陳金蘭，朱建軍，胡繼連

（1.山東農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟管理學院，山東 泰安 271018；2.山東農(nóng)業(yè)大學馬克思主義學院，山東 泰安 271018）

一、引言與文獻綜述

“未來誰來種地”［1］，關系到我國糧食安全和農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展，“父不愿子承業(yè)”和“子不愿承父業(yè)”已經(jīng)成為農(nóng)村社會的現(xiàn)實問題，如何保證農(nóng)業(yè)生產(chǎn)可持續(xù)性的問題亟待解決。新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的出現(xiàn)似乎為該問題提供解決方案，其中家庭農(nóng)場作為核心主體，是現(xiàn)代農(nóng)業(yè)最主要和最具有效率的經(jīng)營形式，也是全球最主流的農(nóng)業(yè)經(jīng)營載體［2］。然而，家庭農(nóng)場依然是家庭經(jīng)營方式，在家庭生命周期變化下，代際傳承的發(fā)生具有邏輯必然性［3］，仍要面臨是否“子承父業(yè)”（或稱“代際傳遞”，即現(xiàn)任家庭農(nóng)場主將農(nóng)場傳遞給子女）的問題。在歐洲，家庭農(nóng)場發(fā)展歷史悠久，早已經(jīng)歷多代農(nóng)場主更迭，在已完成代際傳承的農(nóng)場中，有81.5%的家庭農(nóng)場是通過“子承父業(yè)”完成的，“子承父業(yè)”是代際傳承的主要途徑［4］。由于我國“輕農(nóng)賤農(nóng)”的傳統(tǒng)觀念依然存在，“親代勸說子女脫農(nóng)”是農(nóng)村社會的普遍現(xiàn)象［3］。已有研究表明，僅有34%的牧民愿意子女繼續(xù)從事牧業(yè)經(jīng)營［5］，18.6%的蘋果種植戶愿意將果園傳遞給子女［6］，8.2%的水稻種植大戶明確表示愿意讓子女繼承自己的事業(yè)［7］。由此可見，我國傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)家庭經(jīng)營的代際傳遞意愿普遍偏低。而家庭農(nóng)場是以家庭為經(jīng)營單位，終究會面臨傳承問題，但從現(xiàn)有文獻來看，對其研究多集中在生產(chǎn)經(jīng)營領域[8-10]，對代際傳承問題的研究相對較少，已有研究認為，受父母職業(yè)影響，家庭農(nóng)場存在較強的代際傳遞性[11-12]，但傳承中也面臨許多障礙[13]。在繼承者選擇中，子女是農(nóng)場主“血緣”關系最為親近的人，家庭內(nèi)部傳遞具有顯著的低交易成本特性，因此子女更容易成為家庭經(jīng)營形態(tài)的接班人［3，14］。2015年全國家庭農(nóng)場動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)顯示，34.25%的農(nóng)場主表示希望“子承父業(yè)”［2］，子女參與經(jīng)營或獲得較好的制度收益是農(nóng)場主傾向于“子承父業(yè)”的重要驅(qū)動力量［15］。

綜上可知，學者們已經(jīng)注意到農(nóng)業(yè)代際傳承對解決“未來誰來種地”問題，以及農(nóng)業(yè)發(fā)展可持續(xù)性、穩(wěn)定性的重要作用，但在中國農(nóng)業(yè)家庭父母期望“子承父業(yè)”的意愿并不強烈。家庭農(nóng)場作為政府積極鼓勵發(fā)展的農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體之一，也面臨相同的問題。農(nóng)場主是“子承父業(yè)”的主體之一，其意愿是該行為實施的前提條件。因此，農(nóng)場主是否愿意“子承父業(yè)”？哪些因素對該意愿的形成具有顯著影響？這些影響因素之間是如何發(fā)生作用的？對于這些問題的回答，既能為相關研究提供理論依據(jù)，又能為相關政策的制定提供現(xiàn)實參考。基于此，本文在現(xiàn)有研究的基礎上，對農(nóng)場主代際傳遞意愿影響因素及其作用機理進行分析，以期為即將面臨傳承問題的家庭農(nóng)場順利完成傳承提供參考借鑒，從而促進家庭農(nóng)場長期穩(wěn)定發(fā)展。

