農(nóng)戶對(duì)農(nóng)村居民點(diǎn)整理意愿及影響因素研究
——基于Logistic和SEM模型的實(shí)證分析

邵子南, 吳 群, 許 恩, 劉 康

(南京農(nóng)業(yè)大學(xué) 土地管理學(xué)院, 南京 210095)

農(nóng)戶對(duì)農(nóng)村居民點(diǎn)整理意愿及影響因素研究
——基于Logistic和SEM模型的實(shí)證分析

邵子南, 吳 群, 許 恩, 劉 康

(南京農(nóng)業(yè)大學(xué) 土地管理學(xué)院, 南京 210095)

開(kāi)展農(nóng)村居民點(diǎn)整理對(duì)提高城鄉(xiāng)土地利用效率，增加耕地面積，緩解建設(shè)用地供需矛盾，優(yōu)化城鄉(xiāng)建設(shè)用地空間配置的意義不言而喻。基于農(nóng)戶調(diào)研資料，采用二元Logistic回歸模型和結(jié)構(gòu)方程模型(SEM)，從微觀角度分析了農(nóng)戶對(duì)開(kāi)展居民點(diǎn)整理的意愿。結(jié)果表明:(1) 研究區(qū)域農(nóng)戶整理搬遷意愿并不高，僅為41.5%；(2) 在5個(gè)潛變量中，農(nóng)戶個(gè)人特征與其它變量對(duì)整理意愿產(chǎn)生了顯著的負(fù)影響，農(nóng)戶分化、家庭經(jīng)濟(jì)、家庭住房等變量則產(chǎn)生了顯著的正影響；(3) 在反映潛變量的外生觀測(cè)變量中，家庭收入、職業(yè)類型等對(duì)整理意愿具有顯著的正影響，而年齡、家庭承包經(jīng)營(yíng)耕地面積等有顯著的負(fù)影響；(4) 在農(nóng)村居民點(diǎn)整理中，要實(shí)現(xiàn)農(nóng)戶生計(jì)多樣化，探索創(chuàng)新農(nóng)村宅基地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)化，實(shí)現(xiàn)宅基地保障性功能轉(zhuǎn)化，積極探索多樣化整理模式，避免“一刀切”政策，保護(hù)具有歷史文化和景觀價(jià)值的傳統(tǒng)建筑。

農(nóng)村居民點(diǎn); 整理意愿; 影響因素; 結(jié)構(gòu)方程模型; Logistic模型; 啟東市呂四港鎮(zhèn)

隨著我國(guó)工業(yè)化、城鎮(zhèn)化和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的加快推進(jìn)，區(qū)域發(fā)展規(guī)劃戰(zhàn)略的逐步實(shí)施，各地投資拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展態(tài)勢(shì)明顯，土地供需矛盾突出。在嚴(yán)格的土地用途管制，保護(hù)耕地的基本國(guó)策下，通過(guò)大量征用耕地來(lái)滿足城市建設(shè)用地需求已難以為繼。受傳統(tǒng)二元體制影響，加之我國(guó)農(nóng)村宅基地的福利功能和村莊規(guī)劃管理的長(zhǎng)期缺位，造成龐大的農(nóng)村人口基數(shù)對(duì)應(yīng)于巨大的村莊用地規(guī)模[1]。據(jù)第二次全國(guó)農(nóng)業(yè)普查2.26億戶農(nóng)村住戶計(jì)算，全國(guó)農(nóng)村戶均居民點(diǎn)用地達(dá)0.073 hm2[2]；龍花樓等人提出的中國(guó)農(nóng)村宅基地轉(zhuǎn)型趨勢(shì)理論[3-4]，也從另一個(gè)視角說(shuō)明了農(nóng)村居民點(diǎn)整治潛力巨大。開(kāi)展農(nóng)村居民點(diǎn)整理對(duì)提高土地節(jié)約集約度，增加耕地面積，緩解建設(shè)用地供需矛盾，優(yōu)化城鄉(xiāng)建設(shè)用地空間配置的意義不言而喻，推進(jìn)農(nóng)村居民點(diǎn)整理工程勢(shì)在必行?！蛾P(guān)于加強(qiáng)農(nóng)村宅基地管理的意見(jiàn)》(國(guó)土資發(fā)[2004]234號(hào))提出要積極推進(jìn)農(nóng)村建設(shè)用地整理，加大盤活存量建設(shè)用地力度?！度珖?guó)土地利用總體規(guī)劃綱要(2006—2020年)》強(qiáng)調(diào)按照尊重民意、改善民生、因地制宜、循序漸進(jìn)的原則，加強(qiáng)對(duì)“空心村”用地改造。然而一些地方卻不顧農(nóng)民意愿強(qiáng)拆強(qiáng)建，嚴(yán)重侵犯農(nóng)民合法權(quán)益，群眾反映強(qiáng)烈，詹姆斯提出的“生存理論”和“道義經(jīng)濟(jì)”概念，認(rèn)為如果農(nóng)民社會(huì)公正受到侵犯時(shí)，他們便會(huì)產(chǎn)生強(qiáng)烈的不滿和反抗意義，甚至鋌而走險(xiǎn)，影響社會(huì)和諧穩(wěn)定[5]。因此，研究農(nóng)村居民點(diǎn)整理意愿具有很強(qiáng)的現(xiàn)實(shí)需求。

