孫 濤，歐名豪

(南京農(nóng)業(yè)大學 土地管理學院，江蘇 南京 210095)

隨著我國城市化、工業(yè)化的快速發(fā)展，農(nóng)村人口持續(xù)外流，導致農(nóng)村宅基地閑置。與此同時，農(nóng)村居民點用地面積未減反增[1]，不及時退出宅基地造成了農(nóng)村土地資源的嚴重浪費[2-3]。推進農(nóng)村居民點整理，對充分合理利用農(nóng)村建設(shè)用地、緩解土地供需矛盾意義重大，也是鄉(xiāng)村振興的重要內(nèi)容。農(nóng)民的參與意愿是決定農(nóng)村居民點整理過程的重要因素，充分尊重農(nóng)民的合法權(quán)益和意愿才能使得農(nóng)村居民點整理政策得到農(nóng)民的積極支持并得以落實保障和穩(wěn)步推進[4]。明晰農(nóng)戶意愿影響因素和各因素間的作用機制有助于完善農(nóng)村居民點整理政策、制定差別化的管治措施。

近年，國內(nèi)學者關(guān)于農(nóng)村居民點整理農(nóng)戶意愿的研究主要聚焦于意愿影響因素識別[5-6]、意愿提升機制[7]、意愿的差異性分析[8]等方面。在研究方法上，主要通過實地調(diào)研獲取數(shù)據(jù)，應(yīng)用Logit或者Probit等線性回歸模型揭示變量之間的相關(guān)程度與統(tǒng)計顯著性水平。在研究視角上，主要從農(nóng)戶微觀福利變化[9]、退出補償[10]制度及補償意愿[11]、宅基地功能等角度探討不同視角對意愿的影響。另外，還有學者嘗試借助計劃行為理論、人力資本理論等基礎(chǔ)理論構(gòu)建分析框架[12-13]，剖析了在農(nóng)地流轉(zhuǎn)[14]、“三權(quán)”分置[15]、供給側(cè)改革[16]等背景下，不同區(qū)域[17]、不同經(jīng)濟發(fā)展水平[18]及不同類型農(nóng)戶[19-21]的退出意愿差異。

由此可見，現(xiàn)有農(nóng)戶意愿的研究中，鮮有涉及意愿的影響機制以及變量之間(自變量對因變量、自變量對自變量)的作用效應(yīng)，指標對意愿的影響路徑有待進一步探討。鑒于此，本文引入計劃行為理論，建立農(nóng)村居民點整理農(nóng)戶意愿影響因素分析框架，借助結(jié)構(gòu)方程模型，從效應(yīng)分析的角度探討“觀測變量→潛變量→意愿”之間的邏輯關(guān)系，分析觀測變量與潛在變量之間的內(nèi)在聯(lián)系，進而揭示變量對整理意愿的影響機制。

一、理論基礎(chǔ)及變量選取

1.理論基礎(chǔ)

計劃行為理論(theory of planned behavior,TPB)是一種從信息加工角度，以期望價值理論為出發(fā)點去解釋個體決策行為過程的理論，被廣泛應(yīng)用于研究人們復雜的行為意愿[22]，該理論指出：影響個體行為最直接因素是行為意愿，而行為意愿通常受到行為態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制的影響，它為分析行為意愿受何種因素影響、如何外顯為具體的行為提供了理論分析工具。

國內(nèi)學者已經(jīng)在消費意愿、創(chuàng)業(yè)意愿、生育意愿等諸多社會行為意向的研究中引入了計劃行為理論，該理論同樣被應(yīng)用于農(nóng)地整理意愿研究[23-24]。農(nóng)村居民點整理農(nóng)戶意愿受個人態(tài)度和情緒影響，但主體意愿在受到個人意志力的控制和干預的同時也會受到外部環(huán)境因素的約束，表現(xiàn)為農(nóng)戶的整理意愿將受限于周邊重要人物和組織的壓力、個體對政策制度，機遇和資源的認知與整理中控制風險能力的總體把握?？梢?，農(nóng)村居民點整理農(nóng)戶意愿同樣受到個體行為態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制三個層次因素的影響，計劃行為理論也適用于農(nóng)戶整理意愿研究，為農(nóng)戶整理意愿影響機制分析提供了思路和方法。

