計劃行為理論下對農戶土地流轉意愿和行為研究

王海滋 李超偉 張士彬

摘要：基于計劃行為理論，從行為態度、主觀規范、感知行為控制3個潛在變量11個題項，構建農村土地承包經營權流轉意愿模型，以山東省6個縣（市）30個自然村600戶農戶數據為樣本，利用Logistic模型對流轉意愿進行實證研究，并結合上述調查數據對農戶流轉行為進行分析，揭示了農戶流轉意愿和流轉行為的差異性及其原因。結果表明，農戶的流轉意愿在很大程度上決定著農戶的流轉行為，在外在環境下，農戶的流轉意愿和行為會發生一定的差異;行為態度對農戶土地承包經營權流轉意愿的影響主要在土地流轉過程中的花費成本及后期依賴土地的養老問題，而在實際流轉行為過程中流轉收益成為農戶的主要關注點，以自己的利益最大化為出發點;主觀規范對農戶土地流轉意愿的形成在于周圍流轉人對農戶的影響，并在農戶流轉行為結果中得到了證實;感知行為控制對農戶土地流轉意愿的影響主要從基層政府的態度、流轉信息的獲取及農戶自身的特征方面形成，在農戶流轉行為分析中發現農戶家庭的資金狀況也是影響流轉意愿的原因，進而對感知行為控制進行了補充。

關鍵詞：土地流轉;計劃行為理論;差異性;流轉意愿;流轉行為

中圖分類號： F321.1 ?文獻標志碼： A ?文章編號：1002-1302（2019）17-0009-05

耕地資源是我國農戶重要的保障性資源，對我國的穩定發展具有重要的作用，20世紀80年代我國實行家庭聯產承包責任制，極大地調動了農民的生產積極性，為我國早期國家的穩定、農業的發展起到了至關重要的作用，但是隨著時間的發展，我國實行的“增人不增地，減人不減地”的政策，農戶承包土地經營規模在不斷縮小，同時隨著經濟的發展，農民外出打工的機會也越來越多，農村勞動力逐漸減少，使承包土地的精耕細作逐漸變為粗放利用，土地流轉應運發展，同時個體農戶經營過程中還存在農村勞動力的老齡化、耕地非農化[1]、農民勞動力數量急劇減少等問題。因此，推進農村耕地資源的流動、優化土地資源配置，必然成為促進農村地區經濟發展的必然要求。國家為推動農地流轉通過了《關于引導農村土地經營權有序流轉發展農業適度規模經營的意見》（2017年），《扶持村級集體經濟發展試點的指導意見》（2015年）等一系列政策，地方政府甚至成立農村規模經營發展扶持基金以促進農地流轉，雖然取得了一定的流轉成果，但從總體來看，我國農村土地的流轉質量和數量還有很大的發展空間。1999年全國土地流轉率只有2.53%，2007年為5.2%，2010年為 14.7%，2016年為31.5%。在我國整體經濟發展的背景下，農民的收入大幅度變化，而農業收入比重由2009年的 61.89% 轉變為2016年的38.35%，農村勞動力由第2次農業普查的34 874萬人減少到第3次農業普查的31 422萬人，農村勞動力51歲以上的人口由1996年的18.1%上升至2016的33.6%，甚至有學者認為到2030年該比例將達到 33.8%[2]。在農民非農化、老齡化和國家政策的推廣下，土地承包經營權的流轉沒有得到有效發展，那么制約土地流轉的因素是什么？農民作為土地承包經營權的所有者，既是土地流轉的主要參與者，也是相關利益的既得者，加快土地的流轉更需要農民的意愿和需求。國內眾多學者對土地流轉的研究主要集中在理論分析和實證研究方面，以探討土地流轉的影響因素。從理論分析方面看，王春超等提出家庭經濟利益是農民進行土地流轉的主要驅動力[3];石璐璐等提出影響土地轉入和轉出的因素不同，各個因素的作用方向、影響程度與顯著性表現均不相同[4];胡瑞卿等將中國農村土地有效流轉的根本障礙歸結于耕地的社會壓力過重[5];閆小歡等認為，在不完全勞動力市場下，農民非農就業和農村社會保障決定了農村土地流轉[6]。從實證分析方面看，包宗順等通過對江蘇省農村的實地調查發現，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[7];李想認為，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[8];張會萍等利用寧夏回族自治區平羅縣的農戶調查數據發現，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[9]。上述研究農戶土地的流轉都是基于農戶自身客觀的現實性。但是農戶真正的決策往往受到主觀因素方面的影響，如周圍人的態度、家庭的支持等，國內學者在該因素方面的研究較少。因此，本研究采用山東省6個縣（市）30個村莊600戶農戶的調查數據，以計劃行為理論為理論基礎，構建回歸分析模型，對影響農戶土地承包經營權流轉的主觀意愿進行分析，并對農戶的意愿和實際流轉行為進行分析，以期為進一步發展農村經濟提供理論依據。

