吳九興　楊鋼橋

摘要 農(nóng)地整理項目實(shí)施涉及眾多的利益相關(guān)者，尤其是項目區(qū)的廣大農(nóng)民。農(nóng)民對農(nóng)地整理項目的支持、關(guān)注和參與行動都會對農(nóng)地整理項目的實(shí)施效果產(chǎn)生重要影響，研究農(nóng)民參與行為具有重要的政策含義和現(xiàn)實(shí)意義?；诤笔?個縣區(qū)7個農(nóng)地整理項目農(nóng)民參與問卷調(diào)查數(shù)據(jù)，本文利用計劃行為理論和結(jié)構(gòu)方程模型構(gòu)建了農(nóng)地整理項目農(nóng)民參與行為的理論模型，并分析了農(nóng)地整理項目農(nóng)民參與行為的影響因素及其影響路徑。研究結(jié)果表明，行為態(tài)度、主觀規(guī)范、行為控制知覺都對農(nóng)地整理項目農(nóng)民參與行為意向有顯著影響；行為控制知覺對行為態(tài)度有顯著影響；主觀規(guī)范對行為控制知覺有顯著影響；行為態(tài)度在行為控制知覺對行為意向影響過程中起中介作用；行為控制知覺在主觀規(guī)范對行為意向影響過程中起中介作用。因此，要加強(qiáng)對農(nóng)民的農(nóng)地整理政策和相關(guān)知識培訓(xùn)；制定農(nóng)民參與農(nóng)地整理的程序化政策，使參與活動有制度保障；營造農(nóng)民積極參與的氛圍；實(shí)行項目信息全公開制度，減少農(nóng)民參與的障礙。

關(guān)鍵詞農(nóng)地整理項目；農(nóng)民參與；計劃行為理論；行為意向；結(jié)構(gòu)方程模型

中圖分類號F301.2文獻(xiàn)標(biāo)識碼A文章編號1002-2104（2014）02-0102-09doi：10.3969/j.issn.1002-2104.2014.02.015

農(nóng)地整理是增加有效耕地面積、提高耕地質(zhì)量、促進(jìn)農(nóng)業(yè)增產(chǎn)和農(nóng)民增收的重要政策工具。農(nóng)民是農(nóng)地整理項目的核心利益相關(guān)者，農(nóng)民參與有助于改進(jìn)農(nóng)地整理項目的規(guī)劃設(shè)計，提高工程設(shè)施質(zhì)量和增強(qiáng)項目后期管護(hù)可靠性。近年來，農(nóng)地整理項目農(nóng)民參與的有關(guān)問題引起了一些學(xué)者的關(guān)注，相關(guān)研究集中在農(nóng)民參與的意義、現(xiàn)狀、問題、影響因素及對策等方面。于法展認(rèn)為參與式方法有助于農(nóng)民積極、主動地參與到農(nóng)地整理項目，易于得到農(nóng)民的認(rèn)可，有利于項目的順利實(shí)施[1]；王璦玲等利用問卷資料分析了農(nóng)民的參與現(xiàn)狀、對農(nóng)地整理的認(rèn)知和參與意愿[2-3]；王晶對天津農(nóng)民參與農(nóng)地整理的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民參與農(nóng)地整理項目存在信息不暢、農(nóng)民重視短期利益、要求較低的參與成本和缺少參與的組織機(jī)構(gòu)等問題[4]；李慶強(qiáng)探討了農(nóng)民參與農(nóng)地整理的程序問題，強(qiáng)調(diào)在項目立項階段要征求農(nóng)民意見、規(guī)劃設(shè)計要尊重農(nóng)民的意愿、建設(shè)施工要讓農(nóng)民全程參與，使農(nóng)民參與由被動轉(zhuǎn)為主動[5]；汪文雄等通過實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，戶主文化程度、耕地面積、非農(nóng)收入比例、對后期管護(hù)的認(rèn)知程度、政策宣傳和管護(hù)資金來源等因素影響農(nóng)民參與意愿[6]；王文玲等對農(nóng)地整理項目農(nóng)民參與程度進(jìn)行了研究，結(jié)果表明村干部身份、每戶耕地面積、村干部對農(nóng)地整理的態(tài)度、文化程度、認(rèn)知程度、農(nóng)民參與程序規(guī)范性等因素顯著影響農(nóng)民參與程度[7]。從上述文獻(xiàn)分析可知，有關(guān)農(nóng)地整理項目農(nóng)民參與的研究仍然存在不足，既沒對農(nóng)民參與的動因給出理論解釋，也沒對農(nóng)民參與行為進(jìn)行實(shí)證分析，而這對科學(xué)理解農(nóng)地整理項目農(nóng)民參與行為非常重要。本文運(yùn)用計劃行為理論和結(jié)構(gòu)方程模型，構(gòu)建農(nóng)地整理項目農(nóng)民參與行為的理論模型，利用結(jié)構(gòu)方程模型探究農(nóng)民參與行為影響因素的路徑，驗(yàn)證先前理論模型中提出的研究假設(shè)，解釋農(nóng)民參與行為意向的形成機(jī)理，為政府部門制訂農(nóng)地整理項目農(nóng)民參與政策提供科學(xué)依據(jù)。

