基于社會(huì)認(rèn)知理論的農(nóng)戶參與農(nóng)地股份合作制影響因素分析——以武漢城市圈為例

張 甘臣林,梅 昀,陳銀蓉

(華中農(nóng)業(yè)大學(xué) 公共管理學(xué)院,湖北 武漢 430070)

我國明確指出,深化農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革,保障農(nóng)民財(cái)產(chǎn)權(quán)益,壯大集體經(jīng)濟(jì)。農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革的目標(biāo)是構(gòu)建具有中國特色的歸屬清晰、權(quán)能完整、流轉(zhuǎn)順暢、保護(hù)嚴(yán)格的產(chǎn)權(quán)制度。土地股份合作制以農(nóng)戶為主體,維持農(nóng)村土地集體所有制不變,分置農(nóng)地承包權(quán)與經(jīng)營權(quán),將分散的農(nóng)戶承包地集中起來,融合勞動(dòng)、資金、技術(shù)等生產(chǎn)要素,建立共享利益、分散風(fēng)險(xiǎn)的股份合作制度[1]。隨著社會(huì)主義市場經(jīng)濟(jì)的發(fā)展,農(nóng)地增值收益日益凸顯,而原有的承包經(jīng)營制分散了土地、技術(shù)、勞動(dòng)力等生產(chǎn)要素,限制了農(nóng)地適度規(guī)?；陌l(fā)展,無法進(jìn)一步推進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的進(jìn)程[2,3]。在此背景下,農(nóng)地股份合作制以股份合作化的經(jīng)營形式實(shí)現(xiàn)了組織和管理的一體化,引入“股權(quán)”將土地的價(jià)值形態(tài)從實(shí)物形態(tài)上剝離,將收益股權(quán)化進(jìn)行分配以滿足社區(qū)內(nèi)部多重需要。農(nóng)地股份合作制分散了市場風(fēng)險(xiǎn),發(fā)展了雙層經(jīng)營體制,實(shí)現(xiàn)了農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營收益、農(nóng)地非農(nóng)化增值收益的挖掘與分享,節(jié)約了交易成本[4,5]。

數(shù)十年的時(shí)間已證明土地股份合作制在減少農(nóng)地拋荒、促進(jìn)土地規(guī)模化經(jīng)營、保障農(nóng)民利益和推動(dòng)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展等方面具有顯著的效果[6]。農(nóng)戶作為誘致性制度創(chuàng)新的發(fā)起者和最終的實(shí)施主體,參與農(nóng)地入股的積極性和主動(dòng)性是推動(dòng)我國農(nóng)村土地股份合作制改革的關(guān)鍵因素[7,8]。伴隨著人們對(duì)高收入和更高生活水平的追求,農(nóng)村勞動(dòng)力的城鄉(xiāng)流動(dòng)成為常態(tài),農(nóng)戶參與股份合作制意愿影響因素的研究得到了更多學(xué)者的關(guān)注。李小瑞研究發(fā)現(xiàn)影響農(nóng)戶入股意愿的主要因素分為內(nèi)部因素:文化程度、家庭人口數(shù)、農(nóng)村戶口人數(shù)、是否參與過農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為;外部因素:村集體宣傳、親朋的行為態(tài)度、政府政策[9];張笑寒等研究發(fā)現(xiàn)家庭非農(nóng)收入占比、耕種面積和村干部文化水平對(duì)農(nóng)戶入股意愿有很大影響,同時(shí)通過對(duì)比蘇北、蘇中、蘇南三個(gè)地區(qū),發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度與入股意愿呈反比[10];楊宗錦等從產(chǎn)權(quán)認(rèn)知與組織信任角度分析了農(nóng)戶入股意愿[11];高建中等研究認(rèn)為影響農(nóng)戶入股意愿的主要因素為對(duì)合作社的了解程度、土地規(guī)模、醫(yī)療保險(xiǎn)等[12];蘇小艷等研究表明戶主職業(yè)、家庭主要收入來源作為內(nèi)部因素和社保、外部經(jīng)濟(jì)作為外部因素是影響農(nóng)戶入股意愿的主要因素[13];林樂芬等認(rèn)為家庭收入水平、養(yǎng)老保險(xiǎn)、對(duì)土地股份合作社認(rèn)知程度對(duì)農(nóng)戶參與入股呈正向影響,而地區(qū)因素呈反向影響[14]。

