基于計劃行為理論的農戶耕地轉入和轉出意愿對比研究*

王海滋，李超偉，張士彬

(山東建筑大學管理工程學院，濟南 250101)

0 引言

我國改革開放之初，家庭聯產承包責任制對我國經濟的穩定和發展發揮了重大的作用，隨著經濟時代的發展變遷，農地利用效率、農地利用方式、農地經營規模以及農業生產資料、農村勞動力資源稟賦等農業生產要素都發生了巨大的變化。一家一戶的分散細碎化土地格局，使農民成為獨立核算的原子個體，大型機械和技術無法得到有效運用，農民的生產成本增加，效益降低；另一方面隨著農村商品化程度的提高和市場化程度的加強，農戶因市場信息不對稱、村集體和村民及村民之間縱橫向聯系缺位、農民老齡化使思想保守接受知識能力下降[1]，使農民對現代元素的接收存在一定程度的阻礙，致使農民原子化程度不斷加深[2]，農民陷入原子化的個體經濟→人性自私的運行→農民的分化和分裂→保守思想的維持→農民進一步原子化的惡性循環[3]。為改變農民的耕地原子化經營的格局，土地流轉政策作為家庭聯產承包責任制在新時期的深化和補充就應運而生，而農戶作為土地流轉的主體，對耕地的流轉起到決定性的作用。因此，通過對農民耕地轉入和轉出意愿的分析研究，對促進我國新農村建設，提高農戶家庭收入和經濟發展具有重要的指導意義。

針對上述農戶的問題，國內不少學者對“影響農民耕地流轉意愿和行為的因素”展開了大量的研究。包宗順等[4]對江蘇農村的實地調查得出土地流轉存在區域差異，農村非農產業發展水平、勞動力文化素質、人均純收入水平、社會保障水平和農業生產結構均對農村土地流轉有顯著影響。李想等[5]認為農戶土地流轉行為的主要動因源于經濟因素中的農戶家庭收入結構，農戶社會階層與家庭類型因素則對農村土地流轉產生了一定影響。張會萍等[6]利用寧夏平羅縣的農戶調查數據得出農村土地信用社、土地連片性和村莊的位置因素對農戶的土地流轉行為具有重要的影響。李倩倩，陳印軍等[7]通過對河北省農戶耕地流轉行為的調查分析發現，人均經營耕地面積、家庭非農業收入、戶主文化程度、戶主年齡和戶籍人口分別影響農戶的耕地轉入和轉出行為。陳美球，肖鶴亮等[8]對江西省1 396戶農戶耕地流轉行為的調查研究得出，家庭總人數、農業人口數、非農就業機會、家庭人均年收入、非農收入、地形和人均耕地面積等對對農戶耕地流轉行為具有重要影響。大部分的研究都是從實證分析的角度入手，以整體、轉入或轉出單個方面對農戶流轉意愿進行研究，從轉入和轉出兩個方面對比研究農戶耕地流轉意愿因素的文獻較少。

耕地流轉是轉出和轉入的有機結合體[9]，是從一方到另一方的流轉過程，既存在轉出的源頭，也有接收的對象，因此對農戶耕地轉入和轉出的影響因素分別進行研究具有一定的必然性。文章以山東省6個縣市549戶農戶為樣本，基于計劃行為理論，結合結構方程模型，從農戶耕地轉出和轉入兩個方面的影響因素進行對比分析研究，為進一步推進農村耕地流轉提供參考價值。

1 數據來源與樣本基本特征

山東省作為農業大省，2017年糧食總產量為4 723萬t，糧食全國占比為7.64%，在全國省市排名中第三，對我國糧食產量穩定具有重要作用，因此對山東地區農戶土地承包經營權流轉意愿分析具有重要意義。考慮到所在地區的發展狀況的差異，農業發展水平也存在不同，影響農戶耕地流轉意愿和行為的因素存在一定的差異性，該次調查選擇了臨沂市郯城縣[10]、沂水縣、青州市(縣級市)、嘉祥縣、龍口市(縣級市)、萊州市(縣級市)6個縣市的30個自然村。該次調研數據來源于2018年1—3月在山東省農村地區的調查問卷和一對一的農戶訪談，按照每個縣市的發展水平隨機抽取30個自然村，在每個抽取的自然村中隨機選取20名農戶，每家農戶選取1名成年農民進行訪談。

