基于農(nóng)戶滿意度的農(nóng)地轉(zhuǎn)出績效評估研究
——以武漢、鄂州兩地典型調(diào)查樣本為例

甘臣林，陳 璐，陳銀蓉，趙 微

（1.華中農(nóng)業(yè)大學公共管理學院，湖北 武漢 430070；2.武漢市不動產(chǎn)登記中心，湖北 武漢 430014）

1 引言

農(nóng)地流轉(zhuǎn)是解決中國當前農(nóng)村土地資源低效利用現(xiàn)狀的重要舉措[1]，其在提高農(nóng)地資源利用效率[2]、增加農(nóng)民收入[3]、促進農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展[4]等方面發(fā)揮著重要作用[5]。近年來，國家通過多種渠道出臺和制定了一系列扶持政策與措施以推進并規(guī)范農(nóng)地流轉(zhuǎn)[1]。截至2017年第一季度，全國約有35%的家庭承包耕地已經(jīng)流轉(zhuǎn)①人民網(wǎng)：http://finance.people.com.cn/n1/2017/0307/c1004-29129227.html。。然而，績效是政府管理追求的永恒主題，農(nóng)地流轉(zhuǎn)在快速推進中的績效問題值得深入探討。

近年來，農(nóng)地流轉(zhuǎn)績效問題受到學術界的廣泛關注。從已有文獻來看，學者對農(nóng)地流轉(zhuǎn)績效的研究主要有定性評估和定量評價兩種思路：定性評估一般采取的是“成就—問題”的二元分析法，研究聚焦于對比分析不同農(nóng)地流轉(zhuǎn)模式的制度邏輯和運行成效，如董國禮[6]從產(chǎn)權代理角度分析了不同流轉(zhuǎn)模式的經(jīng)濟績效，劉衛(wèi)柏[7]對不同時期農(nóng)地流轉(zhuǎn)的運行成效進行了評析；而定量評價一般采取的是“多指標綜合評價法”，研究聚焦于從多維度構建績效評價指標體系，對比分析不同農(nóng)地流轉(zhuǎn)模式的綜合績效的大小，如岳意定[8]、程飛[9]、張式恩[10]等學者從經(jīng)濟、社會、生態(tài)等層面選取績效評價指標對農(nóng)地流轉(zhuǎn)績效進行綜合評價。在研究視角與方法上，兩種研究方法各有優(yōu)劣，定性評估法有利于從“成就—問題”兩方面全面了解政策績效，但研究視角稍顯固化，分析難以深入，定量評價法客觀、直接且易于測量，但忽略了農(nóng)戶主觀感知對流轉(zhuǎn)績效的評估。

新公共管理（New Public Management, NPM）理論認為公共政策績效評估的實質(zhì)是以“公眾滿意度導向”為核心理念對公共政策執(zhí)行效果的評估[11]。在此過程中，政府是公共產(chǎn)品與服務的提供者，而公眾則是接受政府公共產(chǎn)品與服務的“顧客”[12-13]。政府提供公共產(chǎn)品與服務的效率大小取決于公眾的認可與滿意程度[14]，績效評估側(cè)重于結果[15]。因此，要衡量農(nóng)村公共政策是否達到了政府部門的預設目標，立足于農(nóng)戶視角對政策實施效果進行評價是最直接、最有效的辦法[11]。為此，本文基于農(nóng)戶滿意度視角，借鑒西方新公共管理績效評估的方法，通過構建農(nóng)地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶滿意度指數(shù)（Farmer Satisfaction Index, FSI）模型，以武漢、鄂州兩市農(nóng)地流轉(zhuǎn)典型地區(qū)的253個樣本為例，運用結構方程模型（Structural Equation Modeling,SEM）對兩地的農(nóng)地轉(zhuǎn)出績效水平進行評估與分析。

