感知利益對農(nóng)戶宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移行為意向的影響研究
——基于成渝地區(qū)宅基地改革試點區(qū)的實證

鄂施璇，王兆林，2

（1.重慶工商大學(xué)公共管理學(xué)院，重慶 400067；2.重慶工商大學(xué)長江上游經(jīng)濟研究中心，重慶 400067）

1 引言

宅基地發(fā)展權(quán)配置是嵌入我國城鄉(xiāng)二元體制中的誘致性制度變遷，是激活存量宅基地，打通城鄉(xiāng)經(jīng)濟循環(huán)梗阻及助力鄉(xiāng)村新發(fā)展格局的關(guān)鍵解鎖點[1]。2020年3月中共中央、國務(wù)院印發(fā)的《關(guān)于構(gòu)建更加完善的要素市場化配置體制機制的意見》提出“推進土地要素市場化配置，充分運用市場機制盤活存量土地和低效用地，為鄉(xiāng)村振興和城鄉(xiāng)融合發(fā)展提供土地要素保障”[2]。宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移為土地要素市場化配置提供了新視角，在各地宅基地改革試點區(qū)，宅基地發(fā)展權(quán)及市場化轉(zhuǎn)移交易均已出現(xiàn)[3]?！叭龣?quán)分置”僅為宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移提供了政策空間，并未體現(xiàn)法學(xué)上權(quán)利的概念[4]。實踐層面宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移在各宅基地改革試點地區(qū)已是“事實產(chǎn)權(quán)”，但由于法律上權(quán)利的缺失，一定程度上致使農(nóng)戶宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移交易時產(chǎn)生了利益損失，由這種“事實產(chǎn)權(quán)”造成的產(chǎn)權(quán)外部不經(jīng)濟性會影響利益主體的行為意向。農(nóng)戶作為宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移的直接利益主體，亟需揭示試點地區(qū)農(nóng)戶宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移行為意向的內(nèi)在邏輯規(guī)律，為宅基地發(fā)展權(quán)上升為制度法規(guī)層面，穩(wěn)慎推進宅基地要素市場化改革提供參考。

近年來，學(xué)術(shù)界關(guān)于宅基地發(fā)展權(quán)的研究主要圍繞“三權(quán)分置”下宅基地發(fā)展權(quán)內(nèi)涵、權(quán)利結(jié)構(gòu)與實現(xiàn)形式[4]。宅基地發(fā)展權(quán)配置及“鄉(xiāng)—城” “跨村” “村域”等宅基地發(fā)展權(quán)的市場化轉(zhuǎn)移模式[3,5-6]。基于鄉(xiāng)村異質(zhì)性，針對不同類型鄉(xiāng)村分別匹配拓展型、轉(zhuǎn)移型、保留型或者多類型組合的宅基地發(fā)展權(quán)配置方式[1]?？梢?，現(xiàn)有研究已為宅基地發(fā)展權(quán)的實現(xiàn)及轉(zhuǎn)移政策提供了借鑒。農(nóng)戶作為宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移的直接主體，在保障居住功能前提下，其行為意向?qū)Πl(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移實際行為至關(guān)重要。雖然在宅基地改革試點地區(qū)，宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移成效顯著，但也面臨宅基地發(fā)展權(quán)的權(quán)利落實不到位以及收益分配受損等突出問題[4]，特別是農(nóng)戶認識不足對其行為意向的影響[7]，尚未從農(nóng)戶微觀主體角度探討宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移的農(nóng)戶行為意向。研究方法上，主要運用多元線性回歸模型、結(jié)構(gòu)方程模型及運用Probit、Logit等模型方法，對農(nóng)戶宅基地退出及使用權(quán)流轉(zhuǎn)行為進行研究[8-12]，研究方法對本文有一定借鑒。感知是激發(fā)或指引行為動機的前提[13]。農(nóng)民對宅基地財產(chǎn)價值顯化的需求，導(dǎo)致了實踐層面宅基地發(fā)展權(quán)的實現(xiàn)及其市場化轉(zhuǎn)移交易?？梢姡兄媸寝r(nóng)戶進行宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移行為的推動因素。隨著宅基地從資源資產(chǎn)價值向資本價值轉(zhuǎn)變，農(nóng)戶對宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移的行為多以感知利益為決策點。鑒于此，本文基于計劃行為理論，構(gòu)建感知利益對農(nóng)戶宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移行為理論框架，通過成渝地區(qū)宅基地改革試點區(qū)的實地問卷調(diào)研，采用結(jié)構(gòu)方程模型實證感知利益對農(nóng)戶宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移行為意向的影響規(guī)律，以期為宅基地制度深化改革提供參考。

