蔣 瞻 蔡志堅 陳書林 秦 希

（南京林業(yè)大學，南京 210037）

從林業(yè)“三定”起至今，我國以“分權化”為特征旨在提高木材及林產品供給能力并增加農民收入的集體林權制度改革歷經分—合—分歷程，仍面臨因確權造成的資源碎片化致使森林資源使用偏離最優(yōu)產出水平等問題。2016年10月中共中央國務院出臺 《關于完善農村土地所有權承包權經營權分置辦法的意見》（簡稱“三權分置”意見）以“促進土地資源合理利用……發(fā)展多種形式適度規(guī)模經營，提高土地產出率、勞動生產率和資源利用率”。雖然已試行林地“三權分置”的浙江省2015年林地流轉率為15.73%，是全國平均水平的近2倍，但由于森林資源具有自然生長力，在沒有資本、勞動力投入前提下（有）林地也能實現(xiàn)價值增值，“三權分置”對林地流轉是否有促進作用？其促進作用多大？又是通過何種路徑起作用？

由于農戶是林地流轉 （特別是林地轉出）的核心主體，基于林地流轉市場供給不足，特別是具有良好盈利能力的用材林林地供給嚴重短缺的現(xiàn)實，本文以農戶用材林林地轉出行為作為分析對象，選擇已試行 “三權分置”的浙江省、福建省和江西省作為調查地開展研究，試圖回答上述問題，并就“三權分置”政策的實施與完善提出相應建議。

一、 模型與假說

國外對農戶林地流轉行為研究的文獻基本上都包含在農戶農地流轉行為的研究中。農戶農地流轉行為研究主要從兩方面展開，一是從農戶農地流轉行為影響因素分析的角度進行，二是利用計劃行為理論（theory of planned behavior，TPB）對農戶農地流轉的決策行為過程進行實證研究。二者的區(qū)別在于：前者僅涉及農戶土地流轉行為目標的研究且假設農戶僅僅追求經濟理性；后者側重于農戶土地流轉行為內在的決策形成機制且涵蓋農戶行為決策的全過程，并認為農戶行為目標具有多樣性 （并不單純追求經濟理性），認為農戶的最終行為不僅與其行為態(tài)度有關，并與行為規(guī)范和行為認知有關。由于TPB理論不僅能更好地解釋農戶林地流轉行為，還能揭示不同變量對農戶行為的作用機理并預測農戶未來土地流轉行為，據此所提出的對未來政策制定與完善的建議更有針對性和指導性。鑒于政策是農戶行為規(guī)范的重要組成內容，本文擬利用TPB方法開展研究。

（一）基于TPB理論的模型與假說

廣泛應用于個體決策行為領域研究的方法是Ajzen等在1986年提出的TPB理論，此理論已被證明適用于農戶決策行為領域的研究。顯然，此理論也可作為農戶用材林林地轉出決策行為研究的理論框架，但前期的農村調查與農戶訪談顯示，農戶用材林林地轉出決策與Ajzen的TPB理論存在差異，在林地轉出過程中，源于外界壓力/激勵的農戶主觀規(guī)范對其林地轉出行為的影響很大。這些環(huán)境壓力/激勵包括兩類：一是制度性環(huán)境激勵，近年來主要來源于“三權分置”政策，表現(xiàn)為穩(wěn)定的林地承包權免除了農戶“轉出林地可能收不回來”的后顧之憂；二是非制度性環(huán)境如村集體/村鄰/家庭的壓力。鑒于此，本文假設農戶的林地轉出行為主觀規(guī)范直接、正向地影響農戶的林地轉出行為（圖1中的虛線部分）。至此，本文所構建的農戶用材林林地轉出決策行為理論模型如圖1所示。

圖1 農戶用材林林地轉出決策行為理論模型

（二）假說與影響路徑提出

通過上述分析，本文提出以下6個假說。

H1：農戶用材林地轉出態(tài)度對林地轉出意圖有顯著的正向影響；H2：農戶用材林地轉出行為主觀規(guī)范對農戶林地轉出意圖有顯著的正向影響；H3：農戶用材林地轉出行為控制認知對林地轉出意圖有顯著的正向影響；H4：農戶用材林地轉出行為控制認知對林地轉出行為有顯著的正向影響；H5：農戶林地轉出意圖對林地轉出行為有顯著的正向影響；H6：農戶用材林地轉出行為主觀規(guī)范對林地轉出行為有顯著的正向影響。

