外部支持、职业自我效能感与农民职业化意愿*

张梦玲，翁贞林，陈昭玖，刘小春

（江西农业大学经济管理学院，南昌 330045）

一、引 言

2021年是十四五的开局之年，也是巩固脱贫攻坚成果向乡村振兴有机衔接的重要之年。乡村振兴战略的总目标是农业农村现代化，推动农民从身份化向职业化转变是农村现代化的必然要求。目前，随着城市化、工业化的不断深入发展，大量青壮年劳动力从农村转移到城市，从农业领域转移到非农领域，农户兼业化、农村空心化、人口老龄化现象日益严峻，农业农村人力资源不足问题日渐突出。因此，实现农业农村现代化发展就必须重视农民职业化问题。2012年以来连续多年的中央一号文件中连续提到，要加速培养农业科技型人才和大力培育农村实用性人才，并明确提出需大力培育新型职业农民的要求，力争把职业农民培养成为现代农业的主要支撑力量。党的十七大报告中首次提出“新型农民”的概念，并将其界定为“有文化、懂技术、善经营、会管理的农民”。2020年中共中央、国务院在《关于抓好“三农”领域重点工作确保如期实现全面小康的意见》中指出，要把乡村人才纳入各级人才培养计划予以重点支持，加快构建高素质农民职业培训体系，抓紧出台推进乡村人才振兴的意见。职业农民是支撑农业现代化的重要力量，不仅能激活农村人力资本提升的内生动力，且对促进农村资源整合和优化配置起重要作用。

关于农民职业化其影响因素的研究成果很多，这些研究关注焦点主要集中在政策环境、社会环境和个体特征因素三个方面。职业农民并非已经存在或自然生成，需要特定的环境（朱启臻，2016），从政策环境看，虽然中国的农业补贴不断增加，但农民务农积极性下降问题依然难解决，其中城乡二元结构、现行土地制度、社会保障制度和福利制度是影响农民职业化的主要因素（奂平清，2015）。另外，农民与土地分离的矛盾和土地流转制度带来的弊端严重限制了职业农民的发展，需要以推进农民职业化为导向的农村土地制度改革（王雅军，2019）。从社会环境看，农业老龄化趋势加速明显及有限的土地资源使农村经济严重滞后，浪费大量的人力资源，薄弱的农村基础设施建设现状不利于职业农民的形成（钟昀陶等，2015）。人口统计学视角下，农民自身的性别、年龄、从业年限、家庭人口、所处区域农业发展水平及对职业农民的了解程度是农民职业化的主要个体因素（周瑾等，2018）。另外，受中国传统风俗习惯与思想观念影响，家庭因素对农民职业分化行为影响也很大（李逸波等，2004）。

从现有研究看，学者对农民职业问题的讨论比较广泛，对了解农民职业化状况具有重要参考价值，但对农民职业化意愿形成的内外部共同因素有待进一步深化探讨。中国农村是“差序格局”的人情社会，外部环境的作用在农户行为决策中影响根深蒂固。因此，农民对于职业化的看法及态度往往受外部环境支持体系的影响。而外部支持是农民主体所处外部环境（包括政策、社会和家庭环境）对其农民职业化形成过程中所提供的各种资源支持。农民职业化行为本身具有一定挑战和风险，尤其对于自身素质相对不高的普通农民而言，成为职业农民更离不开外部支持的保障作用，也有研究表明外部支持对农民职业化意愿产生重要影响（洪仁彪，2013）。根据社会认知理论，个体的思维模式和行事方式会受到某个特定领域内的自我效能感的影响，目标导向等动机特质通过特定领域内自我效能感的中介作用对个体意愿和决策发生作用。外部支持是否会通过职业自我效能感的中介效应对农民职业化意愿生成产生影响？同时，面对不同主体提供的外部支持，职业自我效能感是否产生不同的中介效果？这些问题均有待进一步研究。

鉴于此，基于职业认知理论，本研究探讨外部支持对农民职业化意愿的影响，并揭示职业自我效能感在外部支持与农民职业化意愿间存在的中介作用。在理论上，本研究旨在通过深化农民职业化研究，整合农民职业化外部因素和心理因素的影响，拓展农民职业化意愿的形成机制分析。在实践上，有助于深化对农民群体的职业认知，通过完善职业农民培育相关政策，为破解农村“谁来种地”困境做出有效回应。

