学生对在“三农”行业中获得成功有更大的自我效能感，也就更愿意进入“三农”行业。 个性发展：该因素的P=0.059，没有通过5%的显著性水平，说明个性发展不能显著影响学生从事“三农”意愿，假设H4无法得到验证。说明无论学生是否注重自己的个性发展，对“三农”行业从业意愿影响不大。但从一定程度上这也影响了“三农”行业从业者的总体素质水平，因此我们仍然认为个性发展是大学期间重要的内容，只有培养全面发展的个体，才能提升毕业生劳动力市场的总体素质，进而也提高“三农”行业从业者的综合素质。
五、对策建议
加强引导，帮助学生树立正确的就业观。帮助大学生纠正“跳出农门”的错误观念，首先，需要学校帮助学生全面了解“三农”行业，消除对“三农”的偏见。积极鼓励学生将自我价值的提升和国家战略、社会进步结合起来，打破地域、收入等条件的枷锁，建立起到最基础、最重要的行业中去锻炼自我，实现自我的想法。其次，要帮助学生做好职业规划，依据自我的条件和期望，进行合理定位，科学分析就业形势和就业能力，做出理性判断。
对接市场，改革教育体系。如今许多农林类专业教学模式脱离产业，只是“黑板上种小麦”的僵化教学方式，不能适应社会企业对农业技术人才的需求。高校的课程设置应与“三农”发展有机结合，学校和农林业行业部门、涉农企业可建立起互利互惠的双向模式，还可采取定向人才培养模式，依据需求调整课程结构。除此之外，高校和企业应为学生提供更多的实习机会，采取“双导师制”等方式，这不仅将成为学生了解行业、适应社会的平台，学生也能从中积累“实战”经验，提升实践能力，成为高素质的农林业发展提供人才储备军。
提高“三农”行业的吸引力。“三農”行业确实与其他行业存在一定的差距，这也是“三农”行业从业意愿低的重要原因。因此，除了从学生和学校层面改变，还需要注重对“三农”行业，尤其是涉农企业和基层工作单位的改善，使就业市场两端能够有效对接。一是要提供较好的待遇，生理和安全需求是个人发展的基础，因此企业应提供给“三农”人才与企业利润相匹配的薪酬待遇;基层要加强从业大学生的福利保障，制定灵活的补助政策，加大对于偏远地区的补助力度。二是要给予发展空间，主动创造适宜的条件，充分发挥人的潜能和才能，让从业大学生在汲取知识，激发潜能中获得自我实现。
培养个性，促进全面发展。面对多元化、多变革的新形势，当代大学生不仅能够将所学的专业知识、专业技能较好的应用到就业之中，更要重视全面性和个性化的发展。积极参加社会活动，了解就业前景，提升社会实践能力;通过参加科研竞赛，培育创新创业精神，积极探索、勇于应对社会挑战，探索未知和困难;从事一定的组织工作，培养组织协调能力，团队协作能力。而高校也应创建更有活力的学习生活环境，学业和个性化发展并重，培养学生成为“三农”行业的高精尖人才。
参考文献：
[1]祝军，杨平.大学生基层就业项目：参与意愿和满意度[J].北京大学教育评论，2015（02）.
[2]冯焱，牛锐.农林院校毕业生就业现状分析[J].山西高等学校社会科学学报，2008（02）.
[3]Ajzen. The theory of planned behavior[J].Organizational behavior and human decision processes，1991（50）.
[4]茅倬彦，罗昊.符合二胎政策妇女的生育意愿和生育行为差异——基于计划行为理论的实证研究[J].人口研究，2013（01）.
[5]吴明隆.问卷统计分析务实——SPSS操作与运用[M].重庆大学出版社，2010.
