基于計劃行為理論的農戶認知與農地流轉研究

王鵬麗，郭青霞，王添樂

（山西農業大學資源環境學院，山西 太谷 030801）

農地流轉是影響發展中國家農戶收入和農村可持續發展的重要因素［1］，相關農地產權配置對農村經濟發展和農民生計有著重要影響［2］。長期以來，國家非常重視農業發展，而農村農民大多以務農為主，土地在其中發揮著重要作用。改革開放初期，土地承包的出現促進了經濟的發展［3］。2020 年發布的《中共中央關于制定國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和二〇三五年遠景目標的建議》提出要深入推進農村改革，鼓勵發展多種形式適度規模經營［4］；如今農地流轉已成為推進農業規模化和現代化經營的重要途徑，它促進了農地集中化和農業生產方式的轉變［5］，同時也是鄉村振興的關鍵環節。但有研究表明，由于當前農業效益比較低下，年輕勞動力并不愿意從事農業生產［6］，導致農村青壯年勞動力大量流失，農村農業經營困難，土地拋荒、撂荒問題嚴重［7］，因此農地流轉顯得尤為重要。

在實際流轉工作中，農地流轉行為受到多方面的影響，農戶作為關鍵的參與主體，其認知水平和響應程度在很大程度上決定了農地制度能否有效實施，農戶認知和流轉意愿都會對農地流轉的實現產生重要影響［8］。農戶認知是參與行為的前提，且農戶流轉意愿是重要一環，鐘曉蘭等［9］認為農戶的農地認知水平決定流轉意愿，進一步決定其流轉行為，流轉意愿越強烈越容易發生流轉行為。王余丁等［10］運用多元Logit 回歸模型分析發現，農戶土地流轉意愿和流轉行為的影響因素較為相似，二者既相互影響又相互獨立。戶艷領等［11］在研究中發現貧困山區農地流轉過程中存在農戶流轉意愿和流轉行為不匹配、對土地流轉政策理解不到位等問題，并且被調查農戶對土地政策的認知程度普遍較低，27.70%的受訪農戶存在規模經營意愿與行為不一致的情形［12］。

當前中西部等欠發達地區的農地流轉率遠低于全國平均水平，與之相關的土地流轉研究主要集中在農戶認知意愿與行為的實證分析上，缺乏綜合性驗證，并且對農地流轉意愿是否成為中介變量的研究較少。因此，本研究基于計劃行為理論，以山西省欠發達縣域陵川縣的實地調研農戶為研究對象，主要從兩方面進行實證分析，一是通過建立中介效應模型，檢驗農地流轉意愿對農戶認知及農地流轉行為是否存在顯著中介；二是建立二元Logistic 回歸模型，具體分析農地流轉意愿與流轉行為產生偏差的主要因素，以此為欠發達山區的農地流轉提供參考，從而鞏固脫貧成效，促進鄉村發展。

1 數據來源與樣本特征

1.1 數據來源

本研究所包含的分析數據均來源于山西省陵川縣的實地調研，該縣地處山西省太行山南端，地勢東北高、西南低，縣域包括7 鎮4 鄉。陵川縣雖在2018年已脫貧，但仍處于中部欠發達地區，經濟實力有待提高。當地主要種植玉米、大豆和土豆等作物，農戶受教育程度有限，大都依靠農業與外出打工為經濟來源，種植群體偏向老年化和女性化，農戶的認知水平低，土地流轉進程緩慢，土地流轉比例較低。為了能準確獲取到當地區域的第一手資料，研究項目組采用入戶調研與問卷訪談的形式進行，在每個鄉鎮隨機抽取3 個村，每個村至少調查10 份問卷，共發放問卷370 份，其中剔除不完整問卷，共獲取361 份有效問卷，問卷有效率為97.57%，樣本數據覆蓋每個鄉鎮，具有較高的代表性。

