嘉興市農(nóng)戶參與 “兩分兩換”政策狀況及其影響因素分析

陸心月，李蘭英，萬超偉，黃文靜，李 浪

（1.浙江農(nóng)林大學 經(jīng)濟管理學院，浙江 臨安 311300；2.浙江省永康市林業(yè)局，浙江 永康 321300）

隨著經(jīng)濟社會的發(fā)展，城市化成為世界各國發(fā)展的必然趨勢。當前中國東部地區(qū)城鎮(zhèn)化進程加速，很多先富起來的農(nóng)民在城市購房，導致大量農(nóng)村宅基地閑置。浙江省嘉興市的 “兩分兩換”政策是中國加速城市化進程背景下，為兼顧土地資源合理利用和保障農(nóng)民權(quán)益的現(xiàn)實選擇，“兩分”即“宅基地與承包地分開，搬遷與土地流轉(zhuǎn)分開”，農(nóng)民可以自主選擇宅基地和承包地是保留還是置換；“兩換”即“以宅基地置換城鎮(zhèn)房產(chǎn)，以土地承包經(jīng)營權(quán)置換社會保障”。政府給予自愿退出土地承包經(jīng)營權(quán)的農(nóng)戶以社會保障和就業(yè)扶持，并以優(yōu)惠價格鼓勵農(nóng)戶到城鎮(zhèn)購置商品住房?，F(xiàn)有研究主要關(guān)注“兩分兩換”政策模式本身和土地制度2個角度［1－4］，如農(nóng)民在轉(zhuǎn)變身份后到城鎮(zhèn)中的就業(yè)保障問題；“兩分兩換”模式運行的成效和問題；“兩分兩換”對助推農(nóng)村土地制度變遷的意義。而關(guān)注行為主體農(nóng)民及其意愿的研究較少。城市化涉及到大量失地農(nóng)民的生計問題，可能引發(fā)一系列社會問題。為此，基于對農(nóng)民的實地問卷調(diào)查，了解和分析農(nóng)民參與“兩分兩換”政策的意愿及其影響因素，對更好地促進土地資源合理利用和保障農(nóng)民合法權(quán)益和促進 “兩分兩換”政策的實施有重要的現(xiàn)實意義。

1 “兩分兩換”政策概述

1.1 “兩分兩換”政策的內(nèi)涵和思路

2008年5月，嘉興市率先提出 “兩分兩換”政策。為更靈活推進政策實施，2009年底，“兩換”改為“以土地承包經(jīng)營權(quán)換股、換租、換保障，推進集約經(jīng)營，轉(zhuǎn)變生產(chǎn)方式；以宅基地換錢、換房、換地方，推進集中居住，轉(zhuǎn)變生活方式”。

嘉興市實施“兩分兩換”政策，是基于對經(jīng)濟社會發(fā)展水平、資源狀況、群眾基礎(chǔ)和管理能力的綜合考量，其實施背景涵蓋嘉興市的優(yōu)勢和現(xiàn)實的缺陷。其優(yōu)勢包括：①社會經(jīng)濟發(fā)展和農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移達到一定水平，城鄉(xiāng)差距較??；②農(nóng)村土地整理集約利用潛力大；③群眾對試點方案的認同；④地方政府有一定的經(jīng)濟實力和工作基礎(chǔ)。其缺陷包括：①建設(shè)用地缺口巨大；②農(nóng)村宅基地實際戶均占地過多；③農(nóng)村承包地規(guī)模過小。

嘉興市規(guī)劃將全市858個行政村13 111個自然村集聚到48個新市鎮(zhèn)和372個新社區(qū)，建成一批居住相對集聚、公共服務(wù)配套完善的現(xiàn)代宜居新社區(qū)和一批對農(nóng)村極具帶動作用和具備小城市功能的現(xiàn)代新市鎮(zhèn)。

1.2 “兩分兩換”政策試點工作進展

嘉興市 “兩分兩換”試點工作在嘉興市9個鎮(zhèn)（街道）展開，分別是七星、余新、新塍、王江涇、姚莊、當湖、百步、許村和龍翔。2009年，借助 “兩分兩換”試點工作，嘉興市已經(jīng)立項建設(shè)用地復(fù)墾項目125項目，復(fù)墾面積573 hm2，其中507 hm2就是通過宅基地置換得到的，并進行了高標準、成規(guī)模的現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展。到2010年底，在試點范圍內(nèi)，已簽約換房（或搬遷）農(nóng)戶18 697戶，完成農(nóng)房拆遷14 644戶，共流轉(zhuǎn)土地承包經(jīng)營權(quán)6 000 hm2，土地節(jié)約率在50%以上。