二、理论分析与研究假说

（一）外部支持与农民职业化意愿

以往对农民职业化意愿的研究界定有广义与狭义之分，广义的农民职业化意愿是指农民主体获取职业农民所能持有的权益与权力的主观意向，强调在农业农村现代化不断加快进程中的职业农民身份获取的意愿。狭义的农民职业化意愿一方面包含获得职业农民身份的意愿，另一方面是指愿意并打算专门从事农业生产经营并将其作为终身职业的一种向往与规划。本文对于农民职业化意愿的界定侧重于广义的农民职业化意愿界定，特指普通农民获得职业农民身份资格和权利、全面融入农业农村现代化、职业化的意愿。

社会资本视域下，个体拥有的社会网络资源与个人职业获得有着重要联系。在农民职业化影响研究中，张维刚（2018）从总量和结构两方面实证分析财税政策促进农民职业化水平提高的效应，研究得出政策层面的财政支持对农民职业化水平具有一定影响。蔡静（2018）采用社会支持和自我效能感量表对贫困大学生测试，结果表明社会支持显著正向影响职业生涯规划；职业自我效能感在社会支持与职业生涯规划的关系间存在部分中介效应。另外亲朋好友的态度很大程度上也会影响农民职业化意愿的生成。因此，建议营造良好家庭氛围，通过亲朋好友的鼓励与主观规范对个体认知形成影响，可促进个体职业化意愿的热情（吕莉敏，2020）。综上所述，外部环境的政策、家庭和社会支持对农民职业化意愿有一定影响。基于此，提出H1和H1a假设：

H1：外部支持显著正向影响农民职业化意愿，当农民获得外部环境的支持越多，职业化意愿就会随之增强。

H1a：当农民获得家庭、政策及社会方面的支持越多，职业化意愿也会随之增强。

（二）职业自我效能感与农民职业化意愿

职业自我效能感是Bandura（1997）提出的自我效能理论在职业领域的应用，自我效能感是指个体对于自身是否能顺利完成某种特定任务的主观性判断。Hackett等（1981）将自我效能理论应用于职业行为领域，将职业自我效能归纳为个体对从事与某个特定职业相关的行为、培训和职业认知及对该职业的热情与信心的一种心理程度。与以上界定一脉相承，本研究中农民职业自我效能感并非是农民对自身行为或个人特质的描述，而是对自身所从事的职业和今后若全面从事农业领域成为职业农民的能力进行职业评估后形成的职业信念或者信心。

社会认知理论视角下，自我效能与职业选择的范围、类型很大程度上有联系。因此职业自我效能感和职业化意愿间也存在一定影响，并且对农民职业化目标的实现有着重要作用。郑爱翔（2018）通过有关新生代农民工的研究发现，职业自我效能显著正向影响新生代农民工的市民化意愿和职业能力获取。简言之，农民个体对于成为职业农民需要具备的经营和生产能力自我效能感很强时，则会激发农民个体的职业化意愿并为之付出实际行动。基于此，提出H2假设：

H2：职业自我效能感显著正向影响农民职业化意愿，当农民个体拥有较强的职业自我效能感时，职业化意愿也会随之增强。

（三）外部支持与职业自我效能感

根据班杜拉的现代社会学习理论，个体身处的外部环境会通过示范性和鼓励性影响个体的职业认知及选择意愿，并指出个体的自我效能感是建立在替代性经验与言语说服等信息源基础之上。此替代性经验和言语说服指的就是个体所处环境中的榜样及在该环境中收到的鼓励性谈话。根据上述自我效能感的理论研究，职业自我效能感同样来源于成功榜样的示范激励作用和外部环境提供的各种资源支持。由此可知，外部环境的支持与职业自我效能感间存在一定影响。基于此，提出H3、H3a假设：