1.2 樣本特征

實地調研內容主要包括農戶自身特征、農戶家庭特征、農戶相關社會保障情況以及農戶認知水平、土地流轉特征。從表1 可以看出，農戶中受訪者男性偏多，占到總比例的67.6%，農戶年齡主要為46 歲及以上，占到總比例的92.2%，一方面是由于年輕人普遍認為種地太勞累且收益較低，不足以繼續維持家庭的經濟生活，選擇在外打工；另一方面是由于村子里學校教育質量水平偏低且較多學校已廢棄，家長會主動帶孩子進城以便接受更好的教育，因此村子里留守老人較多。農戶文化程度較低，由于年代背景及經濟條件落后，老人沒有接受更好的文化教育，這也對他們的就業產生一定的影響。農民沒有更多的就業技能，主要依靠種地來維持基本生活，純農業工作者占到總比例的86.7%；部分村民可以依據交通位置優勢，經營小本生意來補貼家用。

表1 樣本特征

從表2 可以看出，受訪農戶中，已參與農地流轉的農戶有77 戶，占到總比例的21.3%，未參與的農戶達到284 戶，占總比例的78.7%，由此可見當地農地流轉仍具有較大潛力；農戶中無流轉意愿的農戶有207 戶，占到總比例的57.3%，有流轉意愿的達154戶，占到總比例的42.7%，其中有意愿并參與流轉的農戶有73 戶，占到總比的47.4%，有意愿但未流轉的農戶也有81 戶，達到總比例的52.6%，由此可見，農戶對于農地流轉的意愿與行為存在較大偏差。通過統計，無流轉意愿的農戶普遍缺乏對農地流轉的認知，由于信息來源渠道較少且信息不對稱，并不了解土地流轉政策，而且經濟來源主要靠土地，對土地有深厚的依賴感，常擔心流轉過后會失去土地，因此即使遭遇天氣等自然現象導致賠本，也有很多農戶不愿參與農地流轉。

表2 農地流轉意愿及行為

2 理論基礎與模型構建

2.1 理論基礎

合理的農地流轉能促進農民的經濟收入，作為農地流轉的理性參與者和決策者，農戶認知及意愿和態度等因素會綜合影響農地流轉的決策行為。本研究以計劃行為理論為理論基礎，它是理性行為理論的演變之物。該理論認為，人采取的實際行為不是直接的，而是經過認真考慮得到的結果，它受到行為意向的直接影響，而行為意向又取決于行為態度、主觀規范和知覺行為控制3 方面，三者共同作用影響行為意向，進而影響人的行為結果。

農戶對于農地流轉的意愿與實際行為主要由農戶認知決定，而農戶的自身特征也起到基礎作用，例如農戶的性別、年齡和受教育程度等都會影響農戶的態度；主觀規范是指個人或團體對于個人在做出某項行為決策時所起到的一定影響作用大小，農地是眾多家庭生計的主要來源，因此農戶家庭收入、耕地數量及外出打工人數等特征會對農地流轉進程產生影響；最后是知覺行為控制，它是表現個人依據自身所得到的經驗和對未來的預期障礙，當個人認為自己所擁有的資源條件和機會越多時，對未來所遇的障礙越少，則對知覺行為的控制就會變得越強，農戶在進行農地流轉意愿以及實際流轉行為中，農戶對于參與社會保障情況等相關方面也會對農戶的預期效果造成一定程度的影響，從而產生農戶的知覺行為控制。此外，行為態度、主觀規范和知覺行為雖在概念上有所差異，但它們之間彼此關聯，最終通過各種因素特征綜合影響農地流轉意愿，進而對決策行為產生一定影響。具體農地流轉行為理論分析框架如圖1 所示。

圖1 農地流轉行為理論分析框架

2.2 模型設定

在農地流轉中，農戶認知會影響農地流轉的進程，不同的生活環境經歷及個人的認知能力對農地流轉意愿的產生不一，進而影響農地流轉的行為決策。本研究通過分析農戶認知與農地流轉行為間的中介效應是否顯著，以及農地流轉意愿與行為偏差產生的主要影響因素，建立以下模型。

