基于TPB框架的農(nóng)戶認知對農(nóng)地轉(zhuǎn)出意愿的影響

甘臣林 譚永海 陳璐 陳銀蓉 任立

摘要

農(nóng)地流轉(zhuǎn)作為在農(nóng)村廣泛推行的一項重要政策模式，在優(yōu)化農(nóng)地資源配置、推動農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營、促進現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展等方面發(fā)揮著重要作用。行為意愿是行為響應的前提，研究農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)出意愿的影響因素對促進農(nóng)戶的農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為具有十分重要的意義。本文基于計劃行為理論分析框架，從行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制三個認知維度分析農(nóng)戶的農(nóng)地轉(zhuǎn)出認知對其農(nóng)地轉(zhuǎn)出意愿的影響，并采用結(jié)構(gòu)方程模型對武漢、鄂州兩市農(nóng)地轉(zhuǎn)出典型地區(qū)的287個調(diào)查樣本進行定量分析。研究證實：①農(nóng)戶的農(nóng)地轉(zhuǎn)出意愿形成過程遵循“認知→意愿”這一路徑形式，其中，行為態(tài)度是農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)出意愿的主要影響因素，主觀規(guī)范是重要影響因素，知覺行為控制是有效影響因素；②農(nóng)地轉(zhuǎn)出所能帶來的好處中農(nóng)戶最看重流轉(zhuǎn)的租金收益；③農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)出意愿的最大外在壓力來自親朋鄰里的農(nóng)地轉(zhuǎn)出行動，當親朋鄰里轉(zhuǎn)出農(nóng)地時，農(nóng)戶會產(chǎn)生“跟風效仿”心理；④相比于家人與親朋鄰里，農(nóng)戶對村委會的農(nóng)地轉(zhuǎn)出主張缺乏信任；農(nóng)地轉(zhuǎn)出所需支付的時間成本與可能存在的流轉(zhuǎn)糾紛是農(nóng)戶關(guān)注的重點問題；⑤由于農(nóng)地轉(zhuǎn)出普遍存在村集體統(tǒng)一代理，降低了農(nóng)戶對流轉(zhuǎn)政策和渠道的掌握程度以及自主決策能力的要求。在此基礎(chǔ)上，結(jié)合調(diào)研實際，得出要制定體現(xiàn)農(nóng)地價值的流轉(zhuǎn)租金標準，加強對村委會和政府相關(guān)部門土地流轉(zhuǎn)代理過程監(jiān)管，建立并完善流轉(zhuǎn)糾紛處理機制，促進土地流轉(zhuǎn)市場化運作等政策啟示。

關(guān)鍵詞 農(nóng)地轉(zhuǎn)出；農(nóng)戶意愿；農(nóng)戶認知；計劃行為理論；結(jié)構(gòu)方程模型

中圖分類號 F301.2

文獻標識碼 A 文章編號 1002-2104（2018）05-0152-08 DOI：10.12062/cpre.20171212

隨著工業(yè)化、城市化進程不斷加快，大量農(nóng)村勞動力向收益更高的非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，由此帶來了棄耕、撂荒等問題，嚴重制約了我國農(nóng)村的發(fā)展[1]。農(nóng)地轉(zhuǎn)出是在保證家庭承包責任制不變的前提下，農(nóng)戶通過交易使用權(quán)對農(nóng)地資料進行配置的一種活動方式[2]，被認為是解決當前我國農(nóng)地資源浪費嚴重問題的有效途徑[3]，在優(yōu)化農(nóng)地資源配置、推動農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營、促進現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展等方面發(fā)揮著重要作用。為保護和有效利用農(nóng)地資源，國家相繼出臺了一系列支持政策以加快農(nóng)地流轉(zhuǎn)進程。如，2013年，中央一號文件要求在農(nóng)地流轉(zhuǎn)過程中必須尊重農(nóng)戶的主觀意愿，按照依法、自愿、有償原則促進農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)有序流轉(zhuǎn)；2014年，國務院辦公廳也發(fā)出通知，要求各地區(qū)在5年內(nèi)完成承包經(jīng)營權(quán)確權(quán)，鼓勵農(nóng)民以多種形式進行農(nóng)地流轉(zhuǎn)；2015年，國務院辦公廳在農(nóng)村改革的頂層設(shè)計中再次提出推動土地承包經(jīng)營權(quán)規(guī)范有序流轉(zhuǎn)。然而，這項被喻為“中國農(nóng)村的第二次革命”的戰(zhàn)略舉措并未達到預期的效果。資料顯示，截至2014年上半年，全國農(nóng)村家庭承包土地流轉(zhuǎn)率為28.8%，這是1999年的11.38倍[1，4]。可見，盡管我國農(nóng)地流轉(zhuǎn)規(guī)模有所增加，但農(nóng)地轉(zhuǎn)出率依然很低，陷入“低水平困境”[1]。土地問題是關(guān)乎農(nóng)民切身利益的重大民生問題，農(nóng)地轉(zhuǎn)出的困境主要表現(xiàn)在擁有土地承包經(jīng)營權(quán)的農(nóng)戶主觀上不愿意輕易轉(zhuǎn)出農(nóng)地[5]。實踐證明，農(nóng)地制度改革只有遵循農(nóng)民的需求，才能最大限度地保證農(nóng)戶利益，推動農(nóng)村經(jīng)濟社會的發(fā)展[1]。

