摘要:基于改進的計劃行為理論框架，以湖北省咸寧市、鄂州市、安陸市、天門市、大冶市、嘉魚縣、沙洋縣等市（縣）14個鄉鎮34個行政村的644個農戶為調查對象，運用結構方程模型（SEM）研究農地整治權屬調整中農戶參與行為的影響因素及內在機理。研究表明：（1）農戶在農地整治中參與權屬調整的行動邏輯遵循“認知→意愿→行為”這一路徑形式，農地整治權屬調整中農戶的行為意愿在其認知與行為響應之間起到完全中介效應，行為意愿是農戶農地整治權屬調整行動邏輯中必不可少的一環；（2）農戶關于農地整治權屬調整的認知對行為響應僅僅存在微弱作用，權屬調整的客觀復雜性與風險性使得農戶對此保持著極其謹慎的行動態度，農戶的行為響應趨于“理性決策”；（3）農戶的農地整治權屬調整行為兼具“自發性”與“誘發性”雙重行動邏輯，且在組織支持下產生的“誘發性”行動邏輯占主導地位；（4）組織支持對農戶參與農地權屬調整有著極其重要的作用。
關鍵詞:農地權屬調整；農戶認知；改進計劃行為理論；農戶意愿；組織支持；行為響應
農地整治可以實現糧食增產、農民增收、農業增效，是促進“三農”問題順利解決的重要措施，而農地權屬調整作為農地整治的核心環節，在降低土地破碎化、減少人地沖突、促進農業規模化與現代化、提高土地利用效率方面有著舉足輕重的地位，因此政府國土部門非常重視農地權屬調整。農戶作為農地整治權屬調整的主體，其參與權屬調整既是規范和推進整治工作的要求，又是維護其切身權益的關鍵。《全國土地整治規劃（2016—2020年）》及《高標準基本農田建設標準》等文件指出：農地整治過程中要充分尊重當地農村集體組織和農戶的意愿，發揮農戶的積極性和創造力，鼓勵農戶全程參與。目前，雖然許多地方政府積極引導農戶參與農地整治權屬調整，但實際情況卻不盡人意，一方面我國的土地整治是政府主導的“自上而下”的實施模式，農民群眾在此過程中主要是被動參與，導致農戶參與農地整治權屬調整流于形式，另一方面受農戶知識水平的良莠不齊及自身特有的“小農思想”限制，導致農戶對農地權屬調整的認知方面有所欠缺，加之農村土地權屬情況的錯綜復雜，因此引導農戶參與農地整治權屬調整的工作難以展開。
國內學者分別對不同領域的農民參與行為進行了深入研究，研究主要集中于農村公共物品、農村合作社、農業新技術推廣等方面，為研究農地整治權屬調整農戶參與行為起到了一定的借鑒作用。農地權屬調整作為農地整治的一部分，單獨研究農地權屬調整農戶行為的文獻較為鮮見，文獻主要圍繞農地整治展開。在農地整治方面，國外學者側重于研究農戶行為是否符合經濟理性原則、參與的機制和模式，國內學者側重于研究農民參與的現狀及政策建議、參與項目投資或融資渠道、參與機制及績效評價。對于農地整治農戶行為的影響因素研究，徐國柱以山東省濰坊市為例，論證了影響土地整治農戶參與行為的阻礙因素包括農戶認知不足、無相關法律法規、缺乏保障農戶參與的制度規范以及當前管理體制不當等。陳倩通過Logistic回歸分析認為影響農戶參與農村居民點整理的因素包括戶主受教育程度、家庭存款、獲得信貸的難易程度以及農戶對人際關系的依賴。李慶強認為如果要實現農戶全程參與土地整治，應從項目申報到規劃編制、再到工程施工都要尊重農戶意愿，并引導農戶從被動到主動并全程參與。關江華等以湖北沙洋縣土地整理項目區權屬調整為研究對象，運用主成分分析法得出自然因素、社會經濟因素和農戶主體因素對土地整理項目區權屬調整有著根本性的影響。吳九興等通過調研數據分析得出影響農地整理項目農民參與程度的主要因素包括農民的年齡、是否為村干部、家庭耕地面積、家庭農業收入占總收入的比例、農民對農地整理政策的認知、農民對農地整理益處的認知、農民參與被鼓勵和重視的程度等。
