基于DTPB理論農戶農地轉出意愿影響因素研究
——以武漢城市圈為例

沈萌，甘臣林，陳銀蓉，梅昀

（華中農業大學公共管理學院，湖北 武漢 430070）

土地流轉和多種形式規模經營，是發展現代農業的必由之路，也是農村改革的基本方向。農地作為農村財富和農民生計的基本來源，其流轉或租賃的現象普遍存在[1]。農地流轉被喻為“中國農村第二次革命”，它在當前可以有效解決我國農村耕地細碎化以及撂荒問題[2]。其在鄉村振興的新環境下有著舉足輕重的作用：一是發展農業適度規模經營，推進農業現代化；二是轉移農村剩余勞動力，增加農民收入；三是穩定糧食生產，保障國家糧食安全；四是促進城鎮化、工業化[2-3]。近年來，國家通過一系列新的相關政策、制度支撐，鼓勵、激活和加快農村土地市場化流轉的進程，但土地流轉仍增長徘徊、農地利用效益不高，需要進一步分析流轉決策過程，探討土地流轉的決策機理。

農村土地兼具經濟與保障功能，因此影響農戶的土地流轉行為具有多種因素，并非僅僅受到“成本-效益”分析的經濟激勵。農民作為農地流轉的主要參與者，他們的意愿與行為對一個區域的農地流轉有著根本性的影響[4]。進一步來說，農戶主觀認知應是影響土地流轉行為的重要因素之一。目前，國內學者圍繞農民農地流轉意愿的動因這一主題進行了多層次的研究，研究角度大多立足于農戶個體及家庭特征、資源要素稟賦、農業政策制度、區域經濟發展環境、農戶認知程度等，研究結果認為上述因素在一定程度上對農戶農地流轉意愿發揮著正向或負向的驅動作用[1-10]。

現有研究基于不同視角與不同目的對影響農戶農地轉出意愿的因素進行了較為詳細而深入的分析，但對于影響因素的分析主要從外部客觀因素入手，較少存在農戶參與農地流轉決策機制的心理學分析；從農戶認知視角研究，近年來關于農戶意愿的研究逐漸增多，部分學者采用計劃行為理論（Theory of Planned Behavior，TPB）對農戶農地轉出意愿進行分析[11-13]。雖然分析有著較為完整的理論體系和統一的分析框架，但該理論下的分析指標僅在原來的理論框架上進行建立，考慮的因素在維度表現上過于單一，研究缺乏更深層次的探討；在研究方法的選擇方面，Logistic和Probit模型被大多數文獻采用，使得多個因變量之間相互關系及影響路徑難以表達，即：影響因素之間的相互作用和路徑的表達不夠深入。基于此背景，本文以計劃行為理論的拓展模型-解構計劃行為理論（Decomposed Theory of Planned Behavior，DTPB）為基礎，在其行為信念、規范信念、控制信念分析下，將風險感知納入行為信念分析，以同伴、上級構成規范信念分析，以自我效能與便利條件定義控制信念分析，采用結構方程模型（Structual Equation Modeling,SEM）從主觀意愿視角對影響武漢城市圈農戶農地轉出的因素進行深入分析，以期剖析農戶土地轉出行為的主觀決策基礎，并提出針對性建議。

