王鵬麗，郭青霞，王添樂(lè)

（山西農(nóng)業(yè)大學(xué)資源環(huán)境學(xué)院，山西 太谷 030801）

農(nóng)地流轉(zhuǎn)是影響發(fā)展中國(guó)家農(nóng)戶收入和農(nóng)村可持續(xù)發(fā)展的重要因素［1］，相關(guān)農(nóng)地產(chǎn)權(quán)配置對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展和農(nóng)民生計(jì)有著重要影響［2］。長(zhǎng)期以來(lái)，國(guó)家非常重視農(nóng)業(yè)發(fā)展，而農(nóng)村農(nóng)民大多以務(wù)農(nóng)為主，土地在其中發(fā)揮著重要作用。改革開(kāi)放初期，土地承包的出現(xiàn)促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的發(fā)展［3］。2020 年發(fā)布的《中共中央關(guān)于制定國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展第十四個(gè)五年規(guī)劃和二〇三五年遠(yuǎn)景目標(biāo)的建議》提出要深入推進(jìn)農(nóng)村改革，鼓勵(lì)發(fā)展多種形式適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)［4］；如今農(nóng)地流轉(zhuǎn)已成為推進(jìn)農(nóng)業(yè)規(guī)?；同F(xiàn)代化經(jīng)營(yíng)的重要途徑，它促進(jìn)了農(nóng)地集中化和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式的轉(zhuǎn)變［5］，同時(shí)也是鄉(xiāng)村振興的關(guān)鍵環(huán)節(jié)。但有研究表明，由于當(dāng)前農(nóng)業(yè)效益比較低下，年輕勞動(dòng)力并不愿意從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)［6］，導(dǎo)致農(nóng)村青壯年勞動(dòng)力大量流失，農(nóng)村農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)困難，土地拋荒、撂荒問(wèn)題嚴(yán)重［7］，因此農(nóng)地流轉(zhuǎn)顯得尤為重要。

在實(shí)際流轉(zhuǎn)工作中，農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為受到多方面的影響，農(nóng)戶作為關(guān)鍵的參與主體，其認(rèn)知水平和響應(yīng)程度在很大程度上決定了農(nóng)地制度能否有效實(shí)施，農(nóng)戶認(rèn)知和流轉(zhuǎn)意愿都會(huì)對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的實(shí)現(xiàn)產(chǎn)生重要影響［8］。農(nóng)戶認(rèn)知是參與行為的前提，且農(nóng)戶流轉(zhuǎn)意愿是重要一環(huán)，鐘曉蘭等［9］認(rèn)為農(nóng)戶的農(nóng)地認(rèn)知水平?jīng)Q定流轉(zhuǎn)意愿，進(jìn)一步?jīng)Q定其流轉(zhuǎn)行為，流轉(zhuǎn)意愿越強(qiáng)烈越容易發(fā)生流轉(zhuǎn)行為。王余丁等［10］運(yùn)用多元Logit 回歸模型分析發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿和流轉(zhuǎn)行為的影響因素較為相似，二者既相互影響又相互獨(dú)立。戶艷領(lǐng)等［11］在研究中發(fā)現(xiàn)貧困山區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)過(guò)程中存在農(nóng)戶流轉(zhuǎn)意愿和流轉(zhuǎn)行為不匹配、對(duì)土地流轉(zhuǎn)政策理解不到位等問(wèn)題，并且被調(diào)查農(nóng)戶對(duì)土地政策的認(rèn)知程度普遍較低，27.70%的受訪農(nóng)戶存在規(guī)模經(jīng)營(yíng)意愿與行為不一致的情形［12］。

當(dāng)前中西部等欠發(fā)達(dá)地區(qū)的農(nóng)地流轉(zhuǎn)率遠(yuǎn)低于全國(guó)平均水平，與之相關(guān)的土地流轉(zhuǎn)研究主要集中在農(nóng)戶認(rèn)知意愿與行為的實(shí)證分析上，缺乏綜合性驗(yàn)證，并且對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿是否成為中介變量的研究較少。因此，本研究基于計(jì)劃行為理論，以山西省欠發(fā)達(dá)縣域陵川縣的實(shí)地調(diào)研農(nóng)戶為研究對(duì)象，主要從兩方面進(jìn)行實(shí)證分析，一是通過(guò)建立中介效應(yīng)模型，檢驗(yàn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿對(duì)農(nóng)戶認(rèn)知及農(nóng)地流轉(zhuǎn)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(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿與流轉(zhuǎn)行為產(chǎn)生偏差的主要因素，以此為欠發(fā)達(dá)山區(qū)的農(nóng)地流轉(zhuǎn)提供參考，從而鞏固脫貧成效，促進(jìn)鄉(xiāng)村發(fā)展。