關(guān)于農(nóng)戶參與土地承包經(jīng)營權(quán)入股意愿的影響因素研究已有不少成果,對(duì)內(nèi)外因素主導(dǎo)因子的選取也有一些共識(shí)。從系統(tǒng)性來看,現(xiàn)有研究理論分析框架的完整性和解釋性不強(qiáng),影響因素指標(biāo)選取也較發(fā)散;研究方法多采用Logistic多元回歸模型,對(duì)各影響因素之間的層次關(guān)系和相互作用考慮不足。農(nóng)戶入股決策行為是股份制建立的前提和關(guān)鍵,依據(jù)行為決策學(xué)可知,內(nèi)外部環(huán)境共同影響農(nóng)戶個(gè)人認(rèn)知,進(jìn)而影響其理性行為決策。本文以社會(huì)認(rèn)知理論為基礎(chǔ),采用結(jié)構(gòu)方程模型對(duì)農(nóng)戶參與農(nóng)地股份合作制意愿的影響因素進(jìn)行分析,以期更好地解釋農(nóng)戶入股的決策過程,為農(nóng)地股份合作制的發(fā)展和鄉(xiāng)村振興提供決策參考。

1 理論分析與研究假說

1.1 社會(huì)認(rèn)知理論概述

社會(huì)認(rèn)知理論(Social Cognition Theory,SCT)起源于20世紀(jì)70—80年代,其核心是Bandura提出的“三元交互決定論”:個(gè)人認(rèn)知因素、行為因素和環(huán)境因素是相互作用和構(gòu)成的一個(gè)辯證完善的統(tǒng)一體系[15]。從圖1可見,該模型認(rèn)為個(gè)人行為不僅受個(gè)人認(rèn)識(shí)因素影響,也受所處地域、資源、文化等外在環(huán)境因素的交互影響。社會(huì)認(rèn)知理論整合傳統(tǒng)行為理論:只強(qiáng)調(diào)個(gè)人預(yù)測對(duì)行為的調(diào)控,即個(gè)體決定論;或只強(qiáng)調(diào)外部因素對(duì)行為的影響,即環(huán)境決定論；提出相互決定論,強(qiáng)調(diào)個(gè)體認(rèn)知、行為、環(huán)境三因素任一發(fā)生變化,會(huì)使各因素之間相互作用的方式和強(qiáng)度也隨之變動(dòng)。社會(huì)認(rèn)知理論強(qiáng)調(diào)個(gè)人行為受到內(nèi)在的思維活動(dòng)和外部的環(huán)境因素交互影響,已廣泛應(yīng)用于管理學(xué)領(lǐng)域,多側(cè)重于參與行為的影響因素研究。該模型提出了一個(gè)全面、規(guī)范、有效的測量個(gè)人行為影響因素的指標(biāo)體系,為研究公眾對(duì)各項(xiàng)社會(huì)制度的接受度與參與度提供了可測算的途徑,有助于提高各項(xiàng)制度的質(zhì)量與效率。

圖1 三元交互決定論

探討我國農(nóng)戶入股意愿時(shí),需立足于兩個(gè)現(xiàn)實(shí)背景:一是由于農(nóng)地集體所有,集體擁有完整的農(nóng)地產(chǎn)權(quán),有權(quán)對(duì)農(nóng)地進(jìn)行支配調(diào)撥,而農(nóng)戶擁有的承包經(jīng)營權(quán)與完整農(nóng)地產(chǎn)權(quán)相比存在一定程度的產(chǎn)權(quán)殘缺[16]。二是農(nóng)地股份合作制的完善法律規(guī)范尚未形成。農(nóng)戶入股意愿的影響因素中,個(gè)體認(rèn)知提供了決策行為的可能,外部環(huán)境促進(jìn)或阻礙農(nóng)戶參與股份合作制,并影響農(nóng)戶自我評(píng)估、結(jié)果期望,農(nóng)戶個(gè)體與外在環(huán)境交互影響入股行為意愿。因此,要全面衡量農(nóng)地股份合作制這一流轉(zhuǎn)模式的接受程度,基于農(nóng)戶視角,采用社會(huì)認(rèn)知模型對(duì)參與這一模式的影響因素進(jìn)行評(píng)價(jià),是較直接全面的方法。