1理論模型及影響因素1.1計劃行為理論

計劃行為理論（Theory of Planned Behavior）以態(tài)度期望價值、信息加工為出發(fā)點(diǎn)來解釋個體行為的一般決策過程。該理論認(rèn)為行為意向是影響行為的最直接因素，而行為意向反過來受到行為態(tài)度、主觀規(guī)范、行為控制知覺的影響[8-9]。與理性行為理論相比，計劃行為理論放棄了“個體行為受意志控制”的假設(shè)，增加行為控制知覺的變量，使改進(jìn)后的理論更具解釋力，適用范圍更廣。計劃行為理論中的行為意向是指“盡量去執(zhí)行某一行為的傾向”，它并不預(yù)測目標(biāo)的達(dá)到程度，只是預(yù)測個體是否愿意執(zhí)行某一行為[10-11]。個體行為不僅受到行為意向的影響，還受到執(zhí)行行為的個人能力、機(jī)會、資源等實(shí)際控制條件的制約。在條件充分滿足的前提下，行為意向直接決定行為，而行為態(tài)度、主觀規(guī)范和行為控制知覺三個變量決定行為意向，即行為態(tài)度越強(qiáng)烈，行為意向就越大；重要人物的支持和行為控制知覺越強(qiáng)，行為意向越大。此外，個人擁有的信息、個人及社會文化背景等都會影響行為意向，進(jìn)而影響個體行為[12]。

吳九興等：農(nóng)地整理項目農(nóng)民參與行為的機(jī)理研究中國人口·資源與環(huán)境2014年第2期圖1計劃行為理論的模型（Ajzen，1991）

Fig.1Model of the theory of planned

behavior （Ajzen，1991）

圖1描述了行為態(tài)度、主觀規(guī)范、行為控制知覺的區(qū)別和聯(lián)系。其中，行為態(tài)度，是個體對執(zhí)行某特定行為的喜愛或不喜愛的程度的評估，由行為信念所決定，而行為信念又分為行為信念強(qiáng)度和行為結(jié)果的評估，用數(shù)學(xué)表示如下：

AB=∑biei（1）

式中：AB表示行為態(tài)度；bi表示行為信念強(qiáng)度；ei表示對行為結(jié)果的評估。

主觀規(guī)范，反映的是重要的他人和團(tuán)體對個體決策行為的影響，即個體在執(zhí)行某特定行為時所感知到的社會壓力。主觀規(guī)范受到規(guī)范信念和順從動機(jī)的影響，規(guī)范信念是個體預(yù)期重要他人和團(tuán)體的期望；順從動機(jī)是個體順從重要他人和團(tuán)體期望的意向，用數(shù)學(xué)表示如下：

SN=∑nimi（2）

式中：SN表示主觀規(guī)范；ni表示規(guī)范信念；mi表示對規(guī)范信念或社會壓力的感知強(qiáng)度，即順從動機(jī)。

行為控制知覺，是個體感知執(zhí)行某特定行為的容易或困難程度，反映的是個體對于執(zhí)行某行為因素的知覺。行為控制知覺由兩部分組成，即控制信念和感知強(qiáng)度，用數(shù)學(xué)表示如下：

