基于Logistic模型的農(nóng)村宅基地流轉(zhuǎn)意愿研究
——以保定市為例

李 欣，李秀霞

（吉林師范大學(xué)旅游與地理科學(xué)學(xué)院，吉林·四平 136000）

基于Logistic模型的農(nóng)村宅基地流轉(zhuǎn)意愿研究
——以保定市為例

李 欣，李秀霞*

（吉林師范大學(xué)旅游與地理科學(xué)學(xué)院，吉林·四平 136000）

對河北省保定市的三個縣農(nóng)戶進(jìn)行抽樣調(diào)查，以定性與定量分析相結(jié)合，運用Logistic回歸方法，進(jìn)行農(nóng)村宅基地流轉(zhuǎn)意愿的分析研究。結(jié)果表明：目前愿意流轉(zhuǎn)宅基地的占46.3%；距縣城交通距離越遠(yuǎn)、宅基地面積越少、在家務(wù)農(nóng)人口越多、文化程度越低等的農(nóng)戶越不愿意流轉(zhuǎn)農(nóng)村宅基地；影響因素依次為戶主年齡、受教育程度、距縣城的交通距離、宅基地的面積、在家務(wù)農(nóng)人口、距交通主干道距離、外出務(wù)工人口、家庭年農(nóng)業(yè)收入及對政策的了解程度。提出完善農(nóng)村宅基地制度、完善社會保障制度、形成推拉機(jī)制、實施差別化政策等措施，以促進(jìn)農(nóng)村宅基地的合理流轉(zhuǎn)。

農(nóng)村宅基地；土地流轉(zhuǎn)；意愿調(diào)查；Logistic模型

隨著社會經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，農(nóng)村人口大量涌入城市，導(dǎo)致城市建設(shè)用地供應(yīng)不足，閑置了農(nóng)村住宅[1]。如何推動農(nóng)村宅基地流轉(zhuǎn)，提高宅基地利用率，合理有效配置土地資源，對于解決我國當(dāng)前土地資源利用的供需矛盾，推進(jìn)合理用地意義重大。

近幾年，我國學(xué)者對宅基地流轉(zhuǎn)也進(jìn)行了大量研究[2～5]，主要集中在流轉(zhuǎn)的必要性、流轉(zhuǎn)過程中的問題、流轉(zhuǎn)模式及障礙研究等方面。學(xué)術(shù)界對宅基地問題主要存在三種觀點：一是宅基地應(yīng)該允許流轉(zhuǎn)；二是宅基地有條件的流轉(zhuǎn)；三是禁止流轉(zhuǎn)宅基地。為此，學(xué)術(shù)界對一些發(fā)達(dá)或中等發(fā)達(dá)地區(qū)的農(nóng)村宅基地流轉(zhuǎn)意愿進(jìn)行了研究，如田克明對黃岡市農(nóng)村進(jìn)行的調(diào)查中顯示愿意以抵押的方式流轉(zhuǎn)宅基地的農(nóng)戶所占比例高于70%，徐星璐對江西省進(jìn)行的調(diào)查中愿意流轉(zhuǎn)宅基地的占68.9%，趙國玲、吳明發(fā)等人的文章中調(diào)查結(jié)果亦是。那么經(jīng)濟(jì)較落后地區(qū)的一些中小城市的宅基地是否一樣也有意愿流轉(zhuǎn)呢？與發(fā)達(dá)地區(qū)有哪些差異？本文對保定市的滿城縣、徐水縣、清苑縣作了入戶問卷調(diào)查，對流轉(zhuǎn)意愿及其影響因素進(jìn)行實證研究。

1 研究區(qū)域概況

保定市位于河北省中部，地處太行山東北部，冀中平原的西部，總面積2.2萬km2[6]，轄3區(qū)4市18縣。處北緯38?00′～40?00′、東經(jīng)113?40′～116?20′之間，屬溫帶季風(fēng)性氣候，自然資源豐富，縣域經(jīng)濟(jì)特色明顯。2012年常住人口有1135.14萬，包括894萬農(nóng)業(yè)人口。農(nóng)村人均住宅面積21.7m2，村民純收入4119元/人，城鎮(zhèn)人口可支配收入14649元/人，農(nóng)村不足城鎮(zhèn)的1/3，城鄉(xiāng)差距懸殊。2013年，全國人均GDP為41804.71元，河北省為38835.49元，保定市則只有23609.42元，經(jīng)濟(jì)發(fā)展遠(yuǎn)落后于河北省和全國平均水平。