1 理論基礎和量表檢驗

1.1 理論基礎

農戶流轉耕地承包經營權不僅是一種理性行為，同時也是一種經濟行為。計劃行為理論（TPB）是Ajzen于1988、1991年在理性行為理論基礎上增加了對自我行為控制認知的因素作為影響個人行為意愿的前置因素[10-11]，對人類個人的某些行為預測其實際行動的理論[12]（圖1）。TPB理論認為，個人實際行為直接受到行為意愿的引導，而行為態度、主觀規范、感知行為控制通過行為意愿對用戶實際行為起到間接影響作用，計劃行為理論已經廣泛用于行為領域的研究，如消費者綠色消費行為研究[13]、科技人員創新行為研究[14]等。研究結果表明，計劃行為理論能提高對人類某種行為的預測程度和解釋程度。

計劃行為理論中對行為的解釋是指個人實際采取行動的行為，對人的實際行為產生直接影響的是人的行為意向，這也是該理論的核心，它反映個人采取某種行為的主觀傾向。影響個人某種行為意向的因素有3個[15]：（1）行為態度，指個人對實施某一項行為所抱有的正面或負面的感覺，即個人對特定行為的評價和界定經過概念化形成態度;（2）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，即那些對個人行為決策具有影響力的個人或團體對于個人是否采取某項特定行為所發出的影響作用大小，與其他人期望值的規范化信仰相關;（3）感知行為控制，是指個體在執行某項特定行為時所感知到的難易程度，反映個人過去的經驗和預期的阻礙。因此，計劃行為理論是一種廣泛的分析行為和意愿的概念性模型[16]（圖1）。

1.2 量表設計、信度檢驗和效度檢驗

根據計劃行為理論的理論模型，選擇農戶土地流轉的行為態度、主觀規范、感知行為控制3個潛在變量，再根據程培堽等采用的量表題項篩選方法[17]，最終確定11個題項（表1），且測量方式采用李克特的五點量表尺度法進行，為保證量表質量和結果的準確性，對量表的11個題項進行信度檢驗和效度檢驗。

信度是指測量結果的可靠性、一致性和穩定性。本研究采用克朗巴哈系數（Cronbachs α）對量表的測量結果進行內部一致性檢驗，采用SPSS 21.0對上述3個潛在變量的11個題項進行信度分析（表1）。行為態度、主觀規范、感知行為控制3個潛在變量的Cronbachs α值分別為0.771、0.699、0777，量表整體的Cronbachs α值為0.901。一般實務研究的Cronbachs α值達到0.6以上即可接受，本研究Cronbachs α值均大于0.6，說明量表的內部一致性良好。

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，主要是對量表內容和結構的檢驗，內容效度是指量表對欲測內容或行為范圍取樣的適當程度，本研究量表是在培堽等采用的量表題項篩選方法的基礎上，結合專家評測之后最終確定測量內容，因此量表的內容效度具有可行性。結構效度是指試驗與理論之間的一致性，即試驗是否真正測量到構造的理論。本研究通過對題項作因子分析得到題項旋轉因子載荷在 0.533～0.865之間（表1），說明量表的結構效度良好。

2 數據采集與整理

山東省作為農業大省，2017年糧食總產量為4 723萬t，占全國糧食總產量的7.64%，對我國糧食供給貢獻很大，因此研究山東省農戶對土地承包經營權流轉意愿具有重要意義。考慮到地區農業所處的發展水平不同，本研究選取具有相似農業發展水平的樣本點，選取臨沂市下轄的郯城縣和沂水縣、濰坊市下轄的青州市、濟寧市嘉祥縣、煙臺市下轄的龍口市和萊州市等6個縣（市）的各隨機5個自然村20戶農戶，共30個自然村600戶農戶展開調研（表2）。本研究數據來源于2018年1—2月筆者所在課題組在山東省農村地區的調查問卷和農戶訪談。調查共發放問卷600份，有效問卷549份，有效率為91.5%，其中郯城縣、沂水縣、青州市、嘉祥縣、龍口市、萊州市的有效問卷率分別為90%、94%、89%、93%、95%、88%。總體來看，有意愿流轉的農戶有296戶，占比為53.92%;實際進行流轉的農戶有192戶，占比為34.97%，稍低于全國平均水平。