農(nóng)地轉(zhuǎn)出意愿是在現(xiàn)有的法律政策環(huán)境下，作為參與者的農(nóng)戶在面對農(nóng)地轉(zhuǎn)出這一經(jīng)濟活動時所持有的一種主觀態(tài)度[6-7]，其對農(nóng)地轉(zhuǎn)出的規(guī)模和速度有著決定性的影響[8]。近年來，國內(nèi)學者從理論和實證兩個方面對農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)出意愿的影響因素展開了大量的研究，研究側(cè)重于討論農(nóng)戶個體特征、農(nóng)戶家庭特征、社會保障、土地價值、農(nóng)村社會階層分化、市場環(huán)境等因素[1，6-13]。這些研究都基于這樣一個基本假設(shè)：農(nóng)戶所面對的客觀現(xiàn)實是其決策的依據(jù)。然而，農(nóng)戶參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)的決策，是基于其認知衡量后在理性和感性綜合作用下的選擇結(jié)果，即農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)出的決策不僅會受到客觀現(xiàn)實的制約，還受到特定的社會文化環(huán)境下人們所形成的主觀認知的影響[2]，如農(nóng)戶對農(nóng)地轉(zhuǎn)出的認識或態(tài)度、親戚朋友對農(nóng)地轉(zhuǎn)出的看法都可能影響農(nóng)戶關(guān)于農(nóng)地轉(zhuǎn)出的意愿。基于此，本文根據(jù)計劃行為理論（Theory of Planned Behavior，TPB），從行為態(tài)度（Attitude toward the Behavior，AB）、主觀規(guī)范（Subjective Norms，SN）和知覺行為控制（Perceived Behavioral Control，PBC）三個維度測量農(nóng)戶對農(nóng)地轉(zhuǎn)出的認知，結(jié)合武漢、鄂州兩市典型地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)調(diào)查數(shù)據(jù)，運用結(jié)構(gòu)方程模型（Structural Equation Model，SEM）來分析農(nóng)戶的農(nóng)地轉(zhuǎn)出認知對其農(nóng)地轉(zhuǎn)出意愿（Behaviral Intention，BI）的影響。

1 理論分析與研究假說

1.1 農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)出認知與行為意愿

制度變遷理論指出，個體認知決定了其行為，進而會直接影響到協(xié)調(diào)個體之間的關(guān)系[14]。認知心理學理論認為，個體行為本質(zhì)上都是由認知決定的，個體的認知水平?jīng)Q定其行為意愿，進一步又決定其決策和行為[4]。由此可見，個體認知決定行為意愿，個體認知是行為意愿的前置因素，而行為意愿則為個體認知的后向結(jié)果，個體認知與行為意愿之間表現(xiàn)出“個體認知→行為意愿”的邏輯路徑關(guān)系。

中國人口·資源與環(huán)境 2018年 第5期

根據(jù)上述觀點，在農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)出過程中，不同農(nóng)戶之間行為意愿的差異是由其農(nóng)地轉(zhuǎn)出認知差異所引起，農(nóng)戶的農(nóng)地轉(zhuǎn)出認知差異是造成其行為意愿不同的根本原因。計劃行為理論（TPB）指出，影響行為意愿的個體認知因素包含三個維度，即行為態(tài)度（AB）、主觀規(guī)范（SN）和知覺行為控制（PBC）[15-16]。基于此，本文提出農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)出的“個體認知→行為意愿”的邏輯分析框架，如圖1所示。

1.2 研究假說

基于TBP中“個體認知→行為意愿”的分析框架，從“行為態(tài)度（AB）”“主觀規(guī)范（SN）”“知覺行為控制（PBC）”3個方面分析農(nóng)戶的農(nóng)地轉(zhuǎn)出認知對其農(nóng)地轉(zhuǎn)出意愿（BI）的影響。