問卷具體包括兩部分的內容，第一部分為農戶基本特征，包括被調查人的性別、年齡、教育程度，家庭總收入、非農收入，實際耕地面積，勞動力數量等；第二部分為基于農戶心理特征對耕地轉入和轉出計劃行為意愿的調查，共設計12個問題。該次調研共發放問卷600份，剔除問卷中存在矛盾回答等問題問卷，有效549份，有效率為91.5%，其中實際進行流轉的農戶192戶，占比34.97%，包括單純轉入的農戶108戶，單純轉出的農戶74戶，既有轉出又有轉入的農戶10戶，調查的樣本特征描述如表1所示。

2 研究假設及結構方程模型構建

2.1 研究假設

計劃行為理論(TPB)[11]是Ajzen于1985年在理性行為理論的基礎上增加了知覺行為控制因素作為影響個人行為意愿的前置因素[12]，對人類個人的某些行為預測其實際行動的理論[13]，包括行為態度、主觀規范、感知行為控制、行為意愿和實際行為5個要素。根據計劃行為理論，農戶耕地流轉行為受行為意愿的影響，而耕地流轉的行為意愿由行為態度、主觀規范和感知行為控制3個方面控制。考慮到不同個體行為意愿之間差異，結合王震，魏鳳等[14-15]關于計劃行為理論的研究結果，該文研究在傳統的計劃行為理論的基礎上，構建了農戶耕地流轉意愿的分析邏輯圖，如圖1所示。

圖1 基于計劃行為理論的農戶耕地流轉意愿模型

(1)行為態度對耕地流轉意愿的影響。行為態度是指個人對實施某一項行為所抱有的正面或負面的感覺，即個人對持定行為的評價和界定經過概念化形成態度。農戶主要會從耕地流轉后對自身和家庭的生活是否有利及有哪些經濟利益去考慮。農戶認為非農收益高于農業收益時，理性的農戶會把耕地進行轉出，以獲得更大經濟收益。

(2)主觀規范對耕地流轉意愿影響。主觀規范指個體在執行或不執行某項特定行為時所感知到的社會壓力。農戶在社會生活中的某一行為意愿必然受到家人、村里德高望重的人和實際流轉過耕地的人影響，陳厚濤和陳麗華等[16-17]指出政府也對農戶的行為意愿具有重要影響。

(3)感知行為控制對耕地流轉意愿影響。感知行為控制指個體在執行某項特定行為時所感知到的難易程度。政府政策對農戶耕地流轉行為具有指導作用，流轉市場的發展程度、流轉信息獲取的容易程度直接影響。

2.2 結構方程模型構建

根據上述的假設構建結構方程模型，為檢驗模型中的因果關系，需要通過結構方程對模型進行實證檢驗分析。結構方程的一般模型為η=γξ+βη+ζ，式中，ξ為外生潛變量，η為內生潛變量，γ和β為結構系數矩陣，ζ為殘差項。

3 模型檢驗與數據分析

3.1 量表的信度、效度及探索性因子檢驗

根據以上論述，該文依據程培堽等人的量表題項的篩選方法，設計并確定4個潛變量及其對應的14個可觀測變量(表2)。測量方式采用李克特五點量表尺度計分法，即：1代表很不同意，2代表比較不同意，3代表一般，4代表比較同意，5代表完全同意，進行了量表信度和效度的檢驗。