上述研究成果對農地整治中農戶參與權屬調整的影響因素的研究具有重要啟發意義，但也存在一些不足。不同學者由于研究視角和研究目的不同，在影響因素選取上存在一定的差異，沒有形成一個統一的分析框架；研究方法也比較局限于logistic和probit模型，忽略了農戶參與行為的內在機理，未能考慮各因素之間的因果關系。為此，本文將基于計劃行為理論（theory of planned behavior，TPB）框架，結合農地整治中農戶參與權屬調整的行為實際，構建改進型的TPB模型，運用結構方程模型（structural equation modeling，SEM）來分析農地整治中農戶參與權屬調整的行為機理，為政府及相關部門合理引導農戶參與農地整治權屬調整工作提供參考性的理論基礎和政策建議。
一、理論分析與研究假說
1.計劃行為理論
學者Ajzen于1985年在理性行為理論的基礎上增加了知覺行為控制變量，初步提出計劃行為理論，改進后的理論更具普遍性，該理論認為行為意愿（behavior intention，BI）是行為響應（behavior response，BR）的最直接因素，而行為意向反過來受到農戶認知（包括行為態度（attitude toward the behavior，AB）、主觀規范（subjective norms，SN）、行為控制知覺（perceived behavioral control，PBC）三個方面）的影響。人際行為理論認為，人的行為會同時受到內部與外部因素的作用。在農戶參與權屬調整行為過程中，政府與村集體組織的支持是農戶行為的外部促進因素。因此，在計劃行為理論模型框架中，引入“組織支持（organizational support，OS）”這一變量，用以測度外在環境因素對農地整治中農戶參與權屬調整行為響應的影響，構建改進型計劃行為理論模型（圖1）。
如圖1所示，改進型計劃行為理論模型在原始TBP模型基礎上增加了“組織支持”這一變量，同時增加了“行為意愿→組織支持”、“組織支持→行為響應”這兩條路徑。
2.研究假說
基于計劃行為理論，結合農地整治權屬調整中農戶行為的決策，從“行為態度”、“主觀規范”、“行為控制知覺”、“行為意愿”、“組織支持”5個方面分析農戶的“行為響應”機理。
（1）行為態度（AB）。行為態度是計劃行為理論的重要概念，它表明行為主體對執行某一特定行為喜歡或不喜歡的程度。農戶對農地整治權屬調整的態度可以通過預期收益來解釋。在預期參與比不參與獲益更多的情況下，農戶選擇參與，否則不參與。農戶參與權屬調整的預期收益是激發農戶積極參與農地整治權屬調整的關鍵，該收益不僅包含經濟利益，還包括如改善生態環境，促進村莊團結等非經濟利益。基于此，本文將農戶對農地整理權屬調整的行為態度分為其對權屬調整的“經濟效益”、“生態效益”、“社會效益”3個方面的認知。農戶關于權屬調整在提高耕地利用率（AB1）、降低生產成本（AB2）、促進現代農業發展（AB3）3個方面的認知；“生態效益”包括農戶關于權屬調整在豐富區域景觀（AB4）、提高景觀功能（AB5）、改善環境氣候（AB6）3個方面的認知；“社會效益”包括農戶關于權屬調整在減少地界沖突（AB7）、減少生產沖突（AB8）、提高村集體凝聚力（AB9）3個方面的認知。理論上，農戶對農地整治權屬調整經濟、生態、社會效益的良好認識會促進農戶參與權屬調整的意愿以及實際權屬調整行動中的積極程度。基于此，提出假說1、假說2：
H1：農地整治權屬調整中農戶行為態度（AB）對行為意愿（BI）有顯著影響；
H2：農地整治權屬調整中農戶行為態度（AB）對行為響應（BR）有正向作用。
