计划行为理论框架下农村居民点整理意愿研究

孙 涛，欧名豪

(南京农业大学 土地管理学院，江苏 南京 210095)

随着我国城市化、工业化的快速发展，农村人口持续外流，导致农村宅基地闲置。与此同时，农村居民点用地面积未减反增[1]，不及时退出宅基地造成了农村土地资源的严重浪费[2-3]。推进农村居民点整理，对充分合理利用农村建设用地、缓解土地供需矛盾意义重大，也是乡村振兴的重要内容。农民的参与意愿是决定农村居民点整理过程的重要因素，充分尊重农民的合法权益和意愿才能使得农村居民点整理政策得到农民的积极支持并得以落实保障和稳步推进[4]。明晰农户意愿影响因素和各因素间的作用机制有助于完善农村居民点整理政策、制定差别化的管治措施。

近年，国内学者关于农村居民点整理农户意愿的研究主要聚焦于意愿影响因素识别[5-6]、意愿提升机制[7]、意愿的差异性分析[8]等方面。在研究方法上，主要通过实地调研获取数据，应用Logit或者Probit等线性回归模型揭示变量之间的相关程度与统计显著性水平。在研究视角上，主要从农户微观福利变化[9]、退出补偿[10]制度及补偿意愿[11]、宅基地功能等角度探讨不同视角对意愿的影响。另外，还有学者尝试借助计划行为理论、人力资本理论等基础理论构建分析框架[12-13]，剖析了在农地流转[14]、“三权”分置[15]、供给侧改革[16]等背景下，不同区域[17]、不同经济发展水平[18]及不同类型农户[19-21]的退出意愿差异。

由此可见，现有农户意愿的研究中，鲜有涉及意愿的影响机制以及变量之间(自变量对因变量、自变量对自变量)的作用效应，指标对意愿的影响路径有待进一步探讨。鉴于此，本文引入计划行为理论，建立农村居民点整理农户意愿影响因素分析框架，借助结构方程模型，从效应分析的角度探讨“观测变量→潜变量→意愿”之间的逻辑关系，分析观测变量与潜在变量之间的内在联系，进而揭示变量对整理意愿的影响机制。

一、理论基础及变量选取

1.理论基础

计划行为理论(theory of planned behavior,TPB)是一种从信息加工角度，以期望价值理论为出发点去解释个体决策行为过程的理论，被广泛应用于研究人们复杂的行为意愿[22]，该理论指出：影响个体行为最直接因素是行为意愿，而行为意愿通常受到行为态度、主观规范和感知行为控制的影响，它为分析行为意愿受何种因素影响、如何外显为具体的行为提供了理论分析工具。

国内学者已经在消费意愿、创业意愿、生育意愿等诸多社会行为意向的研究中引入了计划行为理论，该理论同样被应用于农地整理意愿研究[23-24]。农村居民点整理农户意愿受个人态度和情绪影响，但主体意愿在受到个人意志力的控制和干预的同时也会受到外部环境因素的约束，表现为农户的整理意愿将受限于周边重要人物和组织的压力、个体对政策制度，机遇和资源的认知与整理中控制风险能力的总体把握。可见，农村居民点整理农户意愿同样受到个体行为态度、主观规范和感知行为控制三个层次因素的影响，计划行为理论也适用于农户整理意愿研究，为农户整理意愿影响机制分析提供了思路和方法。

意愿直接受潜变量的影响，而潜变量则由观测变量构成，因此本文引入中介效用的概念：中介效用是一种特殊的因果反馈关系机制，具体指自变量对于因变量的影响并非是完全直接的，而是通过一个发挥中介作用的中介变量对因变量产生的影响，即自变量通过影响中介变量进而影响因变量，中介变量可以反映自变量与因变量之间的作用机制。在本文中，观测变量对意愿的效应是一种中介效应，中介变量为潜变量。在此基础上，借助结构方程模型，定量分析农户意愿影响因素之间的作用路径与效应(图1)。

