（南京林业大学，南京 210037）
从林业“三定”起至今，我国以“分权化”为特征旨在提高木材及林产品供给能力并增加农民收入的集体林权制度改革历经分—合—分历程，仍面临因确权造成的资源碎片化致使森林资源使用偏离最优产出水平等问题。2016年10月中共中央国务院出台 《关于完善农村土地所有权承包权经营权分置办法的意见》（简称“三权分置”意见）以“促进土地资源合理利用……发展多种形式适度规模经营，提高土地产出率、劳动生产率和资源利用率”。虽然已试行林地“三权分置”的浙江省2015年林地流转率为15.73%，是全国平均水平的近2倍，但由于森林资源具有自然生长力，在没有资本、劳动力投入前提下（有）林地也能实现价值增值，“三权分置”对林地流转是否有促进作用？其促进作用多大？又是通过何种路径起作用？
由于农户是林地流转 （特别是林地转出）的核心主体，基于林地流转市场供给不足，特别是具有良好盈利能力的用材林林地供给严重短缺的现实，本文以农户用材林林地转出行为作为分析对象，选择已试行 “三权分置”的浙江省、福建省和江西省作为调查地开展研究，试图回答上述问题，并就“三权分置”政策的实施与完善提出相应建议。
一、 模型与假说
国外对农户林地流转行为研究的文献基本上都包含在农户农地流转行为的研究中。农户农地流转行为研究主要从两方面展开，一是从农户农地流转行为影响因素分析的角度进行，二是利用计划行为理论（theory of planned behavior，TPB）对农户农地流转的决策行为过程进行实证研究。二者的区别在于：前者仅涉及农户土地流转行为目标的研究且假设农户仅仅追求经济理性；后者侧重于农户土地流转行为内在的决策形成机制且涵盖农户行为决策的全过程，并认为农户行为目标具有多样性 （并不单纯追求经济理性），认为农户的最终行为不仅与其行为态度有关，并与行为规范和行为认知有关。由于TPB理论不仅能更好地解释农户林地流转行为，还能揭示不同变量对农户行为的作用机理并预测农户未来土地流转行为，据此所提出的对未来政策制定与完善的建议更有针对性和指导性。鉴于政策是农户行为规范的重要组成内容，本文拟利用TPB方法开展研究。（一）基于TPB理论的模型与假说
广泛应用于个体决策行为领域研究的方法是Ajzen等在1986年提出的TPB理论，此理论已被证明适用于农户决策行为领域的研究。显然，此理论也可作为农户用材林林地转出决策行为研究的理论框架，但前期的农村调查与农户访谈显示，农户用材林林地转出决策与Ajzen的TPB理论存在差异，在林地转出过程中，源于外界压力/激励的农户主观规范对其林地转出行为的影响很大。这些环境压力/激励包括两类：一是制度性环境激励，近年来主要来源于“三权分置”政策，表现为稳定的林地承包权免除了农户“转出林地可能收不回来”的后顾之忧；二是非制度性环境如村集体/村邻/家庭的压力。鉴于此，本文假设农户的林地转出行为主观规范直接、正向地影响农户的林地转出行为（图1中的虚线部分）。至此，本文所构建的农户用材林林地转出决策行为理论模型如图1所示。
图1 农户用材林林地转出决策行为理论模型
（二）假说与影响路径提出
通过上述分析，本文提出以下6个假说。H1：农户用材林地转出态度对林地转出意图有显著的正向影响；H2：农户用材林地转出行为主观规范对农户林地转出意图有显著的正向影响；H3：农户用材林地转出行为控制认知对林地转出意图有显著的正向影响；H4：农户用材林地转出行为控制认知对林地转出行为有显著的正向影响；H5：农户林地转出意图对林地转出行为有显著的正向影响；H6：农户用材林地转出行为主观规范对林地转出行为有显著的正向影响。
“三权分置”政策包含在“林地转出行为主观行为规范”变量之中，根据图1的理论模型，“三权分置”对农户用材林林地转出行为的影响路径有二个。P1：直接路径，即“三权分置”政策（体现为“林地转出行为主观规范”）→转出行为，也就是H6；P2：间接路径，通过“林地转出意图”中介变量起作用，即“三权分置”政策（体现为“林地转出行为主观规范”）→林地转出意图→转出行为，也就是H2→H5。
二、调查设计与数据分布
（一）潜变量的量表设计与测度
对农户林地转出意图、林地转出态度、林地转出行为认知、林地转出行为主观规范的调查与测度都涉及量表的开发。根据Gwinner潜变量测度题项设计三原则，本文对上述四个潜变量的量表开发与设计如下。1.潜变量量表的梳理及提炼