*本文是2019年度浙江省新苗人才计划大学生科技创新项目“新型农业经营主体培育机制”（2019R412023）、浙江农林大学大学生科研训练项目“浙江省新型农业经营主体培育机制与经营效率提升路径研究”（KX20180177）、浙江农林大学科研发展基金人才启动项目“农业技术推广：市场机制、社会资本与公共服务”（103/2034020100）的成果。
（作者单位：浙江农林大学经济管理学院。李博伟为通讯作者）
关键词：农林类专业大学生;“三农”行业从业意愿;影响因素;计划行为理论
一、引言
乡村振兴要求人才先行，“三农”行业人才供给不足严重影响了乡村振兴战略的实施。以林业为例，据数据显示，2016年年末林业系统从业人员为1471245人，比2015年减少了0.91%，仅占全国就业人数的0.19%，其中林业专业技术人员占林业系统在岗职工的28.8%（数据来源于国家林业局）。与此同时，“三农”从业者的整体受教育水平偏低，农村劳动力平均受教育年限为8.33年（根据2017年《中国农村统计年鉴》数据计算得出），远低于全国平均水平。
20世纪90年代以来，中国大学生毕业生人数逐年增加，据统计，2018届全国普通高校毕业生将达820万人。但随着国内经济增长速度放缓，大学毕业生就业问题日益突出（祝军和杨平，2015）。相比之下，行業平均利润率差异引起的就业结构性失衡问题更加引人关注，随着市场经济体制的确立，要素自由流动的障碍被打破，必然有更多优质劳动力流向利润率较高的行业，农业是一个典型的低利润率行业，据统计从事农、林、牧、渔业的毕业半年后的月收入为3923元，在全部行业中位于倒数第一。因此，农业必然要面临人才难引、甚至人才流失的困境。2017届本科毕业生中从事农/林/牧/渔类的仅占0.4%。因此，农林类专业毕业生从事“三农”行业意愿低，就业结构性失衡问题突出。（数据来源于麦可思研究院）
农林类专业的设立的初衷是为我国农林业的发展提供人才保障，但农林类专业大学生“三农”行业从业的意愿低下却与国家初衷背道而驰。有学者认为，农林类专业大学生从事“三农”行业的意愿低下的主要原因是农林业工资率较低，基层基础设施不完善，对高层次人才的吸引力不足;也有学者从农林类专业教育特征出发，认为学科的知识结构僵化导致学生不能符合社会的需求、毕业生就业期望与现实竞争水平的不匹配是造成“三农”行业从业意愿低下的主要原因（冯焱和牛锐，2008）。但是已有的研究很少从学生本体特征的视角探讨农林类专业大学生从事“三农”行业意愿的发生机制。本文从拓展后的计划行为理论的角度探讨了农林类专业大学生从事“三农”行业的行为意愿及其影响因素，以激发学生参与“三农”工作的意愿，为更好地服务于乡村振兴战略建言献策。
二、理论模型
计划行为理论由Ajzen（1991）首先提出。其主要观点是，人的实际行为取决于行为意向受到行为态度、主观规范和知觉行为控制三个要素影响。
（一）行为态度
行为态度指个体对从事“三农”行业这一行为的积极或消极评价的评估，个人对从事“三农”的态度可能是影响他是否实施该行为的重要因素。
（二）主观规范
是指个体对是否执行该行为时所受到的社会压力。在学生进行就业行为决策的过程中，对其产生影响的群体主要包括三个方面：一是父母，在学生尚未实现经济独立的状态下做出重要的决策时，父母的意见对大学生择业会产生直接或间接的影响;二是教师，部分学生在进行择业之前，多会向教师寻求建议;三是同学，同学构成了学生的主要社会网络，同学对从事“三农”行业的积极性在一定程度上会影响个体的择业选择，也不排除出现“盲从”、“跟风”等现象。
（三）知觉行为控制
是指个体对实施该行为能否成功的觉知。在本研究中具体指个人所觉知的其从事“三农”相关工作所具备的条件、资源和能力等。当个人认为其具有从事“三农”相关工作的条件、资源和能力，且所拥有的资源条件越多时，所知觉行为控制越强，选择意愿也就越强（茅倬彦和罗昊，2013）。