注：表示具有直接效应，表示具有间接效应

2.TPB框架下影响因素选取

由上述分析可知，整理意愿是影响农户整理行为最直接的因素，而整理意愿通常受到农户行为态度、主观规范和感知行为控制三个层次因素的影响。本文基于计划行为理论研究框架，结合实地调研，选取以下指标。

(1)行为态度。行为态度(Behavioral attitude)指个体在进行某项活动时所产生的厌恶或者喜爱的情绪。农村居民点整理农户行为态度体现其对“参与整理”这一行为喜欢(厌恶)的程度或正面(负面)的情绪。在农村居民点整理中，农户的行为态度主要与其对整理的价值判断以及参与整理后的附带影响有关。给农民合理的收益预期是触动农民积极参与心理的关键，包括物质收益和非物质收益。如果参与整理能够获得更高经济收入，那么农民在行为选择上会偏向于参与整理[25]。同样，如果农户感知农村居民点整理在改善交通条件，优化居住环境和提高住房质量等方面具有正向作用，预期子女就学条件和家人就业情况有所改善与医疗保障等社会福利有所提升，则会促使农户产生积极的行为态度，进而提高其整理意愿。

(2)主观规范。主观规范(Subject norm)指农户对参与农村居民点整理所感受到的社会压力，这种压力来自于对个人行为决策具有影响力的个人或团体。个体关系密切的他人或团体对农户行为的态度越积极，则越有利于个体行为的产生。相反，对个体行为的态度越消极，则会阻碍个体行为的产生。在农村居民点整理中，农户意愿不仅受其个人行为态度的影响，而且受到周围具有影响力的个人和组织等客体的约束。主观规范按照客体对行为主体的影响力大小可以划分为指令性规范和示范性规范两类[26]。对农户具有指令性规范作用的主体主要是政府，政府政策的引导与支持是推动农村居民点整理的关键，政府通过激励性的政策引导，有可能促使农民自愿参与整理，而强制推进等其它不当行为则会严重削弱农户参与整理的积极性。对农户具有示范性作用的群体主要包括亲戚朋友和周围邻居，他们也是农户主要的社会关系网络，农户可能会产生“跟风效应”。

(3)感知行为控制。感知行为控制(Perceived behavior control)表征主体完成某项特定工作的难易程度，是主体对促进或阻碍其行为的重要因素的主观认知。一般而言，主体执行某项行为的感知行为控制能力越强，那么可控的外部因素越多，则实现该行为的可能越大[27]。在农村居民点整理中，感知行为控制主要包括农户对自身所具备的条件和资源的感知、对整理后可能面对的风险的感知以及对相关政策制度的感知。

首先，农户对条件和资源的感知因农户异质而不同，农户异质性会导致个人行为动机有所侧重，对人们的行为意愿产生影响，主要体现在农户在个人能力、家庭资产(包括物质资源和社会资源)及个人活动等方面生计禀赋分化的状况[28]。本文根据相关研究与理论基础，结合实际调研的情况，将农户在家庭劳动力资源、耕地资源质量、专业知识以及所拥有的资金等方面的差异归纳为农户异质性的特征，主要考察农户的异质性对整理意愿产生的影响。其次，如果农户感知参与整理的预期风险越小，或者未来风险在可控范围内，那么农户的行为发生的可能性越大。通常，在农村居民点整理中，农民感知到的风险主要来源于日常消费支出增加、生活习惯改变、面临重新就业、政府政策不能兑现等。再次，农民对政策了解程度、政策总体评价以及政策宣传力度、信息公开透明度、补偿方式合理性等因素体现了农户对相关政策的感知程度。当农户感知到其参与农村居民点整理所具备的能力和资源越多、预期阻碍愈少，则对该行为的感知行为控制就愈强，那么农户决定参与整理的可能性就愈大。