1.2 農(nóng)戶參與農(nóng)地股份合作制的模型構(gòu)建與假說

本文結(jié)合Compeau、Higgins提出的個(gè)人行為模式的理論,將個(gè)體因素分為自我效能和結(jié)果期望兩個(gè)方面因素進(jìn)行考量[17]。農(nóng)戶參與農(nóng)地入股意愿模型主要路徑由自我效能(Self-efficacy,SE)、結(jié)果期望(Result Expectation,RE)、外界環(huán)境(Outside Environment,OE)、行為意愿(Behavior Intention,BI)4個(gè)變量構(gòu)成,其中自我效能、結(jié)果期望和外界環(huán)境是農(nóng)戶參與意愿的前置因素,行為意愿為后向結(jié)果。參考已有文獻(xiàn)對(duì)農(nóng)戶參與股份合作制影響因素的研究,將三個(gè)前置因素分為不同測量維度,構(gòu)建出基于社會(huì)認(rèn)知理論的農(nóng)戶參與土地承包經(jīng)營權(quán)入股行為意愿模型(圖2)。

圖2 基于社會(huì)認(rèn)知理論的農(nóng)戶參與土地承包經(jīng)營權(quán)入股行為意愿模型

基于社會(huì)認(rèn)知理論分析,并結(jié)合本文的研究目的,提出假說一:H1——自我效能對(duì)農(nóng)戶參與農(nóng)地股份合作制的行為意愿具有顯著的正向影響。Bandura將自我效能定義為“人們對(duì)自我組織和進(jìn)行某種行為達(dá)到預(yù)期效果的能力的自我判斷”[15]。自我效能是個(gè)人對(duì)自我達(dá)成某方面工作能力的主觀評(píng)估,評(píng)估結(jié)果將直接影響到個(gè)人對(duì)行為的選擇與堅(jiān)持,個(gè)人的努力程度和面對(duì)困難的態(tài)度,甚至影響到人們的思維方式和效率[18]。Bandura將影響自我效能的形成與發(fā)展歸納為四種信息源:直接經(jīng)驗(yàn)、間接經(jīng)驗(yàn)、言語勸說、其他因素[15]。農(nóng)戶參與股份合作制時(shí),首先對(duì)自我效能進(jìn)行預(yù)估,綜合考慮參與入股及處理可預(yù)見風(fēng)險(xiǎn)的能力,同時(shí)參考已入股農(nóng)戶對(duì)股份合作制滿意度,對(duì)個(gè)體能力進(jìn)行評(píng)估。結(jié)合相關(guān)學(xué)者的研究,將農(nóng)戶參與農(nóng)地入股行為產(chǎn)生影響的自我效能分為:能力認(rèn)知、風(fēng)險(xiǎn)控制認(rèn)知和言語勸說三個(gè)方面。

假說二:H2——結(jié)果期望對(duì)農(nóng)戶參與農(nóng)地股份合作制的行為意愿具有正向顯著的影響。結(jié)果期望是指個(gè)人對(duì)采取某一行動(dòng)后可獲得不同結(jié)果的推測。John Stacey Adams的公平理論指出[19],個(gè)人通過比較自己的投入、產(chǎn)出與他人的投入、產(chǎn)出的關(guān)系從而做出主觀判斷,即個(gè)體形成的結(jié)果預(yù)期[20]。在農(nóng)戶參與農(nóng)地入股時(shí),會(huì)綜合考慮自身家庭所獲得的結(jié)果和所處村鎮(zhèn)獲得結(jié)果兩方面來做出行為決策。結(jié)合現(xiàn)有文獻(xiàn)資料,可將影響結(jié)果期望的家庭期望結(jié)果分為提高家庭收益、解決承包地拋荒問題、釋放家庭勞動(dòng)力、入股結(jié)束后農(nóng)地可收回等四個(gè)因素;社會(huì)結(jié)果期望以提升鄉(xiāng)村基礎(chǔ)建設(shè)和公共服務(wù)來體現(xiàn)這一因素。