2 理論分析與模型設計

2.1 農(nóng)戶滿意度指數(shù)模型與農(nóng)地轉(zhuǎn)出績效衡量指標

顧客（公眾）滿意度被用于績效評估源于西方資本主義國家私營管理部門，隨后該績效評估模式于20世紀90年代被西方新公共管理運動引入到政府公共部門的績效測評考核之中。顧客（公眾）滿意度指數(shù)（Customer Satisfaction Index, CSI）模型是“滿意度績效評估”的基礎工具，它是由一套完整的綜合指標體系構成的有機整體，且能夠直觀反映與滿意度相關聯(lián)的各個變量之間的相互作用關系，其在數(shù)量關系上是一個結構方程模型（SEM）。目前，國內(nèi)外學者在顧客（公眾）滿意度的研究中，已提出了多個顧客（公眾）滿意度指數(shù)（CSI）模型[16-18]。本文在已有學者提出的農(nóng)戶滿意度指數(shù)模型（FSI）[16]基礎上，綜合借鑒已有顧客（公眾）滿意度指數(shù)（CSI）模型邏輯框架，結合中國農(nóng)地轉(zhuǎn)出活動實際情況，構建農(nóng)地轉(zhuǎn)出績效評估的FSI模型，如圖1所示。

圖1 農(nóng)地轉(zhuǎn)出績效評估的FSI模型Fig.1 FSI model for farmland transfer performance evaluation

農(nóng)地轉(zhuǎn)出績效評估的FSI模型以農(nóng)戶滿意（Farmer Satisfaction, FS）為核心概念，表示農(nóng)戶對其參與的某次農(nóng)地轉(zhuǎn)出活動作出的滿意感評價。政府支持（Government Support, GS）、農(nóng)戶期望（Farmer Expectation, FE）、感知質(zhì)量（Perceived Quality, PQ）這3個變量是農(nóng)戶滿意（FS）的前置影響因素。其中，政府支持（GS）表示農(nóng)地流轉(zhuǎn)活動中政府相關部門起到的促進作用與支持行為；農(nóng)戶期望（FE）表示農(nóng)戶根據(jù)事先信息與經(jīng)驗，在農(nóng)地轉(zhuǎn)出前對此次農(nóng)地轉(zhuǎn)出效果與品質(zhì)的預期；感知質(zhì)量（PQ）表示農(nóng)戶在轉(zhuǎn)出農(nóng)地后對此次農(nóng)地轉(zhuǎn)出效果與品質(zhì)的整體感受。農(nóng)戶抱怨（Farmer Complaints, FC）與農(nóng)戶推介（Farmer Recommend, FR）為農(nóng)戶滿意的后向結果。其中，農(nóng)戶抱怨（FC）表示農(nóng)戶對農(nóng)地轉(zhuǎn)出存在不滿意時而產(chǎn)生的抱怨想法與行為；農(nóng)戶推介（FR）表示農(nóng)戶自主地對農(nóng)地轉(zhuǎn)出活動在態(tài)度與行為上的認可與推介，是農(nóng)地轉(zhuǎn)出活動可持續(xù)推行的一種體現(xiàn)。規(guī)范性（Normative,N）、可靠性（Reliability, R）、人員互動（Personnel Interaction, PI）這3個變量是感知質(zhì)量（PQ）的前置影響因素，屬于質(zhì)量因子，表示農(nóng)地轉(zhuǎn)出過程中一些具體的微觀質(zhì)量信息。其中，規(guī)范性（N）表示讓農(nóng)戶感受到此次農(nóng)地轉(zhuǎn)出具有一定規(guī)范性的一些因素；可靠性（R）表示讓農(nóng)戶感受到此次農(nóng)地轉(zhuǎn)出具有一定可靠性的一些因素；人員互動（PI）表示農(nóng)地轉(zhuǎn)出中流轉(zhuǎn)組織者對流轉(zhuǎn)當事人采取的一些互動措施。理論上，上述9個變量之間的相互作用關系如圖1所示。