（2）主觀規范（SN）。主觀規范是計劃行為理論的重要概念之一，是指在預測他人的行為時，那些對個人的行為決策具有影響力的個人或團體對于個人是否采取某項特定行為所發揮的影響作用大小，反映的是社會壓力對個體行為的影響。農地整治權屬調整農戶主觀規范認知的壓力主要來自于親朋鄰里、村委會、地方政府等社會網絡對農戶的行為產生影響。本文將農地整治權屬調整的農戶主觀規范分為“外界影響聯系”、“外界主張”、“外界行動”3個方面的認知。其中，“外界影響聯系”表示農戶關于其權屬調整行為受親朋鄰里（SN1）、村委會（SN2）、地方政府（SN3）的意見與行為影響程度的認知；“外界主張”表示農戶關于親朋鄰里（SN4）、村委會（SN5）、地方政府（SN6）對其是否進行權屬調整行為意見主張的認知；“外界行動”表示農戶對親朋鄰里（SN7）、村委會（SN8）、地方政府（SN9）是否進行權屬調整行為的認知。理論上，農戶如果感受到其自身行為受外界意見與行為影響程度越高，同時感覺外界不但在積極開展而且還主張其加入參與權屬調整，農戶會強烈地感受到來自外界的壓力，通常這種壓力會提高農戶參與權屬調整的意愿以及實際權屬調整行動中的積極程度，基于此，提出假說3、假說4：
H3：主觀規范（SN）對農地整治權屬調整中農戶行為意愿（BI）有顯著影響；
H4：主觀規范（SN）對農地整治權屬調整中農戶參與行為（BR）有正向作用。
（3）行為控制知覺（PBC）。行為控制知覺也是計劃行為理論的重要概念之一，反映個人過去的經驗和預期的阻礙。行為控制知覺包括“控制信念”和“感知強度”兩個方面，控制信念是指約束或促進行為的各種因素，而感知強度是指個體的“自我效能感”信念。本文將農地整治權屬調整農戶的行為控制知覺分為“感知強度”和“控制信念”兩個方面。其中，“感知強度”包含農戶對權屬調整難易程度的自信認知（PBC1）、達成調整目標的自信認知（PBC2）；“控制信念”包含農戶對掌握權屬調整信息的方式與渠道的認知（PBC3）、對掌握權屬調整的專業知識與基本技能的認知（PBC4）、對承擔權屬調整的時間成本的認知（PBC5）以及對承擔權屬調整的資金成本的認知（PBC6）。理論上，農戶對自身權屬調整行為能力越自信，對預期阻礙越小，其參與權屬調整的意愿以及實際權屬調整行動中的積極程度會越高。基于此，提出假說5、假說6：
H5：行為控制知覺（PBC）對農地整治權屬調整中農戶行為意愿（BI）有顯著影響；
H6：行為控制知覺（PBC）對農地整治權屬調整中農戶行為響應（BR）有正向作用。
（4）行為意愿（BI）。計劃行為理論認為在條件充分滿足的前提下，行為意愿直接決定行為，行為意愿是指“盡量去執行某一行為的傾向”。理論上，農戶的參與意愿強度會在實際行動中得到體現，即農戶參與權屬調整的意愿越強烈，實際權屬調整行動中的積極程度也會越高；另外，行為態度（AB）、主觀規范（SN）、知覺行為控制（PBC）會通過影響行為意愿（BI），從而間接影響農戶的實際行為。基于此，本文提出假說7、假說8、假說9、假說10：
H7：行為意愿（BI）對農地整治權屬調整中農戶行為響應（BR）有顯著影響；
H8：行為意愿（BI）在行為態度（AB）與農地整治權屬調整中農戶的行為響應（BR）之間起到正向中介作用；
H9：行為意愿（BI）在主觀規范（SN）與農地整治權屬調整中農戶的行為響應（BR）之間起到正向中介作用；
H10：行為意愿（BI）在行為控制知覺（PBC）與農地整治權屬調整中農戶的行為響應（BR）之間起到正向中介作用。
（5）組織支持（OS）。組織支持來源于人際行為理論中的外部影響因素，政府和村集體等組織的支持程度對農戶參與權屬調整行為有著不可忽視的作用。若農戶感受到鄉鎮政府及國土部門在大力支持本村的農地整治權屬調整工作（OS1）并尊重村民的調整意見（OS2），同時分享其他地方農地整治權屬調整的經驗（OS3）、提供設備及技術支持（OS4）及所需要的培訓（OS5），農戶的參與積極性將大大提高，更容易將意愿轉化為實際行動。理論上，來自外在組織的支持與幫助會直接促成農戶參與土地整治權屬調整行為，還會幫助那些有意愿但是沒能力參與的農戶能夠采取實際行動。基于此，本文提出假說11、假說12：
H11：組織支持（OS）對農地整治權屬調整中農戶的行為響應（BR）有顯著影響；