2.2.1 中介效應模型 中介效應是社會科學研究中一種重要的方法，用來檢驗自變量是否通過某一變量從而影響因變量，如某一變量起到中介作用，則會產生中介效應。實際中，專家學者進行的大都是連續型變量的中介效應研究，本研究以農地流轉行為作為因變量，取值有流轉為1，無流轉為0，農地流轉意愿取值為有意愿為1，無意愿為0，為典型的二分類變量［13］，具體模型如下。

式中，Y為農地流轉行為，M為農地流轉意愿，X為農戶認知，i表示為截距，e為隨機的干擾項，a、b、c和c′分別為各項的回歸系數估計，式（4）、式（5）、式（6）分別為式（1）、式（2）、式（3）的Logit變換。

2.2.2 二元Logistic 回歸模型 當進行農地流轉時，流轉意愿與流轉行為之間是互相關聯的，但是存在意愿與行為偏差的情況。本研究在借鑒相關研究的基礎上，將偏差定義為：有流轉意愿但未進行流轉，無流轉意愿選擇進行流轉。由于本研究重點闡述農戶有流轉意愿但未進行流轉的因素有哪些，因此將因變量定義為有流轉意愿時實際流轉行為的偏差。當農戶有流轉意愿且參與流轉時為1，有流轉意愿未進行流轉為0，屬于二分類變量，設立模型如下。

式中，α為常數項，表示當自變量的取值都是0時比數的自然對數；xk為自變量，即影響農地流轉行為的各種因素；βk為回歸模型的回歸系數，表示變量xk對Logit（P）的影響程度。

2.3 變量選擇

被解釋變量分別為農地流轉行為和農地流轉意愿與行為偏差；中介變量為農戶流轉意愿；解釋變量設定為農戶認知水平。根據當地調研得知，陵川縣土地確權工作已全部完成驗收，農戶流轉工作主要依靠個人決斷，依據當地土地流轉特征及前人的研究成果［14-16］，其他控制變量選取主要包括農戶自身特征（性別、年齡、農戶文化程度和農戶主要職業）、農戶家庭特征（家庭人口數量、外出打工人數、耕地數量、農業收入和家庭土地撂荒情況）和農戶社會保障情況（是否享有糧食直接補貼、是否購買農業保險和購買養老保險），具體各變量選取如表3 所示。

表3 各變量選取及說明

3 結果與分析

3.1 中介效應檢驗

由于因變量與中介變量為二分類變量，一般的連續型中介效應模型并不適用于當前分析，這是由于回歸系數不具有相同的尺度，需要將回歸系數a和b轉換為Za和Zb，為相同尺度后才能進一步檢驗；可以采用Sobel 法來進行相關的顯著性檢驗，檢驗統計量Z［17］如下。

式中，Za=a/SE(a)；Zb=b/SE(b)；a和b分別為系數；SE為標準差。

但該方法具有一定局限性，通過查閱可采用乘積分布法來進行研究；因此本研究使用Stata 和R 語言的多階段統計方法做相關中介效應分析。

首先需要在Stata 中做相關回歸基礎分析，用來進行中介效應檢驗，本研究選擇農戶流轉行為作為因變量（y）；中介變量為農地流轉意愿（M），自變量為農戶認知（X）；其他控制變量包括農戶自身特征、農戶家庭特征和農戶社會保障情況。首先分析中介變量與自變量的關系，做因變量為M，自變量為X的Logit 回歸；其次做控制中介變量M，看自變量與因變量之間的關系，做相關回歸分析。結果如表4、表5 所示?？梢缘贸鯽和b的系數值及標準誤差，通過公式（7）可計算出Z檢驗統計量為4.441 62。另外采用R 語言軟件，利用乘積分布法計算中介效應的置信區間，可以直接采用Stata 計算結果，通過命令語句操作，可得出Za×Zb的95% 的置信區間為［4.806 515，10.252 772］，區間內不包含0，因此農地流轉意愿對于農戶認知與農地流轉行為間的中介效應是顯著的。