PBC=∑cipi（3）

式中：PBC表示行為控制知覺；ci表示控制信念；pi表示感知強(qiáng)度。

1.2農(nóng)民參與行為的影響因素

在本文中，農(nóng)民參與行為是指農(nóng)民在農(nóng)地整理項目的立項申報、規(guī)劃設(shè)計、施工建設(shè)、竣工驗(yàn)收等環(huán)節(jié)中，通過表達(dá)意見、方案評價、監(jiān)督管理、投工投勞等方式來實(shí)現(xiàn)預(yù)期利益目標(biāo)的活動。農(nóng)民參與行為受到行為態(tài)度、主觀規(guī)范和行為控制知覺的影響。有些研究者提出，要綜合考慮態(tài)度的工具性成分和情感性成分，并在研究時同時測量兩種態(tài)度[13-14]；另一些研究者認(rèn)為兩者測量方法的測量結(jié)果實(shí)際上并無多大差異，對是否同時使用兩種態(tài)度測量提出質(zhì)疑[15-16]。

1.2.1行為態(tài)度

態(tài)度是計劃行為理論的重要概念，它表征行為主體對執(zhí)行某一特定行為喜歡或不喜歡的程度。農(nóng)民對參與的態(tài)度分為兩類，一種是對參與行為本身的態(tài)度，另一種對農(nóng)地整理項目的態(tài)度。前者指主體對行為本身所持有的態(tài)度，如通過參與可以表達(dá)自己意見或想法、利益需求、提高自身的公民意識、豐富專業(yè)知識、增加對項目的滿意度、體現(xiàn)村民自主權(quán)利、提升參與者的影響力等等。后者指主體對目標(biāo)物的態(tài)度，在本文中則是指對農(nóng)地整理項目的態(tài)度，如抵制、反對、可有可無的心態(tài)等等。

從行為主體的經(jīng)濟(jì)理性講，農(nóng)民參與農(nóng)地整理項目的態(tài)度最終可以通過經(jīng)濟(jì)分析來解釋的。在預(yù)期參與比不參與獲得更多收益的情況下，農(nóng)民會選擇參與；否則，選擇不參與。因此，給農(nóng)民以合理的收益預(yù)期是觸動農(nóng)民參與積極心理的關(guān)鍵，收益不能簡單地理解為物質(zhì)收益，還應(yīng)包括非物質(zhì)收益。農(nóng)地整理區(qū)農(nóng)民調(diào)查反饋情況表明，大多數(shù)農(nóng)民在受到邀請的情況下愿意參與到農(nóng)地整理項目中來，而只有少數(shù)農(nóng)民采取主動參與的方式。大致有兩個原因：一是現(xiàn)在的農(nóng)地整理政策中缺少具有操作性的農(nóng)民參與條款，導(dǎo)致農(nóng)民參與沒有政策保障；二是規(guī)劃設(shè)計單位、施工建設(shè)單位和工程監(jiān)理單位征求農(nóng)民意見往往是走形式，影響農(nóng)民參與的積極性。

1.2.2主觀規(guī)范

農(nóng)民參與農(nóng)地整理項目會受到主觀規(guī)范的影響。在計劃行為理論看來，主觀規(guī)范反映的是社會壓力對個體行為的影響。與態(tài)度—行為意向、行為控制知覺—行為意向的關(guān)系相比，主觀規(guī)范與行為意向的關(guān)系顯得弱一些，這是因?yàn)閭€體是否順從社會壓力而做出某一特定行為選擇并不總是可靠。為此，有研究者進(jìn)一步細(xì)分主觀規(guī)范，將其分為個人規(guī)范、示范性規(guī)范和指令性規(guī)范[17]。其中，個人規(guī)范還沒有得到學(xué)界的認(rèn)可，而示范性規(guī)范和指令性規(guī)范在不同的研究中所顯示的與行為意向的相關(guān)關(guān)系存在較大差異，如Rivis and Sheeran進(jìn)行元分析研究發(fā)現(xiàn)示范性規(guī)范與行為意向的相關(guān)系數(shù)為0.44，而在其他研究中這種相關(guān)性則更高[18]。農(nóng)民參與農(nóng)地整理項目的行為首先受到來自家庭成員、鄰居、村委會的影響；除了上述主體外，還受到鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府、縣市國土管理部門等行政主體的壓力影響。