“三權分置”政策包含在“林地轉出行為主觀行為規(guī)范”變量之中，根據圖1的理論模型，“三權分置”對農戶用材林林地轉出行為的影響路徑有二個。P1：直接路徑，即“三權分置”政策（體現(xiàn)為“林地轉出行為主觀規(guī)范”）→轉出行為，也就是H6；P2：間接路徑，通過“林地轉出意圖”中介變量起作用，即“三權分置”政策（體現(xiàn)為“林地轉出行為主觀規(guī)范”）→林地轉出意圖→轉出行為，也就是H2→H5。

二、調查設計與數據分布

（一）潛變量的量表設計與測度

對農戶林地轉出意圖、林地轉出態(tài)度、林地轉出行為認知、林地轉出行為主觀規(guī)范的調查與測度都涉及量表的開發(fā)。根據Gwinner潛變量測度題項設計三原則，本文對上述四個潛變量的量表開發(fā)與設計如下。

1.潛變量量表的梳理及提煉

（1）林地轉出意圖。農戶用材林林地轉出意圖是農戶對其林地轉出行為發(fā)生的主觀概率判斷，反映了農戶對轉出行為的采用意愿。Ajzen等研究主要通過設計格式化調查項目和提問方式對行為意圖進行直接測量，其常用提問方式如下：我打算……我將試圖……我計劃……因此，本文利用“我打算轉出林地”的提問來直接測量農戶林地轉出意圖（表1）。

（2）林地轉出態(tài)度。農戶林地轉出態(tài)度是指農戶對轉出林地這一行為的利弊、好壞、喜惡的評價。Joyec從種植成功、能力提高、生活質量改善、地位提高和有利于非農工作五個方面測度農戶對其從事農業(yè)（種植業(yè)）的態(tài)度，而 Carolien等則是從增加農戶收入、增加工作樂趣等方面衡量農戶對改善母豬豢養(yǎng)環(huán)境的態(tài)度?？滤l(fā)等的研究顯示，更多地從事非農工作或是以非農收入為主的農戶比較傾向于轉出林地，其目的在于能更專注于非農工作以增加收入。劉克春的研究表明，農戶不僅認同農地流轉有利于收入增加，還認同其能滿足生活方式改變、追求職業(yè)興趣、幫助親友等目標。本文調查中發(fā)現(xiàn)，有少量農戶出于家庭經濟壓力不得不轉出林地，也有農戶為享受林改優(yōu)惠政策而轉出部分林地。據此，本文設計以下6個項目以測度農戶林地轉出態(tài)度：轉出林地有利于增加家庭總收入、有利于非農工作、可以緩解家庭經濟壓力、生活方式改變需要、有利于幫助親友、為了享受優(yōu)惠條件。這6個項目既有工具態(tài)度也有情感態(tài)度，符合態(tài)度測度的要求（表 1）。

（3）林地轉出行為主觀規(guī)范。農戶林地轉出主觀規(guī)范是指農戶在林地轉出中所受到的外界環(huán)境的激勵或壓力。Heimo在農戶重新造林選擇行為研究中以 “家人鄰居認為應該選擇重新造林”以及“親戚朋友認為應該選擇重新造林”等項目衡量農戶行為規(guī)范；劉克春在農戶農地流轉決策行為研究中以“我的家人和重要親戚朋友認為我應該流轉農地”，“村里人認為我應該流轉農地”，“政府認為應該流轉農地”，“村集體認為應該流轉農地”四個項目測量農戶行為規(guī)范。本文在調查中發(fā)現(xiàn)大部分農戶在考慮是否轉出林地時，也會征求家人、親朋的意見；另外，由于林地經營規(guī)模性及完整性的需要，當相鄰林地基本傾向轉出時，迫于鄰里壓力，農戶也會傾向于轉出林地。根據上述分析，本文認為農戶家人親朋、村里人、村委會等是其林地轉出的重要關系人。當然，正如上文所分析的那樣，農戶林地轉出行為主觀規(guī)范還應包括政府政策對林地流轉行為的激勵。因此，本文設計以下4個主觀規(guī)范的測量項目：家人和親朋村里人村委會認為我應該轉出林地、“三權分置”政策提高了轉出林地收回的安全性、林地轉出時會考慮家人和親朋村里人村委會的意見、林地轉出時會考慮 “三權分置”政策對林地回收安全性的影響（表1）。