H3：外部支持显著正向影响农民职业自我效能感，当农民获得外部环境的支持越多，职业化意愿就会随之增强。

H3a：当农民获得家庭、政策和社会方面的支持越多，职业化意愿也会随之增强。

（四）职业自我效能感的中介作用

综上所述，外部支持与职业自我效能感一定程度上影响农民职业化意愿的形成。而外部支持能否通过职业自我效能感的中介作用间接影响农民职业化意愿的产生？杨文燮等（2016）通过江苏五所高校学生问卷调查，探讨了外部环境支持与意愿的关系，采用层级回归法得出自我效能感在外部环境支持与意愿形成的关系间产生中介作用。职业自我效能感可提升外部环境的支持对农民主体职业化意愿的整体效用，且这种效用会随外部环境支持投入的增加而增加。当个体自我效能感提升时，农民主体会随之增强职业化愿意并为成为职业农民付出更多行动。基于此，提出H4假设。

H4：职业自我效能感在外部环境支持与农民职业化意愿的关系间存在中介作用。

基于上述分析，本文从农民角度出发，将外部支持作为影响农民职业化意愿的影响因素，并选取农户的个体背景特征、职业自我效能感作为相关变量，研究四个假设之间作用机制及影响程度。并基于研究假设，提出本研究的理论模型如图1所示。

三、研究设计

（一）数据来源

为定量分析粮食主产区职业粮农形成的机理及行为选择，课题组根据研究任务，设计调查问卷。因江西省是我国农业种植大省，进行调查研究具有适用性，故选择江西省10个粮食重点县做田野调研，分别设计规模50亩以上（含50亩）的规模种植户和50亩以下的一般种植户两种类型调查问卷，经过预调研，课题组反复讨论修改，形成正式调研问卷。并于2017年7月11日至8月11日期间对江西省6个县开展分层随机抽样调查。每个县选取2个乡镇，每个乡镇选取2个村，每个村随机抽取18个农户，共计720份问卷，剔除无效问卷，最后有效问卷为619份，问卷有效率为85.97%。其中，东乡县105份，占17%；南昌县118份，占19.1%；彭泽县121份，占19.5%、鄱阳县93份，占15%；新建县60份，占9.7%，玉山县122份，占19.7%。

（二）样本特征

在619位受访者中，被访农户户主男性占绝大多数。户主具有以下特点：老龄化现象较严重。中老年占总人数的62.7%，而30岁以下青年仅占总人数的0.5%；平均受教育程度不高。其中53.2%的户主受教育程度在小学及以下，高中及以上仅占11.1%；纯农户比重较低，兼业化程度较高；接受职业培训率不高，受访农民中未接受过职业培训的有552人，占89.2%。样本的基本情况如表1所示。

（三）测量变量

根据本文的研究目的，以概念模型为基础，定义研究变量，设定变量的测量项目，通过文献阅读、专家咨询和实地访谈对选取的5个研究变量分解，最终确定测量指标21个，采用Likert5点量表分别测量5个潜变量，具体的变量选取依据如下。

1.控制变量：性别、年龄、受教育程度、农业收入占比和培训经历

众多研究者从人力资本探究分析农民职业化意愿，如杨秀丽等（2013）研究表明，年龄、受教育程度、月平均收入、职业技术级别和职业培训等因素重要影响农民职业化意愿；本研究参照郑爱翔（2018）对职业自我效能感中介作用的研究，对其中的性别、年龄、程度、农业收入占比和培训经历五个变量进行控制。

2.因变量：农民职业化意愿

农民对于成为职业农民可能存在不同动机，因此将农民职业化意愿分为三个方面测量。一是基于效率化的意愿，即成为职业农民的最大动机是想提高农业生产效率；二是基于保障化的意愿，即成为职业农民的最大动机是想要保证家庭基本生活及养老保障；三是基于增收益化的意愿，即成为职业农民的最大动机是想要提高经济收入。对于职业农民的意愿测量本研究采用Likert 5点量表评分法，该变量具有8个测量题项，代表题项分别为“为了提高农业生产率我愿意成为职业农民”“为了获得更好的收入我愿意成为职业农民”“为了使生活有保障我愿意成为职业农民”等。

3.自变量：外部支持

曾升科（2017）研究表明，家庭方面的支持会影响农民的职业意愿，家人赞成时，其职业化意愿较强。因此设计家庭支持测量量表的4个题项，代表题项分别为“父母支持您成为职业农民”“子女支持您成为职业农民”等。钟昀陶（2015）提出政策支持层面的资金、设施建设和制度保障等对农民职业化意愿具有重要影响。因此设计政策支持测量量表的3个题项，代表题项分别为“资金来源政策扶持占的较多”“政策对职业农民的支持力度很大”等。另外，刘家富（2019）研究指出社会层面的因素和态度与农民职业化意愿存在差异性影响。因此设计社会支持测量量表的3个题项，代表题项分别为“本乡镇的成功职业农民会分享其经验”“社会媒体会鼓励和宣传职业农民事迹”等。

