參照依賴、公平感知與農戶農地轉出滿意度

朱慶瑩，陳銀蓉，胡偉艷，梅 昀，袁凱華

（華中農業(yè)大學公共管理學院，湖北 武漢 430070）

1 引言

農地流轉作為農村廣泛存在的一項實踐活動或政策模式對農戶增收[1]、農業(yè)生產率提升[2]、規(guī)模經營[2]和現代化農業(yè)發(fā)展[3]等意義重大。中共十八屆三中全會以來，政府對農地流轉給予了極高的重視，《國民經濟和社會發(fā)展第十三個五年規(guī)劃綱要》中就明確指出，要求推進農地有序流轉，推動實現多種形式的規(guī)模經營。農業(yè)農村部的最新數據顯示：相比于2008年底，截止到2017年3月份，中國農村家庭承包耕地的流轉比例提高了26.1%，年均增長比例為2.9%，且目前流轉速度正逐步加快，可見，農地流轉已成為當前中國政府的主導政策模式之一。

績效是政府政策追求的永恒主題，績效影響因素的研究則是公共政策績效探索的重要內容，也是進行政策優(yōu)化的重要依據[4-5]。農戶農地轉出滿意度是衡量農地轉出績效的重要維度，其影響因素的研究對進行政策優(yōu)化進而提升農地轉出行為績效意義重大[4]。目前，相關學者就農戶農地流轉滿意度影響因素開展了大量研究。陳璐基于CSI理論研究了農戶農地轉出滿意度影響因素主要有流轉情況（流轉程序、流轉收益、流轉年限等）和政府形象等[6]。錢忠好指出，發(fā)展農村教育、明晰農地產權、適當的農業(yè)補貼和積極的政策宣傳將有利于農戶農地流轉滿意度的提高[7]。馬艷艷的研究結果顯示，農戶受教育程度、單位面積土地流轉租金、政策預期和政策認知等是影響農戶農地流轉滿意度的重要因素[8]。陳振認為農戶農地轉出滿意度受家庭特征、農地流轉特征、風險預期和農地流轉相關政策認知等的影響[9]。綜上，學者們對農戶農地流轉滿意度影響因素進行了豐富的理論與實踐探討，并取得了豐碩的成果，但依然存在不足之處：現有研究多偏重個體、家庭、流轉情況和政策認知情況等客觀影響因素，對農戶主觀心理因素與農地轉出滿意度之間的影響效應與機制研究不足。而在當代中國農村社會，農戶主觀心理因素對其滿意度產生著不可忽視的影響[10]?；谝陨戏治?，本文從行為經濟學中的參照依賴和社會認知等相關理論出發(fā)，利用武漢“1+8”城市圈的427份政府或集體主導模式下農戶農地轉出調研數據，采用Pearson相關性分析和中介效應模型探討參照依賴、公平感知與農戶農地轉出滿意度三者之間的影響機制，擬為政府進行農地流轉政策優(yōu)化，進而為提高農戶農地轉出滿意度和提升農地轉出政策績效提供科學依據。

2 理論基礎與研究假說

2.1 參照依賴與農戶農地轉出滿意度——參照依賴的直接效應

傳統(tǒng)決策理論認為，農戶決策是基于完全理性或效用最大化基礎之上的。但研究表明，農戶決策行為同樣受到主觀心理因素等的非理性影響[10]。預期理論中指出，人們在對決策效果進行評價時，評價的基準并不是絕對效用水平，而取決于參照點的選取，決策滿意度高低取決于與參照點相對損益情況[11]。參照點可以是其他個體的現狀，也可是個體自身目標績效、期望或抱負水平[10，12]，現有研究主要將參照點分為現狀參照與非現狀參照、自我參照及他人參照等?？梢?，參照點是多樣的，因此，個體決策效果受多重參照點的影響。而在決策過程中，多重參照點獨立地影響個體對決策效果滿意度的評價[13]。