1 數(shù)據(jù)來(lái)源與樣本特征

1.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究所包含的分析數(shù)據(jù)均來(lái)源于山西省陵川縣的實(shí)地調(diào)研，該縣地處山西省太行山南端，地勢(shì)東北高、西南低，縣域包括7 鎮(zhèn)4 鄉(xiāng)。陵川縣雖在2018年已脫貧，但仍處于中部欠發(fā)達(dá)地區(qū)，經(jīng)濟(jì)實(shí)力有待提高。當(dāng)?shù)刂饕N植玉米、大豆和土豆等作物，農(nóng)戶受教育程度有限，大都依靠農(nóng)業(yè)與外出打工為經(jīng)濟(jì)來(lái)源，種植群體偏向老年化和女性化，農(nóng)戶的認(rèn)知水平低，土地流轉(zhuǎn)進(jìn)程緩慢，土地流轉(zhuǎn)比例較低。為了能準(zhǔn)確獲取到當(dāng)?shù)貐^(qū)域的第一手資料，研究項(xiàng)目組采用入戶調(diào)研與問(wèn)卷訪談的形式進(jìn)行，在每個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)隨機(jī)抽取3 個(gè)村，每個(gè)村至少調(diào)查10 份問(wèn)卷，共發(fā)放問(wèn)卷370 份，其中剔除不完整問(wèn)卷，共獲取361 份有效問(wèn)卷，問(wèn)卷有效率為97.57%，樣本數(shù)據(jù)覆蓋每個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)，具有較高的代表性。

1.2 樣本特征

實(shí)地調(diào)研內(nèi)容主要包括農(nóng)戶自身特征、農(nóng)戶家庭特征、農(nóng)戶相關(guān)社會(huì)保障情況以及農(nóng)戶認(rèn)知水平、土地流轉(zhuǎn)特征。從表1 可以看出，農(nóng)戶中受訪者男性偏多，占到總比例的67.6%，農(nóng)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(rèn)為種地太勞累且收益較低，不足以繼續(xù)維持家庭的經(jīng)濟(jì)生活，選擇在外打工；另一方面是由于村子里學(xué)校教育質(zhì)量水平偏低且較多學(xué)校已廢棄，家長(zhǎng)會(huì)主動(dòng)帶孩子進(jìn)城以便接受更好的教育，因此村子里留守老人較多。農(nóng)戶文化程度較低，由于年代背景及經(jīng)濟(jì)條件落后，老人沒(méi)有接受更好的文化教育，這也對(duì)他們的就業(yè)產(chǎn)生一定的影響。農(nóng)民沒(méi)有更多的就業(yè)技能，主要依靠種地來(lái)維持基本生活，純農(nóng)業(yè)工作者占到總比例的86.7%；部分村民可以依據(jù)交通位置優(yōu)勢(shì)，經(jīng)營(yíng)小本生意來(lái)補(bǔ)貼家用。

表1 樣本特征

從表2 可以看出，受訪農(nóng)戶中，已參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶有77 戶，占到總比例的21.3%，未參與的農(nóng)戶達(dá)到284 戶，占總比例的78.7%，由此可見(jiàn)當(dāng)?shù)剞r(nóng)地流轉(zhuǎn)仍具有較大潛力；農(nóng)戶中無(wú)流轉(zhuǎn)意愿的農(nóng)戶有207 戶，占到總比例的57.3%，有流轉(zhuǎn)意愿的達(dá)154戶，占到總比例的42.7%，其中有意愿并參與流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶有73 戶，占到總比的47.4%，有意愿但未流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶也有81 戶，達(dá)到總比例的52.6%，由此可見(jiàn)，農(nóng)戶對(duì)于農(nóng)地流轉(zhuǎn)的意愿與行為存在較大偏差。通過(guò)統(tǒng)計(jì)，無(wú)流轉(zhuǎn)意愿的農(nóng)戶普遍缺乏對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的認(rèn)知，由于信息來(lái)源渠道較少且信息不對(duì)稱，并不了解土地流轉(zhuǎn)政策，而且經(jīng)濟(jì)來(lái)源主要靠土地，對(duì)土地有深厚的依賴感，常擔(dān)心流轉(zhuǎn)過(guò)后會(huì)失去土地，因此即使遭遇天氣等自然現(xiàn)象導(dǎo)致賠本，也有很多農(nóng)戶不愿參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)。