H12：組織支持（OS）在行為意愿（BI）對農地整治權屬調整中農戶的行為響應（BR）影響過程中起中介作用。
二、樣本與數據
1.數據來源與統計描述
本文的研究數據主要來源于農地整治項目區，調研的樣本選取采用了隨機抽樣和分層分類抽樣相結合的農戶面對面訪談式的問卷調查法。在調研區域上遵循全面性和普遍性原則，在咸寧市、鄂州市、安陸市、天門市、大冶市、嘉魚縣、沙洋縣等每個市（縣）選擇2~4個鄉鎮，每個鄉鎮隨機選擇3~4個行政村進行訪談式問卷調查，共12個項目區，各項目區樣本量為50~60份。本次調查每戶訪談30~60分鐘，受訪者共計649人，最后由調查人員檢查排除信息錯誤或不合規范的調查問卷5份，獲取有效問卷644份，問卷有效率為99.23%。樣本基本情況如表1，調查區域農戶年齡趨于老齡化且普遍學歷較低。問卷變量采用李克特5級量表，“完全不贊同”至“完全贊同”分別用“1”到“5”賦值，變量含義和描述性統計如表2，農戶行為響應情況較差，農戶意愿及農戶認知（行為態度、主觀規范、行為控制知覺）情況良好，組織支持情況較差。
2.模型與方法
結構方程模型（SEM）屬于多變量統計，它整合了因子分析和路徑分析兩種統計方法，是一種驗證性的方法，通常必須在理論引導前提下構建假設模型圖，模型分析要求樣本數據符合多變量正態性、測量指標變量呈現線性關系的基本假定，測量模型與結構模型是結構方程模型的兩種基本模型。測量模型由潛在變量與觀測變量組成，表示潛變量與觀測變量之間的關系，觀測變量是潛在變量的測量指標；結構模型由潛變量組成，表示潛變量之間的關系。
測量模型通常表示為：
其中，Y為內生潛變量的可測變量，Χ為外源潛變量的可測變量，Λy為內生潛變量與其可測變量的關聯系數矩陣，Λx為外源潛變量與其可測變量的關聯系數矩陣，ε、δ為測量模型的殘差矩陣。
結構模型通常表示為：
其中η為內生潛變量組成的向量，ξ為外源潛變量組成的向量，Β為內生潛變量間的系數矩陣，Γ為外生潛變量的系數矩陣，ζ是測量誤差。
三、數據分析與研究結果
1.數據的信度與效度檢驗
（1）數據的信度檢驗。信度檢驗是對調查數據可靠性的衡量，本文主要檢驗建構信度，即1組觀測變量共同表征某一潛在變量的程度，反映了潛在變量的內部一致性。通常將Cronbach’sα系數作為建構信度檢驗的指標，α系數越大，表示量表信度愈高；在探索性因子分析中，通常要求α系數不得小于0.6。本文中，行為響應（BR）、行為意愿（BI）均只有一個觀測變量，無需進行信度檢驗。用SPSS23.0分別對一級潛在變量行為態度（AB）、主觀規范（SN）、行為控制知覺（PBC）、組織支持（OS）及前三者各維度的二級潛在變量進行信度檢驗，結果顯示所有潛在變量的Cronbach’sα系數在0.876~0.940之間，一級潛在變量與二級潛在變量均能被其觀測變量較好地表征，各個潛在變量的內部一致性通過檢驗。
（2）數據的效度檢驗。效度檢驗是對觀測變量正確性的衡量，反映了觀測變量能夠表達潛在變量內在含義的程度。效度越高，表示測量變量與潛在變量的內涵越吻合，通常采用因子分析法檢驗數據的結構效度。在進行因子分析之前，首先要通過Bartlett球體檢驗與KMO檢驗，通常要求KMO值不得小于0.5，否則數據不適宜作因子分析。本文中，行為響應（BR）、行為意愿（BI）均只有一個觀測變量，無需進行效度檢驗。運用SPSS23.0，對一級潛在變量行為態度（AB）、主觀規范（SN）、行為控制知覺（PBC）、組織支持（OS）分別進行Bartlett球體檢驗，結果顯示各個一級潛在變量的KMO值均在0.803~0.900之間，且Bartlett球體檢驗的伴隨概率均小于0.01，說明樣本數據適合作因子分析。