假說三:H3——外界環(huán)境對(duì)農(nóng)戶參與農(nóng)地股份合作制的行為意愿具有顯著的正向影響。外界環(huán)境主要是指行為人進(jìn)行某一特定行動(dòng)時(shí)所處的外界環(huán)境。在社會(huì)認(rèn)知理論中,Bandura認(rèn)為個(gè)人的態(tài)度或行為意愿會(huì)受到環(huán)境影響而有所改變[15]。就農(nóng)戶參與入股行為而言,一個(gè)具有積極引導(dǎo)和良好示范的外界環(huán)境,可成為農(nóng)戶參與股份合作制直接行為的動(dòng)力來源?，F(xiàn)有學(xué)者主要從村集體領(lǐng)導(dǎo)能力[21]、政府政策宣傳[22]、當(dāng)?shù)乇憷麠l件[23]、外部經(jīng)濟(jì)[24]等因素探討了外界環(huán)境對(duì)農(nóng)戶將農(nóng)地入股的行為意愿的影響。本文將外界環(huán)境因素分為人際信任、平臺(tái)信任、相關(guān)政策、配套保障等四個(gè)方面,既融合了已有研究的影響因素,又從微觀方面的親朋支持、村集體支持、股份合作社操作規(guī)范合理,到宏觀方面的政策支持、社會(huì)保障完善等較全面衡量影響外界環(huán)境的指標(biāo)。

假說四:H4——自我效能對(duì)結(jié)果期望具有正向顯著影響。根據(jù)Compeau等研究,行為主體會(huì)通過自我行為方式的判斷來預(yù)測行為結(jié)果[17],即自我效能會(huì)對(duì)個(gè)體的結(jié)果期望產(chǎn)生影響。農(nóng)戶在參與農(nóng)地股份合作制時(shí),對(duì)自我是否有能力完成土地入股的判斷,會(huì)影響其對(duì)行為結(jié)果的預(yù)期。顯然,如果農(nóng)戶有較高的自我效能,就會(huì)提高其參與土地入股的結(jié)果預(yù)期。假說五:H5——外界環(huán)境對(duì)自我效能具有正向顯著影響;假說六:H6——外界環(huán)境對(duì)結(jié)果期望具有正向顯著影響。

1.3 變量選取與量表設(shè)計(jì)

在社會(huì)認(rèn)知理論的基礎(chǔ)上,本文借鑒已有文獻(xiàn)中的指標(biāo)選取,同時(shí)結(jié)合土地承包經(jīng)營權(quán)入股的調(diào)研區(qū)域的實(shí)際情況,設(shè)計(jì)了17個(gè)題項(xiàng)。同時(shí)，本文采取李克特5級(jí)量表,變量賦值從1—5表示贊同程度依次增強(qiáng),并結(jié)合所采集實(shí)際數(shù)據(jù),對(duì)參與意愿、自我效能、結(jié)果預(yù)期、外界環(huán)境4個(gè)變量進(jìn)行了度量(表1) 。

表1 變量選取與量表設(shè)計(jì)

2 研究方法與模型

結(jié)構(gòu)方程模型(Structural Equation Model,SEM)是綜合因素分析與路徑分析的多元線性回歸模型的拓展模型,相對(duì)于傳統(tǒng)方法而言,SEM是將測量與分析整合為一體的計(jì)量研究技術(shù),不僅可處理模型中顯性變量間的因果關(guān)系,更能通過因子分析的方式,由觀測變量構(gòu)建無法直接測量的潛在變量,同時(shí)驗(yàn)證模型中潛在變量、觀測變量和誤差變量之間的關(guān)系,可見結(jié)構(gòu)方程模型為那些抽象且無法直接測量的變量提供了計(jì)量的可能[25]。

結(jié)構(gòu)方程模型主要由結(jié)構(gòu)模型和測量模型兩部分組成。測量模型是反映潛在變量與觀測變量間的共變效果,而結(jié)構(gòu)模型是描述多個(gè)潛變量之間或一組觀測察變量與潛在變量間的連結(jié)關(guān)系。具體估計(jì)方法可由下式表達(dá):

測量方程:

X=Λxζ+δ

(1)

Y=Λyη+ε

(2)

式中,X為外生潛在變量的觀測變量;Λx為外生潛在變量與其觀測變量間的因素負(fù)荷量;δ為外生觀測變量的誤差項(xiàng);Y為內(nèi)生潛在變量的觀測變量;Λy為內(nèi)生潛在變量與其觀測變量間的因素負(fù)荷量;ε為內(nèi)生潛在變量的誤差項(xiàng)。

結(jié)構(gòu)方程:

η=Bη+Γζ+ζ

(3)

式中,η為內(nèi)生潛在變量組成的向量;ζ為外生潛在變量組成的向量;B、Γ為路徑系數(shù);ζ為測量誤差。

3 研究區(qū)域與樣本檢驗(yàn)