2 理論基礎(chǔ)及研究假說

2.1 宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移內(nèi)涵界定

課題組前期成果認為宅基地發(fā)展權(quán)是一種新型用益物權(quán)，指宅基地向新產(chǎn)業(yè)新業(yè)態(tài)及一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展用途擴展時，產(chǎn)生了超越其居住保障功能的宅基地發(fā)展性權(quán)利[4]。隨著鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的推進，在農(nóng)村三產(chǎn)融合發(fā)展過程中，資源稟賦及區(qū)位條件較好的村莊，部分農(nóng)村剩余勞動力將在農(nóng)村實現(xiàn)非農(nóng)就業(yè)，同時，部分城市人口流向農(nóng)村實現(xiàn)創(chuàng)業(yè)及養(yǎng)老[3]。 對于休閑農(nóng)業(yè)、鄉(xiāng)村旅游、餐飲民宿及農(nóng)村三產(chǎn)融合等用地的需求在存量集體經(jīng)營性建設(shè)用地之外主要以宅基地用途擴展為主。因此，在前期研究基礎(chǔ)上，本文將宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移界定為農(nóng)戶將宅基地上一定年限的發(fā)展權(quán)以市場交易方式轉(zhuǎn)移給社會主體，社會主體取得宅基地后用于休閑農(nóng)業(yè)、鄉(xiāng)村旅游、餐飲民宿、電子商務(wù)等新產(chǎn)業(yè)新業(yè)態(tài)以及農(nóng)產(chǎn)品冷鏈、倉儲等一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展等用途擴展。宅基地“三權(quán)分置”政策為其發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移提供了制度空間，部分學(xué)者認為宅基地復(fù)墾整治為宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移，但其政府主導(dǎo)作用太強，且定價機制不完全，實則為宅基地復(fù)墾后指標空間轉(zhuǎn)移交易過程[4]。區(qū)別與此，宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移的實質(zhì)是其流轉(zhuǎn)范圍、對象、用途的擴大，并轉(zhuǎn)移一定年限后農(nóng)戶仍擁有宅基地使用權(quán)。宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移范圍超出集體經(jīng)濟組織，流轉(zhuǎn)對象擴大為社會主體。流轉(zhuǎn)用途由住房保障擴大為新產(chǎn)業(yè)新業(yè)態(tài)及一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的過程中，農(nóng)戶將宅基地發(fā)展權(quán)以出租、入股、聯(lián)營等方式轉(zhuǎn)移給社會主體從事經(jīng)營性生產(chǎn)，或與社會主體實現(xiàn)共享共建，提高了農(nóng)戶及集體的財產(chǎn)性收入、帶動就業(yè)機會，促進宅基地要素的城鄉(xiāng)雙向流動。其轉(zhuǎn)移的利益主體為多元主體，即集體、農(nóng)戶及社會主體。

2.2 感知利益與計劃行為理論

感知利益最早在產(chǎn)品營銷領(lǐng)域產(chǎn)生[14]。感知利益是消費者對企業(yè)提供的產(chǎn)品、服務(wù)及情感等體驗后形成的結(jié)果，是其產(chǎn)生購買行為的重要因素[15]。感知利益逐漸被應(yīng)用于研究農(nóng)戶經(jīng)濟行為，是判斷農(nóng)戶行為發(fā)生的重要依據(jù)[16]。就宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移而言，宅基地制度改革使其固有的資本屬性被激活，其功能包括資源、資產(chǎn)與資本屬性。宅基地本是一種具有自然屬性資源，其實體的宅基地價格量化是資源價值的體現(xiàn)，發(fā)生市場轉(zhuǎn)移交易時，即形成資產(chǎn)價值的增值[17]。宅基地資源、資產(chǎn)與資本功能價值的顯化，會帶動農(nóng)民及集體經(jīng)濟的財產(chǎn)性收入，盤活閑置宅基地，促使城鄉(xiāng)土地要素雙向流動[18]，使農(nóng)戶形成利益感知。農(nóng)戶作為理性經(jīng)紀人，在宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移行為意向形成前，會評估并權(quán)衡可能產(chǎn)生的感知利益與心理期望，當農(nóng)戶感知利益大于心理期望時，則促進農(nóng)戶宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移的行為意向，進而產(chǎn)生實際轉(zhuǎn)移行為（圖1）。