根據參照依賴理論，在農戶農地轉出實踐中，對滿意度進行評價時，存在一定的參照標準，農戶依據農地實際轉出狀況相對于轉出前心理或轉出后其他個體狀況的損益變化而做出滿意度評價，即參照點可以是農地轉出戶轉出前的期望水平，也可以是其他農地轉出戶轉出實際狀況水平。“相對剝奪”理論和“局部比較”理論都指出，實際情況相比參照點狀況更優(yōu)，相對“被剝奪感”會更弱，個體的滿意度會更高[14]。如果實際農地轉出狀況比預期狀況要好，那么農戶就會產生滿足感，滿意度就會較高；相反，如果實際農地轉出狀況差于期望狀況，那么轉出農戶就會產生失落感，滿意度就會較低。同樣，在農地轉出實踐中，相比于其他農地轉出戶，農地轉出狀況更好，轉出戶獲得感較高，就會有較高地滿意度，相反，則會有較低的滿意度；現有的關于參照依賴與農戶滿意度的研究也支持這一觀點[10]。中國農村社會主要以“差序格局結構”為主要特征[15]，在“差序格局結構”特征的影響下，本文認為，他人參照中，相比于與陌生人的比較，農地轉出戶在對農地轉出滿意度評價時更看重與親戚和朋友的農地轉出后狀況的比較結果?；谝陨戏治觯岢鰞蓚€待檢驗的假設如下：

H1：相比于期望的農地轉出狀況，實際農地轉出狀況越好，滿意度越高。

H2：相比于其他農戶（親戚、朋友與陌生人），自身實際農地轉出狀況越好，滿意度越高；相比于與陌生人參照，與親戚或朋友參照對滿意度的影響效應要更大。

2.2 參照依賴、公平感知與農戶農地轉出滿意度——公平感知的中介效應

公平是心理學領域的概念，作為一種心理感知而存在，公平感知是指個體相比投入對所獲得產出或效益的公平感受，是個體或群體對是否被公平對待的一種心理感受[16]。社會認知理論指出，認知受環(huán)境制約，不同的社會環(huán)境會塑造不同的思維認知進而導致個體意愿或行為的差異[17]。參照依賴作為中國農村現存的一種特殊“社會環(huán)境”，對農戶農地轉出實踐的公平感知具有重要影響。徐富明在研究農戶拆遷安置滿意度時發(fā)現，相比于自我參照或他人參照，拆遷安置所帶來的效果更好，個體公平感知度越高[18]。馬磊在研究城市居民分配公平感知時發(fā)現，與他人比較的結果對居民收入分配公平感知具有顯著性影響[14]。計劃行為理論指出，感知是意愿或滿意度的前提，當農地轉出實踐發(fā)生時，農戶滿意度受農戶農地轉出認知的決定性影響，而公平感知作為其中關鍵一環(huán)，也發(fā)揮著極其重要的作用。王玥等研究表明,農戶對農地征收結果的感知公平會顯著影響其征收補償滿意度[19]。方菲研究表明，對新農合制度公平感知越高，農戶滿意度也越高[16]。綜上，本文認為，參照依賴會正向影響農戶農地轉出公平感知，農戶農地轉出公平感知又會正向影響農戶農地轉出滿意度。基于以上分析，本文提出假說3。

H3：參照依賴正向影響農戶公平感知，農戶公平感知正向影響農戶農地轉出滿意度，公平感知在參照依賴與農戶農地轉出滿意度之間具有中介效應。

基于以上分析，本文構建的參照依賴、公平感知和農戶農地轉出滿意度之間的影響機制圖（圖1）。

3 數據來源、變量定義與計量模型

3.1 數據來源

本文所用數據來源于課題組2018年7—8月對武漢“1+8”城市圈的隨機抽樣。調查對象為在政府或村集體主導下的農地轉出戶。采用分層抽樣方法在每個市隨機抽取一個區(qū)，每個區(qū)縣抽取1～2個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，最后在每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)選取政府或村集體主導下農地轉出的村莊1～3個，依據行政村大小，每村抽取20～50戶左右，共調研了16個行政村，500位農戶，有效樣本數為483份，有效率為96.6%，剔除掉非政府或非村集體主導農地轉出的樣本后還剩427份，包括201份村集體主導和226份政府主導。問卷內容包括：農戶及其家庭基本信息、農地流轉情況和農戶農地轉出公平感知狀況與滿意度情況等內容。