（四）个性发展
此外，面对快速发展的世界，社会对人才的需求也日益全面化多元化。传统僵化的授课模式，单纯追求学历而忽视个性发展的教育观念，已经滞后于当今社会的需求，当今社会正在倡导一种全新的教育观。大学生的个性发展在其就业选择的道路上有着举足轻重的影响。所以笔者在原有的模型下加入了“个性发展”这一变量，探求个性发展对农林类专业大学生从事“三农”行业的意愿影响。具体理论模型如图1。
本文据此提出如下研究假说。
H1：农林类专业大学生的行为态度对其从事“三农”行业的意愿的有正向影响;
H2：农林类专业大学生的主观规范对其从事“三农”行业的意愿的有正向影响;
H3：农林类专业大学生的知觉行为控制对其从事“三农”行业的意愿的有正向影响;
H4：农林类专业大学生的个性发展对其从事“三农”行业的意愿的有正向影响。
三、数据来源与样本基本特征
（一）数据来源
调查问卷采用五分量表进行编制，共分为三个部分。第一部分是农林类专业学生从事“三农”行业的意愿;第二部分为影响因素量表，从个性发展、行为态度、主观规范、知觉行为控制四个方面展开;第三部分为学生基本情况。
本研究选取浙江某农林类高校进行问卷发放，包含农学、林学、农林经济管理、风景园林设计等多个农林类专业，最大可能确保数据具有代表性。这次分发了160份线下问卷，110份线上问卷，共收集了252份有效问卷。
（二）样本基本特征
首先进行描述性统计，将从性别、年级、学生干部经历、（预备）党员、大学期间成绩、身体健康状况、家庭户口、父母平均月收入、父亲职业、母亲职业这几个方面展开，具体数据详见表1。 从性别分布看，女性61.11%，男性38.89%，该校学生男女比大致为2：3，说明样本数据合理;从年级看，受访者以大二居多，占据44.44%;受访者中有63.49%曾担任过学生干部，有11.51%为（预备）党员，这也符合大学生正常分布;大学期间的成绩以平均水平居多，占据55.56%，但低于平均水平的比例相对较少，这可能与学生的自我定位尚有偏差有关;受访者中农村户口与非农户口之比为7：3，这与在学校为农林类院校不无关系;样本中父母平均月收入分布相对平均，以7000～5000元的中等收入为主;个体工商户和其他是该样本群体父母的主要职业，了解后得知该校生源主要来自浙江省，浙江私营经济发达，是形成该分布的一大原因。
“三农”行业从业意愿分析。本问卷采取五分量表询问大学生从事“三农”行业意愿，分别为“非常愿意”、“比较愿意”、“一般”、“比较不愿意”、“非常不愿意”，其对应的比例分别为8.73%，28.17%，49.60%，9.52%，3.97%，大部分学生持“一般”态度。若用“非常愿意”和“比较愿意”来代表大学生的意愿程度，仅为36.9%，意愿较低。
期望毕业去向分析。51.98%的学生本科毕业后期望读研或留学，进一步进行深造;其余具有就业倾向的被访者中，半数选择了国企或事业单位，仅有3.6%的学生愿意归回基层工作。且党员身份、学生干部身份、性别、家庭户口等因素对其影響不大，升学或进入企事业单位成为了大多数学生的选择。
期望工作地点分析。就期望的工作地点而言，73.41%的大学生选择了省会城市或北上广地区。另外仅14.68%的样本群体选择的期望工作地点是地级市，9.52%选择了县或县级市，2.38%选择了乡镇与农村。而农村户口的学生中这一比例甚至更小，仅2.29%的农村户口的学生选择了回归乡镇或农村。农村户口的孩子回到农村就业的意愿更低，这一现象除了与城市的基础设施完备、经济收入更高、发展空间广阔等因素有关，还可能与农村家庭长期教育而形成的“跳出农门”的择业观有关。
四、实证分析
（一）因子分析