近年來(lái)，學(xué)術(shù)界圍繞居民點(diǎn)整理的潛力測(cè)算、適宜性、驅(qū)動(dòng)機(jī)制、整治模式等展開(kāi)了廣泛研究[6-10]。而在意愿方面也開(kāi)始對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿、土地征用意愿、生態(tài)補(bǔ)償意愿、規(guī)模經(jīng)營(yíng)等進(jìn)行探討[11-18]。從已有的研究成果來(lái)看，關(guān)于農(nóng)村居民點(diǎn)整理意愿的研究散見(jiàn)于有關(guān)文獻(xiàn)[19-20]。農(nóng)戶作為農(nóng)村居民點(diǎn)的實(shí)際聚居者和農(nóng)村重要經(jīng)濟(jì)活動(dòng)主體，因家庭經(jīng)濟(jì)收入、消費(fèi)觀念轉(zhuǎn)變等對(duì)居住改善的認(rèn)知、需求及行為決策表現(xiàn)各異[21]。農(nóng)戶作為權(quán)利主體，有權(quán)決定是否退出、怎樣退出宅基地，在居民點(diǎn)建設(shè)和整治中作用越來(lái)越突出，他們的意愿與行為對(duì)于順利開(kāi)展居民點(diǎn)整理具有重要意義。因此，本文以江蘇省啟東市呂四港鎮(zhèn)為樣點(diǎn)，從農(nóng)戶微觀角度探討影響農(nóng)村居民點(diǎn)整理意愿因素，力圖對(duì)政府制定相關(guān)政策，科學(xué)合理地推進(jìn)農(nóng)村居民點(diǎn)整理提供有益參考。

1 理論分析與研究假說(shuō)

農(nóng)民最大的財(cái)產(chǎn)莫過(guò)于作為生產(chǎn)要素之一的農(nóng)地、宅基地以及宅基地上的房屋[22]。從新制度經(jīng)濟(jì)學(xué)的理論來(lái)分析，農(nóng)村宅基地退出是地方政府在外部利潤(rùn)的誘導(dǎo)下進(jìn)行的一項(xiàng)制度創(chuàng)新[23]。從農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)行為決策上，作為理性“經(jīng)濟(jì)人”的農(nóng)戶，往往追求效益最大化。農(nóng)戶對(duì)居民點(diǎn)整理搬遷的意愿是其綜合權(quán)衡成本—收益的結(jié)果，取決于農(nóng)民依其自身狀況和外部條件作出的理性決策，成本和收益比較是農(nóng)民決策的基本依據(jù)[24]。