圖1 農(nóng)戶宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移行為意向結(jié)構(gòu)框架圖Fig.1 Structure diagram of behavioral intention of farmers’ rural residential land development right transfer

計劃行為理論（Theory of Planned Behavior, TPB）是AJZEN在多屬性理論和理性行為理論基礎(chǔ)上修正而來，是社會心理學(xué)領(lǐng)域中解釋和預(yù)測人類行為的經(jīng)典理論[19-20]。計劃行為理論由主觀規(guī)范、知覺行為控制和行為態(tài)度共同對行為意向作用而產(chǎn)生的影響[21]。該理論被廣泛用于行為科學(xué)領(lǐng)域，用于解釋人的行為動機和意向以及進行行為預(yù)測[22]。而農(nóng)戶宅基地的行為研究中，計劃行為理論主要被用來研究農(nóng)戶宅基地的退出行為意向[23]。迄今為止，對農(nóng)戶宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移行為意向的研究還不多見。行為意向受行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制的影響，是最直接影響實際行為的因素，主要反映在行為決策時個體愿意付出的效能[21]。其中，行為態(tài)度指個體在某一特定情境下對其行為做出的積極、中立或消極評估[24]。知覺行為控制指個體受控制信念和知覺強度影響而感知執(zhí)行特定行為的難易程度[16,21-22]。其中控制信念指個體知覺到的可能促進和阻礙執(zhí)行行為的因素，知覺強度則指個體知覺到這些因素對行為的影響程度[21]。主觀規(guī)范指個體感知到重要他人或團體對其是否執(zhí)行行為意向給予的期望和順從意向，受規(guī)范信念和順從動機的影響[23]。因此，計劃行為理論框架分為動機階段和執(zhí)行階段，個體內(nèi)在的行為邏輯在行為意向形成前的動機階段被闡釋，在行為意向形成后的執(zhí)行階段，實際行為的開展取決于意向的明顯程度，二者具有一致性。

因此，結(jié)合農(nóng)戶宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移的實際情境，將感知利益引入TPB框架，依據(jù)計劃行為理論，揭示感知利益對農(nóng)戶宅基地發(fā)展權(quán)行為意向的內(nèi)在規(guī)律（圖1）。

2.3 研究假說

（1）行為態(tài)度與農(nóng)戶宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移行為意向。農(nóng)戶宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移行為中，行為態(tài)度主要包括農(nóng)戶宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移的熱情程度、支持態(tài)度以及對政府工作的滿意度。行為意向包括農(nóng)戶愿意為宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移付出的時間、勞動、經(jīng)濟等效能。一般情況下，農(nóng)戶對宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移行為是正面反饋，則農(nóng)戶行為意向越強烈，即農(nóng)戶參與的熱情程度和政府對宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移政策宣傳的滿意度越高，則農(nóng)戶行為意向越強烈，反之亦然。同時，農(nóng)戶行為態(tài)度會影響農(nóng)戶感知利益后的行為意向，感知利益的衡量和預(yù)期是影響其行為意向的重要原因。一方面，農(nóng)戶參與宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移熱情度越高，政府的政策宣傳越到位，農(nóng)戶作為理性經(jīng)紀人，對感知經(jīng)濟利益的衡量和預(yù)期越會對其行為意向產(chǎn)生積極影響。另一方面，行為態(tài)度越積極，經(jīng)濟利益最大化的同時，農(nóng)戶對社會利益的認知越高，其行為意向響應(yīng)程度越積極?；谝陨戏治?，提出如下假說：

假說1：行為態(tài)度對農(nóng)戶宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移行為意向具有顯著正向影響。