4.中介变量：职业自我效能感

自我效能感在很多研究领域均用于分析与意愿之间的中介作用，职业自我效能感的测量项主要借鉴汤明（2009）的研究设计测量量表的4个题项，代表题项分别为“我觉得职业农民是一个体面的职业”“我觉得职业农民能得到别人的尊重和认可”等。

（四）模型构建

为探讨外部支持对农民职业化意愿的影响机制，借鉴温忠麟等（2004）提出的中介效应检验步骤，构建如下中介效应模型

式（1）、（2）、（3）中Y、X、M分别表示农民职业化意愿、外部支持与职业自我效能感；Dni表示控制变量，包括农民的个体特征和家庭特征；a0、b0、c0为常数项，a1、b1、c'、c1、a2n、b2n、c2n为待估计系数；ε1、ε2、ε3为误差项，服从正态分布。

具体的模型检验步骤如下：首先，检验回归系数c1的显著性，若显著，则继续检验，否则停止检验；其次，检验回归系数a1和b1的显著性，若均显著，则检验回归系数c'，如果c'不显著，表明M是完全中介效应，如果c'显著，且a1b1与c'同符号，则M是部分中介效应；最后，如果回归系数a1和b1至少有一个不显著，则用Bootstrap法直接检验H0:a1b1=0，如果显著，且c'显著，a1b1与c'同符号，则表明M发挥了部分中介效应，其中a1b1/c1为中介效应占总效应的比重。

四、数据分析与假设检验

（一）样本数据的信度和效度分析

为了检验问卷的有效性和准确性，本文采用SPSS23.0分析问卷，进而得出基于标准化项的克朗巴哈系数检验问卷的可信程度。由表2可知，各个维度的Cronbach's a系数均＞0.8，说明可靠性较强。进一步对问卷量表进行效度检验，测得KMO检验值均在0.7以上，另外Bartlett球性度检验的显著性在0.001的显著性水平下，说明问卷的数据有效，可进行因子分析。本次研究的因子分析采用最大差异法进行因子旋转，得出足够解释率公因子，在基于特征值为1的基础上，分析得出有5个公因子，且旋转因子载荷系数均大于0.7，5个公因子累计解释率为72.56%。分析发现结果与预期的模型设计基本一致。

表2 样本信效度分析结果

（二）实证分析

1.基准回归检验

为验证外部环境支持、职业自我效能感与农民职业化意愿三者间关系，采用分层回归的分析方法按照鉴温忠麟等（2004）提出的中介效应检验步骤进行分析。

如表3所示，在职业自我效能感对外部环境支持与农民职业化意愿关系的中介作用分析中，首先，进行外部环境支持对农民职业化意愿的回归分析。测量结果得出，模型1、模型2和模型3中的家庭支持、政策支持和社会支持对农民职业化意愿分别在0.01统计水平上达到显著，表明假设H1a获得统计数据支持，假设H1通过验证。原因可能是来自外部环境的家庭、政策和社会支持直接向农民个体提供了强劲的政策、资金等方面的保障和精神方面的支持。对于具有“恋土情节”的农民而言，在成为职业农民和其他创业等行为时更愿意固守自己的土地，其之所以对职业农民持有怀疑态度很大一部分因素是对成为职业农民后所要面对的未知产生的恐惧。当确定可获得外部支持与保障时，农户个体的农民职业化意愿会得到很大提升。

表3 职业自我效能感对外部环境支持与农民职业化意愿的中介效应检验

其次，进行职业自我效能感对农民职业化意愿的回归分析，模型4的统计结果显示，职业自我效能感对农民职业化意愿在0.01的统计水平上达到显著，表明假设H2得到数据支持且通过验证。职业自我效能感是影响农民的职业能力和主观职业生涯的关键因素，对职业农民具有较高的自我效能感能从内部激发农民成为职业农民的激情并促进实践职业目标。职业自我效能感源自于农民的心理因素，发自内心的动力才是真正促发其职业化意愿的动力。当农民对职业农民持有较高的自我效能感时，很可能促发其职业化意愿。