表2 農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿及行為

2 理論基礎(chǔ)與模型構(gòu)建

2.1 理論基礎(chǔ)

合理的農(nóng)地流轉(zhuǎn)能促進(jìn)農(nóng)民的經(jīng)濟(jì)收入，作為農(nóng)地流轉(zhuǎn)的理性參與者和決策者，農(nóng)戶認(rèn)知及意愿和態(tài)度等因素會(huì)綜合影響農(nóng)地流轉(zhuǎn)的決策行為。本研究以計(jì)劃行為理論為理論基礎(chǔ)，它是理性行為理論的演變之物。該理論認(rèn)為，人采取的實(shí)際行為不是直接的，而是經(jīng)過(guò)認(rèn)真考慮得到的結(jié)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(tài)度、主觀規(guī)范和知覺(jué)行為控制3 方面，三者共同作用影響行為意向，進(jìn)而影響人的行為結(jié)果。

農(nóng)戶對(duì)于農(nóng)地流轉(zhuǎn)的意愿與實(shí)際行為主要由農(nóng)戶認(rèn)知決定，而農(nóng)戶的自身特征也起到基礎(chǔ)作用，例如農(nóng)戶的性別、年齡和受教育程度等都會(huì)影響農(nóng)戶的態(tài)度；主觀規(guī)范是指?jìng)€(gè)人或團(tuán)體對(duì)于個(gè)人在做出某項(xiàng)行為決策時(shí)所起到的一定影響作用大小，農(nóng)地是眾多家庭生計(jì)的主要來(lái)源，因此農(nóng)戶家庭收入、耕地?cái)?shù)量及外出打工人數(shù)等特征會(huì)對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)進(jìn)程產(chǎn)生影響；最后是知覺(jué)行為控制，它是表現(xiàn)個(gè)人依據(jù)自身所得到的經(jīng)驗(yàn)和對(duì)未來(lái)的預(yù)期障礙，當(dāng)個(gè)人認(rèn)為自己所擁有的資源條件和機(jī)會(huì)越多時(shí)，對(duì)未來(lái)所遇的障礙越少，則對(duì)知覺(jué)行為的控制就會(huì)變得越強(qiáng)，農(nóng)戶在進(jìn)行農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿以及實(shí)際流轉(zhuǎn)行為中，農(nóng)戶對(duì)于參與社會(huì)保障情況等相關(guān)方面也會(huì)對(duì)農(nóng)戶的預(yù)期效果造成一定程度的影響，從而產(chǎn)生農(nóng)戶的知覺(jué)行為控制。此外，行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺(jué)行為雖在概念上有所差異，但它們之間彼此關(guān)聯(lián)，最終通過(guò)各種因素特征綜合影響農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿，進(jìn)而對(duì)決策行為產(chǎn)生一定影響。具體農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為理論分析框架如圖1 所示。

圖1 農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為理論分析框架

2.2 模型設(shè)定

在農(nóng)地流轉(zhuǎn)中，農(nóng)戶認(rèn)知會(huì)影響農(nóng)地流轉(zhuǎn)的進(jìn)程，不同的生活環(huán)境經(jīng)歷及個(gè)人的認(rèn)知能力對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的產(chǎn)生不一，進(jìn)而影響農(nóng)地流轉(zhuǎn)的行為決策。本研究通過(guò)分析農(nóng)戶認(rèn)知與農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為間的中介效應(yīng)是否顯著，以及農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿與行為偏差產(chǎn)生的主要影響因素，建立以下模型。