1 理論分析與研究假設

1.1 解構計劃行為理論分析

當前，針對行為意愿或者行為決策的研究大多以理性行為理論(Theory of Reasoned Action，TRA)、計劃行為理論(TPB)和解構計劃行為理論(DTPB)為理論基礎。TRA認為個體行為的執行會受到行為意向的支配[14]，但該理論忽略了客觀現實條件對行為意向的影響，致使其適用范圍存在限制性且受到一定的質疑[15-16]。為彌補TRA的缺陷，Ajzen[17]將感知行為控制納入理論模型中形成了TPB理論，拓寬了理論的應用領域。但隨著研究的不斷深入，不少學者發現TPB與TRA一樣具有局限性，兩個理論中信念維度在許多情境下并非只表現出單一維度[18]。據此，Taylor和Todd[19]于1995年將創新推廣理論與TPB相結合，對TPB理論中三個單一線性結構進行二階解構，提出了解構計劃行為理論(DTPB)。DTPB可根據具體研究對象與情景，適當的在模型中增加或減少不同的前置變量，其有利于對個體行為更深層次的心理感知要素進行進一步的探索[20-21]。相較于TRA、TPB，DTPB的視野更加廣闊，具有更強的解釋能力和適用性，其信念結構更加穩定，能夠適用于多個領域的研究[22]。基于此，本文在原有的DTPB模型基礎上，針對農地流轉這一問題中農戶行為的心理基礎及其特征，分解了DTPB模型中行為信念、規范信念、控制信念三個維度，以期為農地轉出意愿研究提供新的分析角度。

1.2 變量選取與研究假設

DTPB理論認為，行為意向會對個體行為產生直接的影響，行為意向越強烈，從事某項特定行為的可能性就會越大。

行為信念指農戶感知到的農地轉出行為可能帶來的結果，是態度的決定因素[20]。在農地轉出過程中，對農戶而言，最核心問題是所得利益與風險沖擊。農地轉出不僅會獲取利益，其過程也存在著風險承擔與風險規避[23-24]。聚焦于農戶在農地轉出中的具體情境，轉出前后生活狀態的變化是農戶轉出意愿產生的關鍵因素，農戶在考慮農地轉出帶來的眼前利益時，也會顧及農地轉出對今后長遠發展的影響。當農戶感知到農地轉出為自身帶來正負變化時，就會形成農戶農地轉出意愿的行為信念，進而反映其態度。這些變化除資金方面，也包括農戶自身就業狀況、土地用途轉變以及村莊發展變化等方面。基于此，本文將行為信念解構為感知有用性與感知風險[25]兩個前置變量，選取經濟收益、村莊發展、就業狀況、土地用途四個指標對轉出意愿進行衡量。

當農地轉出給農戶帶來的利益愈高時，農戶執行農地轉出行為的態度就會愈加強烈；同時，當農地轉出存在的風險愈小，農戶執行農地轉出行為的態度就會愈加積極。而態度越積極，從事農地轉出行為的意向性就會越強。

據此分析，提出以下假設：

H1a：農地流轉的感知有用性對其行為態度具有正向影響；

H1b：農地流轉的感知風險對其行為態度具有負向影響；

H1：行為態度對農戶農地流轉的行為意向具有正向影響。

規范信念指農戶對重要他人或團隊對其是否應該參與農地轉出行為的期望的感知，是主觀規范的決定因素[20]。現實中，當農民對農地轉出行為發生所帶來的一切結果不熟悉時，他們會依賴周圍的社會群體，通過整合各方聲音來形成自己的決策依據，當周圍平級群體（家人、親戚朋友、村民）向農戶傳輸他們對農地轉出的觀點或建議時，農戶可以明晰的感知到周圍群體對自身是否應進行農地轉出的期望度，進而促進農戶農地轉出意愿主觀規范的形成。同時，農戶生活于“社會”這個大家庭中，是集體中的一員，其在依賴平級社會關系網之余，也會考慮到上級社會關系網對其自身的作用。在社會集體中，他們與村集體和地方政府的關系較為密切，因此其意愿也會受村集體與地方政府的影響。基于此，本文將規范信念解構為同伴影響、上級影響兩個前置變量，選取家人、親戚朋友、村里已轉出農戶、村集體、地方政府五個指標對轉出意愿進行衡量。