再次，进行外部环境支持对职业自我效能感的回归分析。模型5、模型6和模型7测量结果显示，家庭、政策和社会支持对职业自我效能感的测量结果同样具有显著影响（P＜0.01），表明假设H3a获得统计数据支持，假设H3通过验证。原因可能外部支持作为一种来自外部环境的因素，提供农民所需的资金、政策保障和精神支持的同时，也增强了农民职业化信心。当农民获得了外部支持而降低对职业农民的风险感知水平，对职业农民具有更高的认可和自信，其职业自我效能感便随之增强。

最后，进行外部环境支持、职业自我效能感与农民职业化意愿的回归分析，在中介变量职业自我效能感进入回归方程时，模型8中家庭支持对农民职业化意愿的影响依然显著（P＜0.01），但家庭支持的回归系数却由0.632降至0.205，由此推断职业自我效能感在家庭支持与农民职业化意愿关系中具有部分中介作用。在模型9中政策支持农民职业化意愿的影响依然显著（P＜0.05），但政策支持的回归系数却由0.211降至0.086，说明职业自我效能感在政策支持与农民职业化意愿关系中具有部分中介作用。在模型10中社会支持对农民职业化意愿的影响同样依然显著（P＜0.05），但社会支持的回归系数却由0.480降至0.064，由此推断职业自我效能感在社会支持与农民职业化意愿关系中具有部分中介作用。上述研究表明假设H4获得统计数据支持，通过验证。职业自我效能感作为一种职业感知因素，会在农民获得来自外界的职业化支持时更进一步增强职业化意愿。这种心理感知更多是对于职业农民的肯定及对自身从事的农业和今后若全面从事农业领域成为职业农民的能力进行职业评估后形成的职业信念和信心。因此职业自我效能感在很大程度上可促进外部支持对农民职业化意愿的正向影响作用。

2.稳健性检验

根据前文提出的理论模型和研究假设，本研究采用结构方程模型作稳健性检验。通常情况下，在应用结构方程进行假设检验之前，需要对模型评价和修正，模型拟合优度分析是检验模型适配性最常用的方法。本研究选取的评价指标包括：比较拟合指数CFI、Tucker-Lewis指数TLI、NFI归准适配指数、GFI良性适配指数、标准化残差均方根SRMR、近似误差均方根RMSEA。当χ2/df＜3；CFI、TLI、NFI、GFI＞0.90，SRMR、RMSEA＜0.08时,认为模型拟合良好（Klein，2000）。结果表明，χ2/df=2.792,CFI=0.988，TLI=0.982，NFI=0.981，GFI=0.973，SRMR=0.021，RMSEA=0.054，RMSEA的90%置信区间为[0.041，0.067]，由此可推断测量模型拟合良好。

研究的假设检验主要采用标准化的路径系数测量，由图2可知，外部支持与农民职业化意愿间的路径在0.001的统计水平下显著，路径系数为0.25，说明外部支持显著正向影响农民职业化意愿，即假设H1获得统计数据支持，通过验证。职业自我效能感与农民职业化意愿间的路径在0.001的统计水平下显著，路径系数为0.92，说明职业自我效能感显著正向影响农民职业化意愿，即假设H2获得统计数据支持，通过验证。外部支持与职业自我效能感间的路径在0.001的统计水平下显著，路径系数为0.97，说明外部支持显著正向影响职业自我效能感，即假设H3获得统计数据支持，通过验证。最后，三条路径系数均显著，可判断该模型为部分中介模型，说明职业自我效能感在外部支持与农民职业化意愿间存在部分中介作用，即假设H4获得统计数据支持，通过验证。综上所述，结构方程模型对职业自我效能感的中介作用稳健性分析结果与层级回归的分析结果一致，本研究分析结果具有可靠性。