樣本的個體特征見表1。從表1看，性別上，男性多于女性；從年齡來看，35～65周歲的中年農民是樣本主體（59%）；從文化程度來看，樣本以初中及小學以下的農民為主（90.2%）；從家庭年收入來看，絕大多數樣本（77.8%）為8萬元以下。根據《湖北省農村統(tǒng)計年鑒（2017）》和《湖北省統(tǒng)計年鑒（2017）》，湖北省農村居民中，男性比例為59%，家庭年均總收入為5.06萬元，初中以下文化程度占80%以上，與本次調查結果基本相符。且各變量（性別、家庭年收入、文化程度、年齡等）均值與《2017年中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》及2010年全國人口普查相關數據提供的信息也相近，因此可認為調查樣本具有較好的代表性。

圖1 參照依賴、公平感知與農戶農地轉出滿意度影響機制圖Fig.1 Interaction mechanism among reference dependence, perceived fairness and farmers’ satisfaction with farmland transfer

表1 樣本的基本特征Tab.1 Basic characteristics of the sample

3.2 變量定義

本文被解釋變量、核心解釋變量等相關變量的說明和描述性統(tǒng)計見表2，變量具體定義如下。

被解釋變量：本文被解釋變量為農戶農地轉出滿意度（Y），來自農戶對問題“您對您家此次農地轉出實踐的各方面（流轉收益、流轉程序、流轉形式、流轉后狀況等）總體是否滿意？”的回答。答案選項采用Likert 5級量表的形式設置為“非常不滿意”、“較不滿意”、“滿意程度一般”、“較滿意”和“非常滿意”，并分別賦值1～5。

核心解釋變量（中介變量）：本文的核心解釋變量和中介變量分別為參照依賴（PF）和公平感知（RD）。公平感知指標來自農戶對問題“您感覺您家此次農地轉出實踐各方面（流轉收益、流轉程序、流轉信息獲取等）的公平程度如何？”的回答。答案選項為“非常不公平”“不公平”“公平性一般（無所謂公平也無所謂不公平）”“公平”“非常公平”，并依次賦值1～5。自我參照（RD1）指標來自農戶對問題“與您對您家農地轉出的預期狀況相比，您認為您家農地轉出實踐實際狀況總體如何？”問題的回答；他人參照（RD21、RD22、RD23）的指標分別來自農戶對問題“與親戚的農地轉出狀況相比，您認為您家的農地轉出實踐總體狀況如何？”“與朋友的農地轉出狀況相比，您認為您家農地轉出實踐的總體狀況如何？”“與陌生農戶農地轉出狀況相比，您認為您家農地轉出實踐的總體情況如何？”三個問題的回答；受訪農戶對以上4個問題的回答“差很多”、“差一些”、“狀況一樣（無所謂好也無所謂差）”、“好一些”和“好很多”，依次賦值1～5。

控制變量：參考現有文獻[6-9]，本文選取了農戶個體特征、家庭特征、農地流轉情況、風險預期情況、政策認知情況等控制變量。其中，個體特征包含農戶性別（X1）、年齡（X2）、社會身份（X3）和就業(yè)情況（X4）；家庭特征包含外出務工人數（X5）、家庭成員平均文化程度（X6）、家庭年總收入（X7）和農業(yè)收入占比（X8）；流轉情況主要包括流轉租金（X9）、流轉形式（X10）與流轉期限（X11）；風險預期主要包括對土地權益（X12）、社會保障（X13）和土地利用風險預期（X14），指標分別來自農戶對農地轉出土地權益風險（永遠失去土地、租金沒有保障）、社會保障風險（轉出土地后養(yǎng)老沒有保障，成為失業(yè)者等）、土地利用風險（土地轉出后用途會發(fā)生改變、會出現撂荒現象等）問題贊同程度的回答；政策認知包括家庭（X15）、村莊（X16）和政府（X17）層面，分別為農戶對問題“農地轉出能為家庭帶來收入水平的提高”、“農地轉出能帶來集體經濟的發(fā)展”和“農地轉出能為國家?guī)磙r業(yè)的現代化發(fā)展”問題的贊同程度的回答，答案選項從“非常不贊同”“不贊同”“一般”“贊同”“非常贊同”進行設計并依次賦值1～5。