在做因子分析時，采用主成分分析法和最大方差轉軸法，按照特征值大于1的方式提取因子。結果顯示，行為態度（AB）、主觀規范（SN）、組織支持（OS）的觀測變量分別提取了3個、3個、1個主成分，且各主成分所包含的因子與各維度二級潛在變量所包含的觀測變量相對應，因此，各主成分分別用所對應的各維度二級潛在變量命名；行為控制知覺（PBC）提取了3個主成分，3個主成分包含的因子分別為PBC1與PBC2、PBC3與PBC4、PBC5與PBC6，因此，將行為控制知覺（PBC）在“感知強度”與“控制信念”兩個維度劃分的基礎上，進一步將“控制信念”劃分為“技能信念”、“成本信念”兩個維度，分別用以命名PBC3與PBC4、PBC5與PBC6所對應的主成分，使得行為控制知覺（PBC）三個維度的二級潛在變量與因子分析得到的三個主成分相對應；此外，因子分子中，所有指標在各自歸屬的主成分上的載荷均在0.8以上。由此說明，樣本數據具有較好的結構效度。
2.結構方程模型分析
（1）模型擬合與適配度檢驗。根據模型假說與測量指標設計，結合探索性因子分析結果，構建包含BR、BI、AB、SN、PBC、OS為一級潛在變量，“經濟效益”、“生態效益”、“社會效益”、“外界影響”、“外界主張”、“外界行動”、“感知強度”、“技能信念”、“成本信念”為二級潛在變量的二階結構方程模型。變量之間的因果關系用單向箭頭“→”表示，由因變量指向果變量；變量之間的相關關系用雙箭頭“—”表示；測量模型中觀測變量的殘差用e1—e31表示；結構模型的測量誤差用r1—r12表示。運用AMOS21.0軟件對農戶滿意度指數模型進行檢驗，同時考慮變量方差之間存在的合理的共變關系，因此增列r3與r7、r11與SN、r11與PBC、e17與e19、e19與e21、e26與e27、e29與e30共計7組共變關系，在不違背理論假設的前提下有效降低模型的卡方值。
一般而言，SEM整體模型擬合優度指標是否達到適配標準，可以用絕對擬合優度指標、增值擬合優度指標、精簡擬合優度指標來衡量。依表3所示，AMOS21.0運行結果顯示絕對擬合優度指標χ/df（2.197）、GFI（0.910）、AGFI（0.890）、RMR（0.048）；增值擬合優度指標NFI（0.940）、RFI（0.932）；精簡擬合優度指標PGFI（0.748）、PGFI（0.825），適擬合優度統計值均滿足閾值條件，表明構建的結構方程模型（SEM）擬合效果較好，模型穩健性通過檢驗。
（2）假說檢驗與結果分析。根據AMOS21.0運行結果，得到各一級潛在變量之間的標準化路徑系數及其顯著性，如表4所示。各一級潛在變量對農地整治權屬調整農戶行為響應（BR）的直接、間接及總效應如表5所示。
由表4、表5可知：研究假說H1、H3、H5、H7得到證實，表明農地整治權屬調整中農戶的行動邏輯符合“計劃行為理論”。農戶在農地整治權屬調整中的行動邏輯遵循“認知→意愿→行為”這一路徑形式，農戶的行為響應（BR）受到其參與意愿（BI）以及行為態度（AB）、主觀規范（SN）、行為控制知覺（PBC）等前置因素的影響；其中，行為態度（AB）包含了農戶對權屬調整所帶來的經濟、生態、社會效益的認知，主觀規范（SN）包含了農戶對其行為受外界影響程度的判斷以及來自外界言行上的壓力感知，行為控制知覺（PBC）包含了農戶對權屬調整“自我效能感”的判斷，以及對掌握相關信息知識與支付相應成本的控制信念。
研究假說H2、H4、H6被拒絕，H8、H9、H10得到證實，表明農地整治權屬調整中農戶的行為意愿（BI）在其認知（AB、SN、PBC）與行為響應（BR）之間起到完全中介效應，行為意愿是農戶農地整治權屬調整行動邏輯中必不可少的一環。農地整治權屬調整中農戶的行為響應（BR）以其行為意愿（BI）為前提，農戶的農地整治權屬調整認知通過行為意愿間接影響農戶的行為響應；農戶對農地整治權屬調整的良性認知有助于提高農戶的行為意愿，但不會直接促成農戶的參與行為，這反映出農戶對農地整治權屬調整保持著極其謹慎的態度。調查表明（表2），農戶普遍對農地整治權屬調整持較為積極的認知態度（AB、SN、PBC各項指標均值較高），但其行為響應積極性（BR）卻普遍較低；AB、SN、PBC對BR的標準化總效應相對較小（分別為0.069、0.070、0.098），總體而言，農戶認知對行為響應存在一定作用，但作用能力不強。土地整治中，權屬調整涉及農戶的切身利益，牽涉的農戶主體眾多，調整不當極易造成權屬糾紛，權屬調整的客觀復雜性與風險性使得農戶對此保持著極其謹慎的行動態度，農戶的最終行動是經過深思熟慮、再三權衡的“理性決策”。
