沈萌，甘臣林，陳銀蓉，梅昀

（華中農(nóng)業(yè)大學公共管理學院，湖北 武漢 430070）

土地流轉和多種形式規(guī)模經(jīng)營，是發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的必由之路，也是農(nóng)村改革的基本方向。農(nóng)地作為農(nóng)村財富和農(nóng)民生計的基本來源，其流轉或租賃的現(xiàn)象普遍存在[1]。農(nóng)地流轉被喻為“中國農(nóng)村第二次革命”，它在當前可以有效解決我國農(nóng)村耕地細碎化以及撂荒問題[2]。其在鄉(xiāng)村振興的新環(huán)境下有著舉足輕重的作用：一是發(fā)展農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營，推進農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化；二是轉移農(nóng)村剩余勞動力，增加農(nóng)民收入；三是穩(wěn)定糧食生產(chǎn)，保障國家糧食安全；四是促進城鎮(zhèn)化、工業(yè)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(nóng)村土地市場化流轉的進程，但土地流轉仍增長徘徊、農(nóng)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(nóng)村土地兼具經(jīng)濟與保障功能，因此影響農(nóng)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(jīng)濟激勵。農(nóng)民作為農(nóng)地流轉的主要參與者，他們的意愿與行為對一個區(qū)域的農(nóng)地流轉有著根本性的影響[4]。進一步來說，農(nóng)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(nóng)民農(nóng)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(nóng)戶個體及家庭特征、資源要素稟賦、農(nóng)業(yè)政策制度、區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展環(huán)境、農(nóng)戶認知程度等，研究結果認為上述因素在一定程度上對農(nóng)戶農(nóng)地流轉意愿發(fā)揮著正向或負向的驅動作用[1-10]。

現(xiàn)有研究基于不同視角與不同目的對影響農(nóng)戶農(nóng)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(nóng)戶參與農(nóng)地流轉決策機制的心理學分析；從農(nóng)戶認知視角研究，近年來關于農(nóng)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(nóng)戶農(nóng)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(tǒng)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(xiàn)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(shù)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?；诖吮尘埃疚囊杂媱澬袨槔碚摰耐卣鼓Ｐ?解構計劃行為理論（Decomposed Theory of Planned Behavior，DTPB）為基礎，在其行為信念、規(guī)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(guī)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(nóng)戶農(nóng)地轉出的因素進行深入分析，以期剖析農(nóng)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(zhí)行會受到行為意向的支配[14]，但該理論忽略了客觀現(xiàn)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(fā)現(xiàn)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(xiàn)出單一維度[18]。據(jù)此，Taylor和Todd[19]于1995年將創(chuàng)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(jù)具體研究對象與情景，適當?shù)脑谀Ｐ椭性黾踊驕p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(wěn)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(nóng)地流轉這一問題中農(nóng)戶行為的心理基礎及其特征，分解了DTPB模型中行為信念、規(guī)范信念、控制信念三個維度，以期為農(nóng)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(chǎn)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(nóng)戶感知到的農(nóng)地轉出行為可能帶來的結果，是態(tài)度的決定因素[20]。在農(nóng)地轉出過程中，對農(nóng)戶而言，最核心問題是所得利益與風險沖擊。農(nóng)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(guī)避[23-24]。聚焦于農(nóng)戶在農(nóng)地轉出中的具體情境，轉出前后生活狀態(tài)的變化是農(nóng)戶轉出意愿產(chǎn)生的關鍵因素，農(nóng)戶在考慮農(nóng)地轉出帶來的眼前利益時，也會顧及農(nóng)地轉出對今后長遠發(fā)展的影響。當農(nóng)戶感知到農(nóng)地轉出為自身帶來正負變化時，就會形成農(nóng)戶農(nóng)地轉出意愿的行為信念，進而反映其態(tài)度。這些變化除資金方面，也包括農(nóng)戶自身就業(yè)狀況、土地用途轉變以及村莊發(fā)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(jīng)濟收益、村莊發(fā)展、就業(yè)狀況、土地用途四個指標對轉出意愿進行衡量。