意愿直接受潛變量的影響，而潛變量則由觀測變量構(gòu)成，因此本文引入中介效用的概念：中介效用是一種特殊的因果反饋關(guān)系機制，具體指自變量對于因變量的影響并非是完全直接的，而是通過一個發(fā)揮中介作用的中介變量對因變量產(chǎn)生的影響，即自變量通過影響中介變量進而影響因變量，中介變量可以反映自變量與因變量之間的作用機制。在本文中，觀測變量對意愿的效應(yīng)是一種中介效應(yīng)，中介變量為潛變量。在此基礎(chǔ)上，借助結(jié)構(gòu)方程模型，定量分析農(nóng)戶意愿影響因素之間的作用路徑與效應(yīng)(圖1)。

注：表示具有直接效應(yīng)，表示具有間接效應(yīng)

2.TPB框架下影響因素選取

由上述分析可知，整理意愿是影響農(nóng)戶整理行為最直接的因素，而整理意愿通常受到農(nóng)戶行為態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制三個層次因素的影響。本文基于計劃行為理論研究框架，結(jié)合實地調(diào)研，選取以下指標。

(1)行為態(tài)度。行為態(tài)度(Behavioral attitude)指個體在進行某項活動時所產(chǎn)生的厭惡或者喜愛的情緒。農(nóng)村居民點整理農(nóng)戶行為態(tài)度體現(xiàn)其對“參與整理”這一行為喜歡(厭惡)的程度或正面(負面)的情緒。在農(nóng)村居民點整理中，農(nóng)戶的行為態(tài)度主要與其對整理的價值判斷以及參與整理后的附帶影響有關(guān)。給農(nóng)民合理的收益預期是觸動農(nóng)民積極參與心理的關(guān)鍵，包括物質(zhì)收益和非物質(zhì)收益。如果參與整理能夠獲得更高經(jīng)濟收入，那么農(nóng)民在行為選擇上會偏向于參與整理[25]。同樣，如果農(nóng)戶感知農(nóng)村居民點整理在改善交通條件，優(yōu)化居住環(huán)境和提高住房質(zhì)量等方面具有正向作用，預期子女就學條件和家人就業(yè)情況有所改善與醫(yī)療保障等社會福利有所提升，則會促使農(nóng)戶產(chǎn)生積極的行為態(tài)度，進而提高其整理意愿。

(2)主觀規(guī)范。主觀規(guī)范(Subject norm)指農(nóng)戶對參與農(nóng)村居民點整理所感受到的社會壓力，這種壓力來自于對個人行為決策具有影響力的個人或團體。個體關(guān)系密切的他人或團體對農(nóng)戶行為的態(tài)度越積極，則越有利于個體行為的產(chǎn)生。相反，對個體行為的態(tài)度越消極，則會阻礙個體行為的產(chǎn)生。在農(nóng)村居民點整理中，農(nóng)戶意愿不僅受其個人行為態(tài)度的影響，而且受到周圍具有影響力的個人和組織等客體的約束。主觀規(guī)范按照客體對行為主體的影響力大小可以劃分為指令性規(guī)范和示范性規(guī)范兩類[26]。對農(nóng)戶具有指令性規(guī)范作用的主體主要是政府，政府政策的引導與支持是推動農(nóng)村居民點整理的關(guān)鍵，政府通過激勵性的政策引導，有可能促使農(nóng)民自愿參與整理，而強制推進等其它不當行為則會嚴重削弱農(nóng)戶參與整理的積極性。對農(nóng)戶具有示范性作用的群體主要包括親戚朋友和周圍鄰居，他們也是農(nóng)戶主要的社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，農(nóng)戶可能會產(chǎn)生“跟風效應(yīng)”。

(3)感知行為控制。感知行為控制(Perceived behavior control)表征主體完成某項特定工作的難易程度，是主體對促進或阻礙其行為的重要因素的主觀認知。一般而言，主體執(zhí)行某項行為的感知行為控制能力越強，那么可控的外部因素越多，則實現(xiàn)該行為的可能越大[27]。在農(nóng)村居民點整理中，感知行為控制主要包括農(nóng)戶對自身所具備的條件和資源的感知、對整理后可能面對的風險的感知以及對相關(guān)政策制度的感知。