3.1 研究區(qū)域與樣本描述

武漢城市圈又稱武漢“1+8”城市圈,是指以湖北省省會(huì)武漢為中心,覆蓋其周邊8個(gè)大中型城市所組成的城市群。2008年,武漢城市圈獲批“兩型”綜合配套改革試驗(yàn)區(qū),為盤活土地管理提供了政策支持。2013年,武漢城市圈啟動(dòng)建設(shè)農(nóng)村產(chǎn)權(quán)交易市場平臺(tái),為深化農(nóng)村土地制度改革、農(nóng)村集體經(jīng)營性資產(chǎn)股份合作制改革提供了可操作平臺(tái)。武漢城市圈作為湖北省農(nóng)村產(chǎn)權(quán)制度改革的先驅(qū)之地,孝感市的“龍崗模式”、鄂州市的“池湖生態(tài)園模式”都為進(jìn)一步探索農(nóng)地股份合作制提供了寶貴的經(jīng)驗(yàn)。本中數(shù)據(jù)來源于2018年8月課題組對(duì)武漢城市圈農(nóng)地股份合作制狀況的入戶調(diào)查結(jié)果,調(diào)查區(qū)域包括鄂州市燕磯鎮(zhèn)、孝感市三汊鎮(zhèn)、潛江市龍灣鎮(zhèn)、黃石市茗山鄉(xiāng)、武漢市江夏區(qū)等8個(gè)村。發(fā)放問卷270份,回收有效問卷251份,問卷有效率92.30%,樣本基本情況見表2。

表2 樣本基本情況

3.2 樣本信度、效度檢驗(yàn)

信度檢驗(yàn)是衡量調(diào)查數(shù)據(jù)是否可靠。本文采用內(nèi)部一致性信度(Cronbach′s α系數(shù))對(duì)各組潛在變量的觀測變量進(jìn)行信度檢驗(yàn)。分析表明,潛變量的Cronbach′s α值介于0.801—0.880之間,問卷整體Cronbach′s α值為0.939(表3),都大于0.6的閾值條件,說明調(diào)查量表和數(shù)據(jù)可信度較高。

表3 樣本的信度與效度檢驗(yàn)

效度檢驗(yàn)是對(duì)調(diào)查數(shù)據(jù)正確性的衡量。本文采用Bartlett球體檢驗(yàn),檢驗(yàn)顯示潛在變量的KMO值均在0.707—0.831之間,反映出樣本數(shù)據(jù)適合作因子分析。在探索性因子分析時(shí),結(jié)果期望(RE)、外界環(huán)境(OE)中觀測變量RE4、OE3、OE7因子荷載均小于0.4,因此將該三個(gè)觀測變量刪除,不再納入檢驗(yàn)中。而剩余所有指標(biāo)的因子載荷在0.672—0.890之間,可見量表結(jié)構(gòu)效度良好(表3)。

4 結(jié)果與分析

4.1 模型適配度檢驗(yàn)

根據(jù)SCT模型設(shè)定和數(shù)據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果,本文構(gòu)建包含自我效能、結(jié)果期望、外界環(huán)境、行為意愿4個(gè)潛變量,以及14個(gè)觀測變量的結(jié)構(gòu)方程模型。運(yùn)用AMOS17.0軟件對(duì)農(nóng)戶參與土地承包經(jīng)營權(quán)入股的行為意愿模型進(jìn)行驗(yàn)證時(shí),為改善模型適配度,增列e11與e12的共變關(guān)系進(jìn)行模型修正，最終得到SEM整體模型適配度指標(biāo)。絕對(duì)、增值和簡約適配度指數(shù)(如χ2/df、NFI、PCFI等)等各項(xiàng)指標(biāo)均滿足閾值條件,表明模型適配度較好(表4)。

表4 SEM適配評(píng)價(jià)指標(biāo)及擬合結(jié)果

4.2 模型假說檢驗(yàn)與分析

根據(jù)農(nóng)戶參與土地承包經(jīng)營權(quán)入股的行為意愿模型,AMOS17.0軟件運(yùn)行后得到估計(jì)結(jié)果見圖3和表5、表6。從圖3可見,標(biāo)準(zhǔn)化后路徑系數(shù)未出現(xiàn)超過1,方差估計(jì)值均為正數(shù),表示結(jié)構(gòu)模型符合基本適配標(biāo)準(zhǔn)。行為意愿模型中所有觀測變量與其所反映的潛在變量間的系數(shù)均大于0.6,且通過1%顯著水平檢驗(yàn),說明各觀測變量與其對(duì)應(yīng)的潛變量間的荷載系數(shù)估計(jì)較好,具有會(huì)聚有效性。4個(gè)潛在變量之間的路徑系數(shù)均為正，符合“三元交互”假說,研究假說得到驗(yàn)證。