2 數(shù)據(jù)來源與變量選取

2.1 問卷調(diào)查情況

本文采用的數(shù)據(jù)來自于對農(nóng)戶的調(diào)查，樣本分布在保定市清苑、滿城、徐水三縣的6個鎮(zhèn)12個行政村共640戶農(nóng)戶。調(diào)研中考慮到三個縣的經(jīng)濟(jì)相對發(fā)達(dá)、中等以及比較貧困的程度。通過走訪調(diào)研，將戶主作為調(diào)查對象?；厥沼行柧?74份，其中清苑縣198份、滿城縣188份、徐水縣188份。

本文研究目的是針對農(nóng)戶的流轉(zhuǎn)意愿分析影響因素。在問卷中設(shè)“是否愿意流轉(zhuǎn)自家宅基地”，回答愿意者共266份，占46.3%，其中清苑縣、滿城縣、徐水縣分別為76、88、102份；回答不愿意者共308份，占53.7%，三縣分別為122、100、86份。

2.2 變量的選取與確定

本研究的因變量為農(nóng)戶是否愿意流轉(zhuǎn)，“是”賦值1，“否”賦值0。

自變量包括如下9個因子：

(1) 戶主年齡：戶主年齡與思想往往掛鉤，年紀(jì)越大越保守，對新事物不感興趣。土地作為重要的生產(chǎn)生活資料，為農(nóng)民提供最基本的生活保障，失去宅基地會承擔(dān)一定的風(fēng)險。所以研究假定戶主年齡對宅基地流轉(zhuǎn)具有負(fù)向作用。

(2) 受教育程度：高文化的農(nóng)戶思想開明，對流轉(zhuǎn)宅基地后帶來的好處比較感興趣，而且愿意嘗試，故其對宅基地流轉(zhuǎn)具有正向作用。

(3) 在家務(wù)農(nóng)人口：一般認(rèn)為在家務(wù)農(nóng)的人口多，比較依賴土地，能更好的保障生活質(zhì)量，故其對宅基地流轉(zhuǎn)具有負(fù)向作用。

(4) 外出務(wù)工人口：外出務(wù)工人口數(shù)多的家庭，有更多的收入渠道，比較不依賴宅基地，其對宅基地流轉(zhuǎn)具有正向作用。

(5) 距縣城的交通距離：距縣城近的宅基地，區(qū)位條件優(yōu)越，城鄉(xiāng)差距小，土地價值增倍，其對流轉(zhuǎn)意愿具有正向作用。

(6) 距交通主干道距離：交通便利的宅基地，生產(chǎn)和生活都有利，流轉(zhuǎn)意愿就越低，其對宅基地流轉(zhuǎn)起負(fù)向作用。

(7) 家庭農(nóng)業(yè)收入水平：農(nóng)業(yè)收入占總收入比重越多，越依賴土地，其對農(nóng)民宅基地流轉(zhuǎn)意愿起正作用[7]。

(8) 宅基地的面積：擁有的宅基地越多，閑置就越多[8]；擁有的面積越大，流轉(zhuǎn)意愿也會更深。故其對流轉(zhuǎn)意愿具有正向作用。

(9) 對政策的了解程度：了解宅基地政策的農(nóng)戶，會看到其中的利益，其對流轉(zhuǎn)意愿具有正向作用。

2.3 變量分析與描述

農(nóng)戶流轉(zhuǎn)宅基地的意愿，其中的影響因素有戶主的年齡、教育程度、在家務(wù)農(nóng)人口數(shù)、外出務(wù)工人口數(shù)、年農(nóng)業(yè)收入、距交通主干道距離、宅基地的面積、距縣城的交通距離、了解政策的程度等，具體變量的描述見表1。

表1 變量數(shù)據(jù)描述Table 1 Description of the variable data

3 研究方法與模型構(gòu)建

3.1 方法選取

Logistic回歸模型屬非線性回歸，主要研究二分類結(jié)果與影響因素之間關(guān)系[9]。而對農(nóng)戶宅基地是否愿意流轉(zhuǎn)的回答是一個二分變量[10]，因此，本文選用Logistic模型研究農(nóng)戶流轉(zhuǎn)宅基地的意愿。

3.2 Logistic回歸模型的建立

Logistic 模型的具體形式為：

經(jīng)對數(shù)轉(zhuǎn)化后得：

式中，P為農(nóng)民愿意流轉(zhuǎn)宅基地的概率[11]；1-P為農(nóng)民不愿意流轉(zhuǎn)的概率；i為農(nóng)戶的編號，Xi為自變量；βi為第i個自變量的影響系數(shù)；α為常數(shù)項；ε為誤差項。