3 山東省6縣（市）農戶土地流轉意愿分析

3.1 模型選擇

農戶對土地承包經營權流轉意愿存在2種結果：愿意流轉與不愿意流轉，其結果是一個二分離散型變量。因此，本研究選擇二元Logistic模型作為分析影響流轉意愿的回歸模型[18]。在二元Logistic回歸模型中，設y是二分離散因變量，取值為1或0，（1表示農戶愿意流轉，0表示農戶不愿意流轉）;xi（i=1，2，…，n）是與因變量y相關的獨立自變量，而因變量y取1的概率P（y=1/x）就是模型要研究的對象，二元Logistic回歸模型表示為：

Logit（P）=lnP1-P=α0+α1x1+α2x2+α3x3+…+αnxn+ε。

式中：P表示農戶愿意流轉土地承包經營權的概率;α0表示線性模型的截距參數，是一個常數項;αi（i=1，2，…，n）表示回歸參數;xi（i=1，2，…，n）表示影響農戶行為的解釋變量;ε表示誤差項。

本研究采用SPSS 21.0對農戶土地承包經營權流轉意愿與計劃行為理論構建的可觀測變量進行回歸分析（表3），得到影響農戶土地流轉的主觀因素，以期為農戶土地流轉行為的解釋提供依據。

3.2 模型回歸結果分析

根據計劃行為理論的行為態度、主觀規范、感知行為控制3個潛在變量及選定的11個可測變量，對模型的回歸結果進行分析。

3.2.1 行為態度對農戶土地承包經營權流轉的影響 由表3可知，“流轉土地的成本在我可以接受的范圍”（x2）對農戶土地流轉意愿在5%水平下顯著，且回歸系數為正，說明土地流轉成本越是在可接受的范圍內，農戶的流轉意愿越強烈。“流轉土地不影響我的家庭成員土地的養老”（x5）對農戶土地流轉意愿在10%水平下顯著，exp（B） 值表明，農戶認為不影響養老的態度每強烈1個程度，農戶的流轉意愿就會增加2.194個單位，說明農戶對土地流轉首先考慮的并不是掙錢的數量，而是在土地流轉過程中花費的成本及后期依賴土地的養老問題。行為態度其他3個可觀測變量雖然對農戶土地流轉意愿影響不顯著，但系數均為正，說明都具有正向影響。

3.2.2 主觀規范對農戶土地承包經營權流轉的影響 由表3可知，“其他轉出人認為轉出土地是有好處的”（x7）對農戶土地流轉意愿在10%水平下顯著，說明農戶土地流轉的意愿受周圍人的影響較大，回歸系數為正;而“我的家庭成員支持進行土地流轉”（x6）對土地流轉意愿的影響的回歸系數為負（-0.378），主要在于農村主要勞動力的老齡化，2010年我國農村55歲以上的勞動力數量占24.5%，農民勞動力的老齡化使思維固化，接受新知識的能力下降;“社會上的金融機構對土地流轉的支持”（x8）對農戶流轉土地的意愿的影響水平不顯著，影響系數為負，是因為社會上的金融機構對農戶土地流轉的支持力度較小和農戶對金融機構的政策不了解的雙重結果，因此加大高素質人才向農村轉移和建立完善的金融體系是加快農村土地流轉的重要措施。

3.2.3 感知行為控制對農戶土地流轉意愿的影響 由表3可知，“基層政府對使土地流轉的支持程度”（x9）對農戶土地流轉意愿在5%水平上顯著，回歸系數為負，說明我國基層政府對土地流轉的扶持力度有待加強，與實際情況相符，在實際調研過程中認為基層政府扶持力度不大的農戶占總樣本的26.5%，出現政府強行推動土地流轉、缺乏實際情況的考慮等問題，說明農戶雖然是流轉土地的主體，但是政府的支持對農戶來說具有不可缺少的重要作用;“如果我想要流轉土地，可以順利找到轉入方”（x10）和“流轉土地后，我能夠找到一份好工作，支撐家庭消費”（x11）對意愿的影響分別在5%、1%水平上顯著，回歸系數均為正，說明農戶的土地流轉注重土地流轉后農戶權益的保障，土地流轉后若農戶不能找到相應轉入方和穩定的工作，農戶土地流轉是不可能實現的，這時農戶就會使土地拋荒，造成資源浪費。因此，土地流轉要使農戶無后顧之憂才能提高農戶的流轉意愿并成功流轉。