2 實地調(diào)查與樣本概述

2.1 實地調(diào)查

2011年3月在嘉興市姚莊鎮(zhèn)選取了“兩分兩換”政策的北鶴、南鹿、清涼、展幸、武長等5個試點村作為樣本點，每村隨機抽取20戶農(nóng)戶進行入戶調(diào)查，共100戶，其中有效問卷92份，有效率為92.00%。

調(diào)查問卷主要內(nèi)容：一是農(nóng)戶基本情況，包括戶主特征、農(nóng)戶家庭特征以及土地狀況等；二是農(nóng)戶對“宅基地置換”和“土地承包經(jīng)營權(quán)置換”后生活水平、工作條件變化的預(yù)期；三是農(nóng)戶對“兩分兩換”的評價，包括對政策的了解及滿意度；四是農(nóng)戶對政策的響應(yīng)狀況。

2.2 樣本概述

姚莊鎮(zhèn)是嘉興市首批“兩分兩換”政策試點鎮(zhèn)，計劃引導全鎮(zhèn)農(nóng)戶集聚居住到集鎮(zhèn)0.98 km2的農(nóng)村新社區(qū)，預(yù)計可節(jié)約用地2.53 km2，其中60%的土地將作為建設(shè)用地，其余土地用于復(fù)墾。全鎮(zhèn)土地總面積30.8 km2，轄18個行政村和1個社區(qū)委員會，共5 334戶，1.9萬人，其中農(nóng)戶4 805戶，1.8萬人，現(xiàn)有農(nóng)戶住宅建筑面積896 326 m2，戶均187 m2，戶均現(xiàn)有宅基地面積為775 m2，有67.50%的農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移到二、三產(chǎn)業(yè)。樣本農(nóng)戶基本特征見表1。

3 農(nóng)戶參與“兩分兩換”政策的狀況分析

3.1 農(nóng)戶參與“兩分兩換”政策的狀況

農(nóng)戶參與“兩分兩換”政策的情況，可分為農(nóng)戶參與“宅基地置換”與“土地承包經(jīng)營權(quán)置換”兩方面，農(nóng)戶愿意參與 “兩分兩換”政策的綜合狀況是指農(nóng)戶愿意同時參加“宅基地置換”和“土地承包經(jīng)營權(quán)置換”的狀況（表2）。

表1 農(nóng)戶基本特征統(tǒng)計Table1 Characteristic statistics of farmers

表2 農(nóng)戶愿意參與 “兩分兩換”政策的情況Table 2 Situation of farmers’willingness to participate in the “Two Separations and Two Exchanges” policy

樣本農(nóng)戶中愿意參與“宅基地置換”的有81戶（88.04%），愿意參加“土地承包經(jīng)營權(quán)置換”的有41戶（44.57%），2項置換都愿意參與的有39戶（42.39%）。

3.2 農(nóng)戶參與“兩分兩換”政策的原因分析

3.2.1 農(nóng)戶參與“宅基地置換”的原因分析 愿意參與“宅基地置換”的原因有：①64戶（69.57%）農(nóng)戶覺得置換后生活環(huán)境會改善；②44戶（47.83%）農(nóng)戶表示因為家里都有人在城鎮(zhèn)打工，置換后上下班更方便；③32戶（34.72%）農(nóng)戶認為舊房置換成新房，又有政府發(fā)放置換補貼，經(jīng)濟上很合算；④18戶（19.57%）農(nóng)戶認為置換后政府會幫助農(nóng)民在城鎮(zhèn)就業(yè)，家庭總收入會增加。盡管有大部分農(nóng)戶表示愿意參與 “宅基地置換”，但仍有11戶（11.96%）農(nóng)戶不愿參與，其原因有：①房子還很新，現(xiàn)在置換不劃算（10戶）；②政府補貼偏低（9戶）；③擔心不適應(yīng)城鎮(zhèn)生活（8戶）；④政策不透明度，缺乏知情權(quán)（3戶）；⑤宅基地評估價格偏低（2戶）。