信度檢驗是為確定問卷的可靠性和有效性，采用內部一致性信度(Cronbach′s Alpha系數)對量表進行內部一致性檢驗，該文利用SPSS21.0軟件對行為態度、主觀規范、感知行為控制和行為意愿等4個潛在變量的14個可觀測變量進行信度分析(表2)，可知轉入耕地和轉出耕地Cronbach′a值分別介于0.75～0.802，0.748～0.776，問卷整體的Cronbach′a值分別為0.932和0.927。一般認為，Cronbach′a 值達0.6以上即可接受，介于0.7～0.8時表示量表具有相當的信度，因此本研究所用數據具有相當的內部一致性。效度檢驗是指所測量到的結果反映所想要考察內容的程度，測量結果與要考察的內容越吻合，則效度越高。

效度的檢驗主要是對內容和結構效度檢驗。該文量表是在培堽等采用的量表題項的篩選方法的基礎上，又通過結合大量的文獻確定量表題項，因此量表的內容效度具有可行性。通過SPSS21.0計算發現轉入耕地和轉出耕地的各觀測變量標準因子載荷都在0.5以上(表2)，只有個別的小于0.5，表明各潛在變量的結構效度良好。

對數據進行探索性因子分析，根據耕地轉入模型和轉出模型的KMO值分別為0.93和0.909，Bartlett的球形度檢驗值分別為554.335和535.765，顯著性概率為0.000，小于0.01，說明耕地轉入數據和轉出數據具有一定的相關性，適合做因子分析。

表2 量表的信度和效度檢驗

3.2 驗證性因子分析

該文利用AMOS24.0軟件對所得數據進行驗證性因子分析，得到的結果如表3。從表3可以看出：在轉入耕地的模型中，行為態度、主觀規范和知覺行為控制對轉入耕地意愿的標準化路徑系數分別為0.827，-0.153和0.403，且顯著性檢驗分別為10%，10%和5%；在轉出耕地模型中，行為態度對轉出耕地意愿的標準化路徑系數為0.466，且通過1%的顯著性檢驗，主觀規范對轉出耕地意愿的標準化路徑系數是0.294，在10%的檢驗下顯著，而知覺行為控制對轉出耕地意愿的標準化系數為0.338，顯著性檢驗為5%。另外，耕地轉入和轉出模型中所有潛在變量與可觀測變量在99%的置信度下顯著，且載荷系數的t值都大于2，表明兩者之間明顯具有顯著性。再通過對耕地轉入模型和耕地轉出模型進行模型擬合度檢驗，結果見表4，可以看出模型所有的適配指標值都在接受的標準范圍內，因此，模型的總體擬合情況較好。

表3 路徑及載荷系數估計結果

表4 模型擬合度檢驗指標

3.3 結構方程的數據分析

根據計劃行為理論，從數據分析結果(表3)可以看出，農戶的耕地轉入和轉出意愿受到行為態度、主觀規范和知覺行為控制3個潛在變量的影響比較顯著。

行為態度對農戶耕地流轉意愿在耕地轉入模型的路徑系數為0.827，在10%水平上顯著；在耕地轉出模型中的路徑系數僅為0.466，在1%的水平上高度顯著，表明行為態度對農戶耕地轉入和轉出的影響存在明顯差異。從表3可以看出，潛在變量行為態度的5個可觀測變量中，對農戶耕地轉入影響最大的是“認為流轉耕地對轉出方是有好處的(X4)”，標準化路徑載荷系數為0.75；對農戶耕地轉出影響最大的是“認為轉出耕地能夠增加家庭收入(X1)”，標準化載荷系數為0.707。以上分析表明，農戶轉出耕地主要考慮的是收入的增加，而轉入耕地時首先考慮的是轉出方利益的保障，說明轉入耕地更多考慮的是經濟收入，而轉出土地考慮的是耕地的價值利益。在調查中發現，在轉出耕地意愿農戶中的63%農戶無法找到轉入方而不能流轉，具有轉入耕地意愿農戶中的72%農戶因沒有足夠的資金和好的耕作項目，認為面臨風險太大而不去轉入耕地。