（4）林地轉出行為控制認知。農戶林地流轉行為控制認知指農戶對是否擁有信息、資源和能力等來執(zhí)行林地流轉行為的一種認知。許多研究表明，與行為目標和行為規(guī)范變量這兩個變量比較，行為認知變量量表的內在可靠性比較低，為解決此問題，行為認知的量表設計通常包括兩類：控制信念和控制能力?？刂菩拍钔ǔＳ谩拔矣袡C會”、“我感覺”等詞語體現(xiàn)在量表設計中，而控制能力則用“我有能力”等詞語體現(xiàn)。在農戶行為研究中，Carolien通過設計“如果我想做，我能改善母豬的豢養(yǎng)環(huán)境”、“是否改善母豬豢養(yǎng)環(huán)境取決于我”二個項目測量農戶有關改善母豬豢養(yǎng)環(huán)境決策行為的控制認知；劉克春等對農戶農地流轉行為的研究表明，農戶流轉行為受到農戶資源稟賦因素的影響，如耕地面積、耕地塊數等，當農戶耕地過于碎化，農戶認為轉出農地的難度會增大，本文在調查過程中也發(fā)現(xiàn)林地過于碎化或較為偏僻時其轉出難度就比較大；Lori等有關農戶農地流轉的研究結果顯示，農戶有農地轉移欲望而最終沒有轉移的主要原因是信息不流通、交易費用高或價格偏離預期等，本文調查也發(fā)現(xiàn)，農戶在林地轉出過程中最為關注的是林地轉出價格，當轉出價格與農戶預期價格較一致時，農戶林地轉出的可能性也相對較大。為此，本文設計兩個項目以測量農戶行為控制認知：如果我想，我是有可能轉出林地、按我開的價轉出林地是有可能的（表1）。

表1 潛變量測量項目及描述性統(tǒng)計分布

2.潛變量的測度

本文問卷設計采用李克特5點尺寸測度，以同意問卷所提出說法的程度來衡量變量：1-完全不同意、2-基本不同意、3-一半同意、4-基本同意、5-完全同意。

（二）樣本選擇與數據的描述性統(tǒng)計

集體林“三權分置”的改革試驗首先在浙江省展開，隨后國家林業(yè)局于2015年下發(fā)《國家林業(yè)局關于確定集體林業(yè)綜合改革試驗示范區(qū)的通知》并開始更大規(guī)模的“三權分置”試點。課題組選擇浙江省龍泉市、福建省三明市和江西省贛州市作為研究地并于2017年進行實地調查，采取分層抽樣和隨機抽樣相結合的方法分別在每個市各抽取3～4個村莊，每個村莊各發(fā)放25份農戶調查問卷。共回收問卷800份，其中有效問卷756份，問卷有效率為94.5%。

1.潛變量的描述性統(tǒng)計

潛變量各個測量項目的描述統(tǒng)計如表1所示。根據表1可知，各測度題項的最小值均為1，最大值均為5，表明被訪者的回答是有差別的，所有題項的均值在1.88～3.56之間，標準差在1.095～1.752之間，波動幅度不大，數據分布較為合理。

一般而言，當樣本的峰度和偏度的絕對值越接近于0，表明該變量樣本的分布越接近于正態(tài)分布，但Amna認為，偏度絕對值小于3，峰度絕對值小于10時，即可視為正態(tài)分布。本文各測量項偏度絕對值介于0.048～1.264之間，峰度絕對值介于0.09～1.777之間，未出現(xiàn)過高的估計值，可視為正態(tài)分布。因此，采用Amos軟件中的極大似然法進行結構方程模型估計是可行的。

2.觀測變量的描述性統(tǒng)計

農戶林地轉出行為通過“是”和“否”兩種結果來解釋?！笆恰北硎巨r戶有轉出林地行為，“否”表示農戶無林地轉出行為。

在數據處理中，數值“1”和“0”分別表示農戶林地轉出行為“是”和“否”兩種結果。因此，農戶林地轉出行為樣本總體均值為0.32，標準差為0.401，偏度和峰度分別為0.244和-1.977。同樣，此變量的樣本分布也可視作正態(tài)分布。