表4 中介變量與自變量分析

表5 因變量與中介變量及自變量分析

3.2 意愿與行為偏差影響因素分析

為了可以更直觀清晰地了解農地流轉意愿與行為偏差的影響因素，本研究選擇有意愿但行為不一作為主要研究內容，其中農戶認知程度不僅會受到農戶其他特征影響，也單獨對農地流轉造成不同程度的影響，因此將農戶認知因子也作為自變量；利用統計軟件采用二元Logistic 回歸方法，將樣本數據進行有效分析，統計分析結果如表6 所示。

表6 農地流轉意愿與行為偏差影響因素模型回歸分析結果

3.2.1 模型檢驗

1）多重共線性檢驗。多重共線性往往會導致模型分析結果失真，為了保證結果的準確性，選擇利用Stata 軟件檢驗各變量之間是否存在共線性問題。膨脹因子VIF 越大，特別是大于等于10，表明解釋變量之間有嚴重的共線性問題，VIF 越接近1，說明解釋變量之間的多重共線性越弱。由表7 可知，各變量的容差和膨脹因子值均符合標準要求，表明各變量之間的共線性問題相對較弱。

表7 變量共線性診斷

2）模型擬合。在對模型進行估計后，為了保證模型的模擬結果準確性和可靠性，需要對模型進行整體顯著性檢驗。在模型中-2 log likelihood 表示模型的擬合優度，其值越大，表明模型對數據的擬合度越好；Cox&Snell R2、Nagelkerke R2反映自變量和因變量關系的緊密程度，其值越大，模型的整體擬合性越好。其中模型-2 log likelihood 估計值為165.864、模型預測準確率為76.0%且通過顯著性檢驗，說明模型擬合度良好。

3.2.2 實證結果分析 通過表6 可看到，在模型分析結果中農戶性別、主要職業、家庭人口數量、家庭耕地數量、家庭農業收入、家庭土地撂荒情況和農戶認知這7 個因素達到顯著性水平，對農戶的農地流轉意愿與行為偏差產生顯著影響，但其他因素并不存在顯著影響。具體分析結果如下。

第一，在農戶自身特征方面，農戶性別產生顯著影響并呈正向作用，表明女性的意愿與行為偏差高于男性，這是由于家庭分工，導致女性社會閱歷低于男性，在面對決策事物時缺乏判斷力，較小事物都極可能影響意愿與行為的一致性。農戶的職業對農地流轉意愿與行為偏差產生顯著的影響，且顯著性水平檢驗為5%，回歸系數為正向，表明農戶的職業對農地流轉意愿及行為偏差具有正相關作用，農戶的職業主要為純農業種植者，靠天吃飯是種地人的主流思想，當遭遇天氣或市場不景氣，種地收益較低時，農戶會產生將土地進行流轉的想法，但同時由于農民認知存在較大缺陷，常常會擔心流轉后失去自家土地，過程中產生的恐懼感和不安感會使農民做出意愿與行為不一致的情況。相反，當農戶的職業轉變為其他職業時，農地流轉過程中意愿與行為偏差越小。

第二，對于農戶家庭特征變量，農戶的家庭人口數量、家庭耕地數量、家庭農業收入和家庭土地撂荒情況4 個變量對農地流轉意愿與行為偏差達到顯著性水平，顯著性分別為0.018、0.009、0.030 和0.020。說明農戶家庭人口越少，收入越低，一方面村里農戶年齡偏大，當身體條件不足以繼續支撐種地時，農民擔心土地荒廢，會產生較強烈的流轉意愿，但山區土地流轉市場存在困境，農戶會選擇將土地交給親朋好友代種的方式進行土地流轉；另一方面由于農民存在根深蒂固“農民不種地還能做什么”的觀念，很多人沒有流轉意愿，更不會將自家土地流轉給他人。耕地數量越少，偏差越大，農戶耕地數量少且不掙錢，農戶會有流轉意愿，但由于土地流轉市場不健全、規模較小、土地質量有差異等問題，無人承包，導致意愿與行為不一致。

第三，在農戶認知特征方面，農戶認知對意愿與行為偏差產生了顯著性的水平，達到0.002 且為正相關作用。說明農戶認知水平越低，產生偏差越大，這可能是由于農戶的文化水平有限，獲取信息渠道較少，導致認知能力較低，想法較單一。由于長期的思想固定，部分農民會顯得較固執，當遇事時缺乏判斷力與決策力，從而產生意愿與行為偏差較大。