3.量表设计与说明

基于理论分析，设计28个观测变量以测量行为意愿(BI)、行为态度(AB)、主观规范(SN)、感知行为控制(PBC)四个潜变量(见表1)。在询问农户对某个观测变量的感知时，将农户对测量题目的认可程度按“1-5”进行评分，数值越大，说明农户对变量的认可程度越高或者该变量对农户的影响越大。

表1 观测变量设计与编号

续表

潜变量变量代码观测变量变量解释感知行为控制(PBC)PBC1政策了解程度不了解=1;一般,具体不清楚=2;了解相关细节=3PBC2政策宣传力度没听说=1;一般,了解一点=2;宣传很好=3PBC3政策总体评价很不满意=1;不满意=2;一般=3;满意=4;很满意=5PBC4信息公开透明度很差=1;较差=2;一般=3;较好=4;很好=5PBC5补偿方式是否合理不合理=1;一般,可以接受=2;合理,觉得满意=3PBC6是否拥有决策的控制权没有,强制整理=1;一般=2;有,自己可以决定=3PBC7日常消费支出增加对参与意愿没有影响=1;一般=2;会阻碍参与整理=3PBC8生活习惯改变对参与意愿没有影响=1;一般=2;会阻碍参与整理=3PBC9面临重新就业对参与意愿没有影响=1;一般=2;会阻碍参与整理=3PBC10政策不能兑现对参与意愿没有影响=1;一般=2;会阻碍参与整理=3PBC11专业知识缺乏对参与意愿没有影响=1;一般=2;会阻碍参与整理=3PBC12耕地质量差对参与意愿没有影响=1;一般=2;会促进参与整理=3PBC13老宅破旧对参与意愿没有影响=1;一般=2;会促进参与整理=3PBC14家庭农业劳动力短缺对参与意愿没有影响=1;一般=2;会促进参与整理=3PBC15农户资金不足对参与意愿没有影响=1;一般=2;会阻碍参与整理=3

表2 受访样本户的描述性统计

二、研究区概况与数据来源

1.研究区概况

扬州市位于江苏省中部，西与淮安市、安徽省滁州市接壤，西南距南京100千米，是南京城市群和上海城市群的连接点。2017年底，扬州市常住人口达到450.82万人，城镇化率高达66.05%，总体GDP为5 064.92亿元；扬州市邗江区辖7个镇、3个乡、8个街道，区域面积550多平方千米，户籍人口85万余人。2014年扬州市农村居民点用地面积高达222.42 平方米/人，远大于150 平方米/人的国家控制标准，通过实地调研也证实，扬州市农村居民点用地利用效率低下，闲置宅基地数量多，可见，扬州市农村居民点整理潜力巨大。

2.数据来源

本文研究所用数据来源于2018年1月开展的实地问卷调查，调研区域选择扬州市邗江区公道镇、杨寿镇和方巷镇8个未实施农村居民点整理的行政村。研究区部分耕地已经划入基本农田保护区，并纳入江苏省“万顷良田”项目用地，而且该区域经济发展较快，城镇建设用地不足和农村宅基地闲置浪费矛盾尤为突出，因此该区域对本研究具有代表性和重要意义。问卷按照随机分层抽样原则，每个行政村进行随机抽样调查30～40户农户。共发放问卷280份，收回有效问卷271份，问卷有效回收率达96.79%。

为保障农户能够较容易且真实地回答问卷内容，在调查中遵循以下基本原则：①进行随机抽样，调查员用通俗易懂的方式解释问题，以确保被访农户能够准确理解调查内容，从而真实地表达自己的想法；②调查员在村干部不在场的情况下对农民进行调查，确保农民不存在策略性行为。