二、理論分析與研究假說

（一）理論分析

廣義上的代際傳遞，包括家庭內(nèi)的“子承父業(yè)”，家庭外家族內(nèi)農(nóng)場主的更迭以及家族外人員的接管。在本文中，考慮到中國“家文化”的文化背景和“子承父業(yè)”的低交易成本優(yōu)勢，“農(nóng)場主代際傳遞意愿”僅指農(nóng)場主對于讓其子女接管從事家庭農(nóng)場經(jīng)營的意愿狀況，而不考慮其他傳遞方式。

計劃行為理論（TPB）從心理學視角探究個體行為的產(chǎn)生以及改變，并在管理學、生態(tài)學等多領域廣泛應用。計劃行為理論認為人的行為主要由3 個變量引起：行為態(tài)度（AB），即某人對執(zhí)行某項行為所產(chǎn)生結果的喜歡程度；主觀規(guī)范（SN），即某人的社交人群對其執(zhí)行某項行動的影響，包括社交人群的態(tài)度、觀點等；知覺行為控制（PBC），即某人對執(zhí)行某項行為所感受到的難易程度。計劃行為理論在提出后迅速得到廣泛應用，通過查閱文獻發(fā)現(xiàn)，我國學者大多用該理論解釋旅游消費、支付意愿、就業(yè)等方面的個體行為［16-17］。利用該理論對代際傳承行為的研究較少，且主要集中在家族企業(yè)。由于我國家庭農(nóng)場還是相對新興的產(chǎn)物，尚未大規(guī)模到達代際傳承的節(jié)點，相對于實際的行為，現(xiàn)階段關注農(nóng)場主的代際傳遞意愿更具現(xiàn)實意義［2］。因此，本文以計劃行為理論為指導，利用結構方程模型分析農(nóng)場主代際傳遞意愿的影響因素及其作用機理。

（二）研究假說

1.行為態(tài)度 行為態(tài)度是指人對實施某種特定行為進行價值評估后得出的情感判斷［18］，但作為理性“經(jīng)濟人”的農(nóng)戶，意愿的形成還受其預期收益最大化目標的影響［19］。家庭農(nóng)場代際傳遞行為態(tài)度是指農(nóng)場主對家庭農(nóng)場傳遞行為的喜惡程度，當其對傳遞行為具有積極評價時，會產(chǎn)生積極的行為態(tài)度；相反，則產(chǎn)生消極的行為態(tài)度。農(nóng)場主既是追求經(jīng)濟利益的“經(jīng)濟人”，也是追情感滿足的“社會人”。因此，本文試圖借鑒前人分析成果，從經(jīng)濟態(tài)度和情感態(tài)度兩方面來探尋農(nóng)場主的行為態(tài)度。

家庭農(nóng)場的特征決定了其是以營利為目的的生產(chǎn)組織，經(jīng)濟效益應是農(nóng)場主考慮的首要因素。一方面，若農(nóng)場主認為子女繼承有利于農(nóng)場擴大規(guī)模、增強營利能力，則表示具有積極的傳承態(tài)度。即期望經(jīng)濟收益越高，農(nóng)場主代際傳遞意愿會越強烈［20］。另一方面，對子女來說，若農(nóng)場主認為農(nóng)場傳遞有利于提高子女的收入，“無私的父母”為了提高子女的物質(zhì)生活水平，會產(chǎn)生較強的傳遞意愿?；诖?，提出第一個研究假說：

H1：經(jīng)濟態(tài)度正向作用于農(nóng)場主代際傳遞意愿。

有學者認為，情感是行為的第一動力［21］，理性僅是為了獲取幸福的手段而已［22］。在環(huán)境保護行為研究中，學者們得出一致結論，即情感與行為之間存在正相關關系［23］。與西方文化追求理性、物質(zhì)不同，東方文化更注重情感滿足［24］。在“養(yǎng)兒防老”等傳統(tǒng)文化影響下，相較于物質(zhì)需求，我國老年人具有更高的情感需求，且年齡越大，越希望與子孫共享天倫?；诖?，提出第二個研究假說：