假說2：行為態(tài)度對農(nóng)戶權(quán)衡宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移帶來的感知利益具有顯著正向影響。

（2）主觀規(guī)范與農(nóng)戶宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移行為意向。本文規(guī)范信念主要有鄰里示范和響應(yīng)宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移的相關(guān)政策，順從動機包括宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移相關(guān)法律法規(guī)的認知。農(nóng)戶需要對宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移帶來的感知利益進行權(quán)衡，農(nóng)戶對宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移相關(guān)政策及法律法規(guī)的認知程度越高，受休閑農(nóng)業(yè)、鄉(xiāng)村旅游、餐飲民宿等轉(zhuǎn)移用途的鄰里示范影響越強，越有利于農(nóng)戶評估宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移可能產(chǎn)生的感知利益，當感知利益大于心理期望，則促進農(nóng)戶宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移的行為意向，即農(nóng)戶更愿意為宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移付出時間、勞動、經(jīng)濟等效能。基于以上分析，提出如下假說：

假說3：主觀規(guī)范對農(nóng)戶權(quán)衡宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移帶來的感知利益具有顯著正向影響。

（3）知覺行為控制與農(nóng)戶宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移行為意向。前文所述，知覺行為控制由控制信念與知覺強度組成。宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移行為問題中，控制信念指農(nóng)戶知覺到宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移增值收益分配、房屋利用程度及居住穩(wěn)定性等因素對農(nóng)戶權(quán)衡宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移帶來的感知利益行為可能起到促進或阻礙作用。知覺強度則指農(nóng)戶知覺到家庭收入來源、宅基地利用現(xiàn)狀、農(nóng)戶總造價、獲取宅基地相關(guān)信息等家庭資源稟賦和外部環(huán)境因素對行為的影響程度。農(nóng)戶宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移的感知利益是權(quán)衡其可獲利益和知覺風(fēng)險后的整體評價。因此，宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移后增值收益不合理、房屋損壞程度、居住不穩(wěn)定以及家庭收入來源以農(nóng)業(yè)收入為主，獲取宅基地相關(guān)信息不對稱等因素一定程度上會使宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移帶來的感知利益小于心理預(yù)期，抑制農(nóng)戶行為意向。基于以上分析，提出如下假說：

假說4：知覺行為控制對農(nóng)戶權(quán)衡宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移帶來的感知利益具有顯著負向影響。

（4）感知利益與農(nóng)戶宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移行為意向。感知利益指個體從產(chǎn)品收益、服務(wù)質(zhì)量、情感滿足等方面進行主觀評價后形成的結(jié)果[13,23]。農(nóng)戶對宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移帶來的經(jīng)濟利益和社會利益進行評估，進而決定其行為意向。農(nóng)戶宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移感知經(jīng)濟利益包括可增加農(nóng)民財產(chǎn)性收入和增加集體經(jīng)濟收入，感知社會利益包括盤活閑置宅基地并且?guī)泳蜆I(yè)機會。農(nóng)戶對感知經(jīng)濟利益和社會利益的認知越強，感知利益的評估超過心理預(yù)期，則積極促進農(nóng)戶行為意向。基于以上分析，提出如下假說：

假說5：感知利益對農(nóng)戶宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移行為意向具有顯著正向影響。

3 數(shù)據(jù)、模型與變量

3.1 數(shù)據(jù)來源與樣本特征

3.1.1 數(shù)據(jù)來源

成渝地區(qū)是中國西部重要城市帶。2020年，中央財經(jīng)委員會提出推動成渝地區(qū)雙城經(jīng)濟圈建設(shè)，區(qū)域范圍包括四川省15個市、重慶市27個區(qū)（縣）以及開州區(qū)、云陽縣部分地區(qū)，總面積18.5萬km2。近年來，成渝地區(qū)已成為城鄉(xiāng)融合高質(zhì)量發(fā)展的重要增長極和新動力源。新一輪宅基地改革試點名單中包含重慶市大足區(qū)、永川區(qū)、梁平區(qū)以及成都市郫都區(qū)、瀘州市瀘縣和眉山市彭山區(qū)，試點區(qū)縣相繼涌現(xiàn)出盤活利用宅基地發(fā)展民宿、農(nóng)家樂或農(nóng)產(chǎn)品加工等用途。如成都市郫都區(qū)有全國農(nóng)業(yè)旅游示范點，重慶市大足區(qū)是全國休閑農(nóng)業(yè)重點縣。成渝地區(qū)宅基地改革試點區(qū)農(nóng)戶宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移行為意向具有典型性，課題組于2021年3—12月深入成渝地區(qū)宅基地改革試點區(qū)的6個區(qū)縣12個村，采用參與式評估法，對樣本區(qū)進行問卷調(diào)研，發(fā)放問卷632份，收回問卷632份，經(jīng)有效檢驗剔除無效樣本，用于模型分析的樣本共582份，有效率為92.09%。