表5 未標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)及顯著性檢驗(yàn)

注:**和***分別表示在5%和1%水平下顯著。

表6 各潛在變量之間的標(biāo)準(zhǔn)化直接效應(yīng)、間接效應(yīng)、總效應(yīng)

農(nóng)戶自我效能、結(jié)果期望與外界環(huán)境對(duì)參與農(nóng)地股份合作制的影響:由圖3和表5、表6可見,“自我效能、外界環(huán)境、結(jié)果期望”對(duì)“行為意愿”具有直接正向影響,三者直接效應(yīng)分別為0.456、0.450、0.064。外界環(huán)境(0.940)對(duì)于行為意愿影響的總效應(yīng)高于自我效能(0.511),外界環(huán)境(0.489)相較于自我效能(0.055)對(duì)行為意愿有較強(qiáng)間接效應(yīng)。農(nóng)戶對(duì)自我參與農(nóng)地股份合作制的能力評(píng)估結(jié)果越好,選擇參與入股意愿越強(qiáng)烈。從圖3可見,相比風(fēng)險(xiǎn)控制認(rèn)知(0.76),農(nóng)戶自我能力認(rèn)知(0.84)和言語勸說(0.82)對(duì)農(nóng)戶自我效能影響更顯著?？梢?農(nóng)戶對(duì)農(nóng)地股份合作制這一流轉(zhuǎn)模式較認(rèn)可,對(duì)所帶來的流轉(zhuǎn)風(fēng)險(xiǎn)承受能力較強(qiáng),在此基礎(chǔ)上農(nóng)戶對(duì)家庭參與入股的能力和條件的自我評(píng)估越高,則選擇參與且應(yīng)對(duì)困難的意愿越堅(jiān)定。若當(dāng)?shù)卮迩f有人參與農(nóng)地股份合作,且成效頗佳,為農(nóng)戶設(shè)立了入股典范,會(huì)促進(jìn)農(nóng)戶選擇入股模式進(jìn)行農(nóng)地流轉(zhuǎn)。

在所構(gòu)建的外界環(huán)境潛變量中,各個(gè)觀測變量影響因素比重由大到小依次為:親朋支持(0.83)、村集體支持(0.74)、政府監(jiān)督(0.69)、入股價(jià)格合理(0.68)、良好務(wù)工環(huán)境(0.64)、完善醫(yī)療保險(xiǎn)和養(yǎng)老保險(xiǎn)制度(0.63)。實(shí)地調(diào)研中發(fā)現(xiàn),當(dāng)?shù)卣畬?duì)農(nóng)地股份合作制的宣傳活動(dòng)較多,農(nóng)戶較了解相關(guān)政策,但顯著影響農(nóng)戶參與行為的外界因素主要是重要親朋、當(dāng)?shù)卮寮w對(duì)農(nóng)地股份合作制的態(tài)度。在政策實(shí)施落地后,農(nóng)戶作為理性經(jīng)濟(jì)人,既要考慮合作社所給出的農(nóng)地入股價(jià)格是否合理,政府在股份合作項(xiàng)目實(shí)施中是否起到監(jiān)督作用,又要考慮自身擁有的社會(huì)保險(xiǎn)、務(wù)工環(huán)境等資源稟賦是否支撐農(nóng)地入股。這反映出農(nóng)地這一資源對(duì)農(nóng)戶不僅存在增值收益,還是提供養(yǎng)老和就業(yè)保障的可靠手段。結(jié)果期望對(duì)農(nóng)戶參與入股的行為意愿影響不顯著,假說二不成立。在實(shí)地調(diào)研中發(fā)現(xiàn),與以往文獻(xiàn)不同,“農(nóng)地入股提高家庭收益”對(duì)農(nóng)戶參與意愿影響較小。當(dāng)農(nóng)戶不再以農(nóng)地收入作為主要收入來源時(shí),參與農(nóng)地入股的收益對(duì)家庭收益提高不大,因此結(jié)果期望對(duì)農(nóng)戶參與入股的意愿影響不顯著。在構(gòu)建結(jié)果期望這一潛變量時(shí),RE1入股可提高家庭受益對(duì)結(jié)果期望的路徑系數(shù)最高(0.85),其次是解決農(nóng)地拋荒(0.78)、鄉(xiāng)村基礎(chǔ)建設(shè)提升(0.78)、釋放家庭勞動(dòng)力(0.76)。