H2：情感態(tài)度正向作用于農(nóng)場主代際傳遞意愿。

2.主觀規(guī)范 主觀規(guī)范是指周圍社會環(huán)境對農(nóng)場主代際傳遞意愿的影響，主要來源于兩方面，即指令性規(guī)范和示范性規(guī)范［25-27］。指令性規(guī)范來自政府人員。政治資源作為相對稀缺的一種資源，能夠大大提高農(nóng)戶的市場競爭力，對農(nóng)戶的代際傳遞意愿具有正向作用［5］。當政府鼓勵家庭農(nóng)場在家庭內(nèi)傳遞時，農(nóng)場主出于尊重和服從，或是期望獲得政府幫助，將家庭農(nóng)場傳遞給子女的意愿會增強?；诖耍岢龅谌齻€研究假說：

H3：指令性規(guī)范正向作用于農(nóng)場主代際傳遞意愿。

示范性規(guī)范主要來自家人、親戚和鄰居朋友對家庭農(nóng)場傳遞行為的態(tài)度。家人、親戚和朋友是與農(nóng)場主關系最親近的一部分人，并組成一個以農(nóng)場主為中心的群體，其態(tài)度會給予行為主體壓力［28］。農(nóng)場主群體認同感越高，群內(nèi)成員態(tài)度對其行為決策的影響力越大。基于此，提出第四個研究假說：

H4：示范性規(guī)范正向作用于農(nóng)場主代際傳遞意愿。

3.知覺行為控制 知覺行為控制是農(nóng)場主自我評估完成傳承這一行為的難易程度和行為控制能力。農(nóng)場主如果對自己能力、農(nóng)場資源稟賦等具有積極評價，則說明其對代際傳遞有較強的信心，可能產(chǎn)生較強的行為意愿。家庭農(nóng)場擁有的資源既包括有具體物質(zhì)形態(tài)的有形資產(chǎn)，也包括無物質(zhì)形態(tài)卻發(fā)揮重要作用的無形資產(chǎn)。因此，將農(nóng)場主的知覺行為控制劃分為對有形資產(chǎn)和無形資產(chǎn)兩種資源的評估。有形資產(chǎn)評估主要是指農(nóng)場主對家庭農(nóng)場所擁有的土地、機械設備、農(nóng)用設施等有實物形態(tài)的資產(chǎn)評估。一方面，家庭農(nóng)場傳遞有家庭內(nèi)、家族內(nèi)和家族外三種傳遞方式［15］，家族內(nèi)和家族外傳遞均會經(jīng)歷市場交易，形成資本沉淀，且有形資產(chǎn)越多，資本沉淀越多。與之相比，家庭內(nèi)傳遞基本不存在信息不對稱問題，也不存在市場交易行為，具有低交易成本特點。另一方面，農(nóng)場主對農(nóng)場內(nèi)的有形資產(chǎn)評估水平較高時，能為未來子女接管經(jīng)營打下一定經(jīng)濟基礎，增強將農(nóng)場傳遞給子女的信心?；诖?，提出第五個研究假說：

H5：農(nóng)場主對家庭農(nóng)場所擁有的有形資產(chǎn)的評估正向作用于其傳遞意愿。

無形資產(chǎn)包括農(nóng)場主的默會知識、關系網(wǎng)絡、榮譽獎項等。當農(nóng)場主掌握的上述無形資產(chǎn)越多，越能在一定程度上降低其經(jīng)營成本和風險［29］，為了繼續(xù)享有這一市場競爭優(yōu)勢，農(nóng)場主將其傳遞給子女的意愿可能增強。基于此，提出第六個研究假說：

H6：農(nóng)場主對家庭農(nóng)場所擁有無形資產(chǎn)的積極評估正向作用于其傳遞意愿。

行為態(tài)度、主觀規(guī)范及知覺行為控制之間的關系。從以往學者們的研究結論來看，三者之間并非是相互獨立的，而存在互相影響的關系［30-31］。社會心理學勸說理論認為，同一群體內(nèi)的其他主體通過勸說可以改變某人對某一行為原有的觀念、態(tài)度，甚至改變其最終的行為。同時，行為主體為了服從主體規(guī)范，會有意識的主動改變自己的行為態(tài)度?！爱斁终呙?，旁觀者清”，當農(nóng)場主的傳遞態(tài)度模糊不清的時候，親人朋友的意見或許會對其行為態(tài)度產(chǎn)生重要影響。農(nóng)場主是根據(jù)自身、家庭以及家庭農(nóng)場等多方面資源來評判傳承行為的難易程度。當農(nóng)場主掌握的資源越豐富，傳遞越容易成功時，農(nóng)場主的傳遞態(tài)度會越積極。同理，農(nóng)場主的行為態(tài)度和掌握的資源也會影響他人對該問題的判斷?；诖?，提出第七個研究假說：