1.2.3行為控制知覺

行為控制知覺作為一個解釋變量，其主要目的是解釋非意志完全控制的行為。行為控制知覺的測量項目被認(rèn)為由兩個方面組成，即控制信念和感知強(qiáng)度，其中，感知強(qiáng)度又被稱為是自我效能感信念。在農(nóng)民參與農(nóng)地整理項目時，常感到參與受到時間、金錢、知識和其他資源的約束，且這些約束條件具有普遍性。一是當(dāng)農(nóng)民決定花一定的時間參與農(nóng)地整理項目后，則必須放棄做其他事情的機(jī)會，即存在機(jī)會成本；二是在目前的農(nóng)地整理政策背景下，農(nóng)民得支付自己參加論證會、村民代表大會、聽證會等的交通費(fèi)用；三是農(nóng)民可能覺得自己的知識不夠，特別是專業(yè)知識不夠，擔(dān)心所提意見得不到響應(yīng)而心存顧慮，最終致使農(nóng)民對參與感到有難度與自身能力不足。因此，可將時間約束、金錢約束、知識不足和其他條件視為行為控制知覺的影響因素。

2數(shù)據(jù)來源與樣本分析2.1數(shù)據(jù)來源

根據(jù)湖北國土資源廳項目報表（2001-2009）和2010-2011年湖北國土廳網(wǎng)站上的相關(guān)數(shù)據(jù)計算，湖北省農(nóng)地整理事業(yè)取得了很大進(jìn)展，2001-2011年共實(shí)施了900多個農(nóng)地整理項目，其中約68.92%的項目集中在武漢城市圈。武漢城市圈，又稱“1+8”城市圈，是指以武漢為中心城市，包括黃石、鄂州、黃岡、孝感、咸寧、仙桃、天門、潛江8個城市所組成的城市圈。城市圈的建設(shè)，涉及工業(yè)、交通、教育、金融、旅游等諸多領(lǐng)域。本研究以武漢城市圈為研究區(qū)域，最終選定武漢市江夏區(qū)、武漢市蔡甸區(qū)、咸寧市嘉魚縣、鄂州市鄂城區(qū)和鄂州市華容區(qū)7個農(nóng)地整理項目區(qū)作為本文的調(diào)查區(qū)域，項目區(qū)的情況介紹可見吳九興和楊鋼橋[19]。

本研究農(nóng)戶調(diào)查包括預(yù)調(diào)查和正式調(diào)查。2012年4月23日預(yù)調(diào)查地點(diǎn)選擇武漢市江夏區(qū)金口鎮(zhèn)，采取面對面的封閉問卷調(diào)查方法，共計獲得有效問卷8份。根據(jù)預(yù)調(diào)查時發(fā)現(xiàn)的問題，對預(yù)調(diào)查問卷進(jìn)行修改完善得到正式問卷。2012年4月25至4月28日進(jìn)行正式調(diào)查，正式調(diào)查時，調(diào)查組14人先后到江夏區(qū)、嘉魚縣、鄂城區(qū)、華容區(qū)和蔡甸區(qū)開展調(diào)研，采用隨機(jī)抽樣調(diào)查方法，每個項目區(qū)發(fā)放問卷40-100份。據(jù)統(tǒng)計，正式調(diào)查共發(fā)放問卷407份，獲得有效問卷390份，問卷有效率為95.82%。樣本分布分布為：江夏區(qū)41份、蔡甸區(qū)89份、嘉魚縣43份、鄂城區(qū)108份、華容區(qū)109份。

2.2樣本分析

問卷結(jié)果顯示，受訪者中男性農(nóng)民占73.59%，女性農(nóng)民只有26.41%，這主要是由于女性農(nóng)民對農(nóng)地整理關(guān)注較少，在詢問時女性傾向于讓男性回答問題。年齡在40歲以上的比例為89.49%，受訪者中40歲以下的比例為10.51%。受訪者的教育程度多為初中及以下水平，其比例占為90.77%，少數(shù)人受過高中教育。受訪者的家庭總?cè)丝跒?-5人的比例為61.03%，家庭總?cè)丝诔^5人的比例為34.62%，家庭總?cè)丝谠?人及以下的農(nóng)戶的比例為4.63%，多為子女分家后單獨(dú)生活的老者。受訪者中，非黨員農(nóng)民的比例為96.15%，非村干部的比例為88.46%，這說明農(nóng)民黨員、村干部是農(nóng)民中的精英，但也有些擔(dān)任過村干部的農(nóng)民為非黨員。受訪者中家庭人均純收入在5 000元以下的占22.56%，人均純收入在5 000-10 000元之間的占56.41%，人均純收入在10 000元以上的占21.03%，可能的原因是受訪者所在的項目區(qū)，要么人均耕地面積較多，要么以種植蔬菜等經(jīng)濟(jì)作物為主。從受訪者的非農(nóng)收入占總收入的比例來看，調(diào)查區(qū)的農(nóng)民存在不同程度的兼業(yè)行為，其中非農(nóng)收入占總收入在50%以上的農(nóng)戶占有效樣本總數(shù)的62.56%。

