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(zhuǎn)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(zhuǎn)或租賃的現(xiàn)象普遍存在[1]。農(nóng)地流轉(zhuǎn)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(zhuǎn)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(guān)政策、制度支撐，鼓勵、激活和加快農(nóng)村土地市場化流轉(zhuǎn)的進程，但土地流轉(zhuǎn)仍增長徘徊、農(nóng)地利用效益不高，需要進一步分析流轉(zhuǎn)決策過程，探討土地流轉(zhuǎn)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(zhuǎn)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(zhuǎn)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(zhuǎn)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(zhuǎn)行為的重要因素之一。目前，國內(nèi)學者圍繞農(nóng)民農(nóng)地流轉(zhuǎn)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(jié)果認為上述因素在一定程度上對農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿發(fā)揮著正向或負向的驅(qū)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(zhuǎn)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(zhuǎn)決策機制的心理學分析；從農(nóng)戶認知視角研究，近年來關(guān)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(zhuǎn)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(guān)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?，本文以計劃行為理論的拓展模型-解構(gòu)計劃行為理論（Decomposed Theory of Planned Behavior，DTPB）為基礎(chǔ)，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(gòu)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(jié)構(gòu)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(zhuǎn)出的因素進行深入分析，以期剖析農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為的主觀決策基礎(chǔ)，并提出針對性建議。

1 理論分析與研究假設

1.1 解構(gòu)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(gòu)計劃行為理論(DTPB)為理論基礎(chǔ)。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(zhì)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(lǐng)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(jié)合，對TPB理論中三個單一線性結(jié)構(gòu)進行二階解構(gòu)，提出了解構(gòu)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(jié)構(gòu)更加穩(wěn)定，能夠適用于多個領(lǐng)域的研究[22]?；诖耍疚脑谠械腄TPB模型基礎(chǔ)上，針對農(nóng)地流轉(zhuǎn)這一問題中農(nóng)戶行為的心理基礎(chǔ)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(zhuǎn)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(zhuǎn)出行為可能帶來的結(jié)果，是態(tài)度的決定因素[20]。在農(nóng)地轉(zhuǎn)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(zhuǎn)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(zhuǎn)出中的具體情境，轉(zhuǎn)出前后生活狀態(tài)的變化是農(nóng)戶轉(zhuǎn)出意愿產(chǎn)生的關(guān)鍵因素，農(nóng)戶在考慮農(nóng)地轉(zhuǎn)出帶來的眼前利益時，也會顧及農(nóng)地轉(zhuǎn)出對今后長遠發(fā)展的影響。當農(nóng)戶感知到農(nóng)地轉(zhuǎn)出為自身帶來正負變化時，就會形成農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)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(zhuǎn)變以及村莊發(fā)展變化等方面?；诖?，本文將行為信念解構(gòu)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(zhuǎn)出意愿進行衡量。

當農(nóng)地轉(zhuǎn)出給農(nóng)戶帶來的利益愈高時，農(nóng)戶執(zhí)行農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為的態(tài)度就會愈加強烈；同時，當農(nóng)地轉(zhuǎn)出存在的風險愈小，農(nóng)戶執(zhí)行農(nóng)地轉(zhuǎn)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(zhuǎn)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(zhuǎn)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(zhuǎn)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(zhuǎn)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(zhuǎn)出行為的期望的感知，是主觀規(guī)范的決定因素[20]?，F(xiàn)實中，當農(nóng)民對農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為發(fā)生所帶來的一切結(jié)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(zhuǎn)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(zhuǎn)出的期望度，進而促進農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)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(guān)系網(wǎng)之余，也會考慮到上級社會關(guān)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(guān)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?，本文將規(guī)范信念解構(gòu)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(zhuǎn)出農(nóng)戶、村集體、地方政府五個指標對轉(zhuǎn)出意愿進行衡量。

當周圍群體積極鼓勵農(nóng)地轉(zhuǎn)出時，農(nóng)戶執(zhí)行農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為意愿的可能性就會越大；同時，當上級關(guān)系支持他們的農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為時，他們也可能傾向于進行農(nóng)地轉(zhuǎn)出。

據(jù)此分析，提出以下假設：

H2a：同伴影響對農(nóng)地流轉(zhuǎn)的主觀規(guī)范具有正向影響；

H2b：上級影響對農(nóng)地流轉(zhuǎn)的主觀規(guī)范具有正向影響；

H2：主觀規(guī)范對農(nóng)地流轉(zhuǎn)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(zhuǎn)出行為過程中感知到的可能促進或阻礙農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為執(zhí)行的因素[20]。DTPB理論認為，農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)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(nèi)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(zhuǎn)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(guān)資源對于實現(xiàn)農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為的充分程度[26]，如：農(nóng)地流轉(zhuǎn)政策、農(nóng)地流轉(zhuǎn)信息交易平臺等等。許多學者在利用DTPB對不同領(lǐng)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(zhuǎn)出進行分析，基于此，本文將控制信念解構(gòu)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(zhuǎn)信息通暢度、農(nóng)地流轉(zhuǎn)政策宣傳、農(nóng)地流轉(zhuǎn)信息交易平臺建設六個指標對轉(zhuǎn)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(zhuǎn)出的過程與結(jié)果好壞與否，自身都有能力承擔，其農(nóng)地轉(zhuǎn)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(zhuǎn)出行為控制的積極感受。感知行為控制對結(jié)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(zhuǎn)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(zhuǎn)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(zhuǎn)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(guān)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(jié)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(zhuǎn)出行為意向的影響。