3.2.2 農(nóng)戶參與“土地承包經(jīng)營權(quán)置換”的原因分析 愿意參加 “土地承包經(jīng)營權(quán)置換”的原因有：①土地經(jīng)營效益低（20戶）；②已非農(nóng)就業(yè)，無時間經(jīng)營土地（18戶）；③置換后政府會幫助農(nóng)民在城鎮(zhèn)就業(yè)，家庭總收入會增加（12戶）。不愿意進行“土地承包經(jīng)營權(quán)置換”的原因有：①土地置換價格偏低（48戶）；②非農(nóng)就業(yè)可能有難度（28戶）；③種植大戶，長期經(jīng)營農(nóng)業(yè)，無其他就業(yè)能力（20戶）；④不了解土地置換政策（15 戶）。

4 農(nóng)戶參與“兩分兩換”政策的影響因素分析

4.1 變量選取與說明

以農(nóng)戶參與“宅基地置換”意愿和參與“土地承包經(jīng)營權(quán)置換”意愿分別作為被解釋變量，將可能的影響因素作為解釋變量（表3）。

4.2 模型設(shè)定

農(nóng)戶參與意愿模型屬于典型的0-1變量模型，因此采用Logistic模型進行分析，把農(nóng)戶愿意參與“宅基地置換”的概率設(shè)為P1（y1=1），不愿意參與的概率為1－P1（y1=0），農(nóng)戶愿意參與 “土地承包經(jīng)營權(quán)置換”的概率設(shè)為P2（y2=1），不愿意參與的概率為1－P2（y2=0），即在農(nóng)戶愿意參與時因變量賦值1，不愿意參與時因變量賦值0。

Logistic回歸分析是適用于因變量為兩分變量的回歸分析，是分析個體決策行為的理想模型［5］。利用Logistic回歸分析農(nóng)戶的特征變量與響應(yīng)意愿的關(guān)系，從而得到影響農(nóng)戶響應(yīng)主要因素及其貢獻量。

Logistic模型：

表3 自變量說明Table 3 Variable description

其中：P是農(nóng)戶愿意參與政策的概率；xm是影響農(nóng)戶參與意愿的諸多因素；β0是常數(shù)項，與xm無關(guān)；β0，β1，…，βm是回歸系數(shù)，表示諸因素 xm對 P 的貢獻量［6］。

4.3 模型估計與檢驗

運用SPSS 17.0對數(shù)據(jù)進行Logistic回歸，回歸結(jié)果見表4和表5。

表4 農(nóng)戶參與“宅基地置換”意愿模型的變量篩選結(jié)果Table 4 Variables screening results of farmers’participation in“replacement of Homestead” intention model

對農(nóng)戶參與“宅基地置換”的意愿模型與參與“土地承包經(jīng)營權(quán)置換”的意愿模型進行顯著性檢驗（表6），模型系數(shù)的混合檢驗卡方值在0.05顯著性水平上均大于臨界值24.996，并且相應(yīng)的顯著性水平均小于0.05，說明自變量可以對模型進行較好解釋；對2個模型進行Hosmer-Leme show檢驗，卡方值均小于臨界值15.507，且顯著性水平均大于0.05。據(jù)此可以判知Hosmer-Leme show檢驗可以通過，即可以通過模型擬合優(yōu)度檢驗；用最大似然對數(shù)平方值（-2Loglikelihood），判定系數(shù)（Cox & Snell R2）和校正后的判定系數(shù)（Nagelkerke R2）3個參數(shù)進行模型的整體檢驗。從表6的檢驗效果來看，2個模型均能夠較好地進行擬合；2個模型預(yù)測準確率分別為86.96%和89.13%，回歸結(jié)果具有較強的可信度。

表5 農(nóng)戶參與“土地承包經(jīng)營權(quán)置換”意愿模型的變量篩選結(jié)果Table 5 Variables screening results of farmers’participation in “replacement of land contracting right” intention model

表6 模型檢驗Table 6 Model checking

4.4 結(jié)果分析

4.4.1 農(nóng)戶宅基地狀況對參與“宅基地置換”意愿影響的估計結(jié)果分析 農(nóng)戶宅基地狀況對農(nóng)戶參與 “宅基地置換”意愿具有1%水平的顯著負向影響，說明在其他因素不變的情況下，現(xiàn)有的宅基地面積越大，農(nóng)戶對其宅基地評價越高，就越不愿意置換，因為認為宅基地置換的價格水平偏低。而其余5個變量對農(nóng)戶的參與意愿都具有正向影響，其中農(nóng)戶對置換后生活水平的預(yù)期、宅基地狀況和農(nóng)戶對補貼的滿意度在1%水平顯著，非農(nóng)收入比例和農(nóng)戶對置換后工作條件的預(yù)期則達到5%水平顯著，而農(nóng)戶對政策了解程度在10%水平顯著。