首先，農(nóng)戶對條件和資源的感知因農(nóng)戶異質(zhì)而不同，農(nóng)戶異質(zhì)性會導致個人行為動機有所側(cè)重，對人們的行為意愿產(chǎn)生影響，主要體現(xiàn)在農(nóng)戶在個人能力、家庭資產(chǎn)(包括物質(zhì)資源和社會資源)及個人活動等方面生計稟賦分化的狀況[28]。本文根據(jù)相關(guān)研究與理論基礎(chǔ)，結(jié)合實際調(diào)研的情況，將農(nóng)戶在家庭勞動力資源、耕地資源質(zhì)量、專業(yè)知識以及所擁有的資金等方面的差異歸納為農(nóng)戶異質(zhì)性的特征，主要考察農(nóng)戶的異質(zhì)性對整理意愿產(chǎn)生的影響。其次，如果農(nóng)戶感知參與整理的預期風險越小，或者未來風險在可控范圍內(nèi)，那么農(nóng)戶的行為發(fā)生的可能性越大。通常，在農(nóng)村居民點整理中，農(nóng)民感知到的風險主要來源于日常消費支出增加、生活習慣改變、面臨重新就業(yè)、政府政策不能兌現(xiàn)等。再次，農(nóng)民對政策了解程度、政策總體評價以及政策宣傳力度、信息公開透明度、補償方式合理性等因素體現(xiàn)了農(nóng)戶對相關(guān)政策的感知程度。當農(nóng)戶感知到其參與農(nóng)村居民點整理所具備的能力和資源越多、預期阻礙愈少，則對該行為的感知行為控制就愈強，那么農(nóng)戶決定參與整理的可能性就愈大。

3.量表設(shè)計與說明

基于理論分析，設(shè)計28個觀測變量以測量行為意愿(BI)、行為態(tài)度(AB)、主觀規(guī)范(SN)、感知行為控制(PBC)四個潛變量(見表1)。在詢問農(nóng)戶對某個觀測變量的感知時，將農(nóng)戶對測量題目的認可程度按“1-5”進行評分，數(shù)值越大，說明農(nóng)戶對變量的認可程度越高或者該變量對農(nóng)戶的影響越大。

表1 觀測變量設(shè)計與編號

續(xù)表

潛變量變量代碼觀測變量變量解釋感知行為控制(PBC)PBC1政策了解程度不了解=1;一般,具體不清楚=2;了解相關(guān)細節(jié)=3PBC2政策宣傳力度沒聽說=1;一般,了解一點=2;宣傳很好=3PBC3政策總體評價很不滿意=1;不滿意=2;一般=3;滿意=4;很滿意=5PBC4信息公開透明度很差=1;較差=2;一般=3;較好=4;很好=5PBC5補償方式是否合理不合理=1;一般,可以接受=2;合理,覺得滿意=3PBC6是否擁有決策的控制權(quán)沒有,強制整理=1;一般=2;有,自己可以決定=3PBC7日常消費支出增加對參與意愿沒有影響=1;一般=2;會阻礙參與整理=3PBC8生活習慣改變對參與意愿沒有影響=1;一般=2;會阻礙參與整理=3PBC9面臨重新就業(yè)對參與意愿沒有影響=1;一般=2;會阻礙參與整理=3PBC10政策不能兌現(xiàn)對參與意愿沒有影響=1;一般=2;會阻礙參與整理=3PBC11專業(yè)知識缺乏對參與意愿沒有影響=1;一般=2;會阻礙參與整理=3PBC12耕地質(zhì)量差對參與意愿沒有影響=1;一般=2;會促進參與整理=3PBC13老宅破舊對參與意愿沒有影響=1;一般=2;會促進參與整理=3PBC14家庭農(nóng)業(yè)勞動力短缺對參與意愿沒有影響=1;一般=2;會促進參與整理=3PBC15農(nóng)戶資金不足對參與意愿沒有影響=1;一般=2;會阻礙參與整理=3

表2 受訪樣本戶的描述性統(tǒng)計

二、研究區(qū)概況與數(shù)據(jù)來源

1.研究區(qū)概況

揚州市位于江蘇省中部，西與淮安市、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連接點。2017年底，揚州市常住人口達到450.82萬人，城鎮(zhèn)化率高達66.05%，總體GDP為5 064.92億元；揚州市邗江區(qū)轄7個鎮(zhèn)、3個鄉(xiāng)、8個街道，區(qū)域面積550多平方千米，戶籍人口85萬余人。2014年揚州市農(nóng)村居民點用地面積高達222.42 平方米/人，遠大于150 平方米/人的國家控制標準，通過實地調(diào)研也證實，揚州市農(nóng)村居民點用地利用效率低下，閑置宅基地數(shù)量多，可見，揚州市農(nóng)村居民點整理潛力巨大。