建立在計(jì)劃經(jīng)濟(jì)福利思想之下的農(nóng)村宅基地管理制度，是基于社會(huì)公平保障農(nóng)民居住權(quán)為價(jià)值取向，對(duì)于維護(hù)農(nóng)民的基本生存權(quán)和確保農(nóng)村社會(huì)穩(wěn)定發(fā)揮了積極作用[25]。長(zhǎng)期以來(lái)，住宅作為農(nóng)戶居住活動(dòng)的物質(zhì)基礎(chǔ)，是農(nóng)戶最基本的生活要求之一[21]，具有保障安居、以房養(yǎng)老、儲(chǔ)備家庭財(cái)產(chǎn)以及支撐副業(yè)生產(chǎn)等效用[26]。對(duì)農(nóng)戶而言，已不是簡(jiǎn)單的居住生活用地，而是與農(nóng)戶生計(jì)息息相關(guān)的一個(gè)多功能復(fù)合單元[27]。由于社會(huì)保障制度、補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)等難以打消農(nóng)戶對(duì)整理后生產(chǎn)生活不降低的疑慮，導(dǎo)致宅基地整理積極性受到抑制。另一方面，城市良好的交通條件、基礎(chǔ)設(shè)施、教育醫(yī)療條件、較高的收入又吸引農(nóng)民向往城市居住生活；宅基地得退出流轉(zhuǎn)有利于農(nóng)戶獲得一定資本，改善生產(chǎn)生活條件，促進(jìn)自身發(fā)展。隨著社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，農(nóng)戶作為農(nóng)村居民點(diǎn)的實(shí)際聚居者，因家庭經(jīng)濟(jì)收入、職業(yè)結(jié)構(gòu)分化、自身房屋狀態(tài)、個(gè)人特征等對(duì)居住認(rèn)知、需求及行為決策表現(xiàn)各異，不同農(nóng)戶特征對(duì)居民點(diǎn)整理意愿形成不同結(jié)果。曲衍波等人在對(duì)北京市平谷區(qū)農(nóng)村居民點(diǎn)整治意愿調(diào)查中發(fā)現(xiàn)，戶主年齡、家庭常住勞動(dòng)力對(duì)整治意愿具有正向影響，非農(nóng)收入比例、承包耕地面積和房屋建設(shè)年份呈負(fù)向影響[28]。趙國(guó)玲等人通過(guò)對(duì)武漢市江夏區(qū)和黃石市陽(yáng)新縣農(nóng)戶調(diào)研發(fā)現(xiàn)，影響農(nóng)戶宅基地流轉(zhuǎn)意愿的因素中，戶主年齡、距縣城距離的影響方向顯著為負(fù)，農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)收入比例顯著為正[29]。李曉慶等人以對(duì)重慶市沙坪壩區(qū)白林村為研究樣點(diǎn)，發(fā)現(xiàn)居民點(diǎn)整合意愿隨家庭收入水平的提高呈現(xiàn)先上升、后下降的“倒U型”趨勢(shì)，隨房屋面積的增大呈現(xiàn)先增強(qiáng)后減弱[30]。

基于上述分析，借鑒有關(guān)研究成果，結(jié)合研究區(qū)域農(nóng)戶特點(diǎn)，提出以下假設(shè)：農(nóng)戶個(gè)人特征對(duì)整理意愿具有負(fù)向影響；農(nóng)戶分化特征、農(nóng)戶家庭經(jīng)濟(jì)狀況、農(nóng)戶家庭住房對(duì)整理意愿具有正向影響；農(nóng)戶其它變量(包括家庭人口、勞動(dòng)力數(shù)量、家庭承包經(jīng)營(yíng)耕地面積、與鄰居血緣關(guān)系)對(duì)整理意愿具有負(fù)向影響。

2 研究區(qū)概況、數(shù)據(jù)來(lái)源與研究方法

2.1 研究區(qū)概況與數(shù)據(jù)來(lái)源

啟東市地處121°25′40″—121°54′30″E，31°41′06″—32°16′19″N，位于長(zhǎng)江入?？跂|側(cè)，三面環(huán)水，與上海隔江相望。本研究選取的呂四港鎮(zhèn)作為啟東市第一大鎮(zhèn)，地處啟東市北部，是江蘇省首批示范型小城鎮(zhèn)。全鎮(zhèn)行政區(qū)面積152.8 km2，下轄39個(gè)行政村、3個(gè)居委會(huì)、1個(gè)農(nóng)場(chǎng)。2010年，全鎮(zhèn)人口17.7萬(wàn)人，地區(qū)生產(chǎn)總值86.2億。近幾年，強(qiáng)鎮(zhèn)擴(kuò)權(quán)試點(diǎn)以及沿海地區(qū)發(fā)展規(guī)劃實(shí)施，全鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，建設(shè)用地供需矛盾不斷凸顯，與之相對(duì)應(yīng)的卻是村莊分布散亂，人均居民點(diǎn)面積嚴(yán)重超標(biāo)，人均用地181 m2。