4 模型估計結(jié)果與分析

首先運用SPSS17.0統(tǒng)計軟件對574個有效樣本進(jìn)行數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化處理。采用全部變量進(jìn)入的方法，對以上自變量進(jìn)行定義和轉(zhuǎn)換。將9個自變量代入模型進(jìn)行檢驗，直到最后保留的都通過顯著性檢驗，從而得到影響流轉(zhuǎn)意愿的估計結(jié)果（表2）。

模型的顯著性檢驗中，擬合優(yōu)度Cox & Snell R2和Nagelkerke R2這兩個統(tǒng)計量主要用于模型之間的比較，R2值（小于1）越大的模型擬合效果越好。本次研究中，-2對數(shù)似然值為72.996，Cox & Snell R2為0.641，Nagelkerke R2為0.857；Logistic回歸的Hosmer和Lemeshow的顯著性檢驗，該模型值為0.807，遠(yuǎn)大于0.5，因此認(rèn)為該模型能很好地擬合數(shù)據(jù)。

表2 農(nóng)戶宅基地流轉(zhuǎn)意愿影響因素的Logistic回歸結(jié)果Table 2 Results of Logistic regression for infuence factors of farmers land circulation

由此可以看出，偏回歸系數(shù)為正值的五個自變量對流轉(zhuǎn)意愿起正相關(guān)作用，偏回歸系數(shù)為負(fù)的四個變量對流轉(zhuǎn)意愿起負(fù)相關(guān)作用。具體結(jié)果表明：

（1）戶主的年齡、受教育程度、距縣城的交通距離及宅基地的面積對農(nóng)戶的流轉(zhuǎn)意愿有極大的影響。

從表2中看出，具有負(fù)作用的影響因素中，年齡大小與流轉(zhuǎn)意愿關(guān)系密切[12]。老人不同意流轉(zhuǎn)宅基地，原因在于他們認(rèn)為宅基地是相傳的“祖業(yè)”，失去老宅子會冒風(fēng)險[13]，他們這樣的想法根深蒂固，對改變目前狀態(tài)有抵觸心理，因此對流轉(zhuǎn)意愿的影響為負(fù)[14]。有正作用的因素里，農(nóng)民文化水平越高，較易嘗試新的事物，因此受教育的程度對農(nóng)戶流轉(zhuǎn)意愿起正作用；離縣城近的宅基地對農(nóng)戶的吸引力較大，用地緊張；宅基地的面積和數(shù)量顯著地影響著農(nóng)戶的意愿且成正相關(guān)，說明擁有的宅基地越多或面積越大越利于流轉(zhuǎn)。

（2）家庭務(wù)農(nóng)人口數(shù)和年農(nóng)業(yè)收入對宅基地的流轉(zhuǎn)意愿影響也較大。

從家庭務(wù)農(nóng)人口數(shù)中可以看出，常年在家務(wù)農(nóng)的人口占該家庭總?cè)丝诘谋戎厍闆r，起負(fù)作用。即家中務(wù)農(nóng)的人數(shù)越多越不同意流轉(zhuǎn)，原因是常年在家從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的人口越多，越依賴宅基地；家庭年農(nóng)業(yè)收入對影響宅基地流轉(zhuǎn)的負(fù)作用是由于農(nóng)民從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動從土地中獲得的回報越多，不用進(jìn)城打工或就業(yè)也能很好的生活，因此不愿流轉(zhuǎn)宅基地。

（3）距交通主干道的距離遠(yuǎn)近、外出務(wù)工人口數(shù)和對政策的了解程度也對農(nóng)戶流轉(zhuǎn)宅基地的意愿有一定的影響。

交通便利的宅基地，有區(qū)位優(yōu)勢，從而影響農(nóng)戶對宅基地的流轉(zhuǎn)意愿；家庭中外出務(wù)工人口越多，或是在外長期居住，造成在農(nóng)村的宅基地閑置、沒有人看管，這樣也對農(nóng)戶的流轉(zhuǎn)意愿有正向作用；對宅基地政策的了解程度也產(chǎn)生影響農(nóng)戶對宅基地的流轉(zhuǎn)意愿，但程度存在一定的差異，不過也說明對政策的宣傳不應(yīng)忽視。