2.數(shù)據(jù)來源

本文研究所用數(shù)據(jù)來源于2018年1月開展的實地問卷調(diào)查，調(diào)研區(qū)域選擇揚州市邗江區(qū)公道鎮(zhèn)、楊壽鎮(zhèn)和方巷鎮(zhèn)8個未實施農(nóng)村居民點整理的行政村。研究區(qū)部分耕地已經(jīng)劃入基本農(nóng)田保護區(qū)，并納入江蘇省“萬頃良田”項目用地，而且該區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展較快，城鎮(zhèn)建設(shè)用地不足和農(nóng)村宅基地閑置浪費矛盾尤為突出，因此該區(qū)域?qū)Ρ狙芯烤哂写硇院椭匾饬x。問卷按照隨機分層抽樣原則，每個行政村進行隨機抽樣調(diào)查30～40戶農(nóng)戶。共發(fā)放問卷280份，收回有效問卷271份，問卷有效回收率達96.79%。

為保障農(nóng)戶能夠較容易且真實地回答問卷內(nèi)容，在調(diào)查中遵循以下基本原則：①進行隨機抽樣，調(diào)查員用通俗易懂的方式解釋問題，以確保被訪農(nóng)戶能夠準確理解調(diào)查內(nèi)容，從而真實地表達自己的想法；②調(diào)查員在村干部不在場的情況下對農(nóng)民進行調(diào)查，確保農(nóng)民不存在策略性行為。

3.樣本分析

由表2 可知，樣本農(nóng)戶中男性占58.67%；農(nóng)戶受教育程度主要集中在初中及以下，占比達86.35%；家庭收入來源于種養(yǎng)殖和季節(jié)性務(wù)工(兼農(nóng)戶)占29.89%，這部分農(nóng)戶通常在農(nóng)閑的時候外出務(wù)工，做小時工或短工。另外有55.35%的被訪農(nóng)戶從事非農(nóng)業(yè)，依靠外出打工或者經(jīng)商獲取收入，局限于家庭勞動力的短缺，這部分農(nóng)戶基本上脫離了農(nóng)村，常年外出打工，農(nóng)村宅基地閑置荒廢或季節(jié)性閑置，具備農(nóng)村居民點整理的需求?？傮w上，農(nóng)戶基本特征符合研究需要，調(diào)查樣本具有代表性。

三、研究方法與模型

1.結(jié)構(gòu)方程模型

結(jié)構(gòu)方程模型(structural equation model，SEM)是一種基于路徑分析思想的統(tǒng)計方法，它由結(jié)構(gòu)模型和測量模型組成。結(jié)構(gòu)模型用于分析潛變量之間的因果關(guān)系，為外生潛變量(行為態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制)與內(nèi)生潛變量(行為意愿)相互之間影響路徑研究提供了框架。測量模型用于分析潛變量與觀測變量之間的關(guān)系，每個潛變量由若干觀測變量組成。因此，本文基于計劃行為理論框架，利用SEM同時具有分析潛變量與觀測變量以及各潛變量之間內(nèi)在聯(lián)系的優(yōu)勢，彌補了常規(guī)線性方程模型只能解釋自變量對因變量作用關(guān)系的弊端，并且SEM能夠模擬多因子的內(nèi)外邏輯關(guān)系，為探討農(nóng)戶整理意愿的影響機制、潛變量間的作用關(guān)系以及各觀測變量對農(nóng)戶意愿的效應(yīng)(直接效應(yīng)、間接效應(yīng)與總效應(yīng))提供有效分析工具。

2.數(shù)據(jù)處理與檢驗

利用SPSS19.0對數(shù)據(jù)進行信度、效度分析，可知調(diào)查問卷的信度檢驗結(jié)果為Cronbachα=0.68，總體信度在0.35到0.7之間，達到標準要求，且各變量的Cronbachα均大于0.6，滿足研究所需。然后對問卷數(shù)據(jù)進行探索性因子檢驗，利用SPSS19.0對數(shù)據(jù)進行KMO統(tǒng)計量檢驗和Bartlett球形檢驗，得到KMO=0.66，大于0.5的閾值條件，Bartlett球形檢驗值為0.000，小于0.001，檢驗結(jié)果顯著，表明調(diào)研數(shù)據(jù)適合進行因子分析。利用主成分提取法，采取具有Kaiser標準化的正交旋轉(zhuǎn)法，在12次迭代后收斂，剔除任意因子負荷小于0.5或者在多個因子上負荷大于0.5的因子[29](AB5、PB2、PB3、PB4、PB6、PB11)，剩余21個因子，累計解釋總方差為69.22%。