1.2.1 行為態(tài)度（AB）

行為態(tài)度（AB）是指行為主體對執(zhí)行某一特定行為喜歡或不喜歡的程度，反映行為的傾向性。在態(tài)度與行為意向的關(guān)系中，態(tài)度被視為非常重要的決定因素，農(nóng)戶對農(nóng)地轉(zhuǎn)出的態(tài)度可以通過預期收益來反映。農(nóng)戶在預期參與農(nóng)地轉(zhuǎn)出比不參與能獲益更多的情況下，農(nóng)戶將選擇參

圖1 個體認知→行為意愿分析框架

Fig.1 Individual cognition-behavioral intention

analysis framework

與，否則不參與。農(nóng)戶對農(nóng)地轉(zhuǎn)出的預期收益是激發(fā)農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)出意愿的關(guān)鍵，該收益不僅包含流轉(zhuǎn)租金收益，還包括轉(zhuǎn)出農(nóng)地帶來的其他好處，如釋放家庭勞動力、解決承包土地拋荒問題、能給流轉(zhuǎn)雙方帶來好處等。基于此，本文用農(nóng)戶對農(nóng)地轉(zhuǎn)出能獲得較高流轉(zhuǎn)租金收益（AB1）、能釋放家庭勞動力從事非農(nóng)勞動（AB2）、能解決承包土地拋荒問題（AB3）、對流轉(zhuǎn)雙方都有好處（AB4）共4個方面的認知來衡量農(nóng)戶對土地流轉(zhuǎn)的行為態(tài)度。

理論上，農(nóng)戶對農(nóng)地轉(zhuǎn)出在獲得較高流轉(zhuǎn)租金收益、釋放家庭放勞動力、解決承包土地拋荒問題、給流轉(zhuǎn)雙方帶來好處等行為態(tài)度方面的良好認知會促進其轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿。基于此，提出假說1：

H1：農(nóng)戶對農(nóng)地轉(zhuǎn)出的行為態(tài)度（AB）認知對其農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為意愿（BI）有顯著正向影響。

1.2.2 主觀規(guī)范（SN）

主觀規(guī)范（SN）是指那些可影響個人行為決策的他人或團體對個人是否采取某項特定行為所發(fā)揮影響的作用大小，反映的是外界壓力對個體行為的影響。農(nóng)地轉(zhuǎn)出中，農(nóng)戶的外在壓力主要來自于家庭成員、親朋鄰里、村委會等社會網(wǎng)絡(luò)，這些與農(nóng)戶聯(lián)系緊密的個人或團體關(guān)于農(nóng)地轉(zhuǎn)出的主張和行動會對農(nóng)戶的行為意愿產(chǎn)生影響。如果農(nóng)戶對村莊的社會規(guī)范越認同，農(nóng)戶的公共意識就越強烈，農(nóng)地轉(zhuǎn)出的行為意愿也越強烈。基于此，本文用農(nóng)戶對家人支持農(nóng)地轉(zhuǎn)出的主張（SN1）、親朋鄰里支持農(nóng)地轉(zhuǎn)出的主張（SN2）、村委會或政府相關(guān)部門支持農(nóng)地轉(zhuǎn)出的主張（SN3）、親朋鄰里的農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為（SN4）共4個方面的認知來衡量農(nóng)地轉(zhuǎn)出中農(nóng)戶的主觀規(guī)范。

理論上，農(nóng)戶如果感受到外界不但在積極參與而且還主張其加入?yún)⑴c農(nóng)地轉(zhuǎn)出行動，農(nóng)戶會強烈地感受到來至外界的壓力，通常這種壓力會提高農(nóng)戶參與農(nóng)地轉(zhuǎn)出的意愿。基于此，提出假說2：

H2：農(nóng)戶對農(nóng)地轉(zhuǎn)出的主觀規(guī)范（SN）認知對其農(nóng)地轉(zhuǎn)出的行為意愿（BI）有顯著正向影響。

1.2.3 知覺行為控制（PBC）

知覺行為控制（PBC）表示個人過去的經(jīng)驗和預期的阻礙。農(nóng)戶關(guān)于農(nóng)地轉(zhuǎn)出這一行為難易程度的認知中，若農(nóng)戶所掌握的資源愈多、所預期的阻礙愈小，則其對農(nóng)地轉(zhuǎn)出的知覺行為控制就愈強，其就有更強的行為意愿。通常，知覺行為控制包括“控制信念”和“感知強度”兩個方面，控制信念是指約束或促進行為的各種因素，而感知強度是指個體的“自我效能感”信念。農(nóng)地轉(zhuǎn)出中農(nóng)戶的控制信念主要來自于農(nóng)戶所感知到的抑制或促進其參與行為的因素，如對掌握的信息、專業(yè)技能、參與成本以及其他資源上的限制等；感知強度則是自我效能的信念，即個體對自身參與農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為能力的自信。基于此，本文從“感知強度”和“控制信念”兩個方面，用農(nóng)戶對農(nóng)地轉(zhuǎn)出政策和渠道的熟悉程度（PBC1）、農(nóng)地轉(zhuǎn)出時間成本的承受力（PBC2）、處理農(nóng)地轉(zhuǎn)出糾紛的能力（PBC3）、農(nóng)地轉(zhuǎn)出的自主決策能力（PBC4）共4個方面的認知來衡量農(nóng)戶對農(nóng)地轉(zhuǎn)出的知覺行為控制。