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

據(jù)此分析，提出以下假設：

H1a：農(nóng)地流轉的感知有用性對其行為態(tài)度具有正向影響；

H1b：農(nóng)地流轉的感知風險對其行為態(tài)度具有負向影響；

H1：行為態(tài)度對農(nóng)戶農(nóng)地流轉的行為意向具有正向影響。

規(guī)范信念指農(nóng)戶對重要他人或團隊對其是否應該參與農(nóng)地轉出行為的期望的感知，是主觀規(guī)范的決定因素[20]。現(xiàn)實中，當農(nóng)民對農(nóng)地轉出行為發(fā)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(jù)，當周圍平級群體（家人、親戚朋友、村民）向農(nóng)戶傳輸他們對農(nóng)地轉出的觀點或建議時，農(nóng)戶可以明晰的感知到周圍群體對自身是否應進行農(nóng)地轉出的期望度，進而促進農(nóng)戶農(nóng)地轉出意愿主觀規(guī)范的形成。同時，農(nóng)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(wǎng)之余，也會考慮到上級社會關系網(wǎng)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?；诖耍疚膶⒁?guī)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(nóng)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(nóng)地轉出時，農(nóng)戶執(zhí)行農(nóng)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(nóng)地轉出行為時，他們也可能傾向于進行農(nóng)地轉出。

據(jù)此分析，提出以下假設：

H2a：同伴影響對農(nóng)地流轉的主觀規(guī)范具有正向影響；

H2b：上級影響對農(nóng)地流轉的主觀規(guī)范具有正向影響；

H2：主觀規(guī)范對農(nóng)地流轉的行為意向具有正向影響。

控制信念指農(nóng)戶自身在參與農(nóng)地轉出行為過程中感知到的可能促進或阻礙農(nóng)地轉出行為執(zhí)行的因素[20]。DTPB理論認為，農(nóng)戶農(nóng)地轉出意愿的形成不僅會受制于行為態(tài)度和主觀規(guī)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(nóng)戶對自身能力的感知，意愿的產(chǎn)生會依據(jù)自身控制能力的不同而發(fā)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(fā)生的影響，即“控制信念”，在農(nóng)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(nóng)戶所掌握的相關資源對于實現(xiàn)農(nóng)地轉出行為的充分程度[26]，如：農(nóng)地流轉政策、農(nóng)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(nóng)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(nóng)地流轉政策宣傳、農(nóng)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(nóng)戶對自身能力的認可程度越高，認為無論農(nóng)地轉出的過程與結果好壞與否，自身都有能力承擔，其農(nóng)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(fā)農(nóng)戶對農(nóng)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(jù)此分析，提出以下假設：

H3a：農(nóng)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(nóng)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(nóng)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(guī)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(tài)度、主觀規(guī)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(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制對農(nóng)戶農(nóng)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(nóng)戶農(nóng)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(shù)據(jù)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(tǒng)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(tǒng)計模型[27-28]。

SEM一般用線性方程系統(tǒng)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(shù)據(jù)資料來反映[28]。結構方程模型的矩陣方程[28]通常表現(xiàn)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(shù)矩陣，Γ表示外生潛在變量間的系數(shù)矩陣，ζ表示測量誤差。

2.2 數(shù)據(jù)來源

武漢城市圈是指由中部地區(qū)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(nóng)村產(chǎn)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(nóng)村綜合產(chǎn)權交易所（中心）。本文采用的數(shù)據(jù)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(fā)生較多的村進行隨機入戶調查，村莊內存在將土地大規(guī)模集體流轉予新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的農(nóng)業(yè)項目，土地流轉市場都較為活躍。調查共發(fā)放問卷500份，回收有效問卷483份，占問卷總數(shù)的96.6%。樣本情況如表2所示。

依據(jù)表2可以發(fā)現(xiàn)，調查對象的特征是：受訪農(nóng)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(nóng)村大多數(shù)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(shù)為普通群眾身份（96.69%），而就業(yè)情況中，純農(nóng)業(yè)者和非農(nóng)業(yè)者稍多，純農(nóng)業(yè)者比例為30.02%，非農(nóng)業(yè)者占據(jù)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(shù)據(jù)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(wěn)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(shù)據(jù)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(shù)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(shù)據(jù)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(nóng)戶農(nóng)地轉出意愿結構方程模型進行檢驗，得到全模型路徑系數(shù)圖（圖1）、結構方程模型的擬合指數(shù)（表3）、模型檢驗結果（表4）。