3.样本分析

由表2 可知，样本农户中男性占58.67%；农户受教育程度主要集中在初中及以下，占比达86.35%；家庭收入来源于种养殖和季节性务工(兼农户)占29.89%，这部分农户通常在农闲的时候外出务工，做小时工或短工。另外有55.35%的被访农户从事非农业，依靠外出打工或者经商获取收入，局限于家庭劳动力的短缺，这部分农户基本上脱离了农村，常年外出打工，农村宅基地闲置荒废或季节性闲置，具备农村居民点整理的需求。总体上，农户基本特征符合研究需要，调查样本具有代表性。

三、研究方法与模型

1.结构方程模型

结构方程模型(structural equation model，SEM)是一种基于路径分析思想的统计方法，它由结构模型和测量模型组成。结构模型用于分析潜变量之间的因果关系，为外生潜变量(行为态度、主观规范和感知行为控制)与内生潜变量(行为意愿)相互之间影响路径研究提供了框架。测量模型用于分析潜变量与观测变量之间的关系，每个潜变量由若干观测变量组成。因此，本文基于计划行为理论框架，利用SEM同时具有分析潜变量与观测变量以及各潜变量之间内在联系的优势，弥补了常规线性方程模型只能解释自变量对因变量作用关系的弊端，并且SEM能够模拟多因子的内外逻辑关系，为探讨农户整理意愿的影响机制、潜变量间的作用关系以及各观测变量对农户意愿的效应(直接效应、间接效应与总效应)提供有效分析工具。

2.数据处理与检验

利用SPSS19.0对数据进行信度、效度分析，可知调查问卷的信度检验结果为Cronbachα=0.68，总体信度在0.35到0.7之间，达到标准要求，且各变量的Cronbachα均大于0.6，满足研究所需。然后对问卷数据进行探索性因子检验，利用SPSS19.0对数据进行KMO统计量检验和Bartlett球形检验，得到KMO=0.66，大于0.5的阈值条件，Bartlett球形检验值为0.000，小于0.001，检验结果显著，表明调研数据适合进行因子分析。利用主成分提取法，采取具有Kaiser标准化的正交旋转法，在12次迭代后收敛，剔除任意因子负荷小于0.5或者在多个因子上负荷大于0.5的因子[29](AB5、PB2、PB3、PB4、PB6、PB11)，剩余21个因子，累计解释总方差为69.22%。

四、模型结果与分析

1.模型路径修正

在构建结构方程模型之前需要构建初始路径分析图，借鉴Ajzen提出的计划行为理论模型[30]，借助Amos17.0软件绘制农村居民点整理农户意愿影响机制的结构方程模型初始路径图，借助农户调研数据对初始模型进行检验，并通过调整路径使得模型拟合最优。得到结构方程模型路径(图2)。

对模型进行调整时，一般通过增加路径来提高模型的拟合度。通过建立几组修正指数较大的观测变量误差之间的共变关系(通常M.I.>4时，对模型修正才有意义)使模型卡方值下降，P值增加，从而使模型拟合更优。因此，本文增列e2↔e6、e2↔e4、e11↔e12、e24↔e25、e24↔e26、e25↔e26等6组共变关系(每组变量的M.I.>30)，将各组误差项之间的关系“释放”，并不违背SEM的基本假设：测量误差的残差与潜在变量无关。结果显示有效降低了模型卡方值，显著性概率变为0.11(大于0.05)，模型总体拟合良好(表3)。

注：①模型中路径系数表示变量的影响程度；②为避免混淆，经信度、效度检验剔除变量后剩余变量不重新编码。

图2 模型修正路径

可见，在增加6条路径后，模型总体拟合状况良好，且经过路径修正后主观规范、行为态度和感知行为控制与行为意愿之间的相互作用均通过显著性检验(表4)。

表4 模型检验结果

注：**、***分别表示在5%、1%水平上显著。Estimate(N)为非标准化估计值，Estimate(S)为标准化估计值，S.E为标准误差，C.R为临界比率。