為探究耕地數(shù)量、耕地質(zhì)量對農(nóng)民參與的影響，在問卷中設(shè)置了耕地數(shù)量、細(xì)碎化程度、田塊平整狀況、灌溉與排水設(shè)施、田間道路通達(dá)度等問題。調(diào)查結(jié)果顯示，多數(shù)受訪者的家庭承包地在4-12畝（合0.27-0.80 hm2）之間，所占比例為75.28%；承包地為4畝以下和12畝以上的家庭都較少，所占比例分別為8.72%和15.90%。從受訪者的承包地的地塊數(shù)看，3塊及以下的所占比例為34.62%，4-6塊的所占比例為35.64%，6塊以上的所占比例為29.74%。從受訪者的耕地平整狀況看，占76.41%的受訪者表示自家耕地比較平整或很平整，只有23.59%的受訪者反映自家耕地不平整。從受訪者的耕地灌排設(shè)施狀況看，占40.51%的受訪者表示自家耕地的灌排設(shè)施一般，占41.03%的受訪者認(rèn)為自家耕地的灌排設(shè)施較差。從受訪者的耕地的田間道路狀況看，占51.28%的受訪者表示自家耕地的田間道路狀況一般，有31.28%的受訪者認(rèn)為自家耕地的田間道路狀況較差。

3信度分析、理論假設(shè)與假設(shè)檢驗(yàn)3.1信度分析

3.1.1測量變量的描述性統(tǒng)計

依據(jù)前文的計劃行為理論模型，分別從行為態(tài)度、主觀規(guī)范和行為控制知覺三個方面入手選擇變量。其中：行為態(tài)度包含優(yōu)化設(shè)計方案、改進(jìn)設(shè)施質(zhì)量、減少政府腐敗、減少村干部謀私、降低生產(chǎn)成本、提升產(chǎn)出效益等9個方面；主觀規(guī)范包含家人、朋友、鄰居、村委會、鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府和國土管理部門6個方面；行為控制知覺包含專業(yè)知識、交通費(fèi)用、信息、政策、耕地數(shù)量和耕地質(zhì)量6個方面；而行為意向則包含農(nóng)民的從眾心理、耕地流轉(zhuǎn)和收入增長3個假設(shè)條件來定義變量。

因?yàn)樵谟媱澬袨槔碚撝校渲械男袨閼B(tài)度、主觀規(guī)范、行為控制知覺和行為意向都是潛在變量，因此需對各潛在變量以量表進(jìn)行測量，測量方法采用Likert五點(diǎn)量表法。其基本的形式是給出一組陳述，這些陳述與受訪者的態(tài)度、主觀規(guī)范、行為控制知覺和行為意向有關(guān)。量表采取正向賦值方法，在選項中設(shè)有“完全不同意”、“不同意”、“不一定”、“同意”、“完全同意”，分別對上述五種回答賦值為1、2、3、4、5。測量變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果（見表1）。

3.1.2信度和效度檢驗(yàn)

信度檢驗(yàn)。信度檢驗(yàn)一般采用Cronbachs a系數(shù)來觀察問卷各項目的內(nèi)部一致性。通常情況下，Cronbachs a系數(shù)在0.5以上時，問卷被認(rèn)為是信度良好。若Cronbachs a系數(shù)因提出共同系數(shù)較小的題項后增加，則表明應(yīng)該剔除該題項。經(jīng)計算，本文調(diào)查數(shù)據(jù)的整體Cronbachs a系數(shù)為0.835，說明問卷整體的可信度較高。