H7：行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制三者兩兩相關。

三、數(shù)據(jù)來源、模型選擇與描述性分析

（一）數(shù)據(jù)來源

本文通過標準問卷設置，以山東省16 地市的家庭農(nóng)場主為調(diào)查對象，采取抽樣調(diào)查的方式，于2020年12月—2021年1月隨機抽取320個農(nóng)場主進行訪談和調(diào)查。在問卷設計過程中，依據(jù)計劃所選用的模型進行問題設置，并在小范圍內(nèi)實行預調(diào)研，根據(jù)調(diào)研中發(fā)現(xiàn)的問題和被調(diào)研農(nóng)場主對問題的反饋進行問卷修改。所得樣本涵蓋各個年齡段、不同文化水平、多種經(jīng)營類型的農(nóng)場主，因而具有全面性和代表性。此次調(diào)研共發(fā)放問卷320份，剔除漏填或缺失關鍵信息的問卷后，最終獲得300份有效問卷，問卷有效率為93.8%。

（二）模型選擇

結構方程模型能夠同時處理多個因變量，分析多個因果之間的聯(lián)系和潛變量之間的關系，容許自變量和因變量含測量誤差，適用于態(tài)度、行為這類不容易被測量的變量［32］。結構方程模型由測量模型和結構模型兩部分組成。測量模型反映潛變量和測量指標之間的關系，結構模型反映潛變量之間的結構關系。具體表達式如下：

式（1）～式（3）中，A為內(nèi)洐潛在變量相互間的影響效益系數(shù)；B為外洐潛在變量對內(nèi)洐潛在變量的影響效益系數(shù)，ε為η的殘差向量。ε與η、ξ與δ不相關，而δ與ξ、η及ε也不相關。ΛX與ΛY為指標變量（A、B）的因素負荷量，而δ、ε為外顯變量的測量誤差，ξ與η分別為外洐潛在變量與內(nèi)洐潛在變量。

（三）變量選取與描述性統(tǒng)計

調(diào)研數(shù)據(jù)顯示，所調(diào)查的農(nóng)場主中，男性占總樣本的86.7%，女性僅為13.3%，呈現(xiàn)“男九女一”的特征［33］；農(nóng)場主平均年齡為48 歲，主要集中在45～55 歲，占總樣本的54%，55 歲以上占16%，已顯示出“老齡化”趨勢；受教育程度相對較高，高中或中專以上學歷農(nóng)場主的比例達到70.7%，初中及以上學歷比例高達98%；農(nóng)場主作為鄉(xiāng)村精英，經(jīng)歷較為豐富，其中62.3%有個體經(jīng)營戶的經(jīng)歷，35.7%有農(nóng)業(yè)科技人員經(jīng)歷，21.5%的農(nóng)場主有過3 種以上的經(jīng)歷，掌握著豐富的社會資源；被調(diào)查的農(nóng)場主絕大多數(shù)為家庭農(nóng)場的創(chuàng)立者，比例高達93.3%，僅有1.7%的農(nóng)場主是從父母手中繼承。目前來看，家庭農(nóng)場代際傳承實際行為發(fā)生比例還較低，現(xiàn)階段若對這一行為開展研究，無法保證其準確性和代表性。意愿是未來行為發(fā)生的前期表現(xiàn)，是行為的重要基礎［25］。因此，本文僅聚焦于農(nóng)場主代際傳遞意愿的研究。