當周圍群體積極鼓勵農地轉出時，農戶執行農地轉出行為意愿的可能性就會越大；同時，當上級關系支持他們的農地轉出行為時，他們也可能傾向于進行農地轉出。

據此分析，提出以下假設：

H2a：同伴影響對農地流轉的主觀規范具有正向影響；

H2b：上級影響對農地流轉的主觀規范具有正向影響；

H2：主觀規范對農地流轉的行為意向具有正向影響。

控制信念指農戶自身在參與農地轉出行為過程中感知到的可能促進或阻礙農地轉出行為執行的因素[20]。DTPB理論認為，農戶農地轉出意愿的形成不僅會受制于行為態度和主觀規范，同時也會受到行為控制認知的影響。這種行為控制認知，包含內外兩個方面：其一，來源于農戶對自身能力的感知，意愿的產生會依據自身控制能力的不同而發生變化，即自身“感知強度”；其二，來源于周圍外界力量對其自身行為發生的影響，即“控制信念”，在農地轉出意愿形成過程中，這種外在力量主要是指便利條件，即農戶所掌握的相關資源對于實現農地轉出行為的充分程度[26]，如：農地流轉政策、農地流轉信息交易平臺等等。許多學者在利用DTPB對不同領域進行研究時，考慮到具體的研究情境，只是將控制信念劃分為自我效能和便利條件兩個維度，而本研究主要針對農地轉出進行分析，基于此，本文將控制信念解構為自我效能和便利條件兩個前置變量，選取自主決策力、糾紛處理能力、時間成本承受力、流轉信息通暢度、農地流轉政策宣傳、農地流轉信息交易平臺建設六個指標對轉出意愿進行衡量。

當農戶對自身能力的認可程度越高，認為無論農地轉出的過程與結果好壞與否，自身都有能力承擔，其農地轉出的意愿就會越強烈；同時，當外界便利條件越有利，越能激發農戶對農地轉出行為控制的積極感受。感知行為控制對結果變量的作用力就會越強。

據此分析，提出以下假設：

H3a：農地流轉者的自我效能對其感知行為控制具有正向影響；

H3b：便利條件對農地流轉的感知行為控制具有正向影響；

H3：感知行為控制對農地流轉的行為意向具有正向影響。

綜合上述分析，本文中的理論模型包含兩個層次的作用關系：第一個層次是前置變量對于中間變量的作用，即行為信念（感知有用性、感知風險）、規范信念（同伴影響、上級影響）、控制信念（自我效能、便利條件）對行為態度、主觀規范、感知行為控制的影響；第二個層次是中間變量對結果變量的作用，即行為態度、主觀規范、感知行為控制對農戶農地轉出行為意向的影響。

1.3 量表設計

本文在DTPB基礎上，通過借鑒已有相關研究成果中的成熟量表，采用李克特5點量表的方法，結合農戶農地轉出意愿的具體情境對量表加以修訂。共設計22個題項，以測量模型中10個潛在變量 (表 1)。

表1 變量選取與量表設計Table 1 Variable selection and scale design

2 研究方法與數據來源

2.1 研究方法與模型

結構方程模型通過整合因素分析與路徑分析兩種統計方法，同時檢驗模型中包含的潛在變量、觀測變量以及誤差變量之間的關系，屬于多變量統計模型[27-28]。

SEM一般用線性方程系統表示，其由測量模型與結構模型共同組成[28]。測量模型反映觀測變量與潛在變量之間的關系，由潛在變量和觀測變量組成；結構模型反映潛在變量與潛在變量之間的因果關系，由多個潛在變量組成，也稱為因果模型[28]。觀測變量的采集可以通過問卷調查或量表設計等形式，而潛在變量作為觀測變量間所形成的一種抽象概念，無法直接測量，只能由觀察變量測得的數據資料來反映[28]。結構方程模型的矩陣方程[28]通常表現為：

式中：Y表示內生觀測指標，X表示外源觀測指標，Λy表示指標變量Y的因素負荷量，Λx表示指標變量X的因素負荷量，∈表示Y的測量誤差，δ表示X的測量誤差，η表示內洐潛在變量，ξ表示外洐潛在變量，B表示內生潛在變量間的系數矩陣，Γ表示外生潛在變量間的系數矩陣，ζ表示測量誤差。