效度檢驗(yàn)。效度檢驗(yàn)主要是檢驗(yàn)各共同因子下的觀察變量之間的收斂效度以及因子之間的區(qū)別效度。本文采用因子分析的荷載值來判斷各觀察變量的收斂效度和區(qū)別效度。一般而言，因子荷載大于0.5時，則表示收斂效度越高。當(dāng)在共同因子下的各觀察變量的共同因子荷載大于0.5，即可認(rèn)為因子之間的區(qū)別效度越高。經(jīng)計算，本文調(diào)查數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，“行為態(tài)度”中的9個觀察變量的共同度都大于0.5；“主觀規(guī)范”中的6個觀察變量的共同度都大于0.5；而“行為控制知覺”中的“專業(yè)知識缺乏，阻礙參與”、“交通費(fèi)用支出，阻礙參與”的共同度分別為0.426和0.346，因此將這兩個觀察變量予以刪除。而在“行為意向”中的“若多數(shù)人參與，本人愿意參與”的共同度小于0.5，因此將這個觀察變量予以刪除。經(jīng)計算，刪除不適合做因子分析的觀察變量后，量表的收斂效度和區(qū)別效度都增加了。

3.1.3因子分析

本研究所使用問卷的觀察變量的共同因子可確定如下：行為態(tài)度的可歸納為三個因素：“抑制腐敗與調(diào)整結(jié)構(gòu)”、“優(yōu)化設(shè)計與施工”和“效益提升與能力培養(yǎng)”；主觀規(guī)范的6個觀察變量可以歸納為“內(nèi)部規(guī)范”和“外部規(guī)范”；行為控制知覺中剩余的4個觀察變量可歸結(jié)為“資源特征”和“政策信息”。對所剩下的19個觀察變量進(jìn)行KM0檢驗(yàn)，結(jié)果KMO檢驗(yàn)值為0.848，并且Bartlett球形度檢驗(yàn)的卡方統(tǒng)計值為3 332.397，其顯著性水平為0.000，表明適合做因子分析。采用限定抽取公共因子方法，輸入因子數(shù)量為7個（見表2）。表2顯示，7個因子的累計貢獻(xiàn)率達(dá)到74.020，說明7個因子對19個觀察變量有

為探究耕地數(shù)量、耕地質(zhì)量對農(nóng)民參與的影響，在問卷中設(shè)置了耕地數(shù)量、細(xì)碎化程度、田塊平整狀況、灌溉與排水設(shè)施、田間道路通達(dá)度等問題。調(diào)查結(jié)果顯示，多數(shù)受訪者的家庭承包地在4-12畝（合0.27-0.80 hm2）之間，所占比例為75.28%；承包地為4畝以下和12畝以上的家庭都較少，所占比例分別為8.72%和15.90%。從受訪者的承包地的地塊數(shù)看，3塊及以下的所占比例為34.62%，4-6塊的所占比例為35.64%，6塊以上的所占比例為29.74%。從受訪者的耕地平整狀況看，占76.41%的受訪者表示自家耕地比較平整或很平整，只有23.59%的受訪者反映自家耕地不平整。從受訪者的耕地灌排設(shè)施狀況看，占40.51%的受訪者表示自家耕地的灌排設(shè)施一般，占41.03%的受訪者認(rèn)為自家耕地的灌排設(shè)施較差。從受訪者的耕地的田間道路狀況看，占51.28%的受訪者表示自家耕地的田間道路狀況一般，有31.28%的受訪者認(rèn)為自家耕地的田間道路狀況較差。

3信度分析、理論假設(shè)與假設(shè)檢驗(yàn)3.1信度分析

3.1.1測量變量的描述性統(tǒng)計

依據(jù)前文的計劃行為理論模型，分別從行為態(tài)度、主觀規(guī)范和行為控制知覺三個方面入手選擇變量。其中：行為態(tài)度包含優(yōu)化設(shè)計方案、改進(jìn)設(shè)施質(zhì)量、減少政府腐敗、減少村干部謀私、降低生產(chǎn)成本、提升產(chǎn)出效益等9個方面；主觀規(guī)范包含家人、朋友、鄰居、村委會、鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府和國土管理部門6個方面；行為控制知覺包含專業(yè)知識、交通費(fèi)用、信息、政策、耕地數(shù)量和耕地質(zhì)量6個方面；而行為意向則包含農(nóng)民的從眾心理、耕地流轉(zhuǎn)和收入增長3個假設(shè)條件來定義變量。

因?yàn)樵谟媱澬袨槔碚撝?，其中的行為態(tài)度、主觀規(guī)范、行為控制知覺和行為意向都是潛在變量，因此需對各潛在變量以量表進(jìn)行測量，測量方法采用Likert五點(diǎn)量表法。其基本的形式是給出一組陳述，這些陳述與受訪者的態(tài)度、主觀規(guī)范、行為控制知覺和行為意向有關(guān)。量表采取正向賦值方法，在選項中設(shè)有“完全不同意”、“不同意”、“不一定”、“同意”、“完全同意”，分別對上述五種回答賦值為1、2、3、4、5。測量變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果（見表1）。