四、模型結(jié)果與分析

1.模型路徑修正

在構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型之前需要構(gòu)建初始路徑分析圖，借鑒Ajzen提出的計劃行為理論模型[30]，借助Amos17.0軟件繪制農(nóng)村居民點整理農(nóng)戶意愿影響機制的結(jié)構(gòu)方程模型初始路徑圖，借助農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)對初始模型進行檢驗，并通過調(diào)整路徑使得模型擬合最優(yōu)。得到結(jié)構(gòu)方程模型路徑(圖2)。

對模型進行調(diào)整時，一般通過增加路徑來提高模型的擬合度。通過建立幾組修正指數(shù)較大的觀測變量誤差之間的共變關(guān)系(通常M.I.>4時，對模型修正才有意義)使模型卡方值下降，P值增加，從而使模型擬合更優(yōu)。因此，本文增列e2?e6、e2?e4、e11?e12、e24?e25、e24?e26、e25?e26等6組共變關(guān)系(每組變量的M.I.>30)，將各組誤差項之間的關(guān)系“釋放”，并不違背SEM的基本假設(shè)：測量誤差的殘差與潛在變量無關(guān)。結(jié)果顯示有效降低了模型卡方值，顯著性概率變?yōu)?.11(大于0.05)，模型總體擬合良好(表3)。

注：①模型中路徑系數(shù)表示變量的影響程度；②為避免混淆，經(jīng)信度、效度檢驗剔除變量后剩余變量不重新編碼。

圖2 模型修正路徑

可見，在增加6條路徑后，模型總體擬合狀況良好，且經(jīng)過路徑修正后主觀規(guī)范、行為態(tài)度和感知行為控制與行為意愿之間的相互作用均通過顯著性檢驗(表4)。

表4 模型檢驗結(jié)果

注：**、***分別表示在5%、1%水平上顯著。Estimate(N)為非標準化估計值，Estimate(S)為標準化估計值，S.E為標準誤差，C.R為臨界比率。

2.結(jié)果分析

(1)行為態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制相互作用分析。由表4可知，三類潛變量之間相互顯著影響，并且共同作用于行為意愿。其中，行為態(tài)度與感知行為控制之間影響力最大，值為0.34，說明對整理項目持積極態(tài)度的農(nóng)戶通常愿意為參與項目整理準備更多的資源，積累更大的優(yōu)勢，因而感知參與行為阻力較小，而感知行為控制較高的農(nóng)戶通常對未來保持積極的態(tài)度，對參與整理的態(tài)度也更積極。另外，主觀規(guī)范與感知行為控制之間影響為負，通過顯著性檢驗，但二者之間的作用效應(yīng)微弱(0.01)，可以認為主觀規(guī)范中的消極因素一定程度上影響著農(nóng)戶對整理項目難易程度的感知，如 政策不能解決農(nóng)民實際問題或者村干部執(zhí)行政策缺乏公平公正等因素，家庭成員在參與整理的決定中產(chǎn)生分歧等均對農(nóng)民的感知產(chǎn)生消極影響，都可能造成農(nóng)民對整理項目產(chǎn)生抵觸情緒，進而影響農(nóng)戶對參與整理的條件資源、風險等感知的判斷能力。