2.2 數據來源

武漢城市圈是指由中部地區最大城市武漢以及周邊的孝感、天門、潛江、仙桃、黃石、黃岡、鄂州、咸寧八個大中型城市所組成的城市群，又稱武漢“1+8”城市圈。2013年、2015年“1+8城市圈”農村產權交易市場平臺建設并運行，2009年、2012年、2014年武漢、鄂州、潛江三市相繼建立了農村綜合產權交易所（中心）。本文采用的數據來源于課題組2018年7—8月對武漢城市圈九市十六村進行的調查，調查通過資料收集在每市選取1～2個土地流轉行為發生較多的村進行隨機入戶調查，村莊內存在將土地大規模集體流轉予新型農業經營主體的農業項目，土地流轉市場都較為活躍。調查共發放問卷500份，回收有效問卷483份，占問卷總數的96.6%。樣本情況如表2所示。

依據表2可以發現，調查對象的特征是：受訪農戶以男性為主（58.80%），文化教育水平集中于小學及初中（33.54%、32.71%）。由于農村大多數青壯年勞動力都選擇外出務工，所以村內勞動力多以中年群體為主，年齡結構為46-65歲（59.83%），受訪者中絕大多數為普通群眾身份（96.69%），而就業情況中，純農業者和非農業者稍多，純農業者比例為30.02%，非農業者占據比例為21.33%。由此可看出，受訪者主要是有一定文化水平的中年男性普通勞動者。

表2 樣本基本情況Table 2 Basic statistics of the sample

3 數據檢驗與結構方程模型結果分析

3.1 信度、效度檢驗

信度是對量表的可靠性和一致性的評價，效度是對量表的正確性和有效性的評價。本文采用SPSS17.0軟件對問卷進行信度和效度檢驗，信度檢驗中，9個潛在變量的Cronbach'α值介于0.657與0.926之間，均大于0.6，表明量表內部一致性和穩定性較好；效度檢驗中，9個潛在變量的KMO值介于0.500～0.761之間，均在0.5閾值之上，且Bartlett球體檢驗的sig值均小于0.001，表明樣本數據適合進行因子分析。因子分析中各可觀測指標標準因子載荷系數介于0.709～0.965之間，均大于0.5，表明各潛在變量的結構效度良好。模型數據通過信度和效度檢驗。

3.2 結構方程模型結果

本文運用AMOS17.0軟件對構建的農戶農地轉出意愿結構方程模型進行檢驗，得到全模型路徑系數圖（圖1）、結構方程模型的擬合指數（表3）、模型檢驗結果（表4）。

適配度指數用于評價假設路徑分析模型適合樣本數據的程度。表3結果顯示研究構建的結構方程模型(SEM)具有良好的擬合效果，模型通過穩健性檢驗。表4顯示，各潛在變量之間的標準化路徑系數都在0.01水平上顯著，9條研究假說均得以證實。

3.3 結果與分析

1）行為態度（AT）→行為意向（BI）的標準化路徑系數為0.67，主觀規范（SN）→行為意向（BI）的標準化路徑系數為0.30，感知行為控制（PBC）→行為意向（BI）的標準化路徑系數為0.64，表明行為態度對農戶農地轉出行為意向發生具有重要影響，其次是感知行為控制，主觀規范對行為意向的控制力較弱（圖1）。