理論上，農(nóng)戶對自身參與農(nóng)地轉(zhuǎn)出行動的能力越自信，對預期的阻礙越小，其參與農(nóng)地轉(zhuǎn)出的意愿會越強烈。基于此，提出假說3：

H3：農(nóng)戶對土地流轉(zhuǎn)的知覺行為控制（PBC）認知對其農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為意愿（BI）有顯著正向影響。

1.3 量表設(shè)計

在上述理論分析的基礎(chǔ)上，借鑒相關(guān)研究的指標選擇與量表設(shè)計成果，同時結(jié)合調(diào)研區(qū)域的實際情況，設(shè)計了13個題項，采取李克特5點量表的采集方式，以測量農(nóng)戶關(guān)于農(nóng)地轉(zhuǎn)出的行為態(tài)度（AB）、主觀規(guī)范（SN）、知覺行為控制（PBC）、轉(zhuǎn)出意愿（BI）4個變量，如表1所示。

2 數(shù)據(jù)來源與樣本描述

武漢、鄂州兩市農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場活躍，兩市均具有豐富的農(nóng)地流轉(zhuǎn)實踐經(jīng)驗。本文采用的數(shù)據(jù)來源于課題組2015年7月、8月對武漢、鄂州兩市農(nóng)地流轉(zhuǎn)典型地區(qū)農(nóng)戶的問卷調(diào)查，調(diào)研范圍涉及武漢市江夏區(qū)、鄂州市鄂城區(qū)和梁子湖區(qū)的4個鎮(zhèn)26個村組。調(diào)查采取直接入戶的方式，共發(fā)放300份問卷，有效問卷287份，問卷有效回收率為95.67%。樣本基本情況如表2所示。

由表1可知，調(diào)查對象主要是家庭承包地規(guī)模在2～10畝之間的，具有一定文化水平的中年男性普通村民。

表1 量表設(shè)計

Tab.1 Scale design

注：根據(jù)農(nóng)戶對測量題目觀點的認可程度確定題目得分，“完全不贊同”賦值為1、“比較不贊同”賦值為2、“一般”賦值為3、“較贊同”賦值為4、“完全贊同”賦值為5。

表2 樣本基本情況

Tab.2 Sample basic situation

注：當受訪對象同時為“中共黨員”與“村干部”時，按“村干部”統(tǒng)計其社會階層地位。

農(nóng)戶的基本特征符合研究的需要，研究樣本具有一定的代表性。

3 研究方法與模型分析

3.1 研究方法與數(shù)據(jù)檢驗

由于TBP中“個體認知→行為意愿”分析框架是研究農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)出認知與農(nóng)地轉(zhuǎn)出意愿這兩類抽象變量之間的相互作用關(guān)系，其本質(zhì)是一個結(jié)構(gòu)方程模型（Structural Equation Modeling，SEM）。其中，轉(zhuǎn)出意愿（BI）、行為態(tài)度（AB）、主觀規(guī)范（SN）、知覺行為控制（PBC）這4個變量為SEM的潛在變量（Latent Variable）；13個測量題目為SEM的觀測變量（Observed Variable）；3個認知變量（AB、SN、PBC）與轉(zhuǎn)出意愿（BI）之間的因果路徑關(guān)系構(gòu)成了SEM的結(jié)構(gòu)模型（Structural Model）；4個潛在變量與其觀測變量之間的因果關(guān)系構(gòu)成了SEM的測量模型（Measured Model）；3個認知變量（AB、SN、PBC）之間的相互作用構(gòu)成了SEM潛在變量之間的共變關(guān)系[17]。因此，基于TBP中“個體認知→行為意愿”分析框架的特點，本研究采用SEM的相關(guān)研究方法和軟件（AMOS21.0）來對調(diào)研數(shù)據(jù)進行定量分析。

首先，需要對采集的數(shù)據(jù)進行質(zhì)量檢驗，檢驗方式通常包括信度檢驗與效度檢驗兩個環(huán)節(jié)。本研究中，轉(zhuǎn)出意愿（BI）只有一個觀測變量，不存在變量內(nèi)部一致性與含義準確的問題，因此無需進行信度檢驗與效度檢驗。運用SPSS 23.0軟件分別對行為態(tài)度（AB）、主觀規(guī)范（SN）、知覺行為控制（PBC）這3個潛在變量進行信度檢驗與效度檢驗，檢驗結(jié)果如表3所示。