根據(jù)計劃行為理論，將農(nóng)場主未來是否愿意將家庭農(nóng)場傳遞給子女設為因變量，從行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制三大方面設置自變量。以前人研究的指標設置為參考，將自變量進行更為細致的劃分，行為態(tài)度潛變量劃分為經(jīng)濟態(tài)度和情感態(tài)度2 個維度［17-18］，將主觀規(guī)范潛變量劃分為指令性規(guī)范和示范性規(guī)范2 個維度［28］，知覺行為控制劃分為有形資產(chǎn)認知和無形資產(chǎn)認知2 個維度［20，34］。其中，經(jīng)濟態(tài)度圍繞“經(jīng)濟人”農(nóng)場主對“子承父業(yè)”后農(nóng)場經(jīng)營狀況的預判，設置家庭農(nóng)場傳遞給子女是否有利于農(nóng)場的長期發(fā)展等5 個測量指標；情感態(tài)度圍繞“社會人”農(nóng)場主的感情需求對傳遞意愿的影響，設置“子承父業(yè)”在農(nóng)場主心中是否有利于家庭和睦等4 個測量指標；指令性規(guī)范主要來源于權利部門，鎮(zhèn)政府和村委會是上下級關系，行為往往具有一致性，因此僅設置村委或鎮(zhèn)政府是否支持家庭農(nóng)場傳承1個測量指標；示范性規(guī)范圍繞農(nóng)場主的主要社交人群，設置家庭成員等社交人員對家庭農(nóng)場傳承的態(tài)度等6個測量指標；有形資產(chǎn)認知包括對土地等的認知4個測量指標；無形資產(chǎn)認知包括對社會資本等等的認知3個測量指標。所有變量均采用Likert 5級量表法，1表示非常不同意，2表示不太同意，3 表示一般，4 表示比較同意，5 表示非常同意，反向題目則反向計分。經(jīng)簡化處理后的變量及描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 家庭農(nóng)場主代際傳承行為調(diào)查問卷測度變量的描述性統(tǒng)計

在行為態(tài)度中，經(jīng)濟態(tài)度得分最高，均值為3.61，情感態(tài)度相對較低，均值為3.27。這表明，農(nóng)場主普遍認為“子承父業(yè)”帶來的經(jīng)濟效益要高于情感效益。在主觀規(guī)范中，指令性規(guī)范得分3.50，顯著高于示范性規(guī)范的2.81。這顯示出政府官員對家庭農(nóng)場代際傳遞表現(xiàn)出比較積極的態(tài)度，但農(nóng)場主的其他社交人群對此態(tài)度不甚積極或意見不一。在知覺行為控制中，有形資產(chǎn)認知得分與無形資產(chǎn)得分均值基本一致，分別為3.41和3.4。由此說明，大部分農(nóng)場主對有型和無形資產(chǎn)都比較看重，認為“子承父業(yè)”能避免資產(chǎn)損失。

四、結果與分析

（一）農(nóng)場主代際傳遞意愿現(xiàn)狀

為保證問卷問題設置一致性，對農(nóng)場主代際傳遞意愿的調(diào)查也采用Likert 5 級量表法。對現(xiàn)任農(nóng)場主的調(diào)研中，有5 位是從父母手中繼承得到的農(nóng)場，另有14 位農(nóng)場主已經(jīng)將農(nóng)場傳遞給子女，即樣本家庭農(nóng)場中實際已有6.3%完成代際傳遞；有36%的農(nóng)場主表示，自己會經(jīng)?？紤]代際傳遞的問題，并與家人和周圍社交人群也會談論這一問題。具體來說，不希望“子承父業(yè)”的農(nóng)場主占樣本農(nóng)場的13.7%，持中立態(tài)度的農(nóng)場主占23.3%，而希望“子承父業(yè)”的農(nóng)場主比例高達68.1%（包括14 個已經(jīng)傳遞的農(nóng)場主）。考慮到對部分農(nóng)場主調(diào)查時所處的環(huán)境（在村委會或鎮(zhèn)政府集中問答）、農(nóng)場主的個人思考（會誤以為與補貼等政策直接掛鉤）等因素影響，希望“子承父業(yè)”的農(nóng)場主比例可能有所偏高，但這些因素更多的是改變農(nóng)場主的意愿強度，而對其意愿方向不會產(chǎn)生太大影響，因此仍采用這一調(diào)研結果。