3.1.2 農(nóng)戶樣本特征

本次調(diào)研中，受訪農(nóng)戶71.48%為男性，68.90%農(nóng)戶年齡分布在45歲以上（表1）。多數(shù)農(nóng)戶的受教育程度為初中（36.43%）和小學(xué)及以下（40.89%）。家庭人口數(shù)5人以上的占42.27%。受訪農(nóng)戶收入來源中68.38%為外出務(wù)工，個體經(jīng)營占2.23%，務(wù)農(nóng)農(nóng)戶占16.32%。

表1 農(nóng)戶樣本特征Tab.1 Sample characteristics of farmers

宅基地的基本特征因素中，從每戶擁有的宅基地數(shù)量看，96.05%的農(nóng)戶擁有一處宅基地，擁有兩處及以上宅基地的農(nóng)戶較少，占樣本總量的3.95%。樣本區(qū)宅基地“一戶多宅”的現(xiàn)象并不多見。從宅基地確權(quán)登記的情況看，555戶已經(jīng)確權(quán)登記，27戶尚未確權(quán)登記，調(diào)研發(fā)現(xiàn)尚未確權(quán)登記的主要原因是戶口上有幾兄弟，戶口沒有分戶，宅基地產(chǎn)權(quán)存在爭議。確權(quán)登記是宅基地產(chǎn)權(quán)明晰及保障物權(quán)的基礎(chǔ)，是宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移的前提。

3.2 模型構(gòu)建與變量說明

3.2.1 結(jié)構(gòu)方程模型的構(gòu)建

結(jié)構(gòu)方程模型通過協(xié)方差矩陣和因素分析法構(gòu)建潛變量與潛變量以及潛變量與測量變量間的結(jié)構(gòu)關(guān)系。農(nóng)戶認知等難以直接觀測的問題可被有效解決，并能清晰描繪農(nóng)戶行為。完整的結(jié)構(gòu)方程模型包括測量模型與結(jié)構(gòu)模型。與傳統(tǒng)回歸分析模型相比，結(jié)構(gòu)方程模型各潛變量間可通過路徑選擇來構(gòu)建潛變量與潛變量間的邏輯關(guān)系，并容許內(nèi)生變量與外生變量間存在測量誤差[25]。本文構(gòu)建模型如下：

式（1）為結(jié)構(gòu)模型，表示潛變量間關(guān)系；B為η的相關(guān)系數(shù)矩陣；Γ為θ對η的影響；η為內(nèi)生潛變量，θ為外生潛變量，ζ為隨機擾動項；Y和X為觀測變量；ε和δ為測量誤差；式（2）和式（3）為測量模型，表示潛變量與觀測變量間的聯(lián)系；Λx為X在γ上的負荷矩陣；Λy為Y在η上的負荷矩陣。

3.2.2 變量說明

借鑒牛善棟等[13]設(shè)置的變量類型（感知利益、行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制、農(nóng)戶行為），依據(jù)農(nóng)戶宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移行為意向理論框架（圖1），本文共設(shè)5個潛在變量以及相對應(yīng)的8個觀測變量，通過李克特量表進行測量，具體的測量項目與描述性統(tǒng)計結(jié)果見表2。

表2 變量信度指標Tab.2 Reliability index of variables

4 實證結(jié)果分析

4.1 信度與校度檢驗

4.1.1 信度檢驗

采用SPSS 25.0軟件進行信度檢驗，對問卷數(shù)據(jù)進行可靠性統(tǒng)計，信度檢驗結(jié)果得到“行為態(tài)度“和“農(nóng)戶行為”克朗巴哈（Cronbach a）值為0.518和0.693，“感知利益”、“主觀規(guī)范”和“知覺行為控制”的Cronbach a值分別為0.668、0.465和0.622，滿足信度區(qū)間[18]，問卷具有良好的信度。