表2 變量說明及描述性統(tǒng)計分析Tab.2 The explanation and descriptive statistics of variables

3.3 計量模型

基于前文的分析，參照依賴可通過影響農戶農地轉出實踐的公平感知進而影響農地轉出滿意度，公平感知在參照依賴與農戶農地轉出滿意度起到中介變量的作用。借鑒BARON和溫忠麟等提出的中介效應檢驗模型中逐步回歸方法和步驟[20-21]，構建的模型如式（1）—式（3）。本文被解釋變量和中介變量均為有序離散型隨機變量，因此，模型均采用有序logistic回歸進行參數估計。

式（1）—式（3）中：Y代表農戶農地轉出滿意度；RD代表參照依賴（自我參照（RD1）、他人參照（親戚（RD21）、朋友（RD22）和陌生人（RD23））；PF代表中介變量（公平感知）；Zi為一系列可觀測的控制變量；ε1、ε2、ε3代表隨機擾動項；β0代表常數項；γ代表控制變量對農戶農地轉出滿意度影響效應；β表示RD對Y的總效應；β′代表RD對中介變量PF的影響效應；λ為中介變量PF對Y的影響效應；β″為控制中介變量PF后；RD對Y的直接效應。

4 實證分析

4.1 相關性結果分析

為初步驗證本文提出的3個假設，本文進行了關鍵變量間的相關性分析，采用Pearson分析方法計算了解釋變量、中介變量和核心解釋變量兩兩之間的相關系數，結果見表3。從表3看，自我參照、他人參照（親戚）、他人參照（朋友）和他人參照（陌生人）與農戶農地轉出滿意度的相關系數分別為0.722、0.827、0.675與0.301且都在1%水平下顯著，且他人參照中影響系數大小為他人參照（朋友）＞他人參照（親戚）＞他人參照（陌生人），可見，他人參照中的與親戚和朋友參照對農戶農地轉出滿意度的影響效應較與陌生人參照要大，與現有的研究結論相符[10，22]。公平感知與農戶農地轉出滿意度的相關系數為0.657且在1%水平下顯著，表明參照依賴、公平感知與農戶農地流轉滿意度兩兩之間存在顯著的正相關關系。相關性分析初步驗證了本文的幾個研究假設。

表3 Pearson分析Tab.3 Pearson analysis

4.2 模型估計結果分析

借鑒中介效應模型的檢驗步驟[20-21]，采用逐步回歸策略對被解釋變量、核心解釋變量、中介變量和控制變量進行回歸。模型1為控制變量對農戶農地轉出滿意度的回歸，模型2—模型4為控制變量和核心解釋變量對被解釋變量的回歸，模型5—模型7為控制變量和核心解釋變量對中介變量的回歸，模型8—模型10則是在模型2—模型4的基礎上加入中介變量對被解釋變量進行回歸，各模型回歸結果見表4。

從模型2—模型4的結果看，自我參照對農戶農地轉出滿意度影響系數分別為2.470、2.534和2.682且都在1%水平下顯著，他人參照（親戚）和他人參照（朋友）影響系數分別為0.643和1.803且在1%水平下顯著，他人參照（陌生人）系數為0.115但不顯著，表明與預期和其他農戶農地轉出狀況相比較，自身實際轉出狀況越好，滿意度越高，與現有相關研究結論相符[10]，H1和H2得到驗證。他人參照中（朋友）對農戶農地轉出滿意度的影響效應最大，符合相關研究結論[14]。結合理論分析可知，在政府或村集體主導下，農戶農地轉出滿意度與農地轉出相對水平的好壞息息相關。當實際轉出狀況較自身期望或其他農戶水平更好時，農戶相對“被剝奪感”會更弱，而獲得感更強，其農地轉出的滿意度會越高。他人參照（陌生人）對農戶農地轉出滿意度影響效應不顯著且弱于與親戚和朋友參照的可能原因是“差序格局結構”所帶來的“波紋效應”較弱，農戶不看重與陌生農戶農地轉出狀況的比較，注重的是與自己關系密切的親朋近鄰的比較，尤其是與朋友之間的比較。至于與朋友參照較對農戶農地轉出滿意度的影響效應較與親戚參照要大，一種可能的解釋是：在當代中國農村社會，相比于地理距離較遠的親戚，農戶更多的是與鄰近朋友打交道，因此在農地轉出實踐時，農戶會更注重與周邊農戶朋友的農地轉出狀況比較，表現出“地緣效應”大于“血緣效應”。