（1）林地转出意图。农户用材林林地转出意图是农户对其林地转出行为发生的主观概率判断，反映了农户对转出行为的采用意愿。Ajzen等研究主要通过设计格式化调查项目和提问方式对行为意图进行直接测量，其常用提问方式如下：我打算……我将试图……我计划……因此，本文利用“我打算转出林地”的提问来直接测量农户林地转出意图（表1）。
（2）林地转出态度。农户林地转出态度是指农户对转出林地这一行为的利弊、好坏、喜恶的评价。Joyec从种植成功、能力提高、生活质量改善、地位提高和有利于非农工作五个方面测度农户对其从事农业（种植业）的态度，而 Carolien等则是从增加农户收入、增加工作乐趣等方面衡量农户对改善母猪豢养环境的态度。柯水发等的研究显示，更多地从事非农工作或是以非农收入为主的农户比较倾向于转出林地，其目的在于能更专注于非农工作以增加收入。刘克春的研究表明，农户不仅认同农地流转有利于收入增加，还认同其能满足生活方式改变、追求职业兴趣、帮助亲友等目标。本文调查中发现，有少量农户出于家庭经济压力不得不转出林地，也有农户为享受林改优惠政策而转出部分林地。据此，本文设计以下6个项目以测度农户林地转出态度：转出林地有利于增加家庭总收入、有利于非农工作、可以缓解家庭经济压力、生活方式改变需要、有利于帮助亲友、为了享受优惠条件。这6个项目既有工具态度也有情感态度，符合态度测度的要求（表 1）。
（3）林地转出行为主观规范。农户林地转出主观规范是指农户在林地转出中所受到的外界环境的激励或压力。Heimo在农户重新造林选择行为研究中以 “家人邻居认为应该选择重新造林”以及“亲戚朋友认为应该选择重新造林”等项目衡量农户行为规范；刘克春在农户农地流转决策行为研究中以“我的家人和重要亲戚朋友认为我应该流转农地”，“村里人认为我应该流转农地”，“政府认为应该流转农地”，“村集体认为应该流转农地”四个项目测量农户行为规范。本文在调查中发现大部分农户在考虑是否转出林地时，也会征求家人、亲朋的意见；另外，由于林地经营规模性及完整性的需要，当相邻林地基本倾向转出时，迫于邻里压力，农户也会倾向于转出林地。根据上述分析，本文认为农户家人亲朋、村里人、村委会等是其林地转出的重要关系人。当然，正如上文所分析的那样，农户林地转出行为主观规范还应包括政府政策对林地流转行为的激励。因此，本文设计以下4个主观规范的测量项目：家人和亲朋村里人村委会认为我应该转出林地、“三权分置”政策提高了转出林地收回的安全性、林地转出时会考虑家人和亲朋村里人村委会的意见、林地转出时会考虑 “三权分置”政策对林地回收安全性的影响（表1）。
（4）林地转出行为控制认知。农户林地流转行为控制认知指农户对是否拥有信息、资源和能力等来执行林地流转行为的一种认知。许多研究表明，与行为目标和行为规范变量这两个变量比较，行为认知变量量表的内在可靠性比较低，为解决此问题，行为认知的量表设计通常包括两类：控制信念和控制能力。控制信念通常用“我有机会”、“我感觉”等词语体现在量表设计中，而控制能力则用“我有能力”等词语体现。在农户行为研究中，Carolien通过设计“如果我想做，我能改善母猪的豢养环境”、“是否改善母猪豢养环境取决于我”二个项目测量农户有关改善母猪豢养环境决策行为的控制认知；刘克春等对农户农地流转行为的研究表明，农户流转行为受到农户资源禀赋因素的影响，如耕地面积、耕地块数等，当农户耕地过于碎化，农户认为转出农地的难度会增大，本文在调查过程中也发现林地过于碎化或较为偏僻时其转出难度就比较大；Lori等有关农户农地流转的研究结果显示，农户有农地转移欲望而最终没有转移的主要原因是信息不流通、交易费用高或价格偏离预期等，本文调查也发现，农户在林地转出过程中最为关注的是林地转出价格，当转出价格与农户预期价格较一致时，农户林地转出的可能性也相对较大。为此，本文设计两个项目以测量农户行为控制认知：如果我想，我是有可能转出林地、按我开的价转出林地是有可能的（表1）。
表1 潜变量测量项目及描述性统计分布
2.潜变量的测度
本文问卷设计采用李克特5点尺寸测度，以同意问卷所提出说法的程度来衡量变量：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）样本选择与数据的描述性统计