2.2.1 中介效應(yīng)模型 中介效應(yīng)是社會(huì)科學(xué)研究中一種重要的方法，用來(lái)檢驗(yàn)自變量是否通過(guò)某一變量從而影響因變量，如某一變量起到中介作用，則會(huì)產(chǎn)生中介效應(yīng)。實(shí)際中，專家學(xué)者進(jìn)行的大都是連續(xù)型變量的中介效應(yīng)研究，本研究以農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為作為因變量，取值有流轉(zhuǎn)為1，無(wú)流轉(zhuǎn)為0，農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿取值為有意愿為1，無(wú)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(nóng)地流轉(zhuǎn)行為，M為農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿，X為農(nóng)戶認(rèn)知，i表示為截距，e為隨機(jī)的干擾項(xiàng)，a、b、c和c′分別為各項(xiàng)的回歸系數(shù)估計(jì)，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(dāng)進(jìn)行農(nóng)地流轉(zhuǎn)時(shí)，流轉(zhuǎn)意愿與流轉(zhuǎn)行為之間是互相關(guān)聯(lián)的，但是存在意愿與行為偏差的情況。本研究在借鑒相關(guān)研究的基礎(chǔ)上，將偏差定義為：有流轉(zhuǎn)意愿但未進(jìn)行流轉(zhuǎn)，無(wú)流轉(zhuǎn)意愿選擇進(jìn)行流轉(zhuǎn)。由于本研究重點(diǎn)闡述農(nóng)戶有流轉(zhuǎn)意愿但未進(jìn)行流轉(zhuǎn)的因素有哪些，因此將因變量定義為有流轉(zhuǎn)意愿時(shí)實(shí)際流轉(zhuǎn)行為的偏差。當(dāng)農(nóng)戶有流轉(zhuǎn)意愿且參與流轉(zhuǎn)時(shí)為1，有流轉(zhuǎn)意愿未進(jìn)行流轉(zhuǎn)為0，屬于二分類變量，設(shè)立模型如下。

式中，α為常數(shù)項(xiàng)，表示當(dāng)自變量的取值都是0時(shí)比數(shù)的自然對(duì)數(shù)；xk為自變量，即影響農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為的各種因素；βk為回歸模型的回歸系數(shù)，表示變量xk對(duì)Logit（P）的影響程度。

2.3 變量選擇

被解釋變量分別為農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為和農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿與行為偏差；中介變量為農(nóng)戶流轉(zhuǎn)意愿；解釋變量設(shè)定為農(nóng)戶認(rèn)知水平。根據(jù)當(dāng)?shù)卣{(diào)研得知，陵川縣土地確權(quán)工作已全部完成驗(yàn)收，農(nóng)戶流轉(zhuǎn)工作主要依靠個(gè)人決斷，依據(jù)當(dāng)?shù)赝恋亓鬓D(zhuǎn)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(nóng)戶自身特征（性別、年齡、農(nóng)戶文化程度和農(nóng)戶主要職業(yè)）、農(nóng)戶家庭特征（家庭人口數(shù)量、外出打工人數(shù)、耕地?cái)?shù)量、農(nóng)業(yè)收入和家庭土地撂荒情況）和農(nóng)戶社會(huì)保障情況（是否享有糧食直接補(bǔ)貼、是否購(gòu)買農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)和購(gòu)買養(yǎng)老保險(xiǎn)），具體各變量選取如表3 所示。

表3 各變量選取及說(shuō)明

3 結(jié)果與分析

3.1 中介效應(yīng)檢驗(yàn)

由于因變量與中介變量為二分類變量，一般的連續(xù)型中介效應(yīng)模型并不適用于當(dāng)前分析，這是由于回歸系數(shù)不具有相同的尺度，需要將回歸系數(shù)a和b轉(zhuǎn)換為Za和Zb，為相同尺度后才能進(jìn)一步檢驗(yàn)；可以采用Sobel 法來(lái)進(jìn)行相關(guān)的顯著性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量Z［17］如下。

式中，Za=a/SE(a)；Zb=b/SE(b)；a和b分別為系數(shù)；SE為標(biāo)準(zhǔn)差。

但該方法具有一定局限性，通過(guò)查閱可采用乘積分布法來(lái)進(jìn)行研究；因此本研究使用Stata 和R 語(yǔ)言的多階段統(tǒng)計(jì)方法做相關(guān)中介效應(yīng)分析。