本文采用Cronbach检验、KMO检验和Bartlett球形度检验问卷中15个量表变量的可靠性和有效性。检验结果表明，Cronbach系数为0.849，高于0.7，说明问卷信度较好。Bartlett球形度检验的伴随概率为0.000，结果非常显著。同时得到KMO的值为0.812，量表的结构效度良好，适合进行因子分析。
主成分分析法提取的4个因子累计解释了总方差的61.996%，超过60%以上，表示共同因素可靠（吴明隆，2010）。利用得到的因子载荷矩阵，对原有的因变量进行归类，得出以下四个因素：对“三农”政策的了解程度、对农业频道的关注程度、对“三农”知识的储备、与“三农”相关的实践经历提取因子并命名为知觉行为控制;暑期社会实践的积极性、对社团活动的积极性、公益活动的参与度以及对创新创业活动的参与度提取因子并命名为个性发展;将对“三农”发展的未来前景判断、从事“三农”对个人价值实现的判断以及对社会发展价值的判断提取因子并命名为行为态度;将父母对从事“三农”行业的支持度、老师对从事“三农”行业的鼓励程度、同学从事“三农”行业的积极程度提取因子并命名为主观规范。主成分的提取与前文加入“个性发展”后的计划行为理论的模型相契合。
（二）Ordered Logit模型设定
本文的因变量是农林类专业大学生从事“三农”行业意愿，分别赋值为：非常不愿意=1;比较不愿意=2;一般=3;比较愿意=4;非常愿意=5。自变量是经过主成分分析法后得到的个性发展、知觉行为控制、行为态度、主观规范。大学生从业意愿是有序分类变量，不适合使用线性模型。因此，本研究将采用有序响应模型Ologit（Ordered Logit）来测量各因素对农林类专业大学生对从事“三农”行业的意愿影响，模型表示如下。
y*=Xβ+ε，ε|X～Logit（0，1）（1）
其中，y为被解释变量，代表大学生从事“三农”行业意愿;y*是y对应的潜变量;X表示自变量xi组成的向量;xi为影响意愿的自变量，分别为经过主成分分析后得到的知觉行为控制、个性发展、行为态度、主观规范;β为估计系数，表示意愿的影响因素对从业意愿的解释水平和方向;ε为随机误差项。
（三）结果与分析
使用Stata13对其进行Ologit分析，得出如下结果：
模型整体显著性P值远低于1%（Prob=0.0000），说明模型通过似然比检验。
行为态度：该因素的P值远远小于0，说明显著影响“三农”从业意愿;且方向为正，说明大学生的行为态度越强，其意愿越强，假设H1得到验证。行为态度不仅体现了大学生对于“三农”行业的评价，也体现了大学生的就业观、人生观。不歧视“三农”行业，认识“三农”行业重要意义，并认为可以在“三农”行业中实现自我价值，对其未来发展持乐观态度的学生，其从业意愿更强。
主观规范：该因素的P值远远小于0，说明显著影响“三农”从业意愿;且方向为正，说明大学生的主观规范越好，其意愿越强，假设H2得到验证。还可以看到主观规范的系数最大（Coef=0.8345），说明其对大学生从事“三农”行业的意愿影响最深。这与大学生缺乏社会经历和择业信息密不可分，因此需要更多的依赖于父母老师的支持;同时大学生一定程度上的“从众”心理，因此同学就业的积极性也会对个人的意愿造成影响;此外，良好的人际关系和家庭氛围也是学生所追求的目标，大部分学生会尽量避免因择业而与父母发生冲突和矛盾。
知觉行为控制：该因素的P值远远小于0，说明显著影响“三农”从业意愿;且方向为正，说明大学生的知觉行为控制感知越好，其意愿越强，假设H3得到验证。还可以看到知觉行为控制的系数较大（Coef=0.8278），说明其对于大学生从事“三农”行业的意愿影响较深。大学生如果掌握了一定的“三农”行业知识和实践经历，对“三农”行业的偏见就会消除，同时相关知识储备和实践经历会成为其在行业发展的基石，大学生对在“三农”行业中获得成功有更大的自我效能感，也就更愿意进入“三农”行业。 个性发展：该因素的P=0.059，没有通过5%的显著性水平，说明个性发展不能显著影响学生从事“三农”意愿，假设H4无法得到验证。说明无论学生是否注重自己的个性发展，对“三农”行业从业意愿影响不大。但从一定程度上这也影响了“三农”行业从业者的总体素质水平，因此我们仍然认为个性发展是大学期间重要的内容，只有培养全面发展的个体，才能提升毕业生劳动力市场的总体素质，进而也提高“三农”行业从业者的综合素质。