本研究采用的數(shù)據(jù)來(lái)源于對(duì)呂四港鎮(zhèn)33個(gè)村的基層鄉(xiāng)鎮(zhèn)干部與農(nóng)戶調(diào)查結(jié)果。調(diào)研以問(wèn)卷調(diào)查形式為主，結(jié)合訪談，從各村隨機(jī)選取10～15位農(nóng)戶和1～5位基層干部作為調(diào)查對(duì)象。共發(fā)放問(wèn)卷460份，有效問(wèn)卷424份。其中，41.5%(176份)的農(nóng)戶愿意整理，58.5%(248份)的農(nóng)戶不愿意進(jìn)行整理搬遷?？梢?jiàn)居民點(diǎn)整理搬遷的積極性并不高。

2.2 研究方法與模型選擇

本文考察的是農(nóng)村居民點(diǎn)整理意愿，結(jié)果為“愿意”與“不愿意”兩種情況，即回答為二分變量，以二元Logistic回歸分析較為合適，其概率函數(shù)與自變量間的線性表達(dá)式為：

(1)

式中：P——農(nóng)戶選擇整理的概率；xi——解釋變量；b——影響因素的系數(shù)大小；b0——截距；ε——誤差。

在二元Logistic模型分析基礎(chǔ)上，為妥善處理潛在變量影響，利用結(jié)構(gòu)方程模型(SEM)進(jìn)一步對(duì)研究假說(shuō)進(jìn)行驗(yàn)證。其方程如下：

測(cè)量方程：X=Λxξ+δ，Y=Λyη+ε反映潛變量和可測(cè)變量間關(guān)系；

結(jié)構(gòu)方程：η=Bη+Γξ+ζ反映潛變量之間的結(jié)構(gòu)關(guān)系。

式中:η——內(nèi)生潛變量;ξ——外生潛變量，為系統(tǒng)隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)；X——ξ的外生觀測(cè)變量;Y——η的內(nèi)生觀測(cè)變量;η——內(nèi)生潛變量；Γ——外生潛變量對(duì)于內(nèi)生潛變量值的影響;B——內(nèi)生潛變量之間的關(guān)系；δ，ε——外生觀測(cè)變量和內(nèi)生觀測(cè)變量的觀測(cè)誤差[31]。

2.3 變量選擇

2.3.1 因變量選擇 在問(wèn)卷中，將問(wèn)題設(shè)為“您是否愿意進(jìn)行居民點(diǎn)整理而搬遷到別處”。愿意整理定義Y=1，不愿意整理定義Y=0。

2.3.2 自變量選擇 根據(jù)相關(guān)研究成果、本文研究目的以及問(wèn)卷設(shè)計(jì)，將自變量分為以下幾個(gè)方面：(1) 農(nóng)戶個(gè)人特征變量，包括性別、年齡；(2) 農(nóng)戶分化特征變量，包括文化程度、職業(yè)類型[32]；(3) 農(nóng)戶家庭經(jīng)濟(jì)狀況變量，包括家庭收入、收入來(lái)源；(4) 農(nóng)戶家庭住房變量，包括家庭擁有住房套數(shù)、房屋層數(shù)、房齡；(5) 其它變量，包括家庭人口、勞動(dòng)力數(shù)量、家庭承包經(jīng)營(yíng)耕地面積、與鄰居血緣關(guān)系等。各自變量具體定義見(jiàn)表1。

表1 自變量說(shuō)明

3 結(jié)果與分析

3.1 基于二元logistic模型的實(shí)證結(jié)果

利用SPSS 18.0軟件運(yùn)行Binary Logistic模塊。由統(tǒng)計(jì)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，模型的Chi-square(Hosmer—Lemeshow)值為7.348，NagelkerkeR2值為0.596，模型自變量對(duì)因變量的解釋度較顯著，模型擬合度較好，可以較好地說(shuō)明問(wèn)題。具體結(jié)果見(jiàn)表2。