結(jié)果期望與自我效能、外界環(huán)境間交互影響:結(jié)果期望對(duì)農(nóng)戶參與入股意愿影響不顯著,但在這一行為過程中結(jié)果期望與其他因素產(chǎn)生交互作用。自我效能對(duì)結(jié)果期望的直接效用為0.86,可見農(nóng)戶對(duì)能力的評(píng)估決定著農(nóng)戶參與入股的結(jié)果預(yù)期。結(jié)果期望中4個(gè)觀測變量對(duì)自我效能(0.677—0.737)、外界環(huán)境(0.666—0.752)存在間接效應(yīng),結(jié)果期望作為中介變量,其觀測變量對(duì)外界環(huán)境和自我效能都有較強(qiáng)的間接影響。

外界環(huán)境對(duì)自我效能、結(jié)果預(yù)期的影響:外界環(huán)境對(duì)自我效能的直接效應(yīng)為0.950,說明外界環(huán)境強(qiáng)烈影響農(nóng)戶對(duì)自身能力的認(rèn)知。相比之下,外界環(huán)境對(duì)結(jié)果期望的直接效應(yīng)較小(0.061),但間接效應(yīng)較大(0.821),總效應(yīng)為0.882,可見外界環(huán)境不會(huì)直接決定農(nóng)戶對(duì)行為結(jié)果的判定,但會(huì)產(chǎn)生間接影響。

5 結(jié)論與建議

5.1 結(jié)論

本文基于社會(huì)認(rèn)知理論,結(jié)合現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)農(nóng)戶參與土地股份合作制行為意愿的研究,構(gòu)建出農(nóng)戶對(duì)土地股份合作制參與意愿的結(jié)構(gòu)方程模型,并利用武漢城市圈農(nóng)地入股農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù),運(yùn)用SEM研究農(nóng)戶個(gè)人認(rèn)知及外界環(huán)境對(duì)其參與農(nóng)地股份合作制的作用機(jī)制,得到以下主要結(jié)論:①“三元交互決定論”得到驗(yàn)證,農(nóng)戶個(gè)體自我效能既對(duì)結(jié)果期望產(chǎn)生正向影響,也直接影響農(nóng)戶行為意愿,且受到外界環(huán)境正向影響。外界環(huán)境對(duì)農(nóng)戶個(gè)體認(rèn)知有決定性作用,同時(shí)也強(qiáng)烈影響行為意愿,農(nóng)戶對(duì)行為結(jié)果期望間接影響了外界環(huán)境與自我效能。因此,農(nóng)戶在參與農(nóng)地股份合作制時(shí),個(gè)人認(rèn)知因素、行為因素與環(huán)境因素是相互作用的,構(gòu)成一個(gè)辯證完整的統(tǒng)一體系。②自我效能和外界環(huán)境顯著正向影響農(nóng)戶參與土地入股行為意愿,外界環(huán)境是影響行為意愿的決定性因素,自我效能是關(guān)鍵因素,結(jié)果期望作為中介變量,對(duì)個(gè)人認(rèn)知和環(huán)境因素產(chǎn)生間接影響。當(dāng)農(nóng)戶不再以農(nóng)地承包經(jīng)營作為主要收入來源,結(jié)果期望對(duì)農(nóng)戶參與農(nóng)地股份合作制意愿影響不大。③觀測變量對(duì)潛變量的解釋中,能力認(rèn)知、設(shè)立入股典范對(duì)自我效能的解釋力極強(qiáng);親朋支持、當(dāng)?shù)卮寮w支持和當(dāng)?shù)卣O(jiān)督作用對(duì)外界環(huán)境解釋力度最強(qiáng)，結(jié)果期望的4個(gè)觀測變量對(duì)其解釋較好。