適配度指數(shù)用于評價假設路徑分析模型適合樣本數(shù)據(jù)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(wěn)健性檢驗。表4顯示，各潛在變量之間的標準化路徑系數(shù)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(tài)度（AT）→行為意向（BI）的標準化路徑系數(shù)為0.67，主觀規(guī)范（SN）→行為意向（BI）的標準化路徑系數(shù)為0.30，感知行為控制（PBC）→行為意向（BI）的標準化路徑系數(shù)為0.64，表明行為態(tài)度對農(nóng)戶農(nóng)地轉出行為意向發(fā)生具有重要影響，其次是感知行為控制，主觀規(guī)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(tài)度（AT）的標準化路徑系數(shù)為0.70，遠大于感知風險（PR）→行為態(tài)度（AT）的標準化路徑系數(shù)-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(nóng)地轉出行為意向的發(fā)生，但是農(nóng)戶更在意農(nóng)地轉出為自身帶來的利益大小，福利水平變化對農(nóng)地轉出意愿有著關鍵性的影響。感知有用性中，經(jīng)濟收益（PU1）、村莊發(fā)展（PU2）的載荷系數(shù)分別為0.81、0.74，表明經(jīng)濟的激勵能夠給村民帶來很大的誘惑力，當農(nóng)地轉出能夠保障甚至提升農(nóng)戶自身的經(jīng)濟利益時，方能提高農(nóng)戶農(nóng)地轉出的意愿。且在調研過程中發(fā)現(xiàn)，農(nóng)地轉出能夠帶動村莊的發(fā)展建設，而村莊的發(fā)展能夠為村民帶來多方面的好處，因此村莊發(fā)展也是農(nóng)戶農(nóng)地轉出行為意向產(chǎn)生的重要影響因素之一；感知風險中，就業(yè)保障（PR1）、土地用途變化（PR2）的載荷系數(shù)分別為0.87、0.65，表明二者在不同程度上制約著農(nóng)地轉出意愿的發(fā)生。農(nóng)民由于自身文化水平低、技能差等原因，在城鎮(zhèn)謀生過程中可能會面臨就業(yè)機會和收入不穩(wěn)定的局面，基本生活水平難以保障，因此只能繼續(xù)以種地維持生計。但是，農(nóng)業(yè)土地帶來的經(jīng)濟收益低，棄農(nóng)的成本機會也相應較低，當土地原有使用方式遭受破壞，農(nóng)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(yè)保障是使農(nóng)戶農(nóng)地轉出行為意向產(chǎn)生的優(yōu)先因素（圖1）。

圖1 結構方程模型及標準化路徑系數(shù)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(shù)與假說檢驗Table 4 Standardized path coefficient of the SEM and hypothesis testing

3）規(guī)范信念維度下，同伴影響（PI）→主觀規(guī)范（SN）的標準化路徑系數(shù)為0.63，大于上級影響（SI）→主觀規(guī)范（SN）的標準化路徑系數(shù)0.40，表明在決策過程中，農(nóng)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(shù)分別為0.93、0.87，表明農(nóng)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(xiàn)的“集體主義”特點以及大眾普遍存在的從眾心理，讓農(nóng)戶在農(nóng)地轉出行為意向產(chǎn)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(shù)分別為0.65、0.75，表明上級影響在這一維度下系數(shù)偏低，造成這一結果的原因是，在實地走訪調查過程中發(fā)現(xiàn)：第一，大多數(shù)區(qū)域的村集體為了村莊更好地發(fā)展，將農(nóng)地從農(nóng)民手中租回后統(tǒng)一進行流轉，再出租給新型種植經(jīng)營大戶進行管理，農(nóng)地流轉發(fā)生后農(nóng)戶獲得的收益與流轉前相比較更低，家庭經(jīng)濟負擔進一步加重；第二，農(nóng)地轉出后，農(nóng)戶并沒有像上級所允諾的一樣真正成為土地經(jīng)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(nóng)民原有的生產(chǎn)和生活方式被打破，產(chǎn)生了與預期相反的結果，部分農(nóng)戶對農(nóng)地流轉的不良體驗造成對地方政府或集體經(jīng)濟組織的不信任，因此在農(nóng)地轉出行為意向產(chǎn)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(shù)為0.48，便利條件（AVA）→感知行為控制（PBC）的標準化路徑系數(shù)為0.54，表明在農(nóng)地轉出決策過程中，農(nóng)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(shù)分別為0.61、0.84、0.84，表明農(nóng)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(nóng)地的被迫流轉限制了農(nóng)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(nóng)戶農(nóng)地轉出行為意向產(chǎn)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(shù)分別為0.56、0.73、0.56，農(nóng)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(xiàn)代通訊業(yè)的發(fā)達，農(nóng)民可以通過各種渠道獲取更多關于農(nóng)地流轉的政策以及制度信息。但村集體對流轉的統(tǒng)一執(zhí)行，使流轉信息并未廣泛傳播出去，而只掌握在少數(shù)權利人手中。且土地流轉信息交易平臺在大部分地區(qū)都未建立，而有些區(qū)域雖有信息交易平臺存在，但缺乏專業(yè)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(nóng)戶農(nóng)地轉出行為意向產(chǎn)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?。▓D 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(nóng)戶農(nóng)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(nóng)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(nóng)戶農(nóng)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(nóng)地轉出意愿有異質影響；