綜上所述，與小農(nóng)戶相比，農(nóng)場主對“子承父業(yè)”的意愿相對較強；農(nóng)場主個人稟賦條件和所處社會環(huán)境不同，導致其對“子承父業(yè)”這一問題的思考和看法具有異質(zhì)性。具體哪些因素會對農(nóng)場主的代際傳遞意愿產(chǎn)生影響？影響力又有多大？這將是下文分析的重點。

（二）實證結果與分析

1.信度和效度檢驗 為了保證研究結果的可靠性和準確性，在進行模型計算之前，先對問卷的構建信度和結構效度進行測算［27，35］。根據(jù)前人研究，首先利用SPSS19.0 軟件對問卷量表進行信度檢驗。經(jīng)檢驗，行為態(tài)度測量量表的克朗巴哈系數(shù)大于0.8，知覺行為控制的測量量表克朗巴哈系數(shù)大于0.7，而知覺行為控制量表克朗巴哈系數(shù)小于0.6，信度不高。為進一步提高量表信度，根據(jù)測量報表結果在剔除SN6后量表克朗巴哈系數(shù)大于0.7，量表總體克朗巴哈系數(shù)大于0.9，至此各潛變量的內(nèi)部一致性通過檢驗［36］。然后采用KMO 值和Bartlett 球形檢驗來檢驗因子分析結構效度。經(jīng)計算，KMO值均大于0.7，總體KMO值大于0.9，同時p值均小于0.05，問卷結構效度通過檢驗。

2.模型整體適配度檢驗 模型整體適配度檢驗能夠驗證各潛變量之間的關系假設是否合理，并能檢驗各潛變量的測量變量是否能夠充分代表潛在變量和研究量表的綜合信度及效度。本文選用Amos 24.0 軟件對結構方程進行擬合，操作過程中發(fā)現(xiàn)部分擬合指標不達標，需要對模型進行修正，其中AB2、AB5和AB6存在共線性問題，予以剔除，PBC3、PBC4與其潛變量結果不顯著，故將其假設路徑刪除。模型再次運行后，相對擬合指數(shù)仍有部分指標未達到理想狀態(tài)，根據(jù)MI 指數(shù)再次進行修正，經(jīng)過兩次修正后各項擬合指數(shù)達到理想狀態(tài)，表明模型適配度合理，具體擬合結果如表2 所示。

表2 模型擬合評價標準及擬合結果

（三）模型估計結果分析

家庭農(nóng)場主代際傳承認知對傳遞意愿影響的結構方程模型及標準化路徑系數(shù)如圖1所示。結果顯示，H1～H7均得以驗證，具體分析如下：

（1）行為態(tài)度對農(nóng)場主傳承意愿具有顯著正向影響，路徑系數(shù)為0.20，且在1%顯著性水平上通過檢驗。測量變量中，代表經(jīng)濟態(tài)度的測量變量AB1、AB3、AB4的載荷系數(shù)分別為0.80、0.76、0.82，代表情感態(tài)度的測量變量AB7、AB8、AB9的載荷系數(shù)分別為0.61、0.26、0.62。這說明，農(nóng)場主的行為態(tài)度越積極，進行代際傳承的意愿越強烈，而且行為態(tài)度中經(jīng)濟態(tài)度發(fā)揮的作用更大?？赡艿脑蚴?，農(nóng)戶首先是“經(jīng)濟人”，其次才是“社會人”，這與經(jīng)濟學的基本假設相一致。具體來說：在經(jīng)濟態(tài)度上，農(nóng)場主子女受教育程度較高，對新鮮事物的接受和學習能力較強，更富有冒險精神，未來接手家庭農(nóng)場更有可能為農(nóng)場注入活力，從而更有可能提高農(nóng)場的盈利能力，才能更長遠發(fā)展下去；在情感態(tài)度上，特別是在農(nóng)村，“養(yǎng)兒防老”的觀念一直深入人心，對從事農(nóng)場經(jīng)營的家庭來說，農(nóng)場能夠為子女提供就業(yè)崗位，解決子女回鄉(xiāng)“反哺”父母難以就業(yè)的問題，甚至還“翻身”成為老板，不再受他人約束，同時父輩為農(nóng)場投入的“心血”能夠延續(xù)下去，父母得以安享晚年。而減少當?shù)亓袒牡氐陌l(fā)生僅為行為態(tài)度解釋了26%，即“惜地”情感能夠解釋26%的行為態(tài)度，貢獻程度較低。主要的原因可能是，無論是小農(nóng)戶還是農(nóng)場主，對土地的依賴性逐漸降低。據(jù)此，H1、H2得以驗證。