首先需要在Stata 中做相關(guān)回歸基礎(chǔ)分析，用來(lái)進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)，本研究選擇農(nóng)戶流轉(zhuǎn)行為作為因變量（y）；中介變量為農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿（M），自變量為農(nóng)戶認(rèn)知（X）；其他控制變量包括農(nóng)戶自身特征、農(nóng)戶家庭特征和農(nóng)戶社會(huì)保障情況。首先分析中介變量與自變量的關(guān)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(guān)系，做相關(guān)回歸分析。結(jié)果如表4、表5 所示?？梢缘贸鯽和b的系數(shù)值及標(biāo)準(zhǔn)誤差，通過(guò)公式（7）可計(jì)算出Z檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為4.441 62。另外采用R 語(yǔ)言軟件，利用乘積分布法計(jì)算中介效應(yīng)的置信區(qū)間，可以直接采用Stata 計(jì)算結(jié)果，通過(guò)命令語(yǔ)句操作，可得出Za×Zb的95% 的置信區(qū)間為［4.806 515，10.252 772］，區(qū)間內(nèi)不包含0，因此農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿對(duì)于農(nóng)戶認(rèn)知與農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為間的中介效應(yīng)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(nóng)地流轉(zhuǎn)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?jī)?nèi)容，其中農(nóng)戶認(rèn)知程度不僅會(huì)受到農(nóng)戶其他特征影響，也單獨(dú)對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)造成不同程度的影響，因此將農(nóng)戶認(rèn)知因子也作為自變量；利用統(tǒng)計(jì)軟件采用二元Logistic 回歸方法，將樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行有效分析，統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果如表6 所示。

表6 農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿與行為偏差影響因素模型回歸分析結(jié)果

3.2.1 模型檢驗(yàn)

1）多重共線性檢驗(yàn)。多重共線性往往會(huì)導(dǎo)致模型分析結(jié)果失真，為了保證結(jié)果的準(zhǔn)確性，選擇利用Stata 軟件檢驗(yàn)各變量之間是否存在共線性問(wèn)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(yán)重的共線性問(wèn)題，VIF 越接近1，說(shuō)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(biāo)準(zhǔn)要求，表明各變量之間的共線性問(wèn)題相對(duì)較弱。

表7 變量共線性診斷

2）模型擬合。在對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)后，為了保證模型的模擬結(jié)果準(zhǔn)確性和可靠性，需要對(duì)模型進(jìn)行整體顯著性檢驗(yàn)。在模型中-2 log likelihood 表示模型的擬合優(yōu)度，其值越大，表明模型對(duì)數(shù)據(jù)的擬合度越好；Cox&Snell R2、Nagelkerke R2反映自變量和因變量關(guān)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(jì)值為165.864、模型預(yù)測(cè)準(zhǔn)確率為76.0%且通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明模型擬合度良好。

3.2.2 實(shí)證結(jié)果分析 通過(guò)表6 可看到，在模型分析結(jié)果中農(nóng)戶性別、主要職業(yè)、家庭人口數(shù)量、家庭耕地?cái)?shù)量、家庭農(nóng)業(yè)收入、家庭土地撂荒情況和農(nóng)戶認(rèn)知這7 個(gè)因素達(dá)到顯著性水平，對(duì)農(nóng)戶的農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿與行為偏差產(chǎn)生顯著影響，但其他因素并不存在顯著影響。具體分析結(jié)果如下。

第一，在農(nóng)戶自身特征方面，農(nóng)戶性別產(chǎn)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(dǎo)致女性社會(huì)閱歷低于男性，在面對(duì)決策事物時(shí)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(nóng)戶的職業(yè)對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿與行為偏差產(chǎn)生顯著的影響，且顯著性水平檢驗(yàn)為5%，回歸系數(shù)為正向，表明農(nóng)戶的職業(yè)對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿及行為偏差具有正相關(guān)作用，農(nóng)戶的職業(yè)主要為純農(nóng)業(yè)種植者，靠天吃飯是種地人的主流思想，當(dāng)遭遇天氣或市場(chǎng)不景氣，種地收益較低時(shí)，農(nóng)戶會(huì)產(chǎn)生將土地進(jìn)行流轉(zhuǎn)的想法，但同時(shí)由于農(nóng)民認(rèn)知存在較大缺陷，常常會(huì)擔(dān)心流轉(zhuǎn)后失去自家土地，過(guò)程中產(chǎn)生的恐懼感和不安感會(huì)使農(nóng)民做出意愿與行為不一致的情況。相反，當(dāng)農(nóng)戶的職業(yè)轉(zhuǎn)變?yōu)槠渌殬I(yè)時(shí)，農(nóng)地流轉(zhuǎn)過(guò)程中意愿與行為偏差越小。