2.结果分析

(1)行为态度、主观规范和感知行为控制相互作用分析。由表4可知，三类潜变量之间相互显著影响，并且共同作用于行为意愿。其中，行为态度与感知行为控制之间影响力最大，值为0.34，说明对整理项目持积极态度的农户通常愿意为参与项目整理准备更多的资源，积累更大的优势，因而感知参与行为阻力较小，而感知行为控制较高的农户通常对未来保持积极的态度，对参与整理的态度也更积极。另外，主观规范与感知行为控制之间影响为负，通过显著性检验，但二者之间的作用效应微弱(0.01)，可以认为主观规范中的消极因素一定程度上影响着农户对整理项目难易程度的感知，如 政策不能解决农民实际问题或者村干部执行政策缺乏公平公正等因素，家庭成员在参与整理的决定中产生分歧等均对农民的感知产生消极影响，都可能造成农民对整理项目产生抵触情绪，进而影响农户对参与整理的条件资源、风险等感知的判断能力。

(2)农户意愿影响机制分析

①行为态度对农户意愿影响机制分析。由表4可知，行为态度对农户意愿的影响为正，通过了1%水平上的显著性检验，说明农户行为态度越积极，其整理意愿越高。行为态度的观测变量中，医疗卫生保障提升和养老保险提高的路径系数分别为0.89和0.75，均远高于其他观测变量，说明整理后养老保险和医疗卫生保障的提升对农户的影响更大，表明随着社会经济的发展和生活水平的提高，农民开始关注并重视与其生活息息相关的“福利”，若整理有助于提高养老保险和改善医疗卫生条件，则农民会感受较“踏实”，有助于提高其整理意愿；效应分析结果表明(表5)，行为态度其他观测变量均对行为态度产生直接效应，而仅对主观规范和感知行为控制产生间接效应，由行为态度对主观规范和感知行为控制显著的作用力可知该类因子会通过影响行为态度间接影响主观规范和感知行为控制，但这种间接作用力较弱。另外，虽然该类因子对整理意愿产生直接效应，但是这种路径并不显著，且总效应值小于对行为态度的总效应，这是因为虽然观测变量直接影响农户意愿，但在作用过程中，行为态度起到了中介变量的作用，观测变量对意愿的作用力经过中介变量输送给意愿，行为态度反映了观测变量对意愿的作用机制，证实了观测变量对农户意愿的影响力是通过潜变量进行过渡的，即影响机制遵循着“观测变量→潜变量→意愿”的路径。

②主观规范对农户意愿影响机制分析。主观规范对农户意愿的影响为正，通过5%水平上的显著性检验，说明主观规范越强，农户意愿越高。主观规范旨在考察不同层面的规范对农户意愿的影响程度，主观规范的观测变量中，村干部支持和政府政策引导路径系数均大于0.85，说明该两类因子对农户意愿的影响最大。农村居民点整理工作依靠村集体开展，村干部作为基层的领导者，也是政策的执行者，其意见被农户视为最重要规范，村干部的“不作为”会直接影响农民对整理项目的积极态度。效应分析结果表明主观规范因素对行为态度和感知行为控制没有直接影响，但可以通过影响主观规范间接影响行为态度和感知行为控制。需要注意的是，主观规范中观测变量亲戚朋友支持和邻居支持对整理意愿产生负的总效应，但经过其他观测变量的作用，主观规范总体上仍然对整理意愿产生正的效应，这也表明在农村居民点整理中，农户虽然会考虑亲戚朋友的意见，但行政因素仍然处于主导地位，农民缺失话语权。另外，该两类观测变量对感知行为控制产生微弱的正效应，从社会学的角度可知，人的活动离不开其社会关系网络，农民个人的意愿感知和亲戚朋友、周边邻居的意愿感知会具有一定的相似性与趋同性。