3.异质性检验

上文已验证外部支持、职业自我效能感显著影响农民职业化意愿，但农民是否拥有培训经历对于外部支持的获取及职业农民身份的认知存在一定差异，比如接受过职业培训的农民可能在培训过程中会增加自身社会网络资源，同时经过培训拥有专业的农业生产知识及技能使其对职业农民的身份和前景更加具有信心。因此有必要进一步探讨外部支持对农民职业化意愿的影响在是否接受培训经历间产生的异质性。结构方程模型不能直接纳入农户的个体特征进行测量，因此采用多元回归模型将农户是否接受过职业培训进行分组作异质性检验。由表4可知，政策支持和社会支持显著提升受过职业培训的农民职业化意愿，而对于未受过职业培训的农民职业化意愿影响不显著，这可能是因为受过职业培训的农民对于职业农民的认知较深刻，当接收到更多的外部支持时，更能坚定自身农民职业化信心；而未受过职业培训的群体因缺乏对该职业的全面了解，面对充满挑战又未知的职业行业就算接收到外部支持其职业化意愿也很难有所提升。其中，家庭支持对于接受和未接受过职业培训的农民职业化意愿均显著，可能原因是中国农村是以地缘关系和血缘关系为根本的“差序格局”社会，农民更加信任家庭，当得到家庭支持时，会增加自信心和动力，即使未受过职业培训也不会对其产生影响。中介变量职业自我效能感对接受和未接受过职业培训的农民职业化意愿均有显著促进作用。

表4 基于是否接受过职业培训经历的异质性回归结果

五、结论与政策建议

（一）结论

本文以外部支持为主要研究变量，探讨农民职业化意愿形成的机理，重点研究了职业自我效能感在外部支持与农民职业化意愿关系间存在的中介作用，主要结论如下：第一，外部支持（包括家庭、政策及社会支持）对农民职业化意愿的生成具有显著正向影响。同时，职业自我效能感对农民职业化意愿同样存在显著正向影响，这说明获取外部环境支持和职业自我效能感的提升是农民职业化意愿生成的重要驱动力量。第二，职业自我效能感在家庭支持、社会支持与农民职业化意愿之间起着部分中介作用，而在政策支持与农民职业化意愿之间起到完全中介作用。

（二）政策建议

第一，多措并举增加外部环境支持，促进农民职业化意愿的形成。首先，政策扶持体系的完善是促进农业现代化和农民职业化的重要推动力量。政府应该从土地流转、农业补贴、农村金融信贷、农业保险、农业基础设施等方面让职业农民享有优先权和优惠政策。其次，家庭方面应该各个成员一起正确认识职业农民的发展前景和可就业性，并尽可能为其提供从农民身份化向职业化转变过程中所必要的资源支持和情感支持。最后，营造良好的社会氛围。社会媒体应加强对农民职业化的宣传力度并提供及时可靠的农业信息，使农民可随时随地接收到农民职业化的相关讯息，通过互联网的作用达到耳濡目染的效果。

第二，正本清源培养职业自我效能感，树立农民正确的职业观念。首要的是提升农民的职业认知水平，使其充分意识到职业农民未来的发展前景和机遇。因此急需营造“以农为荣”的社会氛围，使职业农民成为一种前景远大的职业，通过价值宣传使其社会地位不断提高，并采取措施保障职业农民收入稳定，逐步提升农民对自身职业的情感认同。与此同时，必须加深农民职业前景的规划，让其对新时代政策和科技引领下的农业领域树立正确的认识。对此需要加强农业基础设施建设，引进先进的农业生产设备及技术，使农民拥有便利及科学的生产条件以提高农业生产效率，从而使农民对自己的行业信心更加坚定。最后在农民职业化进程中，需要提升农民职业风险感知能力，使其对农业自然灾害和市场竞争中的风险有充分的思想准备和必要防范。因此需要政府加强资金投入以完善职业农民的保障体系，尽可能赋予职业农民农业生产风险保障待遇，从根本上有效地保障职业农民的利益，最大化调动农民参与职业农民这一行业的积极性。

第三，推陈出新科学设置培训课程，提升农民的科学技术水平。科学设立职业农民培训的内容和方式，面对农民生产结构的多样性和培训需求的层次性,做到求同与存异相协调,按需施教与因材施教相统一，培训的内容应具有针对性和地方特色。培训的方式应该理论与实践相结合，也可以采用远程网络和线下教育相结合的方式，让农民能随时随地接受培训课程。培育机构应鼓励各类主体积极参与职业农民培育。资金投入主体和各类职业农民培育组织是激活社会组织参与职业农民培育的动力。