2）行為信念維度下，感知有用性（PU）→行為態度（AT）的標準化路徑系數為0.70，遠大于感知風險（PR）→行為態度（AT）的標準化路徑系數-0.38，表明在轉出土地的過程中，雖然風險在一定程度上阻礙著農地轉出行為意向的發生，但是農戶更在意農地轉出為自身帶來的利益大小，福利水平變化對農地轉出意愿有著關鍵性的影響。感知有用性中，經濟收益（PU1）、村莊發展（PU2）的載荷系數分別為0.81、0.74，表明經濟的激勵能夠給村民帶來很大的誘惑力，當農地轉出能夠保障甚至提升農戶自身的經濟利益時，方能提高農戶農地轉出的意愿。且在調研過程中發現，農地轉出能夠帶動村莊的發展建設，而村莊的發展能夠為村民帶來多方面的好處，因此村莊發展也是農戶農地轉出行為意向產生的重要影響因素之一；感知風險中，就業保障（PR1）、土地用途變化（PR2）的載荷系數分別為0.87、0.65，表明二者在不同程度上制約著農地轉出意愿的發生。農民由于自身文化水平低、技能差等原因，在城鎮謀生過程中可能會面臨就業機會和收入不穩定的局面，基本生活水平難以保障，因此只能繼續以種地維持生計。但是，農業土地帶來的經濟收益低，棄農的成本機會也相應較低，當土地原有使用方式遭受破壞，農戶在放棄耕種土地時不需要付出較大的代價，因此相對于土地用途變化，就業保障是使農戶農地轉出行為意向產生的優先因素（圖1）。

圖1 結構方程模型及標準化路徑系數圖Fig. 1 SEM and standardized path coefficient

表3 結構方程模型擬合指標結果Table 3 Fitting index results of the SEM

表4 結構方程模型標準化路徑系數與假說檢驗Table 4 Standardized path coefficient of the SEM and hypothesis testing

3）規范信念維度下，同伴影響（PI）→主觀規范（SN）的標準化路徑系數為0.63，大于上級影響（SI）→主觀規范（SN）的標準化路徑系數0.40，表明在決策過程中，農戶對于家庭成員和村民的依賴性更強。同伴影響中，家人的支持（PI1）、村民的轉出行為（PI2）的載荷系數分別為0.93、0.87，表明農戶在進行決策時，最大的影響來自于家人，其次是村民的轉出行為。中國社會歷代以來家庭都處于核心地位，使人們在做決策時大都會聽取家庭成員的意見。同時，東方文化中出現的“集體主義”特點以及大眾普遍存在的從眾心理，讓農戶在農地轉出行為意向產生時也會受到周圍同級群體的影響；上級影響中，村集體的支持（SI1）、地方政府的支持（SI2）的載荷系數分別為0.65、0.75，表明上級影響在這一維度下系數偏低，造成這一結果的原因是，在實地走訪調查過程中發現：第一，大多數區域的村集體為了村莊更好地發展，將農地從農民手中租回后統一進行流轉，再出租給新型種植經營大戶進行管理，農地流轉發生后農戶獲得的收益與流轉前相比較更低，家庭經濟負擔進一步加重；第二，農地轉出后，農戶并沒有像上級所允諾的一樣真正成為土地經營的“決策者”、“參與者”，他們只是成為了轉入方在忙種時的雇傭者。農民原有的生產和生活方式被打破，產生了與預期相反的結果，部分農戶對農地流轉的不良體驗造成對地方政府或集體經濟組織的不信任，因此在農地轉出行為意向產生時他們不會過多將上級的意見納入考慮范圍（圖1）。

4）控制信念維度下，自我效能（SE）→感知行為控制（PBC）的標準化路徑系數為0.48，便利條件（AVA）→感知行為控制（PBC）的標準化路徑系數為0.54，表明在農地轉出決策過程中，農戶受到便利條件這一因素的影響更為明顯。自我效能中，自主決策力（SE1）、糾紛處理能力（SE2）、時間成本承受力（SE3）的載荷系數分別為0.61、0.84、0.84，表明農戶對自身的糾紛處理能力與時間成本承受力有著較大的把控，但是農地的被迫流轉限制了農戶對自有土地的使用自由，致使其自主決策能力較低，也使得自我效能對農戶農地轉出行為意向產生的影響較弱；便利條件中，流轉信息渠道通暢程度（AVA1）、政策宣傳（AVA2）、土地流轉信息交易平臺建設（AVA3）載荷系數分別為0.56、0.73、0.56，農民整體生活水平相較于從前的提高，各家各戶大都擁有了基本的通訊設備，依靠于現代通訊業的發達，農民可以通過各種渠道獲取更多關于農地流轉的政策以及制度信息。但村集體對流轉的統一執行，使流轉信息并未廣泛傳播出去，而只掌握在少數權利人手中。且土地流轉信息交易平臺在大部分地區都未建立，而有些區域雖有信息交易平臺存在，但缺乏專業人員的指導與培訓，普及的不廣泛性，信息平臺的缺乏，導致相較于政策宣傳而言，農戶農地轉出行為意向產生時受流轉信息渠道通暢程度和土地流轉信息交易平臺建設程度的限制較小（圖 1）。