由表3可知，信度檢驗中各潛在變量的Cronbachs α系數(shù)在0.807～0.908之間，大于0.6的閾值條件；效度檢驗中各潛在變量的KMO值均在0.793～0.869之間，大于0.5的閾值條件，且Bartlett球體檢驗的伴隨概率均小于0.001，因子分析中所有指標在各自歸屬的因子上的載荷系數(shù)在0.694～0.935之間，大于0.5的閾值條件。由此

表明模型數(shù)據(jù)具有較好的信度與效度，模型數(shù)據(jù)質(zhì)量通過檢驗。

3.2 結(jié)構(gòu)方程模型結(jié)果

根據(jù)模型假說與測量指標設(shè)計，結(jié)合探索性因子分析結(jié)果，構(gòu)建包含AB、SN、PBC、BI共4潛在變量，13個觀測變量的結(jié)構(gòu)方程模型。變量之間的因果關(guān)系用單向箭頭“→”表示，由因變量指向果變量；變量之間的相關(guān)關(guān)系用雙箭頭“”表示；測量模型中觀測變量的殘差用e1-e13表示；結(jié)構(gòu)模型的測量誤差用r1表示。根據(jù)AMOS21.0軟件運行結(jié)果，整理得到結(jié)構(gòu)方程模型的擬合指數(shù)，如表4所示。

依表4所示，模型各項擬合指標均滿足閾值條件，表明構(gòu)建的結(jié)構(gòu)方程模型（SEM）擬合效果較好，模型穩(wěn)健性通過檢驗。最終得到SEM及標準化參數(shù)估計結(jié)果見圖2。

圖2所示的參數(shù)估計結(jié)果顯示，觀測變量的標準化因子載荷系數(shù)沒有超過0.95的閾值，方差的估計值沒有出現(xiàn)負的數(shù)值，全部方差估計值均達到0.001顯著水平，表示因果模型符合基本適配標準。行為態(tài)度（AB）、主觀規(guī)范（SN）和知覺行為控制（PBC）3個外因潛在變量間的協(xié)方差估計值分別為0.37、0.24和0.29，達到0.01的顯著水平。另外，模型的所有觀察變量與其對應的潛在變量間的系數(shù)均達到0.001顯著水平，說明該模型各觀測變量能夠充分反映其對應的潛變量的情況。行為態(tài)度（AB）→行為意愿（BI）、主觀規(guī)范（SN）→行為意愿（BI）、知覺行為控制（PBC）→行為意愿（BI）這3條路徑的標準化路徑系數(shù)分別為0.63、0.58、0.37，且在0.001的水平顯著，表明本文提出的3條研究得到證實，如表5所示。

3.3 結(jié)果分析

根據(jù)結(jié)構(gòu)方程模型結(jié)果分析可知：

（1）研究假說H1、H2、H3均得到證實，表明農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)出意愿的形成邏輯符合計劃行為理論。農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)出意愿的形成過程遵循“認知→意愿”這一路徑形式，其受

表3 信度檢驗與效度檢驗結(jié)果

Tab.3 Reliability test and validity test results

注：“***”表示KMO統(tǒng)計值的伴隨概率小于0.001。

圖2 結(jié)構(gòu)方程模型及標準化路徑系數(shù)圖

Fig.2 Structural equation model and normalized path coefficient

表4 模型適配度檢驗結(jié)果

Tab.4 Model fit test results

表5 結(jié)構(gòu)方程路徑系數(shù)與假說檢驗

Tab.5 Structural equation path coefficient and

hypothesis testing

注：“***”表示參數(shù)估計結(jié)果在0.001概率水平上顯著水平。

到行為態(tài)度（AB）、主觀規(guī)范（SN）、知覺行為控制（PBC）等前置認知因素的影響。其中，行為態(tài)度（AB）包含了農(nóng)戶對農(nóng)地轉(zhuǎn)出帶來的流轉(zhuǎn)租金收益、釋放家庭放勞動力、解決承包土地拋荒問題、流轉(zhuǎn)雙方互利等好處的認知；主觀規(guī)范（SN）表明了來自外界的言行對農(nóng)戶所產(chǎn)生的壓力，包含了農(nóng)戶對外界（家人、親朋鄰里、村委會、政府相關(guān)部門等）農(nóng)地轉(zhuǎn)出主張與行為的認知；知覺行為控制（PBC）包含了農(nóng)戶對掌握農(nóng)地流轉(zhuǎn)相關(guān)信息知識與支付相應成本的控制信念，以及處理農(nóng)地流轉(zhuǎn)糾紛、自主決策等“自我效能感”的判斷。