1.3 量表設計

本文在DTPB基礎(chǔ)上，通過借鑒已有相關(guān)研究成果中的成熟量表，采用李克特5點量表的方法，結(jié)合農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)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(jié)構(gòu)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(guān)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(jié)構(gòu)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(guān)系，由潛在變量和觀測變量組成；結(jié)構(gòu)模型反映潛在變量與潛在變量之間的因果關(guān)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(diào)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(jié)構(gòu)方程模型的矩陣方程[28]通常表現(xiàn)為：

式中：Y表示內(nèi)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(nèi)洐潛在變量，ξ表示外洐潛在變量，B表示內(nèi)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(quán)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(quán)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(diào)查，調(diào)查通過資料收集在每市選取1～2個土地流轉(zhuǎn)行為發(fā)生較多的村進行隨機入戶調(diào)查，村莊內(nèi)存在將土地大規(guī)模集體流轉(zhuǎn)予新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的農(nóng)業(yè)項目，土地流轉(zhuǎn)市場都較為活躍。調(diào)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(diào)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(nèi)勞動力多以中年群體為主，年齡結(jié)構(gòu)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(jié)構(gòu)方程模型結(jié)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(nèi)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(jié)構(gòu)效度良好。模型數(shù)據(jù)通過信度和效度檢驗。

3.2 結(jié)構(gòu)方程模型結(jié)果

本文運用AMOS17.0軟件對構(gòu)建的農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)出意愿結(jié)構(gòu)方程模型進行檢驗，得到全模型路徑系數(shù)圖（圖1）、結(jié)構(gòu)方程模型的擬合指數(shù)（表3）、模型檢驗結(jié)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(jié)果顯示研究構(gòu)建的結(jié)構(gòu)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(jié)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(zhuǎn)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(zhuǎn)出土地的過程中，雖然風險在一定程度上阻礙著農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為意向的發(fā)生，但是農(nóng)戶更在意農(nóng)地轉(zhuǎn)出為自身帶來的利益大小，福利水平變化對農(nóng)地轉(zhuǎn)出意愿有著關(guān)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(zhuǎn)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(zhuǎn)出的意愿。且在調(diào)研過程中發(fā)現(xiàn)，農(nóng)地轉(zhuǎn)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(zhuǎn)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(zhuǎn)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(zhuǎn)出行為意向產(chǎn)生的優(yōu)先因素（圖1）。

圖1 結(jié)構(gòu)方程模型及標準化路徑系數(shù)圖Fig. 1 SEM and standardized path coefficient

表3 結(jié)構(gòu)方程模型擬合指標結(jié)果Table 3 Fitting index results of the SEM

表4 結(jié)構(gòu)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(zhuǎn)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(zhuǎn)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(zhuǎn)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(jié)果的原因是，在實地走訪調(diào)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(zhuǎn)，再出租給新型種植經(jīng)營大戶進行管理，農(nóng)地流轉(zhuǎn)發(fā)生后農(nóng)戶獲得的收益與流轉(zhuǎn)前相比較更低，家庭經(jīng)濟負擔進一步加重；第二，農(nóng)地轉(zhuǎn)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(zhuǎn)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(jié)果，部分農(nóng)戶對農(nóng)地流轉(zhuǎn)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(zhuǎn)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(zhuǎn)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(zhuǎn)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(zhuǎn)出行為意向產(chǎn)生的影響較弱；便利條件中，流轉(zhuǎn)信息渠道通暢程度（AVA1）、政策宣傳（AVA2）、土地流轉(zhuǎn)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(guān)于農(nóng)地流轉(zhuǎn)的政策以及制度信息。但村集體對流轉(zhuǎn)的統(tǒng)一執(zhí)行，使流轉(zhuǎn)信息并未廣泛傳播出去，而只掌握在少數(shù)權(quán)利人手中。且土地流轉(zhuǎn)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(zhuǎn)出行為意向產(chǎn)生時受流轉(zhuǎn)信息渠道通暢程度和土地流轉(zhuǎn)信息交易平臺建設程度的限制較?。▓D 1）。

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

本文基于解構(gòu)計劃行為理論對農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)出意愿進行了研究，具體通過對各信念結(jié)構(gòu)的二階解構(gòu)，分析農(nóng)戶轉(zhuǎn)出意愿及其影響因素，相關(guān)結(jié)論如下：

1）解構(gòu)計劃行為理論適用于對農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)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(zhuǎn)出意愿有異質(zhì)影響；

2）農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為意向的決定、關(guān)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(zhuǎn)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(quán)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(zhuǎn)出意愿的發(fā)生。

4.2 建議

綜合上述結(jié)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(zhuǎn)出意愿：

1）建立因地制宜的租金制度。從研究以及實地調(diào)查中發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶最在意的是農(nóng)地轉(zhuǎn)出所帶來的資金利益，當農(nóng)地轉(zhuǎn)出能夠滿足生活所需，他們才會萌生農(nóng)地轉(zhuǎn)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(chǔ)上進行一定幅度的調(diào)整，但是調(diào)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(zhuǎn)出意愿低下。因此，需對各區(qū)域的實際發(fā)展狀況進行調(diào)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(nèi)的調(diào)整，以刺激農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)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(zhuǎn)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(zhuǎn)出意愿。調(diào)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(zhuǎn)出農(nóng)地決策，從而影響農(nóng)地流轉(zhuǎn)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(zhuǎn)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(zhuǎn)移自己的主業(yè)，將農(nóng)地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)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(zhuǎn)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(zhuǎn)存在著信息渠道不通暢，土地流轉(zhuǎn)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(zhuǎn)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(zhuǎn)，使農(nóng)地流轉(zhuǎn)變得透明化、規(guī)范化、合理化，促進農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)市場化良好運作。