4.1.2 效度檢驗和探索性因子分析

效度檢驗指結(jié)構(gòu)效度有效性，首先進行KMO值Bartlett球形度值檢驗，結(jié)果得到KMO= 0.818，大于0.8且接近1，巴特利特檢驗值為0，且相應(yīng)的P值在1%水平通過顯著檢驗，說明適合因子分析，變量的結(jié)構(gòu)效度良好。

4.2 結(jié)構(gòu)方程模型分析

4.2.1 模型驗證與修正

采用AMOS 24.0軟件，進行結(jié)構(gòu)方程模型適配度檢驗，依據(jù)結(jié)構(gòu)方程模型適配度標準值范圍，經(jīng)過模型修正與適配度檢驗，刪除觀測變量CB1、CB2與CI1。修正后的模型適配度指標值見表3。

表3 結(jié)構(gòu)方程模型適配度指標值Tab.3 Index values of structural equation model fitness

由表3可見，修正后的模型比初始模型擬合度更好，CMIN/DF＜3，表明修正模型與樣本數(shù)據(jù)的契合度較好，模型適配程度高。絕對指標中，GFI為0.921，大于0.90，AGFI為0.898，接近0.90，RMR為0.042，小于0.05，RMSEA為0.058，小于0.08，表明模型的絕對擬合較好。相對指標中，NFI、CFI和IFI分別為0.818、0.870和0.872，大于0.80，RFI為0.787，接近0.80，表明模型相對擬合較好，修正后的模型整體通過適配度檢驗。

4.2.2 模型估計結(jié)果

運用AMOS 24.0軟件，對結(jié)構(gòu)模型反復(fù)擬合，最終得到標準化路徑系數(shù)估計結(jié)果如圖2所示，結(jié)構(gòu)方程模型假設(shè)檢驗結(jié)果如表4所示。

表4 研究假設(shè)檢驗結(jié)果Tab.4 Research hypothesis test results

依據(jù)結(jié)構(gòu)方程模型效應(yīng)計算方法[26]，標準化路徑系數(shù)反映了潛變量間的直接效應(yīng)，間接效應(yīng)由各潛變量間傳導(dǎo)路徑系數(shù)相乘，總效應(yīng)為二者之和。為此，由結(jié)構(gòu)方程模型路徑系數(shù)估計結(jié)果（圖2），進一步得到潛變量間的間接效應(yīng)和總效應(yīng)（表4）。其中行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制到感知利益的間接效應(yīng)分別為0.274、0.193和0.189，行為態(tài)度到農(nóng)戶行為的間接效應(yīng)為0.052，感知利益到農(nóng)戶行為的間接效應(yīng)為0。模型非標準化P值結(jié)果均通過10%、5%和1%水平顯著檢驗，表明前文提出的研究假設(shè)均通過檢驗，研究假設(shè)符合現(xiàn)實。

圖2 結(jié)構(gòu)方程模型標準化路徑系統(tǒng)估計結(jié)果Fig.2 Systematic estimation results of standardized path of structural equation model

4.3 結(jié)果分析

（1）行為態(tài)度對農(nóng)戶宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移行為意向的影響。從表4可以看出，行為態(tài)度對農(nóng)戶行為意向的直接效應(yīng)為0.647，且在1%水平下顯著，驗證了假說1，行為態(tài)度對農(nóng)戶宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移行為意向具有顯著正向影響。表明農(nóng)戶對宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移越認同，參與熱情程度越高，對政府工作滿意度越好，農(nóng)戶宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移的行為意向越強烈。從圖2可知，行為態(tài)度觀測變量BH1（0.50）和BH2（0.45）的因子載荷大于BH3（0.05）。與農(nóng)戶對政府工作滿意度相比，農(nóng)戶對宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移的認同和熱情程度對其行為態(tài)度和行為意向有更大影響。