按照各變量與農(nóng)戶滿意（FS）之間的邏輯關系，可將FSI模型包含的9個模型變量劃分為3類：其中，政府支持（GS）、農(nóng)戶期望（FE）、感知質(zhì)量（PQ）是農(nóng)戶滿意的前置影響因素，在此命名為“前置因素變量”；規(guī)范性（N）、可靠性（R）、人員互動（PI）為感知質(zhì)量的前置影響因素，屬于農(nóng)地轉(zhuǎn)出的質(zhì)量因子，在此命名為“流轉(zhuǎn)質(zhì)量因子”；農(nóng)戶抱怨（FC）與農(nóng)戶推介（FR）為農(nóng)戶滿意的后向結果，是農(nóng)戶接受農(nóng)地轉(zhuǎn)出這項公共政策服務后的行為表現(xiàn)，與農(nóng)戶滿意一樣，這兩個變量也是農(nóng)戶對農(nóng)地轉(zhuǎn)出政策實施效果的直接反映，因此將農(nóng)戶滿意、農(nóng)戶抱怨、農(nóng)戶推介這3個變量歸為一類，共同反映農(nóng)地轉(zhuǎn)出績效，在此命名為“績效指示變量”；邏輯關系上“前置因素變量”與“流轉(zhuǎn)質(zhì)量因子”均是農(nóng)地流轉(zhuǎn)的“績效影響變量”。

2.2 量表設計

綜合借鑒已有顧客（公眾）滿意度指數(shù)（CSI）模型中有關量表的設計成果[16-18]，結合中國農(nóng)地轉(zhuǎn)出活動的實際情況，共設計了27個題項來測量FSI模型的9個模型變量，形成量表初稿。各題項均采用正向敘述方式的里克特5點量表進行度量（測量指標的取值范圍均為1～5），以盡量避免負向敘述可能導致的回答有偏。量表初稿完成后，課題組選取了武漢市江夏區(qū)安山鎮(zhèn)馬安村20個農(nóng)戶進行預調(diào)查，并根據(jù)預查的具體情況對量表進行了適當修正，以便于農(nóng)戶理解、避免歧義。量表終稿如表1所示。

表1 模型變量的測量指標設計Tab.1 Design of measurement indicators for model variables

3 研究方法與數(shù)據(jù)

3.1 研究方法

CSI的研究中一般用百分制的數(shù)值來表示顧客（公眾）的滿意度指數(shù)，該百分制指數(shù)能夠反映出顧客（公眾）滿意度的綜合水平。因此，本文借鑒CSI領域的指數(shù)測算方法[19]，采用類似的方式測算農(nóng)地轉(zhuǎn)出活動中農(nóng)戶的滿意度指數(shù)，F(xiàn)SI∈［0，100］，并用FSI的數(shù)值來反映農(nóng)地轉(zhuǎn)出活動中農(nóng)戶滿意度的綜合水平，F(xiàn)SI的計算公式可表述為：

式（1）中：FS為模型變量農(nóng)戶滿意；E（FS）為FS的平均值、Min（FS）為FS的最小值、Max（FS）為FS的最大值。Min（FS）與Max（FS）由FS的測量指標FSi計算而得，公式為：

式（2）中：FSi表示模型變量FS的測量指標；wi表示權重，即非標準化的因子載荷系數(shù)①該系數(shù)利用結構方程模型對FSI模型參數(shù)進行估計得出。；n代表FS測量指標的個數(shù)，為3。由于FSi的取值范圍為1～5，式（1）進一步可簡化為：

式（3）中，F(xiàn)Si表示FSi的均值。

根據(jù)“差松優(yōu)嚴”原則[20]，可按FSI數(shù)值大小將FSI劃分為“優(yōu)秀”“良好”“一般”“較差”4個等級，并用這4個等級來評估農(nóng)地轉(zhuǎn)出績效，4個等級的賦值范圍依次為［80，100］、［60，80）、［40，60）、［0，40）。