五、对策建议
加强引导，帮助学生树立正确的就业观。帮助大学生纠正“跳出农门”的错误观念，首先，需要学校帮助学生全面了解“三农”行业，消除对“三农”的偏见。积极鼓励学生将自我价值的提升和国家战略、社会进步结合起来，打破地域、收入等条件的枷锁，建立起到最基础、最重要的行业中去锻炼自我，实现自我的想法。其次，要帮助学生做好职业规划，依据自我的条件和期望，进行合理定位，科学分析就业形势和就业能力，做出理性判断。
对接市场，改革教育体系。如今许多农林类专业教学模式脱离产业，只是“黑板上种小麦”的僵化教学方式，不能适应社会企业对农业技术人才的需求。高校的课程设置应与“三农”发展有机结合，学校和农林业行业部门、涉农企业可建立起互利互惠的双向模式，还可采取定向人才培养模式，依据需求调整课程结构。除此之外，高校和企业应为学生提供更多的实习机会，采取“双导师制”等方式，这不仅将成为学生了解行业、适应社会的平台，学生也能从中积累“实战”经验，提升实践能力，成为高素质的农林业发展提供人才储备军。
提高“三农”行业的吸引力。“三農”行业确实与其他行业存在一定的差距，这也是“三农”行业从业意愿低的重要原因。因此，除了从学生和学校层面改变，还需要注重对“三农”行业，尤其是涉农企业和基层工作单位的改善，使就业市场两端能够有效对接。一是要提供较好的待遇，生理和安全需求是个人发展的基础，因此企业应提供给“三农”人才与企业利润相匹配的薪酬待遇;基层要加强从业大学生的福利保障，制定灵活的补助政策，加大对于偏远地区的补助力度。二是要给予发展空间，主动创造适宜的条件，充分发挥人的潜能和才能，让从业大学生在汲取知识，激发潜能中获得自我实现。
培养个性，促进全面发展。面对多元化、多变革的新形势，当代大学生不仅能够将所学的专业知识、专业技能较好的应用到就业之中，更要重视全面性和个性化的发展。积极参加社会活动，了解就业前景，提升社会实践能力;通过参加科研竞赛，培育创新创业精神，积极探索、勇于应对社会挑战，探索未知和困难;从事一定的组织工作，培养组织协调能力，团队协作能力。而高校也应创建更有活力的学习生活环境，学业和个性化发展并重，培养学生成为“三农”行业的高精尖人才。
参考文献：
[1]祝军，杨平.大学生基层就业项目：参与意愿和满意度[J].北京大学教育评论，2015（02）.
[2]冯焱，牛锐.农林院校毕业生就业现状分析[J].山西高等学校社会科学学报，2008（02）.
[3]Ajzen. The theory of planned behavior[J].Organizational behavior and human decision processes，1991（50）.
[4]茅倬彦，罗昊.符合二胎政策妇女的生育意愿和生育行为差异——基于计划行为理论的实证研究[J].人口研究，2013（01）.
[5]吴明隆.问卷统计分析务实——SPSS操作与运用[M].重庆大学出版社，2010.
*本文是2019年度浙江省新苗人才计划大学生科技创新项目“新型农业经营主体培育机制”（2019R412023）、浙江农林大学大学生科研训练项目“浙江省新型农业经营主体培育机制与经营效率提升路径研究”（KX20180177）、浙江农林大学科研发展基金人才启动项目“农业技术推广：市场机制、社会资本与公共服务”（103/2034020100）的成果。
（作者单位：浙江农林大学经济管理学院。李博伟为通讯作者）