（2）感知利益對農(nóng)戶宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移行為意向的影響。感知利益對農(nóng)戶行為的直接效應(yīng)為0.147，在10%顯著水平下通過檢驗，假說5成立。從圖2可知，感知經(jīng)濟利益的觀測變量PI11、PI22和感知社會利益的觀測變量PS1、PS2的因子載荷系數(shù)分別為0.57、0.62、0.58和0.56，農(nóng)戶認為宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移可能會增加農(nóng)民財產(chǎn)和村集體經(jīng)濟收入，盤活閑置宅基地并帶動就業(yè)機會，當這種感知利益認知越強，越會促進農(nóng)戶對宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移的行為意向，使農(nóng)戶愿意為發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移付出時間、勞動、經(jīng)濟等效能。

（3）主觀規(guī)范、行為態(tài)度和知覺行為控制對感知利益的顯著水平分別在5%水平下通過檢驗，說明假說2、假說3與假說4成立（表4）。主觀規(guī)范、行為態(tài)度和知覺行為控制對感知利益的直接效應(yīng)分別為0.471、0.356和-0.170，主觀規(guī)范對感知利益的直接效應(yīng)最大，且為正向影響，其次為行為態(tài)度，知覺行為控制對感知利益的影響為負向效應(yīng)。從圖2可知，主觀規(guī)范的觀測變量SN1、SN2和SM1的因子載荷分別為0.48、0.42和0.04，可見，鄰里好的宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移示范模式、農(nóng)戶對宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移相關(guān)政策響應(yīng)積極及其法律法規(guī)越完善，農(nóng)戶感知宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移帶來的經(jīng)濟利益和社會利益越強烈。知覺行為控制的觀測變量CI2和CI3的因子載荷相對大于其它觀測變量系數(shù)，分別為0.47和0.39，可見，與農(nóng)戶受損風(fēng)險、發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移收益分配不合理風(fēng)險、農(nóng)房全部用來自住等因素相比，農(nóng)戶獲取宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移信息不對稱及家庭收入以務(wù)農(nóng)為主等因素會更大地降低農(nóng)戶評估其發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移感知利益的結(jié)果預(yù)期。

4.4 機制分析

根據(jù)圖1感知利益對農(nóng)戶宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移行為意向影響框架，結(jié)合模型估計結(jié)果，以及研究區(qū)農(nóng)戶宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移行為特點，對感知利益、計劃行為理論以及農(nóng)戶宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移行為意向間的關(guān)系進行分析，具體分析如下：

（1）主觀規(guī)范、行為態(tài)度與知覺行為控制三者間的標準化路徑系數(shù)別分為主觀規(guī)范?行為態(tài)度（0.658）＞主觀規(guī)范?知覺行為控制（0.241）＞行為態(tài)度?知覺行為控制（0.212），且非標準化結(jié)果顯示P值在5%和10%水平下顯著，表明主觀規(guī)范、行為態(tài)度和知覺行為控制三者有顯著影響，且從標準化路徑系數(shù)值可以看出，主觀規(guī)范與行為態(tài)度二者間影響程度相對較大（圖2）?？梢姡r(nóng)戶對宅基地相關(guān)政策的響應(yīng)及其完善的法律法規(guī)為其發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移提供了制度基礎(chǔ)，較大程度上誘導(dǎo)了農(nóng)戶意愿，66.32%農(nóng)戶認同宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移，對農(nóng)戶行為意向產(chǎn)生了促進作用。

（2）傳導(dǎo)路徑對農(nóng)戶宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移行為意向的影響過程。研究假設(shè)均通過檢驗（表4），由此可形成“主觀規(guī)范→感知利益→農(nóng)戶行為”“知覺行為控制→感知利益→農(nóng)戶行為”“行為態(tài)度→感知利益→農(nóng)戶行為”三條傳導(dǎo)路徑（圖3）。鄰里模式、制度環(huán)境及法律法規(guī)越規(guī)范，感知經(jīng)濟利益和社會利益越強烈，越有利于農(nóng)戶愿意為宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移付出時間、勞動、經(jīng)濟等行為；農(nóng)房受損風(fēng)險、發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移收益分配不合理風(fēng)險、獲取信息不對稱、家庭收入以務(wù)農(nóng)為主且農(nóng)房全部用來自住等因素，會降低農(nóng)戶評估發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移感知利益的結(jié)果預(yù)期，不利于農(nóng)戶宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移的行為意向；農(nóng)戶對政府工作越滿意，宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移熱情度越高，越有利于農(nóng)戶感知經(jīng)濟和社會利益后產(chǎn)生的行為意向。因此，在三條傳導(dǎo)路徑驅(qū)動下，結(jié)合研究區(qū)樣本特征，應(yīng)將宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移上升為法律層面，構(gòu)建兼顧農(nóng)戶、村集體及社會主體的增值收益分配機制，提高農(nóng)戶宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移熱情，通過宅改實踐中鄰里帶頭示范的作用，為促進農(nóng)戶發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移行為意向增添催化劑，為農(nóng)戶宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移行為意向提供典型模式示范及制度和法律保障。