2）農(nóng)地轉出行為意向的決定、關鍵、有效因素分別為行為態(tài)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(guī)范（同伴影響、上級影響）；

3）農(nóng)戶轉出行為的最大動力為經(jīng)濟收益且最大障礙為缺乏就業(yè)保障；

4）就武漢城市圈而言，較早建立農(nóng)村產(chǎn)權交易平臺為其優(yōu)勢所在，但信息不對稱問題仍舊制約著農(nóng)地轉出意愿的發(fā)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(nóng)戶提升農(nóng)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(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶最在意的是農(nóng)地轉出所帶來的資金利益，當農(nóng)地轉出能夠滿足生活所需，他們才會萌生農(nóng)地轉出意愿。而現(xiàn)實中，大部分區(qū)域的租金價格雖有根據(jù)現(xiàn)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(nóng)民的基本生活需求，農(nóng)民利益得不到保障，導致農(nóng)戶轉出意愿低下。因此，需對各區(qū)域的實際發(fā)展狀況進行調查，建立因地制宜的租金指導價制度，并依據(jù)各農(nóng)戶實際情況進行合理范圍內的調整，以刺激農(nóng)戶農(nóng)地轉出意愿的產(chǎn)生。

2）優(yōu)化務工環(huán)境，完善社會保障制度，保證農(nóng)民基本生活水平。上述分析表明，經(jīng)濟收益和就業(yè)保障程度是農(nóng)戶農(nóng)地轉出意愿產(chǎn)生的最大動力和阻力，穩(wěn)定的收入來源和非農(nóng)就業(yè)機會能提高農(nóng)戶農(nóng)地轉出意愿。調研中發(fā)現(xiàn)，工作與收入的不穩(wěn)定會造成農(nóng)戶安全感的缺失。由于失去了后續(xù)保障的農(nóng)戶，只能依靠僅有的土地生存與發(fā)展，使得農(nóng)戶難以安心做出轉出農(nóng)地決策，從而影響農(nóng)地流轉的發(fā)生。為此，首先，需要完善現(xiàn)有的社會保障體系，如醫(yī)療、養(yǎng)老保險制度等，讓無勞動力或勞動力較弱的農(nóng)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(xiāng)之間的制度差距，讓農(nóng)民享受平等的待遇；其次，需要利用當?shù)刭Y源優(yōu)勢大力發(fā)展特色產(chǎn)業(yè)，優(yōu)化務工環(huán)境，為青壯年勞動力提供更多的非農(nóng)就業(yè)機會和收入來源。只有當農(nóng)戶擁有穩(wěn)定且豐厚的收益時，他們才會轉移自己的主業(yè)，將農(nóng)地經(jīng)營權轉移給其他經(jīng)營主體[2]，為現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的發(fā)展提供良好的條件。

3）加強和完善農(nóng)村農(nóng)地流轉信息交易平臺的建設，建立專業(yè)化指導隊伍。上述分析表明，現(xiàn)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(nóng)地流轉行為的發(fā)生和市場化發(fā)展。交易平臺的建設，不僅能夠讓農(nóng)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(yè)隊伍宣傳農(nóng)地信息交易平臺，對農(nóng)民進行專業(yè)的指導、培訓，讓農(nóng)民能自如的通過農(nóng)地信息交易平臺進行農(nóng)地流轉，使農(nóng)地流轉變得透明化、規(guī)范化、合理化，促進農(nóng)村土地流轉市場化良好運作。