3.2 基于結(jié)構(gòu)方程模型的實(shí)證結(jié)果

運(yùn)用二元logistic模型得出對(duì)農(nóng)戶居民點(diǎn)整理意愿影響的顯著因素，在此基礎(chǔ)上，運(yùn)用SEM模型進(jìn)一步驗(yàn)證影響顯著的可觀測(cè)變量所屬的類別變量[33]。即內(nèi)生潛變量整理意愿，需要通過(guò)年齡、性別、家庭收入、家庭勞動(dòng)力人數(shù)等外生觀測(cè)變量構(gòu)建的農(nóng)戶個(gè)人特征、農(nóng)戶分化特征、家庭經(jīng)濟(jì)狀況、家庭住房、其它變量等外生潛變量來(lái)反映。運(yùn)用AMOS 18.0軟件進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析，模型擬合和檢驗(yàn)結(jié)果分別見(jiàn)表3，表4?？梢钥闯?，模型整體擬合效果較好，影響農(nóng)戶居民點(diǎn)整理意愿的5個(gè)潛變量通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明其對(duì)農(nóng)戶整理意愿具有很好的解釋力度。

表2 模型回歸結(jié)果

表3 SEM路徑分析結(jié)果

表4 模型檢驗(yàn)結(jié)果

注：*，**，***分別表示在10%，5%，1%水平上顯著。

3.3 實(shí)證結(jié)果分析

(1) 農(nóng)戶個(gè)人特征潛變量對(duì)居民點(diǎn)整理意愿影響。由表4可以看出，個(gè)人特征潛變量對(duì)居民點(diǎn)整理意愿影響的路徑系數(shù)為0.685，且在10%水平上顯著，表明農(nóng)戶個(gè)人特征對(duì)整理意愿有顯著負(fù)影響，驗(yàn)證了研究預(yù)期。由表2可知，反映個(gè)人特征的外生觀測(cè)變量中，性別、年齡因素對(duì)整理意愿具有顯著的負(fù)相關(guān)作用，且都在1%的水平上顯著。說(shuō)明女性整理意愿相對(duì)較低，可能的原因是，女性就業(yè)技能或能力相對(duì)較少，更愿意維持現(xiàn)狀在家從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，而現(xiàn)有的居住方式則大大方便其生產(chǎn)生活。農(nóng)戶年齡越大，整理搬遷的意愿越低。其可能原因有二：一是隨著農(nóng)戶年齡增長(zhǎng)，非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)減少，在社會(huì)保障體系建設(shè)滯后背景下，房屋的養(yǎng)老保障功能更加凸顯；二是年齡較大的農(nóng)戶接受新事物的能力弱，對(duì)老房屋感情深厚，更注重生活的穩(wěn)定性，在同等條件下，愿意整理搬遷的意愿較低。這也與我們調(diào)研中統(tǒng)計(jì)的結(jié)果基本吻合。調(diào)研中發(fā)現(xiàn)，年齡在60歲以上的農(nóng)民愿意搬遷的比例僅為6.4%。

(2) 農(nóng)戶分化特征潛變量對(duì)居民點(diǎn)整理意愿影響在5%水平上顯著，路徑系數(shù)為0.368，說(shuō)明農(nóng)戶分化每提高1個(gè)單位，農(nóng)戶整理意愿增加0.368個(gè)單位。其中，文化程度對(duì)整理意愿的影響效應(yīng)為正，但沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)?？赡艿慕忉屖俏幕礁叩霓r(nóng)戶，思維意識(shí)較開(kāi)放，對(duì)新事物接受能力強(qiáng)；且從事非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)多，愿意獲取一定補(bǔ)償搬遷到城鎮(zhèn)居住。同時(shí)，文化水平越高的農(nóng)戶，產(chǎn)權(quán)意識(shí)越明顯，越注重房屋資產(chǎn)價(jià)值。個(gè)人職業(yè)類型對(duì)整理意愿的影響在1%顯著性水平下通過(guò)檢驗(yàn)，且回歸系數(shù)為正，說(shuō)明它對(duì)居民點(diǎn)整理意愿的影響正向顯著，這是因?yàn)橐赞r(nóng)業(yè)、漁業(yè)生產(chǎn)為主的農(nóng)戶，現(xiàn)有住宅方式不僅可以滿足其儲(chǔ)存糧食、蓄養(yǎng)牲畜、放置漁具的需求，還可以發(fā)展庭院經(jīng)濟(jì)，降低生活成本。居民點(diǎn)整理后往往會(huì)加大耕作半徑給農(nóng)業(yè)生產(chǎn)帶來(lái)諸多不便，提高生活成本。