（2）行為態(tài)度（AB）→行為意愿（BI）的標準化路徑系數(shù)為0.63，在農(nóng)地轉(zhuǎn)出意愿的3個認知影響因素中路徑系數(shù)最大，表明農(nóng)戶對農(nóng)地轉(zhuǎn)出的行為態(tài)度（AB）是影響其轉(zhuǎn)出意愿（BI）的主要認知因素。流轉(zhuǎn)租金收益（AB1）、釋放家庭放勞動力（AB2）、解決承包土地拋荒問題（AB3）、流轉(zhuǎn)雙方互利（AB4）這4個行為態(tài)度觀測指標的因子載荷系數(shù)分別為0.92、0.84、0.87、0.73，表明農(nóng)戶對于農(nóng)地轉(zhuǎn)出所能帶來的好處中最看重流轉(zhuǎn)租金收益，其次是釋放家庭放勞動力與解決承包土地拋荒問題，而對農(nóng)地流轉(zhuǎn)的雙方互利性認可度相對較低。

（3）主觀規(guī)范（SN）→行為意愿（BI）的標準化路徑系數(shù)為0.58，在農(nóng)地轉(zhuǎn)出意愿的3個認知影響因素中路徑系數(shù)較大，表明農(nóng)戶對農(nóng)地轉(zhuǎn)出的主觀規(guī)范（SN）是影響其轉(zhuǎn)出意愿（BI）的重要認知因素。農(nóng)戶家人的農(nóng)地轉(zhuǎn)出主張（SN1）、親朋鄰里的農(nóng)地轉(zhuǎn)出主張（SN2）、村委會或政府相關(guān)部門的農(nóng)地轉(zhuǎn)出主張（SN3）、親朋鄰里的農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為（SN4）這4個主觀規(guī)范觀測指標的因子載荷系數(shù)分別為0.85、0.82、0.75、0.90，表明農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)出意愿的最大外在壓力來自親朋鄰里的農(nóng)地轉(zhuǎn)出行動，當親朋鄰里轉(zhuǎn)出農(nóng)地時，農(nóng)戶會產(chǎn)生“跟風效仿”心理；家人與親朋鄰里的農(nóng)地轉(zhuǎn)出主張對農(nóng)戶的農(nóng)地轉(zhuǎn)出意愿也產(chǎn)生了較大壓力作用；村委會或政府相關(guān)部門的農(nóng)地轉(zhuǎn)出主張對農(nóng)戶轉(zhuǎn)出意愿的壓力作用相對較小，表明相比于家人與親朋鄰里，農(nóng)戶對村委會的農(nóng)地轉(zhuǎn)出主張在一定程度上缺乏信任。

（4）知覺行為控制（PBC）→行為意愿（BI）的標準化路徑系數(shù)為0.37，在農(nóng)地轉(zhuǎn)出意愿的3個認知影響因素中路徑系數(shù)相對較小，表明農(nóng)戶對農(nóng)地轉(zhuǎn)出的知覺行為控制（PBC）是影響其轉(zhuǎn)出意愿（BI）的有效認知因素。農(nóng)地轉(zhuǎn)出政策和渠道的熟悉程度（PBC1）、承受農(nóng)地轉(zhuǎn)出時間成本的能力（PBC2）、處理農(nóng)地流轉(zhuǎn)糾紛的能力（PBC3）、農(nóng)地流轉(zhuǎn)的自主決策能力（PBC4）這4個知覺行為控制觀測指標的因子載荷系數(shù)分別為0.76、0.84、0.83、0.67。可見農(nóng)戶對農(nóng)地轉(zhuǎn)出的知覺行為控制主要受到流轉(zhuǎn)的時間成本與處理流轉(zhuǎn)糾紛能力的限制，表明農(nóng)地轉(zhuǎn)出所需支付的時間成本與可能存在的流轉(zhuǎn)糾紛是農(nóng)戶關(guān)注的重點問題；由于農(nóng)地轉(zhuǎn)出普遍存在村集體統(tǒng)一代理，降低了農(nóng)戶對流轉(zhuǎn)政策和渠道的掌握程度與自主決策能力的要求，表現(xiàn)出農(nóng)戶的流轉(zhuǎn)政策和渠道的掌握程度與自主決策能力對其知覺行為控制的限制相對較小。

4 結(jié)論、討論與政策啟示

4.1 主要結(jié)論與討論

本文基于TPB分析框架，結(jié)合農(nóng)地轉(zhuǎn)出實際情況，探討農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)出意愿形成的邏輯機理，并運用SEM來實證分析，研究主要結(jié)論如下：

（1）農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)出意愿的形成過程遵循“認知→意愿”這一路徑形式，受到行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制等前置認知因素的影響。其中，行為態(tài)度是主要因素，主觀規(guī)范是重要因素，知覺行為控制是有效因素。