集体林“三权分置”的改革试验首先在浙江省展开，随后国家林业局于2015年下发《国家林业局关于确定集体林业综合改革试验示范区的通知》并开始更大规模的“三权分置”试点。课题组选择浙江省龙泉市、福建省三明市和江西省赣州市作为研究地并于2017年进行实地调查，采取分层抽样和随机抽样相结合的方法分别在每个市各抽取3～4个村庄，每个村庄各发放25份农户调查问卷。共回收问卷800份，其中有效问卷756份，问卷有效率为94.5%。1.潜变量的描述性统计
潜变量各个测量项目的描述统计如表1所示。根据表1可知，各测度题项的最小值均为1，最大值均为5，表明被访者的回答是有差别的，所有题项的均值在1.88～3.56之间，标准差在1.095～1.752之间，波动幅度不大，数据分布较为合理。
一般而言，当样本的峰度和偏度的绝对值越接近于0，表明该变量样本的分布越接近于正态分布，但Amna认为，偏度绝对值小于3，峰度绝对值小于10时，即可视为正态分布。本文各测量项偏度绝对值介于0.048～1.264之间，峰度绝对值介于0.09～1.777之间，未出现过高的估计值，可视为正态分布。因此，采用Amos软件中的极大似然法进行结构方程模型估计是可行的。
2.观测变量的描述性统计
农户林地转出行为通过“是”和“否”两种结果来解释。“是”表示农户有转出林地行为，“否”表示农户无林地转出行为。
在数据处理中，数值“1”和“0”分别表示农户林地转出行为“是”和“否”两种结果。因此，农户林地转出行为样本总体均值为0.32，标准差为0.401，偏度和峰度分别为0.244和-1.977。同样，此变量的样本分布也可视作正态分布。
三、数据处理与假说检验
（一）潜变量的信度与效度分析
1.信度分析测量信度的方式有很多种，其中Cronbach’α是目前社会科学研究中最为常见的信度测量方式，本文也采用此法检验各潜变量内部一致性。本文潜变量Cronbach’α系数的计算结果如表2所示。结合Sander等的研究可知，农户林地转出主观规范（SN）的α系数高达0.873，信度很好；林地转出态度（AT）的信度 0.672，介于 0.6～0.7 之间，表示可信；通常控制行为认知的信度比较低，本文的行为控制认知（PBC）为 0.592，接近0.6，因此也认为控制认知变量的信度是可信的。
2.效度分析
（1）内容效度。本文的各个测量项目是在参考国内外相关文献的基础上，结合大量的农户调查访谈结果设计的，因此具有较好的内容效度。
（2）区分效度。区分效度指不同因素对应的测度题项之间的相关系数要小，即因子间的相关系数要小于0.85。本文通过计算各因素间的相关系数验证区分效度，对AT、SN、PBC的相关系数计算结果如表2所示。根据表2可知，各潜变量间的相关系数低于0.5，说明本文的问卷具有较好的区分效度。
（3）收敛效度。收敛效度是指同一变量不同测量项之间的相关度。本文利用KMO和Bartlett检验进行收敛效度检验。对AT、SN、PBC变量进行KMO和Bartlett检验的结果如表2所示。根据表2可知，各因素的KMO值均大于0.6，且Bartlett检验的p值都小于0.001，表明所有潜变量都通过了KMO和Bartlett检验。各观测变量在对应潜变量上的标准化因子负载如表5所示：农户态度潜变量负载系数在 0.260～0.822 之间，p〈0.05，其中有利于非农工作、有利于缓解家庭经济压力的负载在0.6以上；农户转出行为认知两个测量项的负载均在0.5以上，且p〈0.001；农户转出行为规范的负载均大于0.5，且林地流转时考虑家人、亲朋、村里人意见这三个项目的负载大于0.8，p值都小于0.005。KMO和Bartlett检验结果说明本文所设计的潜变量具有较好的收敛效度。
表2 潜变量的信度与效度分析
（二）结构方程模型运算
本文使用Amos22.0结构方程模型软件中的极大似然估计法对农户用材林林地转出行为分析，模型运算结果如图2以及表3中的模型A所示。
图2 结构方程模型A
图2显示了各变量的因子负载和路径系数，其中 ea、es、ep 分别表示态度（AT）、规范（S.）和认知（PBC）的测量误差，z1、z2 分别表示意图（IN）和行为（behavior）的测量误差。根据表3模型A可知，行为规范对农户林地转出行为意图影响是不显著的 （p=0.627），行为认知对农户林地转出行为意向有影响，但影响也是不显著的（p=0.138）。因此，修正结构方程模型，删除影响不显著的路径，也就是删除p〉0.10的路径。修订后的结果如表3模型B和图3所示。
修订后的模型结果显示，农户林地转出态度对转出意图、行为规范对林地转出行为、行为认知对林地转出行为、农户转出意图对林地转出行为影响都在5%水平上显著。