表4 模型估計結果Tab.4 Model estimation results

從模型5—模型7的結果看：自我參照對公平感知影響系數分別為0.374、0.822和0.872，且都在1%水平下顯著；他人參照（親戚）和（朋友）影響系數分別為1.073和0.230，且都在1%水平下顯著；他人參照（陌生人）系數為0.06，但不顯著，表明參照依賴對農戶公平感知具有正向作用。從模型8—模型10的結果看：模型8中自我參照、他人參照（親戚）和公平感知對農戶農地轉出滿意度影響系數分別為2.223、0.397和0.673；模型9中自我參照、他人參照（朋友）和公平感知的影響系數分別為2.255、1.068和0.776；模型10中自我參照、他人參照（陌生人）和公平感知影響系數分別為2.414、0.116和0.793。除他人參照（陌生人）影響系數不顯著外，其余變量的影響系數均在5%水平以上顯著。在加入中介變量（公平感知）后，自我參照影響系數分別從2.470下降為2.223，2.534下降為2.255，2.682下降為2.414；他人參照（親戚）和他人參照（朋友）影響系數分別從0.643下降為0.397和1.083下降為1.068，表明公平感知中介效應的存在，H3得到驗證。結合理論分析可知，參照依賴對農戶農地轉出滿意度的影響可通過影響農戶公平感知這一路徑實現。在農地轉出實踐中，相比于農戶自身預期和其他農戶農地轉出狀況，農戶農地實際轉出狀況越好，“相對損失感”較低，獲得感更強，農戶農地轉出實踐的公平感知度越高，滿意度也越高。

本文采用模型8—模型10的回歸結果對控制變量的影響效應進行分析。個體特征方面：性別影響系數顯著為正且通過不同水平的顯著性檢驗，說明男性較女性農地轉出滿意度高，這與男性非農就業(yè)能力更強有關。家庭特征方面：外出務工人數系數在多個模型中顯著為正，農業(yè)收入占比系數顯著為負，這是因為農戶家庭外出務工人數越多，農業(yè)收入占比越低，耕地的生計依賴越弱，農地轉出滿意度越高。農地轉出特征方面：農地轉出租金與轉出形式影響系數顯著為正，表明轉出租金越高，農戶滿意度越高，說明經濟收益仍然是影響農戶農地轉出滿意度的重要因素。而相比于出租（只獲取租金）形式，“入股+租金”的形式的農戶滿意度更高，一種可能的解釋是：農戶對農地的增值收益具有較高的預期。風險預期因素方面：土地權益風險、社會保障風險和土地利用風險的影響系數在不同的水平下均顯著為負，表明租金拖欠以及擔心農地轉出后永遠失去土地；現階段農地承載的重要社會保障功能；農戶根深蒂固的“農地非農化”與“非糧化”的土地情結以及希望保障國家糧食安全等的“社會情懷”等都會顯著制約農戶農地轉出滿意度。政策認知特征方面：農戶對農地轉出對家庭、村莊以及國家效益認知系數都為正且通過了不同水平的顯著性檢驗，表明農戶對農地轉出產生的效益的認知越強，農戶滿意度越高。相關控制變量的研究結果與現有研究相吻合[6-9]。

4.3 穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗模型估計結果的穩(wěn)健性，本文采用分樣本的方法來進行檢驗。本次調研的農戶農地轉出介紹方有兩個，一個是村委會組織，另一個是政府組織，基于此，本文將樣本分成政府主導型和村委會主導型兩種模式對模型1—模型10進行重新估計，模型估計結果表明：除個別控制變量外，模型1—模型10各個變量的估計系數的影響方向、相對大小和顯著性都未發(fā)生變化，表明本文估計結果較為穩(wěn)健。限于篇幅，本文未列出政府主導型和村莊主導型樣本模型的估計結果。