(2)農(nóng)戶意愿影響機制分析

①行為態(tài)度對農(nóng)戶意愿影響機制分析。由表4可知，行為態(tài)度對農(nóng)戶意愿的影響為正，通過了1%水平上的顯著性檢驗，說明農(nóng)戶行為態(tài)度越積極，其整理意愿越高。行為態(tài)度的觀測變量中，醫(yī)療衛(wèi)生保障提升和養(yǎng)老保險提高的路徑系數(shù)分別為0.89和0.75，均遠高于其他觀測變量，說明整理后養(yǎng)老保險和醫(yī)療衛(wèi)生保障的提升對農(nóng)戶的影響更大，表明隨著社會經(jīng)濟的發(fā)展和生活水平的提高，農(nóng)民開始關(guān)注并重視與其生活息息相關(guān)的“福利”，若整理有助于提高養(yǎng)老保險和改善醫(yī)療衛(wèi)生條件，則農(nóng)民會感受較“踏實”，有助于提高其整理意愿；效應(yīng)分析結(jié)果表明(表5)，行為態(tài)度其他觀測變量均對行為態(tài)度產(chǎn)生直接效應(yīng)，而僅對主觀規(guī)范和感知行為控制產(chǎn)生間接效應(yīng)，由行為態(tài)度對主觀規(guī)范和感知行為控制顯著的作用力可知該類因子會通過影響行為態(tài)度間接影響主觀規(guī)范和感知行為控制，但這種間接作用力較弱。另外，雖然該類因子對整理意愿產(chǎn)生直接效應(yīng)，但是這種路徑并不顯著，且總效應(yīng)值小于對行為態(tài)度的總效應(yīng)，這是因為雖然觀測變量直接影響農(nóng)戶意愿，但在作用過程中，行為態(tài)度起到了中介變量的作用，觀測變量對意愿的作用力經(jīng)過中介變量輸送給意愿，行為態(tài)度反映了觀測變量對意愿的作用機制，證實了觀測變量對農(nóng)戶意愿的影響力是通過潛變量進行過渡的，即影響機制遵循著“觀測變量→潛變量→意愿”的路徑。

②主觀規(guī)范對農(nóng)戶意愿影響機制分析。主觀規(guī)范對農(nóng)戶意愿的影響為正，通過5%水平上的顯著性檢驗，說明主觀規(guī)范越強，農(nóng)戶意愿越高。主觀規(guī)范旨在考察不同層面的規(guī)范對農(nóng)戶意愿的影響程度，主觀規(guī)范的觀測變量中，村干部支持和政府政策引導路徑系數(shù)均大于0.85，說明該兩類因子對農(nóng)戶意愿的影響最大。農(nóng)村居民點整理工作依靠村集體開展，村干部作為基層的領(lǐng)導者，也是政策的執(zhí)行者，其意見被農(nóng)戶視為最重要規(guī)范，村干部的“不作為”會直接影響農(nóng)民對整理項目的積極態(tài)度。效應(yīng)分析結(jié)果表明主觀規(guī)范因素對行為態(tài)度和感知行為控制沒有直接影響，但可以通過影響主觀規(guī)范間接影響行為態(tài)度和感知行為控制。需要注意的是，主觀規(guī)范中觀測變量親戚朋友支持和鄰居支持對整理意愿產(chǎn)生負的總效應(yīng)，但經(jīng)過其他觀測變量的作用，主觀規(guī)范總體上仍然對整理意愿產(chǎn)生正的效應(yīng)，這也表明在農(nóng)村居民點整理中，農(nóng)戶雖然會考慮親戚朋友的意見，但行政因素仍然處于主導地位，農(nóng)民缺失話語權(quán)。另外，該兩類觀測變量對感知行為控制產(chǎn)生微弱的正效應(yīng)，從社會學的角度可知，人的活動離不開其社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，農(nóng)民個人的意愿感知和親戚朋友、周邊鄰居的意愿感知會具有一定的相似性與趨同性。

③感知行為控制對農(nóng)戶意愿影響機制分析。感知行為控制對農(nóng)戶意愿的影響為負，通過1%水平上的顯著性檢驗，表明農(nóng)戶感知到的限制因素越多，農(nóng)民參與的意愿就越弱，這些限制因素來源于農(nóng)戶自身所具備的條件和資源(資金、專業(yè)知識等)、整理后可能面對的風險(失去土地保障功能、生活成本增加等)以及相關(guān)政策制度(拆遷補償制度、就業(yè)保障制度、醫(yī)療保障制度等)。感知行為控制的觀測變量中，日常消費增加和生活習慣改變的路徑系數(shù)最大，均超過0.5，對農(nóng)戶意愿的影響最大。一般來說，整理后農(nóng)民在種植、畜禽、飲水和鄰里關(guān)系等方面的生活方式會發(fā)生較大變化，在日常蔬菜、肉類、飲水等方面會提高家庭生活成本，一定程度上會增加未來的風險，因此會阻礙其參與整理，降低其整理意愿。另一方面，效應(yīng)分析顯示，這兩類因子通過直接影響感知行為控制而對行為態(tài)度和主觀規(guī)范產(chǎn)生負的間接效應(yīng)。日常消費增加和生活習慣改變會降低農(nóng)戶對整理項目的積極態(tài)度，在一定程度上也會限制其他人的規(guī)范作用。同時，變量耕地質(zhì)量差、家庭勞動力短缺和農(nóng)戶資金不足均通過了正向顯著性檢驗，說明耕地質(zhì)量差和家庭勞動力的缺失(實地調(diào)研發(fā)現(xiàn)家庭勞動力在2人以下的占53.51%)是限制家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的重要因素，使得農(nóng)民整理意愿顯著提高。另外，農(nóng)戶家庭的資金不足會增加農(nóng)民整理的經(jīng)濟負擔(拆遷費、新房購置費等)，農(nóng)民意愿隨之減弱。這三項指標也間接地說明了農(nóng)戶異質(zhì)性對整理意愿的影響是顯著的。