三、數據處理與假說檢驗

（一）潛變量的信度與效度分析

1.信度分析

測量信度的方式有很多種，其中Cronbach’α是目前社會科學研究中最為常見的信度測量方式，本文也采用此法檢驗各潛變量內部一致性。本文潛變量Cronbach’α系數的計算結果如表2所示。結合Sander等的研究可知，農戶林地轉出主觀規(guī)范（SN）的α系數高達0.873，信度很好；林地轉出態(tài)度（AT）的信度 0.672，介于 0.6～0.7 之間，表示可信；通?？刂菩袨檎J知的信度比較低，本文的行為控制認知（PBC）為 0.592，接近0.6，因此也認為控制認知變量的信度是可信的。

2.效度分析

（1）內容效度。本文的各個測量項目是在參考國內外相關文獻的基礎上，結合大量的農戶調查訪談結果設計的，因此具有較好的內容效度。

（2）區(qū)分效度。區(qū)分效度指不同因素對應的測度題項之間的相關系數要小，即因子間的相關系數要小于0.85。本文通過計算各因素間的相關系數驗證區(qū)分效度，對AT、SN、PBC的相關系數計算結果如表2所示。根據表2可知，各潛變量間的相關系數低于0.5，說明本文的問卷具有較好的區(qū)分效度。

（3）收斂效度。收斂效度是指同一變量不同測量項之間的相關度。本文利用KMO和Bartlett檢驗進行收斂效度檢驗。對AT、SN、PBC變量進行KMO和Bartlett檢驗的結果如表2所示。根據表2可知，各因素的KMO值均大于0.6，且Bartlett檢驗的p值都小于0.001，表明所有潛變量都通過了KMO和Bartlett檢驗。各觀測變量在對應潛變量上的標準化因子負載如表5所示：農戶態(tài)度潛變量負載系數在 0.260～0.822 之間，p〈0.05，其中有利于非農工作、有利于緩解家庭經濟壓力的負載在0.6以上；農戶轉出行為認知兩個測量項的負載均在0.5以上，且p〈0.001；農戶轉出行為規(guī)范的負載均大于0.5，且林地流轉時考慮家人、親朋、村里人意見這三個項目的負載大于0.8，p值都小于0.005。KMO和Bartlett檢驗結果說明本文所設計的潛變量具有較好的收斂效度。

表2 潛變量的信度與效度分析

（二）結構方程模型運算

本文使用Amos22.0結構方程模型軟件中的極大似然估計法對農戶用材林林地轉出行為分析，模型運算結果如圖2以及表3中的模型A所示。

圖2 結構方程模型A

圖2顯示了各變量的因子負載和路徑系數，其中 ea、es、ep 分別表示態(tài)度（AT）、規(guī)范（S.）和認知（PBC）的測量誤差，z1、z2 分別表示意圖（IN）和行為（behavior）的測量誤差。根據表3模型A可知，行為規(guī)范對農戶林地轉出行為意圖影響是不顯著的 （p=0.627），行為認知對農戶林地轉出行為意向有影響，但影響也是不顯著的（p=0.138）。因此，修正結構方程模型，刪除影響不顯著的路徑，也就是刪除p〉0.10的路徑。修訂后的結果如表3模型B和圖3所示。

修訂后的模型結果顯示，農戶林地轉出態(tài)度對轉出意圖、行為規(guī)范對林地轉出行為、行為認知對林地轉出行為、農戶轉出意圖對林地轉出行為影響都在5%水平上顯著。

圖3 結構方程模型B

表3 結構方程模型運算結果

結構方程模型A的卡方（chi）為 180.032，自由度（df）為73，二者的比值為 2.47；結構方程模型 B 的卡方（chi）為 182.237，自由度（df）為 75，二者的比值為2.43。根據表4可知結構方程A和結構方程B都基本達到了建議要求，但模型B的主要擬合指數優(yōu)于模型A的擬合指數。

表4 結構方程模型主要擬合指數

（三）假說檢驗

1.假說檢驗結果

（1）假說H1得到驗證，即農戶用材林地轉出態(tài)度不僅對林地轉出意圖具有正向顯著性影響，且影響程度較高，說明當農戶對林地轉出態(tài)度越正面，則其從事林地轉出意圖會越強烈。