5 結論與政策建議

本文基于行為經濟學和社會認知等理論，利用調查的武漢“1+8”城市圈政府或村集體主導模式下的427份農戶農地轉出調研數據，實證分析了參照依賴、公平感知與農戶農地轉出滿意度之間的影響機制，得到的主要研究結論如下。

（1）作為一種主觀心理判斷，參照依賴會顯著正向影響農戶農地轉出滿意度。具體而言，期望農地轉出狀況和其他農戶農地轉出狀況是兩個重要的心理參照點，實際農地轉出狀況優(yōu)于農戶期望狀況，相應地農戶滿意度會越高；他人參照中，實際轉出狀況較其他農戶（尤其是親戚和朋友）要好，滿意度越高，他人參照（陌生人）對滿意度的影響則不顯著。（2）參照依賴不僅自身對農戶農地轉出滿意度具有正向影響，它還可以通過正向影響農戶公平感知進而作用于農戶農地轉出滿意度，即參照依賴對農戶農地轉出滿意度可通過影響公平感知這一路徑實現，公平感知在參照依賴對農戶農地轉出滿意度的影響過程中起部分中介作用。（3）對農地轉出的風險預期越高，農戶滿意度越低；對農地轉出活動效益（包括對家庭、村莊和國家的效益）的相關認知越深，農戶滿意度越高。

基于上述結論，從提高農戶農地轉出滿意度，提升農戶農地轉出績效，促進農業(yè)現代化發(fā)展的角度，本文提出以下政策建議。

（1）在農戶農地轉出前，農地轉出主導方（政府或村集體等）要充分了解農戶對農地轉出實踐全方位的心理預期，以進行科學合理的政策設計。具體而言，在農戶農地轉出之前，要通過入戶走訪、問卷調查、召開座談會和聽證會等形式充分聽取農戶的建議和意見，了解農戶的合理訴求，掌握農戶對農地轉出的多方位預期，如租金預期、轉出分紅預期等，確保政府作出科學決策以達到農戶對農地轉出狀況的合理預期。（2）保持農戶農地轉出實踐相關政策在空間上的平衡與統(tǒng)一。由于與他人農地轉出狀況的比較（尤其是親戚和朋友）會顯著影響農戶農地轉出滿意度，因此，對于同一行政區(qū)內（尤其是同一行政村或同一自然村）要盡量實施相同的農地轉出實踐政策，如流入方盡量由政府或村集體引導轉給統(tǒng)一農業(yè)合作社或農業(yè)企業(yè)等，盡量保持相同農地轉出形式，如統(tǒng)一出租或統(tǒng)一入股等，盡量實施相同的轉出租金等，減少農地轉出過程的各方面不平衡對農戶滿意度造成的負面影響。（3）增強農戶在農地轉出過程中的公平感知度，充分發(fā)揮公平感知在參照依賴對農戶農地轉出滿意度過程中的中介作用。參照依賴可通過影響農戶感知公平進而影響農戶農地轉出滿意度，可通過強化農戶在整個農地轉出過程的參與度，對農地轉出相關情況進行公開化和透明化；同時，政府和村委會組織應給予農戶更多人文性關懷，增強農戶在農地轉出實踐整個過程中的公平感知度；其次要對參照依賴與感知公平進行協(xié)調，較好的發(fā)揮兩者對農地轉出滿意度的疊加效應。（4）要為農戶提供穩(wěn)定的非農就業(yè)機會，進一步轉移農村剩余勞動力，降低農戶對農地的生計依賴；加強農地租金管理，引進風險金保障制度，保障農戶經濟效益，進一步完善農村社會保障體系，降低農戶風險預期；加大農地轉出效益相關政策宣傳，如農地轉出對增加家庭收入、農業(yè)經營效率，實現規(guī)模經營推動農業(yè)現代化等的作用，提升農戶對農地轉出實踐的相關政策認知。當然，本文探討的是政府或集體主導模式下的農戶農地轉出滿意度、參照依賴和公平感知之間的影響機制，對于市場主導模式或市場與政府、集體共同主導模式下的三者之間的影響機制還有待進一步研究。