3.1.2信度和效度檢驗(yàn)

信度檢驗(yàn)。信度檢驗(yàn)一般采用Cronbachs a系數(shù)來觀察問卷各項目的內(nèi)部一致性。通常情況下，Cronbachs a系數(shù)在0.5以上時，問卷被認(rèn)為是信度良好。若Cronbachs a系數(shù)因提出共同系數(shù)較小的題項后增加，則表明應(yīng)該剔除該題項。經(jīng)計算，本文調(diào)查數(shù)據(jù)的整體Cronbachs a系數(shù)為0.835，說明問卷整體的可信度較高。

效度檢驗(yàn)。效度檢驗(yàn)主要是檢驗(yàn)各共同因子下的觀察變量之間的收斂效度以及因子之間的區(qū)別效度。本文采用因子分析的荷載值來判斷各觀察變量的收斂效度和區(qū)別效度。一般而言，因子荷載大于0.5時，則表示收斂效度越高。當(dāng)在共同因子下的各觀察變量的共同因子荷載大于0.5，即可認(rèn)為因子之間的區(qū)別效度越高。經(jīng)計算，本文調(diào)查數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，“行為態(tài)度”中的9個觀察變量的共同度都大于0.5；“主觀規(guī)范”中的6個觀察變量的共同度都大于0.5；而“行為控制知覺”中的“專業(yè)知識缺乏，阻礙參與”、“交通費(fèi)用支出，阻礙參與”的共同度分別為0.426和0.346，因此將這兩個觀察變量予以刪除。而在“行為意向”中的“若多數(shù)人參與，本人愿意參與”的共同度小于0.5，因此將這個觀察變量予以刪除。經(jīng)計算，刪除不適合做因子分析的觀察變量后，量表的收斂效度和區(qū)別效度都增加了。

3.1.3因子分析

本研究所使用問卷的觀察變量的共同因子可確定如下：行為態(tài)度的可歸納為三個因素：“抑制腐敗與調(diào)整結(jié)構(gòu)”、“優(yōu)化設(shè)計與施工”和“效益提升與能力培養(yǎng)”；主觀規(guī)范的6個觀察變量可以歸納為“內(nèi)部規(guī)范”和“外部規(guī)范”；行為控制知覺中剩余的4個觀察變量可歸結(jié)為“資源特征”和“政策信息”。對所剩下的19個觀察變量進(jìn)行KM0檢驗(yàn)，結(jié)果KMO檢驗(yàn)值為0.848，并且Bartlett球形度檢驗(yàn)的卡方統(tǒng)計值為3 332.397，其顯著性水平為0.000，表明適合做因子分析。采用限定抽取公共因子方法，輸入因子數(shù)量為7個（見表2）。表2顯示，7個因子的累計貢獻(xiàn)率達(dá)到74.020，說明7個因子對19個觀察變量有

為探究耕地數(shù)量、耕地質(zhì)量對農(nóng)民參與的影響，在問卷中設(shè)置了耕地數(shù)量、細(xì)碎化程度、田塊平整狀況、灌溉與排水設(shè)施、田間道路通達(dá)度等問題。調(diào)查結(jié)果顯示，多數(shù)受訪者的家庭承包地在4-12畝（合0.27-0.80 hm2）之間，所占比例為75.28%；承包地為4畝以下和12畝以上的家庭都較少，所占比例分別為8.72%和15.90%。從受訪者的承包地的地塊數(shù)看，3塊及以下的所占比例為34.62%，4-6塊的所占比例為35.64%，6塊以上的所占比例為29.74%。從受訪者的耕地平整狀況看，占76.41%的受訪者表示自家耕地比較平整或很平整，只有23.59%的受訪者反映自家耕地不平整。從受訪者的耕地灌排設(shè)施狀況看，占40.51%的受訪者表示自家耕地的灌排設(shè)施一般，占41.03%的受訪者認(rèn)為自家耕地的灌排設(shè)施較差。從受訪者的耕地的田間道路狀況看，占51.28%的受訪者表示自家耕地的田間道路狀況一般，有31.28%的受訪者認(rèn)為自家耕地的田間道路狀況較差。