4 結論與建議

4.1 結論

本研究以計劃行為理論為理論基礎，引進中介效應模型和二元Logistic 回歸模型，從農戶認知角度出發，分析農戶參與農地流轉的影響因素，研究得出如下結論。①利用中介效應模型得出，農戶流轉意愿會對農戶認知與農地流轉行為產生中介效應，且效應顯著。②受訪農戶中，已參與農地流轉的農戶較少，未參與的農戶占總比例的78.7%，由此可見當地農地流轉仍具有較大潛力；農戶中有流轉意愿的人數為154 戶，占到總比例的42.7%，其中有意愿并參與流轉的農戶有73 戶，占到總比的47.4%，有意愿但未流轉的農戶也有81 戶，達到總比例的52.6%，由此可見農戶對于農地流轉的意愿與行為存在較大偏差。③農戶自身特征中，農戶性別和主要職業對農地流轉意愿與行為偏差具有顯著性正向作用；農戶家庭特征中的家庭人口數量和農業收入產生正向作用，耕地數量和家庭土地撂荒情況產生負向作用，都達到顯著性水平，且農戶認知呈正向作用具有顯著性效應。

4.2 建議

基于以上研究結論，針對當地農地流轉進程中存在的問題提出相關建議。

1）解放農戶思想，提高農戶認知。當地農戶身處欠發達山區認知水平欠缺，思想較封閉，生活質量較低，教育資源條件也跟不上子女成長需求，村子里的年輕人大多選擇在外打工來維持家庭的經濟開銷，或攜妻兒去城里生活以保證子女受到良好的教育。村子主要以老年人為主，由于老人獲取外界信息資料有限，消息來源渠道大多從電視上看到，對當下農業政策了解甚微，村委會也未充分發揮宣傳作用，導致老百姓對當前政策認知水平較少，不少農戶時常擔心將土地流轉出去就失去了生活的來源。因此，如何破除農戶的認知和思想，實現政策宣傳的有效性，實現農民思維的轉變，都是當下進行農地流轉亟需解決的問題。

2）積極處理山區野生動物與耕地沖突的關系。由于陵川縣山區較多且有著豐富的自然資源，偏遠山上行走的野生動物較多，當地農戶的土地很多又都處于山腰，野生動物山上覓食會“誤傷”莊稼地，導致莊稼顆粒無收。部分野生動物是保護動物，農戶無法采取有效措施來阻止動物們的踐踏行為，這時農戶會有強烈的流轉意愿，而山區土地質量較低且機械操作不便，無人承包，農戶為了將自身受損利益降到最小，會選擇撂荒土地，農地流轉進程受到阻礙。研究項目組在對農戶訪談中得知，地方政府也缺少積極的態度來處理相關問題，野生動物與農戶耕地矛盾由此產生。因此野生動物與耕地的關系處理，也是山區農地流轉進程中迫切需要解決的重要環節。

3）康養文化建設要保證農民土地利益。陵川縣氣候宜人，文化底蘊深厚。當前陵川縣美麗鄉村建設與康養旅游發展勁頭強烈，根據不同的地域實際條件建設各種特色康養村莊。康養產業的建設是縣域轉型升級與鄉村功能提升的主要方向，也是鞏固脫貧成效、助力鄉村振興農村發展的新業態，會為縣域內經濟發展提供契機，同時也為土地流轉帶來一定的機遇。土地流轉可讓土地零落相對集中，土地經營趨于專業規?；?，從而促進鄉村旅游規模化發展，帶動鄉村經濟發展。政府應重視與康養企業的契約精神，起到監督作用，關注農戶利益，采用“合適、合理、合心”的方式幫助農戶進行土地流轉，緊緊抓住康養產業的機遇，引領新產業發展，以便今后繼續利用康養促進流轉，用流轉為康養奠定基礎，因此在生活中正確處理康養產業與農民利益關系也是今后農地流轉進程的關鍵。