4 結論與建議

4.1 結論

本文基于解構計劃行為理論對農戶農地轉出意愿進行了研究，具體通過對各信念結構的二階解構，分析農戶轉出意愿及其影響因素，相關結論如下：

1）解構計劃行為理論適用于對農戶農地轉出行為意向的分析，并且各信念維度下的觀測變量對農地轉出意愿有異質影響；

2）農地轉出行為意向的決定、關鍵、有效因素分別為行為態度（感知有用性、感知風險）、感知行為控制（自我效能、便利條件）、主觀規范（同伴影響、上級影響）；

3）農戶轉出行為的最大動力為經濟收益且最大障礙為缺乏就業保障；

4）就武漢城市圈而言，較早建立農村產權交易平臺為其優勢所在，但信息不對稱問題仍舊制約著農地轉出意愿的發生。

4.2 建議

綜合上述結果分析，本文提出如下對策和建議，以促成農戶提升農地轉出意愿：

1）建立因地制宜的租金制度。從研究以及實地調查中發現，農戶最在意的是農地轉出所帶來的資金利益，當農地轉出能夠滿足生活所需，他們才會萌生農地轉出意愿。而現實中，大部分區域的租金價格雖有根據現實狀況需要在原來的基礎上進行一定幅度的調整，但是調整后的價格仍不能滿足農民的基本生活需求，農民利益得不到保障，導致農戶轉出意愿低下。因此，需對各區域的實際發展狀況進行調查，建立因地制宜的租金指導價制度，并依據各農戶實際情況進行合理范圍內的調整，以刺激農戶農地轉出意愿的產生。

2）優化務工環境，完善社會保障制度，保證農民基本生活水平。上述分析表明，經濟收益和就業保障程度是農戶農地轉出意愿產生的最大動力和阻力，穩定的收入來源和非農就業機會能提高農戶農地轉出意愿。調研中發現，工作與收入的不穩定會造成農戶安全感的缺失。由于失去了后續保障的農戶，只能依靠僅有的土地生存與發展，使得農戶難以安心做出轉出農地決策，從而影響農地流轉的發生。為此，首先，需要完善現有的社會保障體系，如醫療、養老保險制度等，讓無勞動力或勞動力較弱的農戶能夠在土地流轉后擁有能夠保障基本生活需求的收入，拉近城鄉之間的制度差距，讓農民享受平等的待遇；其次，需要利用當地資源優勢大力發展特色產業，優化務工環境，為青壯年勞動力提供更多的非農就業機會和收入來源。只有當農戶擁有穩定且豐厚的收益時，他們才會轉移自己的主業，將農地經營權轉移給其他經營主體[2]，為現代農業的發展提供良好的條件。

3）加強和完善農村農地流轉信息交易平臺的建設，建立專業化指導隊伍。上述分析表明，現階段，土地流轉存在著信息渠道不通暢，土地流轉信息交易平臺不健全的問題，這在很大程度上制約了農地流轉行為的發生和市場化發展。交易平臺的建設，不僅能夠讓農戶及時獲取交易信息，自主選擇交易對象，也能夠減少外界因素的干擾，起到良好的橋梁與媒介作用。同時，建立一支專業隊伍宣傳農地信息交易平臺，對農民進行專業的指導、培訓，讓農民能自如的通過農地信息交易平臺進行農地流轉，使農地流轉變得透明化、規范化、合理化，促進農村土地流轉市場化良好運作。