（2）模型結果顯示，主觀規(guī)范對農(nóng)場主代際傳遞意愿具有顯著正向影響，路徑系數(shù)為0.39，且在1%的顯著性水平上通過檢驗。測量變量中，SN1所代表的指令性規(guī)范對主觀規(guī)范的解釋程度最高，載荷系數(shù)達到0.85，SN2、SN3、SN4、SN5、SN7所代表的示范性規(guī)范的因子載荷系數(shù)分別為0.74、0.57、0.47、0.49、0.55。由此說明，農(nóng)場主感受到的外部社會壓力越大，進行代際傳遞的意愿越強烈；政府與其他社會人群相比，具有更高的影響力。究其原因，受傳統(tǒng)文化影響，“官本位”思想依然存在，具有鮮明的高權力距離特征，農(nóng)場主對政府提倡的行為表現(xiàn)出一種尊敬和服從［27］；家人、親戚長輩、鄰居朋友、合作伙伴與農(nóng)場主有著“血緣”“地緣”或“業(yè)緣”關系，在該問題的價值判斷和目標取向上具有一致性，因此農(nóng)場主的行為意愿必然會受其影響。其他新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體負責人則是農(nóng)場主的“同道中人”，其行為態(tài)度具有直接示范影響作用。據(jù)此，H3、H4得以驗證。

（3）模型結果顯示，知覺行為控制對農(nóng)場主代際傳遞意愿具有顯著正向影響，路徑系數(shù)為0.40，且在1%的顯著性水平上通過檢驗。測量變量中，有形資產(chǎn)PBC1、PBC2因子載荷系數(shù)分別為0.68、0.65，無形資產(chǎn)PBC5、PBC7、PBC6因子載荷系數(shù)分別為0.60、0.57、0.46。這說明，農(nóng)場主對自身稟賦的認知和感知信念越強時，傳承意愿越強烈；有形資產(chǎn)認知的影響力略高于無形資產(chǎn)。其中，PBC1對知覺行為控制的解釋程度最高，主要是因為隨著工業(yè)化和城鎮(zhèn)化進程加快，農(nóng)民對土地的依賴性下降，土地獲取較為容易；固定資產(chǎn)是家庭財產(chǎn)的重要組成部分，所擁有的固定資產(chǎn)越多，農(nóng)場主越希望傳遞給子女，這不僅能夠為子女降低開展經(jīng)營的資本投入，也能夠減少資本沉淀，還能夠?qū)崿F(xiàn)財產(chǎn)繼承；中國是一個“人情社會”，掌握的社會資本越多，意味著掌握更多的信息資源，農(nóng)場的生產(chǎn)、銷售等均具有更強市場競爭力，為了繼續(xù)享有這些“關系”所帶來的便利和經(jīng)濟效益，農(nóng)場主希望利益高度相關的子女來繼承農(nóng)場的意愿會更強烈；農(nóng)場主對自己的管理經(jīng)驗評估越高、越看重所獲得的榮譽等，則認為自身掌握資源稟賦越優(yōu)越，從而為避免資源浪費而產(chǎn)生越強的代際傳遞意愿。有形資產(chǎn)肉眼可見，交接即可使用，但無形資產(chǎn)是在潛移默化中傳遞的，隨著時間的推移存在邊際效用降低的風險。因此，有形資產(chǎn)認知的影響力略高于無資產(chǎn)認知。據(jù)此，H5、H6得以檢驗。