3.2 數(shù)據(jù)來源與樣本統(tǒng)計

武漢市是湖北省的省會城市，也是國家新一輪“農(nóng)村改革試驗區(qū)”（2012年列入），其在農(nóng)村土地產(chǎn)權制度改革過程中形成了土地流轉(zhuǎn)的“武漢模式”。鄂州市是湖北省最早被列入“城鄉(xiāng)一體化”試點的城市（2008年列入），其在農(nóng)村土地產(chǎn)權制度改革方面始終處于湖北省前沿。在農(nóng)村土地產(chǎn)權制度改革背景下，武漢、鄂州兩市的農(nóng)村地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)活動十分活躍。本文的計量數(shù)據(jù)就源于2015年7—8月對武漢市與鄂州市兩地農(nóng)地流轉(zhuǎn)狀況的農(nóng)村入戶調(diào)查。調(diào)研區(qū)域的選擇充分參考了武漢農(nóng)村綜合產(chǎn)權交易所和鄂州市農(nóng)村綜合產(chǎn)權交易中心網(wǎng)站的交易公告資料，以及武漢江夏區(qū)農(nóng)村經(jīng)濟管理局與鄂州市農(nóng)村經(jīng)濟經(jīng)營管理局相關土地流轉(zhuǎn)管理人員的意見，以確保調(diào)研區(qū)域的典型性與針對性。本次調(diào)查區(qū)域抽取了兩市3個區(qū)4個街道（鎮(zhèn)）的26個村組，分別是武漢市江夏區(qū)的安山街道的馬安村、勝利村等7個村組，武漢市江夏區(qū)的五里界街道的童周嶺村、群益村等8個村組，鄂州市鄂城區(qū)燕磯鎮(zhèn)的池湖村、路牌村等8個村組，鄂州市梁子湖區(qū)涂家垴鎮(zhèn)的張遠村等3個村組。

本次入戶調(diào)查方式采用的是一對一的半結構訪談模式，在兩市3區(qū)4街道（鎮(zhèn)）的26個村組共有效訪談了253個已轉(zhuǎn)出家庭承包地的農(nóng)戶，本文的研究樣本即為這253個有效訪談樣本。本次訪談調(diào)查的內(nèi)容涉及了受訪農(nóng)戶個人的基本情況（性別、年齡、教育程度等）、家庭的各項資源稟賦情況（勞動力稟賦、經(jīng)濟稟賦、土地資源稟賦、社會資源稟賦等）、家庭承包地的流轉(zhuǎn)情況（流轉(zhuǎn)面積、流轉(zhuǎn)租金、流轉(zhuǎn)合同、流轉(zhuǎn)方式、流轉(zhuǎn)對象等）、家庭農(nóng)地轉(zhuǎn)出的滿意度情況（包括但不限于本文FSI模型中所涉及的問題）等內(nèi)容。253個有效樣本的基本情況如表2所示。

4 模型結果與分析

4.1 SEM參數(shù)估計

如前所述，由于農(nóng)地轉(zhuǎn)出績效評估的FSI模型研究的是農(nóng)戶滿意度形成過程中各個變量之間的相互作用關系，其在數(shù)量關系上是一個結構方程模型（SEM）。其中，農(nóng)戶滿意（FS）、政府支持（GS）、農(nóng)戶期望（FE）、感知質(zhì)量（PQ）、農(nóng)戶抱怨（FC）、農(nóng)戶推介（FR）、規(guī)范性（N）、可靠性（R）、人員互動（PI）這9個模型變量為SEM的潛在變量；模型變量的27個測量題項為SEM的觀測變量；9個潛在變量之間的因果路徑關系構成了SEM的結構模型（Structural Model）；27個觀測變量與其對應的潛在變量之間的因果關系構成了SEM的測量模型（Measured Model）[21]。

