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        基于DTPB理論農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)出意愿影響因素研究
        ——以武漢城市圈為例

        2019-06-11 05:32:48沈萌甘臣林陳銀蓉梅昀
        關(guān)鍵詞:意向農(nóng)地信念

        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?;诖吮尘埃疚囊杂媱澬袨槔碚摰耐卣鼓P?解構(gòu)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(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,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。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?,本文在原有的DTPB模型基礎上,針對農(nóng)地流轉(zhuǎn)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(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?;诖耍疚膶⒁?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。

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