綜上，提出以下政策建議：（1）完善與土地流轉相關的配套政策。農戶是理性人，沒有解決土地流轉后的后顧之憂，農戶不會對土地流轉持積極態度，因此建立健全配套的醫療、衛生、養老、教育等相關體系，解決農戶的后顧之憂，真正使農戶享受到土地流轉所帶來的收益。（2）建立土地流轉信息發布平臺。農村地區由于交通較閉塞，對信息的傳播速度較慢，且傳播方式單一，使流轉雙方不能很好對接，增加土地流轉的成本，因此建立流轉信息發布和交流平臺，直接將土地信息發布在平臺上，使流轉雙方的信息能夠完美地對接。（3）政府金融機構加大對農戶的資金貸款支持。農戶由于其工作能力和工作性質，承包土地的資金較短缺，對農戶實行無息或低息的特殊專門貸款，并實行信用監督機制，確保貸款的用途和農戶的還款。

參考文獻：

[1]張付民. 新農村建設中土地流轉的現實問題及其對策[J]. 科技經濟導刊，2016（6）：137.

[2]宋斌文. 農村勞動力轉移對農村老齡化的影響及其對策建議[J]. 公共管理學報，2004，1（2）：74-79，96.

[3]王春超，李兆能. 農村土地流轉中的困境：來自湖北的農戶調查[J]. 華中師范大學學報（人文社會科學版），2008，47（4）：51-56.

[4]石璐璐，趙敏娟. 陜西省農村土地流轉影響因素分析[J]. 北方園藝，2011（21）：195-198.

[5]胡瑞卿，張岳恒. 不同目標下耕地流轉的理論與實證分析[J]. 中國農村經濟，2007（1）：36-44.

[6]閆小歡，霍學喜. 農民就業、農村社會保障和土地流轉——基于河南省479個農戶調查的分析[J]. 農業技術經濟，2013（7）：34-44.

[7]包宗順，徐志明，高 珊，等. 農村土地流轉的區域差異與影響因素——以江蘇省為例[J]. 中國農村經濟，2009（4）：23-30，47.

[8]李 想. 安徽省農戶土地流轉行為的影響因素分析[J]. 湖北農業科學，2012，51（19）：4419-4422.

[9]張會萍，倪全學，楊紹艷. 土地流轉的影響因素分析——基于寧夏銀北地區平羅縣樣本農戶的調查[J]. 農村經濟，2011（1）：17-20.

[10]Ajzen I.The theory of planned behavior[J]. Orgtional Behavior and Human Decison Processes，1991，50（2）：179-211.

[11]劉遺志，湯定娜. 消費者創新性對移動購物行為的影響機制研究——基于計劃行為理論視角[J]. 大連理工大學學報（社會科學版），2015，36（3）：40-46.

[12]Merav B N，Sharon I，Marlen M，et al.Factors affecting nursing students intention to report medication errors：an application of the theory of planned behavior[J]. Nurse Education Today，2017，58：38-42.

[13]張 露，帥傳敏，劉 洋. 消費者綠色消費行為的心理歸因及干預策略分析——基于計劃行為理論與情境實驗數據的實證研究[J]. 中國地質大學學報（社會科學版），2013，13（5）：49-55，139.

[14]趙 斌，欒 虹，李新建，等. 科技人員創新行為產生機理研究——基于計劃行為理論[J]. 科學學研究，2013，31（2）：286-297.

[15]殷志揚，程培堽，王 艷，等. 計劃行為理論視角下農戶土地流轉意愿分析——基于江蘇省3市15村303戶的調查數據[J]. 湖南農業大學學報（社會科學版），2012，13（3）：1-7.

[16]Ajzen I.Attitudes，personality and behavior[M]. Milton Keynes：Open University Press，1988.

[17]程培堽，盧凌霄，殷志揚，等. 消費者對轉基因食品態度的形成：理論與量表設計[J]. 華中農業大學學報（社會科學版），2011（3）：6-11.

[18]鐘曉蘭，李江濤，馮艷芬，等. 農戶認知視角下廣東省農村土地流轉意愿與流轉行為研究[J]. 資源科學，2013，35（10）：2082-2093.