根據(jù)FSI模型設計與量表設計的結果，構建包含9個潛在變量與27個觀測變量的SEM。變量之間的因果關系用單向箭頭“→”表示，由因變量指向果變量；變量之間的相關關系用雙箭頭“ ”表示；測量模型中觀測變量的殘差用e1～e27表示；結構模型的測量誤差用re1～re5表示。根據(jù)AMOS 21.0軟件運行結果，整理得到FSI模型的各項擬合優(yōu)度指標的數(shù)值，其中，絕對擬合優(yōu)度指標χ2/df、GFI、AGFI和RMR的數(shù)值分別為2.06（＜3）、0.93（＞0.8）、0.92（＞0.8）和0.03（＜0.08），增值擬合優(yōu)度指標NFI與RFI的數(shù)值分別為0.94（＞0.8）與0.92（＞0.8），精簡擬合優(yōu)度指標PGFI與PNFI的數(shù)值分別為0.80（＞0.5）與0.83（＞0.5）。由此可見，3大類共8個指示FSI模型擬合優(yōu)度的指標的數(shù)值均在相應標準的范圍內(nèi)，表明本文構建的FSI模型擬合效果良好，模型通過顯著性檢驗。同時，根據(jù)FSI模型的最終結果，得到觀測變量的非標準化因子載荷系數(shù)及其顯著性如表3所示。

由表3可知，SEM的9個測量模型的觀測變量的非標準化因素載荷系數(shù)的估計均在P＜0.001水平上顯著，臨界值比率（C.R.）均大于2，表明SEM模型9個測量模型均通過顯著性檢驗。模型最終得到FSI模型的標準化參數(shù)估計結果（圖2）。

圖2展示了FSI模型主要模型參數(shù)的標準化估計值，9個模型變量之間的因果作用關系為路徑系數(shù)，標準化路徑系數(shù)表明了互為因果關系的兩個變量之間相對作用的大小（如圖2中的0.58即GS→FE的相對作用大小）；各個模型變量與其3觀測變量之間的相互作用關系為因子載荷系數(shù)，標準化因子載荷系數(shù)表明了各個觀測變量在模型變量中所起到作用相對大小（如圖2中GS3的因子載荷系數(shù)為0.82，表明GS3在GS中所起的作用最大）；FSI模型的外生潛在變量（包括GS、N、R、PI這4個模型變量，e1～e27這27個殘差變量及re1～re5這5個誤差變量）之間的相關關系為相關系數(shù)，標準化相關系數(shù)顯著（圖2中用“ ”連接）揭示了兩個變量之間的共變關系，表明兩者之間具有關聯(lián)。

表2 樣本基本情況Tab.2 The basic situation of the sample

表3 SEM各測量模型顯著性檢驗結果Tab.3 Signi fi cance test results of measurement models in SEM

4.2 績效評估結果與分析

根據(jù)表3中FS其觀測變量的路徑系數(shù)，結合式（3）計算農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出的滿意度指數(shù)FSI，同時借鑒該方法計算其他8個潛在變量的百分制指數(shù)，結果如表4所示。結合圖2與表4分析可知：

（1）農(nóng)戶滿意（FS）、農(nóng)戶抱怨（FC）、農(nóng)戶推介（FR）3個農(nóng)地轉(zhuǎn)出績效指示變量的指數(shù)值分別為75.51、79.69和69.77，整體處于“良好”且向“優(yōu)秀”靠攏的水平。表明農(nóng)地轉(zhuǎn)出后，武漢、鄂州兩地農(nóng)戶總體上不僅表現(xiàn)出了較高的滿意程度、較少的抱怨想法與行為，還對農(nóng)地轉(zhuǎn)出活動自主地表現(xiàn)出了較為積極的認可態(tài)度與推介行為。