由圖1 可以看出，行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制3 個潛變量之間既相互獨立，又相互影響，共同對農(nóng)場主代際傳承意愿產(chǎn)生影響，與多數(shù)研究結論一致［37］。模型結果顯示，3 個潛變量之間的相互影響力都比較大，首先，行為態(tài)度和主觀規(guī)范之間的影響力最大，其因子載荷系數(shù)為0.85；農(nóng)場主態(tài)度越積極，越會提高周圍人對農(nóng)場傳遞問題的積極評判，從而產(chǎn)生越大的社會壓力；同理，社會正向壓力越大，越會增加農(nóng)場主信心，農(nóng)場主態(tài)度也會越積極。其次，為知覺行為控制和主觀規(guī)范，其因子載荷系數(shù)為0.83，處于較高水平，說明農(nóng)場所擁有的資源稟賦條件越優(yōu)，周圍社會越會為了“督促”農(nóng)場主實施傳遞行為而給予正面壓力；而正面壓力越多，農(nóng)場主越會為了應對社會壓力而提高資源稟賦條件。最小的是主觀規(guī)范和知覺行為控制之間的影響力，因子載荷系數(shù)為0.77，相互影響力也處于較高水平，對家庭農(nóng)場傳遞態(tài)度越積極的農(nóng)場主，越具有保持甚至提高資源稟賦條件的積極性；而資源稟賦條件越優(yōu)越，農(nóng)場主為了避免前期投入沉沒，農(nóng)場主的態(tài)度會越積極。據(jù)此，H7得以驗證。

圖1 家庭農(nóng)場主代際傳遞意愿模型

五、主要結論與政策建議

基于家庭農(nóng)場代際傳遞視角，依據(jù)計劃行為理論，利用300 份實地調(diào)研問卷，通過結構方程模型對農(nóng)場主代際傳遞意愿的影響因素及其作用機理進行分析。研究結果表明，超過2/3 的農(nóng)場主表示在未來愿意“子承父業(yè)”。農(nóng)場主代際傳遞意愿是在理想狀態(tài)下作出的選擇，行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制三者之間相互影響，且均對農(nóng)場主代際傳遞意愿具有正向影響，其中知覺行為控制作用最大。進一步地，與情感訴求相比，農(nóng)場主的行為態(tài)度更多受其對農(nóng)場未來經(jīng)濟預期的影響；主觀規(guī)范中政府的指令性導向作用顯著大于親朋鄰里的示范作用；知覺行為控制中有形資產(chǎn)稟賦的影響力略高于無形資產(chǎn)。

基于上述研究結論，提出如下政策建議：第一，逐步改變大眾對農(nóng)業(yè)的傳統(tǒng)認知。增加宣傳力度，逐漸改變“三農(nóng)”在人們心中的傳統(tǒng)印象，增強農(nóng)場主的身份認同感和自豪感；適時地組織農(nóng)場主對順利完成代際傳承的農(nóng)場進行參觀學習，充分發(fā)揮其示范作用；幫助農(nóng)場主增強對其所經(jīng)營的家庭農(nóng)場資源稟賦的認知，鼓勵有優(yōu)勢的農(nóng)場做好傳承計劃。第二，提高現(xiàn)任農(nóng)場主對家庭農(nóng)場未來發(fā)展的經(jīng)濟預期。加大對家庭農(nóng)場發(fā)展的支持，保證政策的連續(xù)性；加強職業(yè)農(nóng)民技術培訓，打造未來家庭農(nóng)場經(jīng)營“后備軍”，著重加強具有承接農(nóng)場意愿的農(nóng)場主子女的技術培訓，如政策學習、電子商務培訓、機械操作、田間管理知識等方面培訓，為其未來接管家庭農(nóng)場打下良好基礎。第三，要充分發(fā)揮政府的引導支持作用。政府要意識到家庭農(nóng)場代際傳承問題發(fā)生的緊迫性和重要性，積極、主動、適當?shù)貍鬟f正面導向信息，以提高農(nóng)場主們代際傳遞的積極性，從而保證家庭農(nóng)場經(jīng)營的穩(wěn)定性和可持續(xù)性。繼續(xù)推進支持家庭農(nóng)場深入開展二三產(chǎn)業(yè)，實現(xiàn)三產(chǎn)融合，拓寬經(jīng)營范圍，增加收入穩(wěn)定性，從而逐步改變傳統(tǒng)的“三農(nóng)”觀，提高農(nóng)民職業(yè)吸引力。在鼓勵引導有條件（如高齡農(nóng)場主）的家庭農(nóng)場進行代際傳遞的過程中，政府要重點關注家庭農(nóng)場的資源稟賦條件，在家庭農(nóng)場經(jīng)營管理知識獲取、技能培訓、農(nóng)機具補貼、基礎設施建設等方面給予更多的支持和補貼。