（2）假說H2沒有得到驗證，即農戶用材林地轉出行為主觀規(guī)范對農戶林地轉出意圖影響不顯著。

（3）假說H3沒有得到驗證，即農戶用材林地轉出行為控制認知對林地轉出意圖影響不顯著。

（4）假說H4得到驗證，即農戶用材林地轉出行為控制認知對林地轉出行為具有正向顯著性影響。

（5）假說H5得到驗證，即農戶林地轉出意圖對林地轉出行為具有正向顯著性影響，說明農戶的林地轉出意圖越高，其林地轉出行為發(fā)生的可能性就越大。

（6）假說H6得到驗證，即農戶用材林地轉出行為主觀規(guī)范對林地轉出行為具有正向顯著性影響。

2.路徑檢驗結果

（1）路徑P1成立。P1是否成立取決于H6。因假說H6得到驗證，因此，路徑P1成立。

（2）路徑P2不成立。P2是否成立取決于H2和H5。雖然假說H5得到驗證，但因假說H2沒有得到驗證，故P2路徑不成立。

四、結論與討論

1.“三權分置”政策對農戶林地轉出的影響

（1）“三權分置”政策直接促進農戶用材林林地轉出行為，而非通過提高農戶林地流轉意圖來促進林地轉出。一方面，對農戶而言，林地不僅是生產資料和就業(yè)保障，一種可增值的資產（源于林木的自然生長力）和“祖產”（對自留地的認知），且與農業(yè)生產相比，用材林的生產與經營對勞動力需求很低，對農戶非農就業(yè)的影響遠小于農業(yè)生產的影響，雖然農戶認為“三權分置”政策提高了轉出林地收回的安全性，但此認知并不顯著地影響其流轉意圖。另一方面，“三權分置”政策因提高了轉出林地收回的安全性促進了農戶的林地轉出行為（體現(xiàn)為sn2指標的因子載荷系數高達0.902）。此外，來自農戶重要關系成員（家人、鄰居、相鄰地塊農戶、村組）的壓力越大，即使農戶內心不愿意轉出林地，但其實際林地轉出行為發(fā)生的可能性還是越高。

（2）“三權分置”政策對農戶用材林林地轉出行為的影響程度低。雖然包含于行為主觀規(guī)范的“三權分置”政策對農戶林地轉出行為具有正向顯著性影響，但代表政策的測度項目sn2和sn4影響系數分別為0.070和0.043（表5），說明政策對農戶林地轉出行為影響程度低。實際上，農戶的行為控制認知，如對林地轉出的不同價格期望、對自己尋找買家及買賣過程中討價還價能力的認知等，是顯著影響農戶最終林地轉出行為的因素。

2.“三權分置”政策如何促進林地流轉

（1）提高農戶對“三權分置”政策的理解與認同。表5的因子載荷顯示，當農戶越認同“三權分置”政策有利提高其對轉出林地收回的安全感（sn2），其越可能轉出林地。但實際調研結果顯示，農戶對此測度項的認同程度較低，sn2的均值僅為2.29（表1）。因此，若能幫助農戶理解“三權分置”政策中“承包權長久穩(wěn)定”的實質，提高農戶對“三權分置”與“轉出林地收回安全性”的關系認知，即提高sn2的均值水平，則可能改善政策對農戶林地轉出行為的影響力。

（2）分享林地經營的剩余索取權和現(xiàn)場控制權以促進林地流轉。在堅持林地“所有權不動搖、承包權長久穩(wěn)定”前提下，可探討如何通過創(chuàng)新經營體系促進林地流轉，如樣本地福建三明市所推行“股權共有、經營共管、資本共享、收益共盈”的森林經營模式中，利用“收益共盈”規(guī)定林木采伐溢價的分配比例，有效保證林地轉出者對林木源于自然生長力增值部份的剩余索取權；利用“經營共管”建立生產經營通報機制，實現(xiàn)林地轉出者對林地經營的現(xiàn)場控制權，從而消除或緩解其對林地可能被過度利用并導致地力衰退的擔憂；“資本共享”中規(guī)定經營者用于林權抵押貸款的森林資源不超過資源總價的10%，也保證了林地轉出者的剩余收益權，等等，新型森林經營體系構建有力地促進了林地的流轉。

表5 潛變量的因子負載及對行為的影響