（2）農(nóng)地轉(zhuǎn)出所能帶來的好處中農(nóng)戶最看重流轉(zhuǎn)租金收益。

（3）農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)出意愿的最大外在壓力來自親朋鄰里的農(nóng)地轉(zhuǎn)出行動，當親朋鄰里轉(zhuǎn)出農(nóng)地時，農(nóng)戶會產(chǎn)生“跟風效仿”心理。

（4）相比于家人與親朋鄰里，農(nóng)戶對村委會的農(nóng)地轉(zhuǎn)出主張缺乏信任。

（5）農(nóng)地轉(zhuǎn)出所需支付的時間成本與可能存在的流轉(zhuǎn)糾紛是農(nóng)戶關(guān)注的重點問題。

（6）由于農(nóng)地轉(zhuǎn)出普遍存在村集體統(tǒng)一代理，降低了農(nóng)戶對流轉(zhuǎn)政策和渠道的掌握程度與自主決策能力的要求。

此外，大量研究表明，農(nóng)戶的年齡、受教育程度、職業(yè)等個體因素，以及家庭經(jīng)濟條件、土地資源稟賦、社會保障狀況等家庭因素均對其行為意愿有不同程度的影響。受模型與研究方法局限，“個體認知→行為意愿”分析框架沒有考慮農(nóng)戶個體、家庭等因素對其行為意愿的作用與影響。因此，如何將這些因素納入到模型中還有待進一步研究。

4.2 政策啟示

基于以上研究，為激發(fā)農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)出意愿，促進農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)，從提高農(nóng)戶流轉(zhuǎn)認知角度提出如下建議：

（1）制定體現(xiàn)農(nóng)地價值的流轉(zhuǎn)租金標準。從研究結(jié)論來看，農(nóng)地轉(zhuǎn)出所能帶來的好處中農(nóng)戶最看重流轉(zhuǎn)租金收益，農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)出意愿不強很大程度上是因為流轉(zhuǎn)租金太低。對農(nóng)戶而言，農(nóng)地價值不僅體現(xiàn)在種植農(nóng)作物帶來的經(jīng)濟收益方面，還體現(xiàn)在就業(yè)、養(yǎng)老等社會保障功能價值方面。從調(diào)研情況來看，不同地區(qū)之間的農(nóng)地流轉(zhuǎn)租金差異非常大，還有很多地方仍是按照十多年前的流轉(zhuǎn)合同每年幾十元的畝均標準支付農(nóng)戶租金，農(nóng)地流轉(zhuǎn)租金嚴重背離了農(nóng)地固有價值，這極大地損害了農(nóng)戶的根本利益，造成了農(nóng)戶的強烈不滿。目前，我國農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)市場化運作機制還不完善，調(diào)研案例中絕大部分地區(qū)的農(nóng)地轉(zhuǎn)出是由村委會或地方政府相關(guān)部門代理，土地流轉(zhuǎn)租金沒能較好體現(xiàn)農(nóng)戶的農(nóng)地轉(zhuǎn)出價值取向，農(nóng)戶的合法權(quán)益得不到有效保障。因此，政府相關(guān)部門應當結(jié)合農(nóng)地流轉(zhuǎn)區(qū)域社會經(jīng)濟狀況的實際，制定體現(xiàn)當?shù)剞r(nóng)地價值的流轉(zhuǎn)租金標準，通過制定“流轉(zhuǎn)指導價”或設(shè)定“流轉(zhuǎn)保護價”的形式確保流轉(zhuǎn)價格合理化，以保障農(nóng)戶合理的租金收益。

（2）加強對村委會和政府相關(guān)部門農(nóng)地流轉(zhuǎn)代理過程的監(jiān)管。從研究結(jié)論來看，農(nóng)戶對村委會的農(nóng)地轉(zhuǎn)出主張缺乏信任，反映出農(nóng)地流轉(zhuǎn)中農(nóng)戶與村委會之間存在“信任壁壘”。現(xiàn)階段，農(nóng)戶主動或被動委托村委會或政府相關(guān)部門代理是普遍存在的農(nóng)地轉(zhuǎn)出模式，一方面，農(nóng)戶由于自身流轉(zhuǎn)信息渠道有限，在農(nóng)地轉(zhuǎn)出中對村委會或政府有較強的依賴[18]，村委會或政府的參與流轉(zhuǎn)代理降低了農(nóng)戶對流轉(zhuǎn)政策和渠道的掌握程度與自主決策能力的要求；另一方面，村鎮(zhèn)干部憑借自身優(yōu)勢，在代理過程存在“尋租”行為，違背農(nóng)戶意愿，出賣農(nóng)戶利益，引起不滿[18]。因此，政府應當加強對村委會和相關(guān)部門農(nóng)地流轉(zhuǎn)代理過程的監(jiān)管，通過設(shè)定專門的農(nóng)地流轉(zhuǎn)監(jiān)察部門，暢通監(jiān)督舉報機制，以杜絕相關(guān)“尋租”行為。