(3) 農(nóng)戶家庭經(jīng)濟(jì)狀況潛變量對(duì)居民點(diǎn)整理意愿影響。農(nóng)戶家庭經(jīng)濟(jì)狀況潛變量與農(nóng)戶整理意愿之間路徑系數(shù)為0.462，且在1%水平上顯著，表明家庭經(jīng)濟(jì)狀況是影響整理意愿較大的因素。其中，家庭收入對(duì)整理意愿影響在1%水平上顯著，其作用方向?yàn)檎?，說(shuō)明家庭收入越高的農(nóng)戶，越傾向于開(kāi)展居民點(diǎn)整理。這可能是因?yàn)樾戮咏煌ū憷⑸罘奖?、居住環(huán)境較好，他們追求現(xiàn)代生活居住環(huán)境愿望強(qiáng)烈，更愿意支付一定成本而搬遷到新房居住。調(diào)查結(jié)果顯示，年收入在8萬(wàn)以上的農(nóng)戶，愿意搬遷的比例為72.7%。收入的主要來(lái)源對(duì)整理意愿也有正的影響作用，這與個(gè)人職業(yè)類型對(duì)整理意愿所得到的結(jié)論相契合。對(duì)于具有穩(wěn)定的非農(nóng)收入來(lái)源的農(nóng)戶，他們的生活方式已逐漸向城市居民轉(zhuǎn)變，原有住房對(duì)其意義較小，對(duì)承包經(jīng)營(yíng)耕地的依賴性也較弱，他們更愿意方便工作和子女教育而搬遷到城鎮(zhèn)居住。

(4) 農(nóng)戶家庭住房潛變量對(duì)居民點(diǎn)整理意愿影響在10%水平上顯著，路徑系數(shù)為0.138，這與預(yù)期作用方向相一致。其中，住房套數(shù)對(duì)整理意愿有著正向影響，且在5%水平上顯著。人人都追求利益最大化，農(nóng)戶以房屋拆遷為代價(jià)，自然期望獲得更多的收益[34]。調(diào)研發(fā)現(xiàn)，有兩處以上住房的農(nóng)戶往往有閑置或者廢棄的住房，因此，在獲得足額補(bǔ)償情況下更愿意整理，這與黃貽芳等人的研究結(jié)論相一致[22]。房屋層數(shù)對(duì)整理意愿有著正向影響。農(nóng)村宅基地具有繼承特性，以及宅基地退出可采用住房置換的形式[35]。房屋層數(shù)較多意味著農(nóng)戶住宅面積較大，往往可以獲得更多的拆遷補(bǔ)償以及住房。房齡對(duì)居民點(diǎn)整理意愿有著重要影響，且在5%水平上顯著，系數(shù)為正，說(shuō)明農(nóng)戶房屋居住時(shí)間越久遠(yuǎn)，其整理愿意越強(qiáng)烈，這主要是因?yàn)槔戏课菥幼l件差，農(nóng)戶有著改變環(huán)境的強(qiáng)烈意愿。