主觀規范對轉入耕地模型中到耕地流轉意愿的路徑為-0.153，在10%的水平上顯著，其路徑系數為負主要在于流轉信息不暢，農戶實際接觸或者了解因轉入耕地而賠錢的現象居多，使農戶產生畏懼心理；對轉出耕地模型中到流轉意愿的路徑系數為0.294，在10%的水平上顯著。從表3可看出，在主觀規范這一潛在變量的4個可觀測變量匯中，在耕地轉入和轉出模型中具有最大影響因素均為“家庭成員支持耕地的轉入/轉出(X6)”標準化路徑系數分別為0.736，0.745，兩者之間的差距并不明顯，可見外界他人對農戶耕地轉出或轉入的影響具有一致性，但是在分析的過程中發現家人、村里德高望重的人對耕地流轉意愿的影響系數分別為0.736，0.662和0.745，0.66，大于其他流轉人和村集體對流轉土地的標準化載荷系數(0.656，0.661和0.653，0.655)，表明農戶對耕地流轉做出決策時，家人的影響是至關重要的，并且從轉入和轉出耕地模型的對比中可以看出，家人對轉出耕地的影響大于轉入耕地，同時村里德高望重的人也具有重要的影響。從兩個方面表明農戶具有一定的從眾心理，并且村集體應該改變工作態度努力提升在流轉耕地中的作用。

知覺行為控制對耕地轉入耕地模型中到耕地轉入意愿的路徑系數為0.403，在5%的水平上顯著；在耕地轉出模型中到轉出意愿的路徑系數為0.336，也在5%的水平上顯著。從表3中可以看出，在知覺行為控制這一潛變量的3個觀測變量中，對耕地轉入和轉出影響最大因素均是“如果存在完善的契約合同，我很可能轉入/轉出土地”(X11)，標準化荷載系數分別為0.748，0.839，但是轉出模型標準化系數大于轉入模型，表明程序合理性對農戶轉出耕地重要性大于轉入耕地。同時分析中發現另外的兩個可觀測變量“找到轉出/轉入方”和“熟悉土地流轉政策”對農戶知覺行為控制均在1%的水平上顯著，表明農戶對土地政策的了解和信息的傳遞、獲取，才能真正主導自己的流轉意愿，維護自己的合法權益。

4 結論及政策建議

該文通過行為態度、主觀規范和感知行為控制3個潛在變量對耕地轉入和耕地轉出意愿相對的兩個結構方程模型分析，得出結論：(1)行為態度對農戶耕地轉入和轉出的影響效果不同，轉入耕地的農戶主要從耕地固有價值出發，同時考慮保障轉出方利益，而轉出耕地的農戶主要從經濟理性考慮，增加家庭收入。(2)主觀規范中四個可觀測變量對農戶耕地轉出和轉入的影響具有一致性，同時得出農戶在進行耕地流轉時，首先參考家人的意見，村里德高望重的人的建議也具有重要影響，農戶對耕地流轉存在從眾心理。(3)知覺行為控制中農戶的契約意識對耕地轉出重要性大于耕地轉入，同時農戶對流轉政策、流轉信息的掌握程度，也將對農戶的流轉意愿產生極大地影響，只有非常熟悉土地政策和獲取流轉信息的農戶才有可能成為耕地流轉的主導者。

根據上述分析的結論，為了提高農戶轉入和轉出耕地意愿，現提出以下政策建議：(1)建立完善的農村服務體系。農村服務體系不僅包括對農戶提供農業勞作方面的技術支持，更主要為農戶提供相應的資金和耕作項目扶持，消除農戶流轉土地的風險，強化農戶土地流轉意愿。(2)建立土地流轉信息和土地政策的發布平臺。由于農村地區信息比較閉塞，國家土地政策和土地流轉信息失去了信息的時效性，建立信息發布平臺使農戶可以實時掌握土地政策和流轉信息，提高農戶對政策的把握力度，流轉雙方完美對接。