4.4.2 農(nóng)戶承包地面積對參與“土地承包經(jīng)營權(quán)置換”意愿影響的估計結(jié)果分析 農(nóng)戶承包地面積對農(nóng)戶參與 “土地承包經(jīng)營權(quán)置換”意愿有顯著的負面影響，達到5%的顯著水平，說明在其他因素不變的情況下，農(nóng)戶承包地面積越大，就越不愿意置換。這是因為當承包地面積較大時，農(nóng)戶可以進行規(guī)模經(jīng)營，獲得更高收益；農(nóng)戶土地經(jīng)營得越好，就越不愿意置換其承包經(jīng)營權(quán)。因而應(yīng)鼓勵大戶流轉(zhuǎn)其他農(nóng)戶的土地，促進土地規(guī)模經(jīng)營，但現(xiàn)有政策中未體現(xiàn)對土地流轉(zhuǎn)的支持。此外，家庭收入水平和農(nóng)戶土地經(jīng)營狀況在5%水平上有顯著負影響。家庭收入水平對農(nóng)戶參與 “土地承包經(jīng)營權(quán)置換”的意愿起到了明顯的負向作用。農(nóng)民生活依賴于土地，社會保障依賴于親屬關(guān)系，在他們的潛意識里這2個問題是分不開的［7］。因而政策對于農(nóng)戶置換后解決其收入來源至關(guān)重要，應(yīng)對于全家族式經(jīng)營權(quán)置換給予激勵。其余6個變量對農(nóng)戶參與意愿則具有正向影響，其中農(nóng)戶對政策的了解程度和非農(nóng)收入比例對于農(nóng)戶參與意愿的影響達到1%的顯著水平，而農(nóng)戶對“土地承包經(jīng)營權(quán)置換”補貼的滿意度、農(nóng)戶對“土地承包經(jīng)營權(quán)置換”后工作條件的預(yù)期、農(nóng)戶土地經(jīng)營狀況和家庭收入水平達到5%的顯著水平；農(nóng)戶對 “土地承包經(jīng)營權(quán)置換”后生活水平的預(yù)期和戶主政治背景的影響在10%的顯著水平。

5 結(jié)論與建議

5.1 主要結(jié)論

通過對農(nóng)戶的“兩分兩換”政策響應(yīng)的描述性統(tǒng)計分析和計量方模型實證分析，得到以下主要結(jié)論。

一是農(nóng)戶參與“宅基地置換”的意愿較高，表明農(nóng)戶對“宅基地置換”是充滿期待的，“宅基地置換”政策實施效果良好；但參與“土地承包經(jīng)營權(quán)置換”的意愿不高，主要原因是“土地承包經(jīng)營權(quán)置換”的預(yù)期生活水平和經(jīng)濟利益不高，因此，如果要提高農(nóng)戶參與“土地承包經(jīng)營權(quán)置換”積極性，應(yīng)該首先考慮為農(nóng)戶提供更高的、可持續(xù)的生產(chǎn)和生活保障。

二是影響農(nóng)戶對“宅基地置換”和“土地承包經(jīng)營權(quán)置換”參與意愿的因素是具有差異性的。宅基地數(shù)量和質(zhì)量、承包地面積分別對“宅基地置換”和“土地承包經(jīng)營權(quán)置換”有顯著的負面影響。戶主的政治背景、家庭收入水平以及與置換類型相對應(yīng)的土地面積這3個變量僅對農(nóng)戶參與“土地承包經(jīng)營權(quán)置換”意愿有顯著影響。另外，而農(nóng)戶對置換后生活水平的預(yù)期和農(nóng)戶對置換政策的了解程度則是對 “宅基地置換”和“土地承包經(jīng)營權(quán)置換”正面影響最顯著的因素。

5.2 建議

①建立和完善宅基地價格評估和補償機制，促進農(nóng)戶參與宅基地置換。為了鼓勵農(nóng)民到市鎮(zhèn)，建議宅基地的補償價格應(yīng)該根據(jù)當年所在市鎮(zhèn)商品房用地的平均出讓價格進行確定；對宅基地上的建筑物則按實際評估價另行核算。②完善農(nóng)民收入保障機制，進一步提升農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)水平和能力，切實提高農(nóng)戶收入水平，降低農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)用地的經(jīng)濟依賴。③提升新社區(qū)的公共服務(wù)水平，健全面向農(nóng)村居民生產(chǎn)生活的新社區(qū)服務(wù)體系，綜合考慮農(nóng)民進社區(qū)后對文體、休閑等方面的需求。

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