图3 结构方程模型B
表3 结构方程模型运算结果
结构方程模型A的卡方（chi）为 180.032，自由度（df）为73，二者的比值为 2.47；结构方程模型 B 的卡方（chi）为 182.237，自由度（df）为 75，二者的比值为2.43。根据表4可知结构方程A和结构方程B都基本达到了建议要求，但模型B的主要拟合指数优于模型A的拟合指数。
表4 结构方程模型主要拟合指数
（三）假说检验
1.假说检验结果（1）假说H1得到验证，即农户用材林地转出态度不仅对林地转出意图具有正向显著性影响，且影响程度较高，说明当农户对林地转出态度越正面，则其从事林地转出意图会越强烈。
（2）假说H2没有得到验证，即农户用材林地转出行为主观规范对农户林地转出意图影响不显著。
（3）假说H3没有得到验证，即农户用材林地转出行为控制认知对林地转出意图影响不显著。
（4）假说H4得到验证，即农户用材林地转出行为控制认知对林地转出行为具有正向显著性影响。
（5）假说H5得到验证，即农户林地转出意图对林地转出行为具有正向显著性影响，说明农户的林地转出意图越高，其林地转出行为发生的可能性就越大。
（6）假说H6得到验证，即农户用材林地转出行为主观规范对林地转出行为具有正向显著性影响。
2.路径检验结果
（1）路径P1成立。P1是否成立取决于H6。因假说H6得到验证，因此，路径P1成立。
（2）路径P2不成立。P2是否成立取决于H2和H5。虽然假说H5得到验证，但因假说H2没有得到验证，故P2路径不成立。
四、结论与讨论
1.“三权分置”政策对农户林地转出的影响（1）“三权分置”政策直接促进农户用材林林地转出行为，而非通过提高农户林地流转意图来促进林地转出。一方面，对农户而言，林地不仅是生产资料和就业保障，一种可增值的资产（源于林木的自然生长力）和“祖产”（对自留地的认知），且与农业生产相比，用材林的生产与经营对劳动力需求很低，对农户非农就业的影响远小于农业生产的影响，虽然农户认为“三权分置”政策提高了转出林地收回的安全性，但此认知并不显著地影响其流转意图。另一方面，“三权分置”政策因提高了转出林地收回的安全性促进了农户的林地转出行为（体现为sn2指标的因子载荷系数高达0.902）。此外，来自农户重要关系成员（家人、邻居、相邻地块农户、村组）的压力越大，即使农户内心不愿意转出林地，但其实际林地转出行为发生的可能性还是越高。
（2）“三权分置”政策对农户用材林林地转出行为的影响程度低。虽然包含于行为主观规范的“三权分置”政策对农户林地转出行为具有正向显著性影响，但代表政策的测度项目sn2和sn4影响系数分别为0.070和0.043（表5），说明政策对农户林地转出行为影响程度低。实际上，农户的行为控制认知，如对林地转出的不同价格期望、对自己寻找买家及买卖过程中讨价还价能力的认知等，是显著影响农户最终林地转出行为的因素。
2.“三权分置”政策如何促进林地流转
（1）提高农户对“三权分置”政策的理解与认同。表5的因子载荷显示，当农户越认同“三权分置”政策有利提高其对转出林地收回的安全感（sn2），其越可能转出林地。但实际调研结果显示，农户对此测度项的认同程度较低，sn2的均值仅为2.29（表1）。因此，若能帮助农户理解“三权分置”政策中“承包权长久稳定”的实质，提高农户对“三权分置”与“转出林地收回安全性”的关系认知，即提高sn2的均值水平，则可能改善政策对农户林地转出行为的影响力。
（2）分享林地经营的剩余索取权和现场控制权以促进林地流转。在坚持林地“所有权不动摇、承包权长久稳定”前提下，可探讨如何通过创新经营体系促进林地流转，如样本地福建三明市所推行“股权共有、经营共管、资本共享、收益共盈”的森林经营模式中，利用“收益共盈”规定林木采伐溢价的分配比例，有效保证林地转出者对林木源于自然生长力增值部份的剩余索取权；利用“经营共管”建立生产经营通报机制，实现林地转出者对林地经营的现场控制权，从而消除或缓解其对林地可能被过度利用并导致地力衰退的担忧；“资本共享”中规定经营者用于林权抵押贷款的森林资源不超过资源总价的10%，也保证了林地转出者的剩余收益权，等等，新型森林经营体系构建有力地促进了林地的流转。
表5 潜变量的因子负载及对行为的影响
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