3信度分析、理論假設(shè)與假設(shè)檢驗(yàn)3.1信度分析

3.1.1測量變量的描述性統(tǒng)計

依據(jù)前文的計劃行為理論模型，分別從行為態(tài)度、主觀規(guī)范和行為控制知覺三個方面入手選擇變量。其中：行為態(tài)度包含優(yōu)化設(shè)計方案、改進(jìn)設(shè)施質(zhì)量、減少政府腐敗、減少村干部謀私、降低生產(chǎn)成本、提升產(chǎn)出效益等9個方面；主觀規(guī)范包含家人、朋友、鄰居、村委會、鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府和國土管理部門6個方面；行為控制知覺包含專業(yè)知識、交通費(fèi)用、信息、政策、耕地數(shù)量和耕地質(zhì)量6個方面；而行為意向則包含農(nóng)民的從眾心理、耕地流轉(zhuǎn)和收入增長3個假設(shè)條件來定義變量。

因?yàn)樵谟媱澬袨槔碚撝?，其中的行為態(tài)度、主觀規(guī)范、行為控制知覺和行為意向都是潛在變量，因此需對各潛在變量以量表進(jìn)行測量，測量方法采用Likert五點(diǎn)量表法。其基本的形式是給出一組陳述，這些陳述與受訪者的態(tài)度、主觀規(guī)范、行為控制知覺和行為意向有關(guān)。量表采取正向賦值方法，在選項中設(shè)有“完全不同意”、“不同意”、“不一定”、“同意”、“完全同意”，分別對上述五種回答賦值為1、2、3、4、5。測量變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果（見表1）。

3.1.2信度和效度檢驗(yàn)

信度檢驗(yàn)。信度檢驗(yàn)一般采用Cronbachs a系數(shù)來觀察問卷各項目的內(nèi)部一致性。通常情況下，Cronbachs a系數(shù)在0.5以上時，問卷被認(rèn)為是信度良好。若Cronbachs a系數(shù)因提出共同系數(shù)較小的題項后增加，則表明應(yīng)該剔除該題項。經(jīng)計算，本文調(diào)查數(shù)據(jù)的整體Cronbachs a系數(shù)為0.835，說明問卷整體的可信度較高。

效度檢驗(yàn)。效度檢驗(yàn)主要是檢驗(yàn)各共同因子下的觀察變量之間的收斂效度以及因子之間的區(qū)別效度。本文采用因子分析的荷載值來判斷各觀察變量的收斂效度和區(qū)別效度。一般而言，因子荷載大于0.5時，則表示收斂效度越高。當(dāng)在共同因子下的各觀察變量的共同因子荷載大于0.5，即可認(rèn)為因子之間的區(qū)別效度越高。經(jīng)計算，本文調(diào)查數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，“行為態(tài)度”中的9個觀察變量的共同度都大于0.5；“主觀規(guī)范”中的6個觀察變量的共同度都大于0.5；而“行為控制知覺”中的“專業(yè)知識缺乏，阻礙參與”、“交通費(fèi)用支出，阻礙參與”的共同度分別為0.426和0.346，因此將這兩個觀察變量予以刪除。而在“行為意向”中的“若多數(shù)人參與，本人愿意參與”的共同度小于0.5，因此將這個觀察變量予以刪除。經(jīng)計算，刪除不適合做因子分析的觀察變量后，量表的收斂效度和區(qū)別效度都增加了。

3.1.3因子分析

本研究所使用問卷的觀察變量的共同因子可確定如下：行為態(tài)度的可歸納為三個因素：“抑制腐敗與調(diào)整結(jié)構(gòu)”、“優(yōu)化設(shè)計與施工”和“效益提升與能力培養(yǎng)”；主觀規(guī)范的6個觀察變量可以歸納為“內(nèi)部規(guī)范”和“外部規(guī)范”；行為控制知覺中剩余的4個觀察變量可歸結(jié)為“資源特征”和“政策信息”。對所剩下的19個觀察變量進(jìn)行KM0檢驗(yàn)，結(jié)果KMO檢驗(yàn)值為0.848，并且Bartlett球形度檢驗(yàn)的卡方統(tǒng)計值為3 332.397，其顯著性水平為0.000，表明適合做因子分析。采用限定抽取公共因子方法，輸入因子數(shù)量為7個（見表2）。表2顯示，7個因子的累計貢獻(xiàn)率達(dá)到74.020，說明7個因子對19個觀察變量有