研究假說H11、H12得到證實，表明組織支持（OS）是影響農地整治權屬調整農戶行為響應的重要因素。組織支持（OS）對行為響應（BR）的標準化總效應為0.255，是BR最顯著的影響因素，一方面OS可以直接促成農戶行為響應，另一方面還發揮著從BI到BR的部分中介效應，促進農戶將其行為意愿轉化為實際行動。農戶的農地整治權屬調整行為兼具“自發性”與“誘發性”雙重行動邏輯，一方面農戶會根據其行為意愿自發地進行權屬調整活動（BI→BR），另一方面，外部促進因素OS會直接誘發農戶的參與行為（OS→BR），同時還會誘使農戶將其行為意愿轉化為實際行動（BI→OS→BR），兩種行動邏輯中“誘發性”行動邏輯占主導地位（0.176<0.255+0.073）。由此表明，在農地整治權屬調整過程中，權屬調整的復雜性大大限制了農戶的行動，來自政府組織的支持對農戶參與農地權屬調整有著極其重要的作用。
四、結論與討論
1.結論
本文基于計劃行為理論框架，結合農地整治中農戶參與權屬調整的行為實際，構建改進型的計劃行為理論模型，運用SEM來分析農地整治中農戶參與權屬調整的行為機理，主要結論如下：
（1）農戶在農地整治權屬調整中的行動邏輯遵循“認知→意愿→行為”這一路徑形式，農戶的行為響應受到其參與意愿以及行為態度、主觀規范、行為控制知覺等前置因素的影響。
（2）農地整治權屬調整中農戶的行為意愿在其認知與行為響應之間起到完全中介效應，行為意愿是農戶農地整治權屬調整行動邏輯中必不可少的一環。
（3）農戶關于農地整治權屬調整的認知對行為響應僅僅存在微弱作用，權屬調整的客觀復雜性與風險性使得農戶對此保持著極其謹慎的行動態度，農戶的行為響應趨于“理性決策”。
（4）農戶的農地整治權屬調整行為兼具“自發性”與“誘發性”雙重行動邏輯，且在組織支持下產生的“誘發性”行動邏輯占主導地位。
（5）權屬調整的復雜性大大限制了農戶的行動，政府組織的支持對農戶參與農地權屬調整有著極其重要的作用。
基于以上結論，為激發農戶參與農地整治權屬調整，提出如下建議：
首先，堅持權屬調整的自愿原則，充分尊重農戶的參與意愿，在農戶自愿前提下合理開展權屬調整；其次，保護農戶的合法權益，消除農戶對權屬調整風險的感知，激發農戶的參與行為；最后，加大權屬調整的政府支持，規范權屬調整流程，通過組織支持合理解決權屬調整中農戶關心的復雜問題，誘發農戶的參與行為。
2.討論
本文基于計劃行為理論框架對農地整治中農戶參與權屬調整的行為機理進行探索研究，由于篇幅和研究能力有限，在以下幾個方面有待進一步探討：
（1）研究農戶行為的相關理論眾多，如盧因行為模型、理性行為理論、動機-機會-能力模型、情緒ABC理論等，這反映出農戶行為決策具有抽象性和復雜性，本文提出的改進型計劃行為理論模型只研究了農戶行為的某一方面，是探討性的，還有待進一步檢驗和深入研究。
（2）本文研究表明，農地整治權屬調整的客觀復雜性與風險性使得農戶對此保持著極其謹慎的行動態度，阻礙了農戶的參與行為，關于農戶行為響應的障礙因素有待進一步探討。
作者簡介：汪文雄，華中農業大學公共管理學院教授，博士生導師；楊海霞，華中農業大學公共管理學院研究人員
中國鄉村發現網轉自：中國農村學 微信公眾號（原創）
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