5 結(jié)論與建議

5.1 結(jié)論

（1）對保定市三個縣的農(nóng)戶進(jìn)行調(diào)查，結(jié)果顯示有意愿流轉(zhuǎn)的比重為46.3%。究其原因，主要是保定市的社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平低，導(dǎo)致農(nóng)戶文化程度低，思想保守，對國家政策掌握程度低，使經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)大多數(shù)農(nóng)戶不愿意流轉(zhuǎn)農(nóng)村閑置宅基地。

（2）影響因素依次為戶主年齡、文化程度、距縣城的交通距離、宅基地面積、在家務(wù)農(nóng)人口數(shù)、距交通主干道距離遠(yuǎn)近、外出務(wù)工人口數(shù)、年農(nóng)業(yè)收入及對宅基地政策的了解程度。

5.2 建議

（1）進(jìn)一步完善農(nóng)村宅基地制度，實行流轉(zhuǎn)政策差別化[15,16]。農(nóng)村宅基地應(yīng)具有社會保障和資產(chǎn)收益雙重功能，但目前，農(nóng)村宅基地突出其社會保障功能，弱化其資產(chǎn)收益功能。只允許在村集體內(nèi)部之間流轉(zhuǎn)，導(dǎo)致宅基地自由流轉(zhuǎn)受限制，致使土地利用率低，甚至產(chǎn)生閑置浪費問題，而且發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)村宅基地的隱性轉(zhuǎn)流已是不爭的現(xiàn)實，因此，應(yīng)進(jìn)一步完善農(nóng)村宅基地制度[17]。但中國地域差別明顯，不能采用“一刀切”的政策，要通過在流轉(zhuǎn)范圍、流轉(zhuǎn)條件、流轉(zhuǎn)對象方面在制度上做出相關(guān)安排，實行制度化管理，進(jìn)行差別化流轉(zhuǎn)。

（2）健全社會保障體系。目前我國農(nóng)村社會保障體系尚不完善，宅基地社會保障功能暫不可缺，在調(diào)查中發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶認(rèn)為宅基地流轉(zhuǎn)與否在于社會保障體系是否健全，不愿意流轉(zhuǎn)宅基地的農(nóng)戶擔(dān)心未來生活、子女教育、養(yǎng)老等得不到保障。因此只有解決了農(nóng)戶的后顧之憂，農(nóng)民才會自由、自愿地流轉(zhuǎn)宅基地[18]。在實施社會保障時，要考慮對經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)的農(nóng)戶給予政策扶持和資金援助，改善生活，提高家庭福利，推動宅基地流轉(zhuǎn)。

（3）形成推拉機(jī)制，促進(jìn)宅基地流轉(zhuǎn)。一方面，提高農(nóng)戶的受教育程度，加強(qiáng)農(nóng)村剩余勞動力自主創(chuàng)業(yè)技能培訓(xùn)，使他們掌握一定的知識和技能，提高他們的就業(yè)能力和創(chuàng)業(yè)能力；另一方面，加速農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展，以此推動城市化，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，為農(nóng)村剩余的勞動力提供就業(yè)機(jī)會，使他們在城市充分就業(yè)，同時完善戶籍制度，農(nóng)民工在城鎮(zhèn)生活，使城市形成“拉力”，在推拉機(jī)制作用下，促進(jìn)宅基地流轉(zhuǎn)合法化。

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Research on rural residence land transference willingness for under Logistic Model

LI Xin, LI Xiu-Xia
(School of Tourism and Geography Science, Jilin Normal University, Jilin Siping 136000, China)

Based on the sample research for rural residence land transference willingness for underdevelopment areas for Baoding, applying Logistic Recycle Model, combining questionnaire and quantitative analysis. The results indicate the following. (1) At present, 46.3% of occupants are willing to transfer their own land. (2) Residents whose home is far from county, with less residential land and more farming land, and are poorly educated, are not willing to transfer their land. (3) The factors influencing these decisions are owner age, education, distance between county, land area, farming population, distance from main roads, migrant population, annual household income, and understanding of the policy. To promote the reasonable transfer of residential land, it is necessary to improve the rural residence land system, the social security system, develop a push-and-pull system, and differentiation.

rural residence land; land transference; investigation of willingness; Logistic Recycle Model

F301.24

A

2095-1329(2015)03-0053-04

10.3969/j.issn.2095-1329.2015.03.012

2015-05-04

2015-08-26

李欣(1988-),女,碩士生,自然地理學(xué)專業(yè),主要從事土地利用研究.

電子郵箱: 675657607@qq.com

聯(lián)系電話: 13298892423

吉林省科技廳科研項目(20120691,201201080);吉林省社會科學(xué)基金項目(2012BS60)

*通訊作者: 李秀霞(博士/教授): jykxzz@163.com