（3）建立并完善流轉(zhuǎn)糾紛處理機制。從研究結(jié)論來看，農(nóng)戶對可能存在的流轉(zhuǎn)糾紛較為關(guān)注，農(nóng)地轉(zhuǎn)出不可避免的存在合同、地界、權(quán)屬等糾紛。現(xiàn)階段，農(nóng)地流轉(zhuǎn)糾紛調(diào)處渠道尚不暢通，糾紛處理缺乏合理的機制設(shè)計，流轉(zhuǎn)糾紛在一定程度上制約了農(nóng)戶的轉(zhuǎn)出意愿。從調(diào)研情況來看，一些地區(qū)未能對流轉(zhuǎn)糾紛進行妥善處理，特別是早年流轉(zhuǎn)的一些案例，普遍存在合同糾紛，流轉(zhuǎn)租金價格不合理引起農(nóng)戶強烈不滿，村委會及政府相關(guān)部門對相關(guān)問題的處理欠作為，致使一些農(nóng)戶群體被迫采取集體上訪、控告村委會等極端行為。因此，應當建立暢通的流轉(zhuǎn)糾紛處理渠道，建立并完善糾紛處理機制，可通過設(shè)立“流轉(zhuǎn)糾紛處理委員會”的形式妥善處理流轉(zhuǎn)糾紛。

（4）促進土地流轉(zhuǎn)市場化運作。從研究結(jié)論來看，農(nóng)地轉(zhuǎn)出所需支付的時間成本是農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)出意愿的制約因素。現(xiàn)階段，農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)市場化運作程度較低，流轉(zhuǎn)信息平臺建設(shè)還不完善，且普及程度不高，農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)普遍依靠村委會或地方政府相關(guān)部門的代理活動，農(nóng)戶個體獲取流轉(zhuǎn)市場信息的成本較大，不利于農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)發(fā)展。因此，應當加快農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)市場建設(shè)，通過建立并普及農(nóng)村產(chǎn)權(quán)交易信息平臺，減少流轉(zhuǎn)交易成本，弱化村委會與政府相關(guān)部門在農(nóng)地流轉(zhuǎn)中的代理作用，而強化其監(jiān)管職能，以促進農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場化運作。

（編輯：劉照勝）

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Effects of the farmers cognition on the farmland transfer based on theory of

planned behavior framework

GAN Chen-lin1 TAN Yong-hai2 CHEN Lu3 CHEN Yin-rong1 REN Li1

（1.College of Public Administration， Huazhong Agricultural University， Wuhan Hubei 430070， China；

2.First Clinical College， Hubei University of Medicine， Shiyan Hubei 442000， China；

3.Wuhan Real Estate Registration Center， Wuhan Hubei 430014， China）

Abstract Farmland transfer is an important policy widely used in rural areas and plays an important role in optimizing the allocation of farmland resources， and promoting the moderate scale management of agriculture. Behavioral intention is the premise of behavioral response. Studying the influencing factors of farmers willingness to transfer farmland is of great importance to promote farmland transfer. Based on the theory of planned behavior， this paper analyzes the impact of farmers recognition of farmland circulation on their intention to circulate from three aspects： behavioral attitudes， subjective norms and perceived behavioral control. Structural equation modeling was used to quantitatively analyze 287 survey samples of typical areas in Wuhan and Ezhou. The study confirms that： First， the formation process of farmers willingness to transfer their farmland follows the path of ‘cognition → willingness， in which the behavior attitude is the main factor. Subjective norms are the important factor and the perceptual behavior control is effective factor. Second， among those benefits that farmland transfer can bring， farmers care the land rent most. Third， the greatest external pressure on farmers willingness to transfer comes from their relatives and friends. When relatives and friends start to transfer their farmland， farmers will tend to do the same. Fourth， farmers do not trust the village committee； farmer households pay attention to long-time-costing of farmland transfer and the potential risk of circulation disputes. Fifth， since farmland transfer is generally unified by village collective agents， it has reduced the farmers mastery of transfer policies and channels and also their demand for autonomous decision-making. The conclusions are drawn as follows： It is necessary to formulate land rent standards that reflect the value of farmland， strengthen the supervision over the land transfer process of the village committees and relevant government departments， establish and improve the handling mechanism of circulation disputes， and make farmland transfer market oriented.

Key words farmland circulation； farmers willingness； farmer cognition； theory of planned behavior； structural equation model