第二，對(duì)于農(nóng)戶家庭特征變量，農(nóng)戶的家庭人口數(shù)量、家庭耕地?cái)?shù)量、家庭農(nóng)業(yè)收入和家庭土地撂荒情況4 個(gè)變量對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿與行為偏差達(dá)到顯著性水平，顯著性分別為0.018、0.009、0.030 和0.020。說(shuō)明農(nóng)戶家庭人口越少，收入越低，一方面村里農(nóng)戶年齡偏大，當(dāng)身體條件不足以繼續(xù)支撐種地時(shí)，農(nóng)民擔(dān)心土地荒廢，會(huì)產(chǎn)生較強(qiáng)烈的流轉(zhuǎn)意愿，但山區(qū)土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)存在困境，農(nóng)戶會(huì)選擇將土地交給親朋好友代種的方式進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)；另一方面由于農(nóng)民存在根深蒂固“農(nóng)民不種地還能做什么”的觀念，很多人沒(méi)有流轉(zhuǎn)意愿，更不會(huì)將自家土地流轉(zhuǎn)給他人。耕地?cái)?shù)量越少，偏差越大，農(nóng)戶耕地?cái)?shù)量少且不掙錢，農(nóng)戶會(huì)有流轉(zhuǎn)意愿，但由于土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)不健全、規(guī)模較小、土地質(zhì)量有差異等問(wèn)題，無(wú)人承包，導(dǎo)致意愿與行為不一致。

第三，在農(nóng)戶認(rèn)知特征方面，農(nóng)戶認(rèn)知對(duì)意愿與行為偏差產(chǎn)生了顯著性的水平，達(dá)到0.002 且為正相關(guān)作用。說(shuō)明農(nóng)戶認(rèn)知水平越低，產(chǎn)生偏差越大，這可能是由于農(nóng)戶的文化水平有限，獲取信息渠道較少，導(dǎo)致認(rèn)知能力較低，想法較單一。由于長(zhǎng)期的思想固定，部分農(nóng)民會(huì)顯得較固執(zhí)，當(dāng)遇事時(shí)缺乏判斷力與決策力，從而產(chǎn)生意愿與行為偏差較大。

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

本研究以計(jì)劃行為理論為理論基礎(chǔ)，引進(jìn)中介效應(yīng)模型和二元Logistic 回歸模型，從農(nóng)戶認(rèn)知角度出發(fā)，分析農(nóng)戶參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響因素，研究得出如下結(jié)論。①利用中介效應(yīng)模型得出，農(nóng)戶流轉(zhuǎn)意愿會(huì)對(duì)農(nóng)戶認(rèn)知與農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為產(chǎn)生中介效應(yīng)，且效應(yīng)顯著。②受訪農(nóng)戶中，已參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶較少，未參與的農(nóng)戶占總比例的78.7%，由此可見(jiàn)當(dāng)?shù)剞r(nóng)地流轉(zhuǎn)仍具有較大潛力；農(nóng)戶中有流轉(zhuǎn)意愿的人數(shù)為154 戶，占到總比例的42.7%，其中有意愿并參與流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶有73 戶，占到總比的47.4%，有意愿但未流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶也有81 戶，達(dá)到總比例的52.6%，由此可見(jiàn)農(nóng)戶對(duì)于農(nóng)地流轉(zhuǎn)的意愿與行為存在較大偏差。③農(nóng)戶自身特征中，農(nóng)戶性別和主要職業(yè)對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿與行為偏差具有顯著性正向作用；農(nóng)戶家庭特征中的家庭人口數(shù)量和農(nóng)業(yè)收入產(chǎn)生正向作用，耕地?cái)?shù)量和家庭土地撂荒情況產(chǎn)生負(fù)向作用，都達(dá)到顯著性水平，且農(nóng)戶認(rèn)知呈正向作用具有顯著性效應(yīng)。

4.2 建議

基于以上研究結(jié)論，針對(duì)當(dāng)?shù)剞r(nóng)地流轉(zhuǎn)進(jìn)程中存在的問(wèn)題提出相關(guān)建議。