（2）政府支持（GS）、農(nóng)戶期望（FE）、感知質(zhì)量（PQ）這3個前置因素變量的指數(shù)值分別為68.75、64.53和70.09，均處于“良好”的水平。表明在農(nóng)地流轉(zhuǎn)活動中，武漢、鄂州兩地政府積極響應國家農(nóng)地流轉(zhuǎn)政策，政府相關部門在行政關注、監(jiān)督管理以及中介服務等方面對農(nóng)地流轉(zhuǎn)普遍給予了較高的支持，政府相關部門的支持行為對農(nóng)地轉(zhuǎn)出績效的提高產(chǎn)生了重要的積極影響（GS→FS、GS→FR的標準化路徑系數(shù)分別為0.52和0.42）。與此同時，在國家政策與兩地政府支持下，兩地農(nóng)戶對農(nóng)地轉(zhuǎn)出活動的期望值總體較高（GS→FE的標準化路徑系數(shù)為0.58），農(nóng)戶期望在農(nóng)地轉(zhuǎn)出活動中獲得更高的流轉(zhuǎn)價格以及更多的家庭福利改善機會，農(nóng)戶對農(nóng)地轉(zhuǎn)出活動的這種較高期望在一定程度上抑制了農(nóng)地轉(zhuǎn)出績效的提高（FE→FS的標準化路徑系數(shù)為-0.49）。此外，兩地的農(nóng)地轉(zhuǎn)出活動總體上對農(nóng)戶家庭產(chǎn)生了較為積極的影響，參與農(nóng)地轉(zhuǎn)出的農(nóng)戶基本上能夠獲得較為合理的流轉(zhuǎn)價格收入以及一定的家庭福利改善機會，農(nóng)戶對農(nóng)地流轉(zhuǎn)質(zhì)量的感知總體較好，這對農(nóng)地轉(zhuǎn)出績效水平產(chǎn)生了決定性的作用（PQ→FS的標準化路徑系數(shù)為0.93）。

（3）規(guī)范性（N）、可靠性（R）、人員互動（PI）這3個流轉(zhuǎn)質(zhì)量因子的指數(shù)值分別為82.35、81.18和73.61，整體上處于“優(yōu)秀”或“良好”且向“優(yōu)秀”靠攏的出色水平。表明經(jīng)過多年的改革試點與實踐經(jīng)驗積累，武漢、鄂州兩地的農(nóng)地流轉(zhuǎn)活動對流轉(zhuǎn)質(zhì)量的管控總體上已較為成熟，農(nóng)地流轉(zhuǎn)活動不但能夠很好地保障農(nóng)民自愿、程序規(guī)范、過程簡便等規(guī)范化操作，而且在流轉(zhuǎn)合同或協(xié)議的公正性、流入方的履約信譽以及流轉(zhuǎn)糾紛的妥善處置等方面也具有較強的可靠保障，同時，兩地流轉(zhuǎn)活動的組織或決策者能夠積極采取諸如方案知曉、民主決策、思想疏導等人員互動措施，以保障農(nóng)戶在農(nóng)地流轉(zhuǎn)中的主體地位。總體而言，武漢、鄂州兩地農(nóng)地流轉(zhuǎn)中較為出色質(zhì)量管控在很大程度上提高了農(nóng)戶對農(nóng)地轉(zhuǎn)出活動的感知質(zhì)量（N→PQ、R→PQ、PI→PQ的標準化路徑系數(shù)分別為0.42、0.54和0.37），也間接促進了農(nóng)地轉(zhuǎn)出績效的提高。

圖2 FSI模型的標準化參數(shù)估計值Fig.2 Standardized parameter estimates of FSI model

表4 樣本總體各潛在變量百分制指數(shù)計算結果Tab.4 Index calculation results

5 結論與討論

本文基于農(nóng)戶滿意度視角，借鑒西方新公共管理績效評估的方法，通過構建農(nóng)地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶滿意度指數(shù)模型，以武漢、鄂州兩市農(nóng)地流轉(zhuǎn)典型地區(qū)的253個樣本為例，對兩地的農(nóng)地轉(zhuǎn)出績效水平進行了評估，主要研究結論如下。