(5) 其它因素潛變量對(duì)居民點(diǎn)整理意愿影響在10%水平上顯著，路徑系數(shù)為0.144。其中，家庭人數(shù)對(duì)整理意愿具有負(fù)的影響作用。家庭人數(shù)代表了家庭規(guī)模，而家庭規(guī)模越大，形成一致決策的概率越低[22]，經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)越重，整理意愿降低[36]。家庭勞動(dòng)力人數(shù)對(duì)居民點(diǎn)整理存在負(fù)影響，但并沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。產(chǎn)生這種現(xiàn)象的原因可能與家庭類型有關(guān)。從事農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力較多的家庭，以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)為主，傾向于保持現(xiàn)有的居住方式；而以非農(nóng)產(chǎn)業(yè)為主的勞動(dòng)力家庭，更愿意獲得一定補(bǔ)償而搬遷到城鎮(zhèn)居住。耕地面積對(duì)居民點(diǎn)整理意愿影響為負(fù)。可能的解釋是家庭承包耕地面積越多的農(nóng)戶，往往以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)為主，缺少其他技能，雖然對(duì)改善自身住房條件愿望強(qiáng)烈，但考慮到未來(lái)生計(jì)和生活成本壓力，更愿意保持現(xiàn)有的居住狀態(tài)。與鄰居血緣對(duì)居民點(diǎn)整理意愿影響為負(fù)，這可能與農(nóng)村的鄰里文化有關(guān)，需要進(jìn)一步的研究證明。

4 結(jié)論與啟示

本文通過(guò)實(shí)地調(diào)研獲取的問(wèn)卷數(shù)據(jù)，構(gòu)建模型對(duì)農(nóng)村居民點(diǎn)整理意愿進(jìn)行實(shí)證分析，主要結(jié)論如下：(1) 作為啟東市第一大鎮(zhèn)的呂四港鎮(zhèn)，農(nóng)戶參與居民點(diǎn)整理意愿并不高，僅為41.5%，低于其他學(xué)者的調(diào)研結(jié)果[21,32]。從農(nóng)戶年齡上看，年齡在60歲以上的整理意愿比例僅為6.4%。從農(nóng)戶收入上看，年收入在8萬(wàn)以上的整理意愿比例則高達(dá)72.7%。(2) 從構(gòu)建的結(jié)構(gòu)方程(SEM)對(duì)潛變量分析發(fā)現(xiàn)，性別、年齡構(gòu)成的農(nóng)戶個(gè)人特征變量與家庭總?cè)藬?shù)、家庭勞動(dòng)力人數(shù)、家庭承包經(jīng)營(yíng)耕地面積、與鄰居血緣關(guān)系組成的其它變量對(duì)整理意愿產(chǎn)生了顯著的負(fù)影響，農(nóng)戶分化、家庭經(jīng)濟(jì)、家庭住房等變量對(duì)整理意愿則產(chǎn)生顯著正影響。(3) 在反映潛變量的外生觀測(cè)變量中，運(yùn)用二元Logistic模型分析發(fā)現(xiàn)，家庭收入、職業(yè)類型等對(duì)整理意愿具有顯著的正影響，而年齡、家庭承包經(jīng)營(yíng)耕地面積等有顯著的負(fù)影響。

當(dāng)然，通過(guò)本研究可以得出一些有益的政策啟示：

(1) 農(nóng)村居民點(diǎn)整理是一項(xiàng)系統(tǒng)工程，牽涉農(nóng)民長(zhǎng)遠(yuǎn)生計(jì)，要遵循客觀規(guī)律，切勿一味追求建設(shè)用地指標(biāo)而盲目推進(jìn)。進(jìn)一步完善農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保障體系，在給予合理補(bǔ)償?shù)耐瑫r(shí)應(yīng)加大教育培訓(xùn)力度，實(shí)現(xiàn)農(nóng)戶生計(jì)多樣化，提高務(wù)工人員最低工資標(biāo)準(zhǔn)，妥善安排農(nóng)民的生活、醫(yī)保、教育等社會(huì)保障，讓進(jìn)城、進(jìn)鎮(zhèn)農(nóng)民切實(shí)享有真正的城市居民公共福利待遇，消除農(nóng)民退出宅基地的后顧之憂，警惕將過(guò)多的矛盾和沖突留在農(nóng)村，影響社會(huì)和諧穩(wěn)定。