1）解放農(nóng)戶思想，提高農(nóng)戶認(rèn)知。當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶身處欠發(fā)達(dá)山區(qū)認(rèn)知水平欠缺，思想較封閉，生活質(zhì)量較低，教育資源條件也跟不上子女成長(zhǎng)需求，村子里的年輕人大多選擇在外打工來(lái)維持家庭的經(jīng)濟(jì)開(kāi)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(lái)源渠道大多從電視上看到，對(duì)當(dāng)下農(nóng)業(yè)政策了解甚微，村委會(huì)也未充分發(fā)揮宣傳作用，導(dǎo)致老百姓對(duì)當(dāng)前政策認(rèn)知水平較少，不少農(nóng)戶時(shí)常擔(dān)心將土地流轉(zhuǎn)出去就失去了生活的來(lái)源。因此，如何破除農(nóng)戶的認(rèn)知和思想，實(shí)現(xiàn)政策宣傳的有效性，實(shí)現(xiàn)農(nóng)民思維的轉(zhuǎn)變，都是當(dāng)下進(jìn)行農(nóng)地流轉(zhuǎn)亟需解決的問(wèn)題。

2）積極處理山區(qū)野生動(dòng)物與耕地沖突的關(guān)系。由于陵川縣山區(qū)較多且有著豐富的自然資源，偏遠(yuǎn)山上行走的野生動(dòng)物較多，當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶的土地很多又都處于山腰，野生動(dòng)物山上覓食會(huì)“誤傷”莊稼地，導(dǎo)致莊稼顆粒無(wú)收。部分野生動(dòng)物是保護(hù)動(dòng)物，農(nóng)戶無(wú)法采取有效措施來(lái)阻止動(dòng)物們的踐踏行為，這時(shí)農(nóng)戶會(huì)有強(qiáng)烈的流轉(zhuǎn)意愿，而山區(qū)土地質(zhì)量較低且機(jī)械操作不便，無(wú)人承包，農(nóng)戶為了將自身受損利益降到最小，會(huì)選擇撂荒土地，農(nóng)地流轉(zhuǎn)進(jìn)程受到阻礙。研究項(xiàng)目組在對(duì)農(nóng)戶訪談中得知，地方政府也缺少積極的態(tài)度來(lái)處理相關(guān)問(wèn)題，野生動(dòng)物與農(nóng)戶耕地矛盾由此產(chǎn)生。因此野生動(dòng)物與耕地的關(guān)系處理，也是山區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)進(jìn)程中迫切需要解決的重要環(huán)節(jié)。

3）康養(yǎng)文化建設(shè)要保證農(nóng)民土地利益。陵川縣氣候宜人，文化底蘊(yùn)深厚。當(dāng)前陵川縣美麗鄉(xiāng)村建設(shè)與康養(yǎng)旅游發(fā)展勁頭強(qiáng)烈，根據(jù)不同的地域?qū)嶋H條件建設(shè)各種特色康養(yǎng)村莊?？叼B(yǎng)產(chǎn)業(yè)的建設(shè)是縣域轉(zhuǎn)型升級(jí)與鄉(xiāng)村功能提升的主要方向，也是鞏固脫貧成效、助力鄉(xiāng)村振興農(nóng)村發(fā)展的新業(yè)態(tài)，會(huì)為縣域內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供契機(jī)，同時(shí)也為土地流轉(zhuǎn)帶來(lái)一定的機(jī)遇。土地流轉(zhuǎn)可讓土地零落相對(duì)集中，土地經(jīng)營(yíng)趨于專業(yè)規(guī)?；?，從而促進(jìn)鄉(xiāng)村旅游規(guī)?；l(fā)展，帶動(dòng)鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展。政府應(yīng)重視與康養(yǎng)企業(yè)的契約精神，起到監(jiān)督作用，關(guān)注農(nóng)戶利益，采用“合適、合理、合心”的方式幫助農(nóng)戶進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)，緊緊抓住康養(yǎng)產(chǎn)業(yè)的機(jī)遇，引領(lǐng)新產(chǎn)業(yè)發(fā)展，以便今后繼續(xù)利用康養(yǎng)促進(jìn)流轉(zhuǎn)，用流轉(zhuǎn)為康養(yǎng)奠定基礎(chǔ)，因此在生活中正確處理康養(yǎng)產(chǎn)業(yè)與農(nóng)民利益關(guān)系也是今后農(nóng)地流轉(zhuǎn)進(jìn)程的關(guān)鍵。