③感知行为控制对农户意愿影响机制分析。感知行为控制对农户意愿的影响为负，通过1%水平上的显著性检验，表明农户感知到的限制因素越多，农民参与的意愿就越弱，这些限制因素来源于农户自身所具备的条件和资源(资金、专业知识等)、整理后可能面对的风险(失去土地保障功能、生活成本增加等)以及相关政策制度(拆迁补偿制度、就业保障制度、医疗保障制度等)。感知行为控制的观测变量中，日常消费增加和生活习惯改变的路径系数最大，均超过0.5，对农户意愿的影响最大。一般来说，整理后农民在种植、畜禽、饮水和邻里关系等方面的生活方式会发生较大变化，在日常蔬菜、肉类、饮水等方面会提高家庭生活成本，一定程度上会增加未来的风险，因此会阻碍其参与整理，降低其整理意愿。另一方面，效应分析显示，这两类因子通过直接影响感知行为控制而对行为态度和主观规范产生负的间接效应。日常消费增加和生活习惯改变会降低农户对整理项目的积极态度，在一定程度上也会限制其他人的规范作用。同时，变量耕地质量差、家庭劳动力短缺和农户资金不足均通过了正向显著性检验，说明耕地质量差和家庭劳动力的缺失(实地调研发现家庭劳动力在2人以下的占53.51%)是限制家庭农业生产的重要因素，使得农民整理意愿显著提高。另外，农户家庭的资金不足会增加农民整理的经济负担(拆迁费、新房购置费等)，农民意愿随之减弱。这三项指标也间接地说明了农户异质性对整理意愿的影响是显著的。

表5 观测变量对潜变量的效应分析

注：T、D、InD分别代表总效应、直接效应和间接效应；**、***分别表示在5%、1%水平上通过显著性检验。

五、结论与启示

本文基于计划行为理论，构建农村居民点整理农户意愿影响机制分析框架，运用SEM定量分析观测变量对潜变量的效应并揭示农户整理意愿的影响机制，得到以下主要结论：

(1)行为态度、主观规范和感知行为控制三类变量互相影响构成农户意愿的影响机制。其中，感知行为控制对农户意愿的影响程度更大，因此有效解决农民整理后生活上的困难，降低农民的后顾之忧，有助于提升农民的幸福感，提高其整理意愿。

(2)观测变量对潜变量具有直接效应和间接效应，亦对农户意愿具有直接效应，但对意愿的影响力通过潜变量的中介作用，其影响力小于对潜变量的影响力，因此本文得出农户意愿影响机制遵循“观测变量→潜变量→意愿”的路径的研究结论。

(3)观测变量中养老保险提升、医疗卫生保障、村干部支持、政府引导、生活习惯改变和日常消费增加等变量对农户整理意愿的影响较大，可见虽然现实中行政力量仍主导整理过程，但农民开始关注和重视并寻求与其生活息息相关的福利，而这种变化受不同家庭资源与条件禀赋差异的限制尤为显著。

由上述结论，为提高农村居民点整理农户意愿，可以从以下几个方面制定相应的政策：

(1)做好城乡社会保障体系之间的衔接，完善农民重视的社会保障政策，切实加大资金、人力资源的投入，致力于普及农村社会养老保险，改善医疗卫生水平，提高广大农民的福利。

(2)建立公众参与机制。充分赋予农户利益诉求机会，加强政府与农户的双向沟通，提高农户对农村居民点整理的认可度和满意度；通过召开村民代表大会、村民座谈会与提供政策咨询等多元化形式，宣传农村居民点整理相关政策，提升农民对农村居民点整理的价值认同，使法制观念和政策参与感深入人心，合理发挥主观规范的积极作用。

(3)建立失地农民再就业保障机制。通过提供就业培训、自主创业扶持等手段，引导失地农民再就业，将培训就业、农民安居、产业发展融进农村居民点整理相关政策体系中，逐步将家庭剩余劳动力从农业生产中解放出来；完善征地补偿制度，针对农户的异质性制定差异化的补偿方案。给予积极参与整理的农户一定的生活费用补贴和过渡期间的租房费用等，从而减少农民的后顾之忧，降低其未来的风险，从而提高农民的参与意愿和生活的幸福感。