表5 觀測變量對潛變量的效應(yīng)分析

注：T、D、InD分別代表總效應(yīng)、直接效應(yīng)和間接效應(yīng)；**、***分別表示在5%、1%水平上通過顯著性檢驗。

五、結(jié)論與啟示

本文基于計劃行為理論，構(gòu)建農(nóng)村居民點整理農(nóng)戶意愿影響機制分析框架，運用SEM定量分析觀測變量對潛變量的效應(yīng)并揭示農(nóng)戶整理意愿的影響機制，得到以下主要結(jié)論：

(1)行為態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制三類變量互相影響構(gòu)成農(nóng)戶意愿的影響機制。其中，感知行為控制對農(nóng)戶意愿的影響程度更大，因此有效解決農(nóng)民整理后生活上的困難，降低農(nóng)民的后顧之憂，有助于提升農(nóng)民的幸福感，提高其整理意愿。

(2)觀測變量對潛變量具有直接效應(yīng)和間接效應(yīng)，亦對農(nóng)戶意愿具有直接效應(yīng)，但對意愿的影響力通過潛變量的中介作用，其影響力小于對潛變量的影響力，因此本文得出農(nóng)戶意愿影響機制遵循“觀測變量→潛變量→意愿”的路徑的研究結(jié)論。

(3)觀測變量中養(yǎng)老保險提升、醫(yī)療衛(wèi)生保障、村干部支持、政府引導、生活習慣改變和日常消費增加等變量對農(nóng)戶整理意愿的影響較大，可見雖然現(xiàn)實中行政力量仍主導整理過程，但農(nóng)民開始關(guān)注和重視并尋求與其生活息息相關(guān)的福利，而這種變化受不同家庭資源與條件稟賦差異的限制尤為顯著。

由上述結(jié)論，為提高農(nóng)村居民點整理農(nóng)戶意愿，可以從以下幾個方面制定相應(yīng)的政策：

(1)做好城鄉(xiāng)社會保障體系之間的銜接，完善農(nóng)民重視的社會保障政策，切實加大資金、人力資源的投入，致力于普及農(nóng)村社會養(yǎng)老保險，改善醫(yī)療衛(wèi)生水平，提高廣大農(nóng)民的福利。

(2)建立公眾參與機制。充分賦予農(nóng)戶利益訴求機會，加強政府與農(nóng)戶的雙向溝通，提高農(nóng)戶對農(nóng)村居民點整理的認可度和滿意度；通過召開村民代表大會、村民座談會與提供政策咨詢等多元化形式，宣傳農(nóng)村居民點整理相關(guān)政策，提升農(nóng)民對農(nóng)村居民點整理的價值認同，使法制觀念和政策參與感深入人心，合理發(fā)揮主觀規(guī)范的積極作用。

(3)建立失地農(nóng)民再就業(yè)保障機制。通過提供就業(yè)培訓、自主創(chuàng)業(yè)扶持等手段，引導失地農(nóng)民再就業(yè)，將培訓就業(yè)、農(nóng)民安居、產(chǎn)業(yè)發(fā)展融進農(nóng)村居民點整理相關(guān)政策體系中，逐步將家庭剩余勞動力從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中解放出來；完善征地補償制度，針對農(nóng)戶的異質(zhì)性制定差異化的補償方案。給予積極參與整理的農(nóng)戶一定的生活費用補貼和過渡期間的租房費用等，從而減少農(nóng)民的后顧之憂，降低其未來的風險，從而提高農(nóng)民的參與意愿和生活的幸福感。