(2) 農(nóng)戶高度分化，實(shí)行“一刀切”政策顯然已不合時(shí)宜。在具體開(kāi)展居民點(diǎn)整理時(shí)，應(yīng)結(jié)合地區(qū)特點(diǎn)，探索多元化整理方式，讓農(nóng)民選擇合適方案。宅基地具有福利性質(zhì)，有巨大的拆遷補(bǔ)償?shù)阮A(yù)期利益，因此，要堅(jiān)持自愿、有償原則，探索建立符合農(nóng)民合理需求的宅基地退出補(bǔ)償激勵(lì)機(jī)制，建立多元統(tǒng)一的農(nóng)村土地市場(chǎng)，實(shí)現(xiàn)宅基地保障性功能轉(zhuǎn)化[37]。加強(qiáng)農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，保障兼業(yè)農(nóng)戶、純農(nóng)業(yè)農(nóng)戶的生產(chǎn)生活便利不降低。加快城鄉(xiāng)發(fā)展一體化速度，大力發(fā)展第二、三產(chǎn)業(yè)，擴(kuò)大農(nóng)村勞動(dòng)力就業(yè)范圍，積極促進(jìn)勞動(dòng)力向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移。培育社區(qū)意識(shí)，豐富居民社區(qū)文化生活，加大日常生活交流，增強(qiáng)居民認(rèn)同感和歸屬感。

(3) 農(nóng)村居民點(diǎn)整理工程將對(duì)鄉(xiāng)村聚落演進(jìn)產(chǎn)生深遠(yuǎn)影響。因此，要科學(xué)規(guī)劃村莊布局，充分考慮中心村輻射范圍，統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展，積極引導(dǎo)第二、三產(chǎn)業(yè)發(fā)展，避免因村落自身發(fā)展動(dòng)力不足消亡，影響區(qū)域社會(huì)系統(tǒng)平穩(wěn)運(yùn)行，帶來(lái)諸多社會(huì)問(wèn)題。同時(shí)，尊重農(nóng)民意愿，保持農(nóng)村特色和風(fēng)貌，保護(hù)具有歷史文化和景觀價(jià)值的傳統(tǒng)建筑，維護(hù)村落文化，建設(shè)具有中國(guó)特色的美麗鄉(xiāng)村。

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Farmers’WillingnessandItsImpactFactorsontheRuralSettlementConsolidation-BasedonLogisticModelandStructuralEquationModel

SHAO Zi-nan, WU Qun, XU En, LIU Kang

(CollegeofLandManagement,NanjingAgriculturalUniversity,Nanjing210095,China)

With the accelerated development of industrialization, urbanization, agricultural modernization, the gap between supply and demand of construction land is widening. However, it is very useful to carry out rural settlement consolidation for improving the efficiency of urban and rural land use, increasing arable land, easing the contradiction between land supply and demand, optimizing space allocation. Different people have the different recognition and attitude towards rural settlement consolidation. Therefore, we surveyed the households to explore the factors affecting the willingness of rural settlement consolidation by using structural equation model and binary Logistic model. The results show that the willingness of land consolidation is only 41.5% in the study area. In the five latent variables, personal characteristics of the farmers and other variables have a negative effect upon the willingness. Farmer differentiation, economic status and housing conditions have a positive effect. The exogenous variables such as income and occupation have the significant positive influence. However, the age, the blood relationship with their neighbors etc, have a significant negative impact. It is concluded that the government should help farmers live diversifying, safeguard their legitimate rights, explore diversified arrangement mode, avoid one-size-fits-all policy, explore the rural residential land market, and protect the traditional architecture and landscape during rural settlement consolidation.

rural settlement; willingness of consolidation; impact factors; structural equation modele; logistic model; Lüsi town of Qidong City

2014-01-20

：2014-03-17

國(guó)家自然科學(xué)基金重點(diǎn)項(xiàng)目(71233004);教育部博士點(diǎn)資助項(xiàng)目(20130097110039)

邵子南(1986—),男,安徽蚌埠人,博士生,主要從事土地利用與資源管理的研究。E-mail:shaozinan0511072@163.com

吳群(1964—),男,江蘇興化人,博士,教授,主要從事土地經(jīng)濟(jì)與管理的研究。E-mail:wuqun@njau.edu.cn

F301.2

：A

：1005-3409(2014)06-0228-06