圖3 感知利益對農(nóng)戶宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移行為意向傳導(dǎo)路徑的運維邏輯Fig.3 Operation logic of consistent path of perceived benefits on farmers’ behavioral intention of rural residential land development right transfer

5 結(jié)論與討論

5.1 結(jié)論

本文以計劃行為理論為基礎(chǔ)，構(gòu)建農(nóng)戶宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移感知利益權(quán)衡模型，基于成渝地區(qū)宅基地改革試驗區(qū)的582份農(nóng)戶問卷調(diào)查，調(diào)研數(shù)據(jù)和結(jié)構(gòu)方程模型均通過檢驗，結(jié)論如下：

（1）行為態(tài)度直接對農(nóng)戶宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移行為意向具有顯著正向影響，特別是農(nóng)戶對宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移越認同，參與熱情程度越高，對政府工作滿意度越好，直接積極影響農(nóng)戶行為意向。為此，多渠道宣傳宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移相關(guān)政策，增強農(nóng)戶與政府間信息對稱性，提升農(nóng)戶對政府宣傳工作滿意度及以公眾參與熱情，促進農(nóng)戶宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移行為意向。

（2）感知利益對農(nóng)戶宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移行為意向具有顯著正向影響。農(nóng)戶對增加農(nóng)民財產(chǎn)性收入、增加村集體經(jīng)濟收入、盤活閑置宅基地與帶動就業(yè)機會等經(jīng)濟利益與社會利益的感知，是激發(fā)農(nóng)戶為宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移付出時間、勞動力、經(jīng)濟等行為意向的重要影響因素。

（3）“主觀規(guī)范→感知利益→農(nóng)戶行為”“知覺行為控制→感知利益→農(nóng)戶行為”“行為態(tài)度→感知利益→農(nóng)戶行為”三條傳導(dǎo)路徑驅(qū)動下，應(yīng)將宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移上升為法律層面，構(gòu)建兼顧農(nóng)戶、村集體及社會主體的增值收益分配機制，提高農(nóng)戶宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移熱情，通過宅基地改革實踐中鄰里帶頭示范的作用，為促進農(nóng)戶發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移行為意向增添催化劑，為農(nóng)戶宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移行為意向提供典型模式示范及制度和法律保障。

5.2 討論

宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移為實現(xiàn)土地要素市場化配置提供了重要途徑，本文界定了宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移內(nèi)涵，以計劃行為理論為基礎(chǔ)，基于成渝地區(qū)宅基地改革試點區(qū)調(diào)查數(shù)據(jù)，揭示感知利益對農(nóng)戶宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移行為意向的影響。彌補了宅基地發(fā)展權(quán)在各試點地區(qū)均已出現(xiàn)，但學(xué)界對宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移以及感知利益對農(nóng)戶宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移行為意向研究較少的不足，豐富了改革試點區(qū)宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移的研究成果，為穩(wěn)慎推進新一輪宅基地制度改革提供參考。然而針對不同區(qū)位條件，感知利益對農(nóng)戶宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移行為意向有一定差異，本文并未探討區(qū)位異質(zhì)性與農(nóng)戶宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移行為的內(nèi)在關(guān)系，因此，揭示城鄉(xiāng)結(jié)合部及傳統(tǒng)農(nóng)區(qū)感知利益對農(nóng)戶宅基地發(fā)展權(quán)轉(zhuǎn)移行為意向的規(guī)律將是下一步的研究方向。