5.2 建議

本文根據(jù)上述結(jié)論,從改善農(nóng)地股份合作制的內(nèi)外部制度環(huán)境,提高農(nóng)戶參與意愿,推進(jìn)土地產(chǎn)權(quán)制度改革的角度,提出政策建議:①增強(qiáng)農(nóng)戶主體地位,強(qiáng)化股份合作社“勞動(dòng)者主權(quán)”的概念。SCT結(jié)論表明,自我效能是影響農(nóng)戶參與意愿的關(guān)鍵因素,而能力認(rèn)知是反映自我效能的主要觀測變量。如何調(diào)動(dòng)農(nóng)戶積極性,帶動(dòng)更多要素入股是首當(dāng)其沖的問題。參照西班牙蒙德拉貢合作社提出的“勞動(dòng)者主權(quán)”[26],具體治理機(jī)制是建立農(nóng)戶個(gè)人資本賬戶,對(duì)農(nóng)戶進(jìn)行技能培訓(xùn),引導(dǎo)農(nóng)戶以不同要素入股合作社。既增強(qiáng)農(nóng)戶對(duì)自身能力認(rèn)知,避免農(nóng)戶只關(guān)心分紅而不承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)的現(xiàn)象,又要激活合作社活力,有利于因地制宜地發(fā)展農(nóng)地股份合作社。②推進(jìn)股份合作社管理模式的“政企分開”,確保實(shí)現(xiàn)農(nóng)戶參與的自主性。當(dāng)前大多農(nóng)地股份合作社建立的管理機(jī)制是村“兩委”實(shí)行“三位一體”的組織機(jī)構(gòu),股份合作社每年經(jīng)營收益有限,這些收益不僅要用于自身發(fā)展,分配農(nóng)戶相應(yīng)收益,還要用于鄉(xiāng)村基礎(chǔ)建設(shè)和服務(wù)管理等公共事務(wù),這不僅降低了合作社運(yùn)營效率,也無法讓農(nóng)戶切實(shí)享受經(jīng)濟(jì)發(fā)展的收益。由于各地集體經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度、基層干部素質(zhì)、農(nóng)戶參與意識(shí)不同,可借鑒“北京模式、海城模式”等較成熟的股份合作社模式[27],建立獨(dú)立決策機(jī)構(gòu),兩組織分設(shè),逐步做到人員和職能分離。③完善農(nóng)村社會(huì)保障體系,增強(qiáng)農(nóng)戶入股意愿。結(jié)果期望對(duì)農(nóng)戶行為意愿的影響甚微,體現(xiàn)出農(nóng)地為農(nóng)戶提供的主要功能由就業(yè)效用、經(jīng)濟(jì)效用逐步轉(zhuǎn)向社會(huì)保障功能效用。因此農(nóng)戶是否愿意參與土地股份合作,并不局限于入股租金的高低,而側(cè)重于農(nóng)地帶來持久的社會(huì)保障功能。政府完善農(nóng)村社會(huì)保障系統(tǒng),是農(nóng)戶敢于流轉(zhuǎn)承包地經(jīng)營權(quán)的前提。當(dāng)?shù)卮寮w可將農(nóng)地股份合作制收益為農(nóng)民提供更優(yōu)質(zhì)的醫(yī)療保險(xiǎn)、養(yǎng)老保險(xiǎn)、失業(yè)保障等社會(huì)保障,這不僅大大降低了農(nóng)戶外出務(wù)工的機(jī)會(huì)成本,還增強(qiáng)了農(nóng)戶參與股份合作制的意愿。④發(fā)揮政府引導(dǎo)和監(jiān)督作用,有效挖掘土地增值收益。外界環(huán)境對(duì)農(nóng)戶行為意愿有決定性作用,當(dāng)?shù)卣囊龑?dǎo)和監(jiān)督作用對(duì)外界環(huán)境解釋力度較強(qiáng)。隨著維權(quán)意識(shí)加強(qiáng),農(nóng)戶對(duì)農(nóng)地股份合作制的收益分配、農(nóng)地利用是否合理等問題十分關(guān)心。實(shí)地調(diào)研中發(fā)現(xiàn),有些企業(yè)“保地拋荒”,甚至“毀約棄耕”,這不僅損害了農(nóng)民的切身利益,還嚴(yán)重危害了農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的發(fā)展。土地具有巨大的潛在增值收益,如何管控其資本逐利性成為發(fā)展農(nóng)地股份合作制的重要問題。引入政府或第三方成立監(jiān)督機(jī)構(gòu),確保農(nóng)地有效合理利用,嚴(yán)禁企業(yè)私自變更土地利用方向,破壞農(nóng)地土壤,確保農(nóng)戶分享到土地入股帶來的收益。