（1）武漢、鄂州兩地農(nóng)地轉(zhuǎn)出績效整體處于“良好”且向“優(yōu)秀”靠攏的水平，農(nóng)地轉(zhuǎn)出后，兩地農(nóng)戶總體上不僅表現(xiàn)出了較高的滿意程度、較少的抱怨想法與行為，還對農(nóng)地轉(zhuǎn)出活動自主地表現(xiàn)出了較為積極的認可態(tài)度與推介行為。

（2）農(nóng)地流轉(zhuǎn)活動中，武漢、鄂州兩地政府積極響應國家農(nóng)地流轉(zhuǎn)政策，政府相關部門在行政關注、監(jiān)督管理以及中介服務等方面對農(nóng)地流轉(zhuǎn)普遍給予了較高的支持，政府相關部門的支持行為對農(nóng)地轉(zhuǎn)出績效的提高產(chǎn)生了重要的積極影響。

（3）在國家政策與兩地政府支持下，兩地農(nóng)戶對農(nóng)地轉(zhuǎn)出活動的期望值總體較高，農(nóng)戶期望在農(nóng)地轉(zhuǎn)出活動中獲得更高的流轉(zhuǎn)價格以及更多的家庭福利改善機會，農(nóng)戶對農(nóng)地轉(zhuǎn)出活動的這種較高期望在一定程度上抑制了農(nóng)地轉(zhuǎn)出績效的提高。

（4）兩地的農(nóng)地轉(zhuǎn)出活動總體上對農(nóng)戶家庭產(chǎn)生了較為積極的影響，參與農(nóng)地轉(zhuǎn)出的農(nóng)戶基本上能夠獲得較為合理的流轉(zhuǎn)價格收入以及一定的家庭福利改善機會，農(nóng)戶對農(nóng)地流轉(zhuǎn)質(zhì)量的感知總體較好，這對農(nóng)地轉(zhuǎn)出績效水平產(chǎn)生了決定性的作用。

（5）經(jīng)過多年的改革試點與實踐經(jīng)驗積累，武漢、鄂州兩地的農(nóng)地流轉(zhuǎn)活動對流轉(zhuǎn)質(zhì)量的管控總體上已較為成熟，農(nóng)地流轉(zhuǎn)活動不但能夠很好地保障農(nóng)民自愿、程序規(guī)范、過程簡便等規(guī)范化操作，而且在流轉(zhuǎn)合同或協(xié)議的公正性、流入方的履約信譽以及流轉(zhuǎn)糾紛的妥善處置等方面也具有較強的可靠保障。同時，兩地流轉(zhuǎn)活動的組織或決策者能夠積極采取諸如方案知曉、民主決策、思想疏導等人員互動措施，以保障農(nóng)戶在農(nóng)地流轉(zhuǎn)中的主體地位。武漢、鄂州兩地農(nóng)地流轉(zhuǎn)中較為出色質(zhì)量管控在很大程度上提高了農(nóng)戶對農(nóng)地轉(zhuǎn)出活動的感知質(zhì)量，也間接促進了農(nóng)地轉(zhuǎn)出績效的提高。

受篇幅與研究視角所限，本文在如下方面有待進一步研究與探討：（1）從農(nóng)戶滿意度視角對農(nóng)地轉(zhuǎn)出績效進行評估具有直接、直觀、高效等優(yōu)勢，但仍可能存在主觀性太強的局限；（2）影響農(nóng)地轉(zhuǎn)出績效的因素眾多，不但有宏觀層面的因素，諸如國家制度環(huán)境、社會經(jīng)濟發(fā)展水平、農(nóng)地流轉(zhuǎn)的運作模式等，也有微觀層面的因素，諸如性別、年齡、職業(yè)等農(nóng)戶個體因素及收入、人口、耕地面積等家庭稟賦因素。由于研究視角的局限，本文未對這些宏觀和微觀因素進行討論。