少數(shù)民族聚集區(qū)鄉(xiāng)村空間重構(gòu)的影響機(jī)理

張璐　杜宏茹　雷加強(qiáng)

摘要

鄉(xiāng)村空間重構(gòu)不僅是農(nóng)村現(xiàn)代化的必由之路，還是實(shí)現(xiàn)土地集約利用的重要途徑。和田地區(qū)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展緩慢，其村莊基礎(chǔ)設(shè)施差，而且由于人口迅速發(fā)展，其人地矛盾突出，因此對(duì)和田地區(qū)進(jìn)行鄉(xiāng)村空間重構(gòu)勢(shì)在必行。基于此，本文依據(jù)2015年對(duì)和田地區(qū)入戶調(diào)查的1 162份問卷，選取了農(nóng)戶的個(gè)體特征、家庭特征、職業(yè)特征和居住環(huán)境特征四個(gè)方面的19個(gè)影響因素作為自變量，選取農(nóng)戶是否愿意整治作為因變量，運(yùn)用二元Logistic模型對(duì)農(nóng)戶遷居至中心村的影響因素和遷居意愿進(jìn)行了回歸分析。對(duì)問卷的統(tǒng)計(jì)可知，有64%的被調(diào)查者表示接受整治。通過與其他區(qū)域的調(diào)查對(duì)比可知，經(jīng)濟(jì)越是發(fā)達(dá)的地區(qū)，其中心村整治的進(jìn)展越快，農(nóng)民接受整治的意愿也越強(qiáng)烈。相反，經(jīng)濟(jì)越不發(fā)達(dá)的地區(qū)，其中心村整治的進(jìn)展越緩慢，農(nóng)民接受搬遷的意愿越低。農(nóng)戶是否愿意接受鄉(xiāng)村重構(gòu)，是農(nóng)戶家庭特征、居民點(diǎn)的基礎(chǔ)設(shè)施和農(nóng)戶的職業(yè)特征共同作用的結(jié)果。就農(nóng)戶的家庭特征來看，家庭勞動(dòng)力數(shù)量偏少、家庭年收入越高、耕地面積適中的農(nóng)戶，其搬遷意愿是最強(qiáng)烈的。在農(nóng)戶的職業(yè)特征中，愿意參與土地流轉(zhuǎn)、有外出務(wù)工經(jīng)驗(yàn)的農(nóng)戶，其搬遷意愿是最強(qiáng)烈的。在環(huán)境特征中，若農(nóng)戶對(duì)居住環(huán)境和現(xiàn)居住村的建設(shè)越不滿意、居住環(huán)境中需要改善的項(xiàng)目越多，農(nóng)戶的搬遷意愿越強(qiáng)烈。因此，對(duì)于和田地區(qū)來說，在引導(dǎo)居民集中居住的同時(shí)，要引導(dǎo)農(nóng)戶流轉(zhuǎn)土地，促進(jìn)更多人就業(yè)，積極推動(dòng)特色農(nóng)業(yè)的發(fā)展，走農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的道路，以促進(jìn)農(nóng)民收入的持續(xù)增長(zhǎng)。此外，農(nóng)戶對(duì)于整治的一個(gè)很重要的期望就是改善居住環(huán)境，因此在未來的村莊總體建設(shè)和規(guī)劃中， 應(yīng)積極改善村莊內(nèi)基礎(chǔ)設(shè)施，并與居住建設(shè)同步進(jìn)行。一直以來，對(duì)少數(shù)民族聚集區(qū)的鄉(xiāng)村空間重構(gòu)的研究比較少。本文對(duì)和田地區(qū)中心村的研究，是對(duì)少數(shù)民族地區(qū)鄉(xiāng)村空間重構(gòu)研究的重要補(bǔ)充。

關(guān)鍵詞鄉(xiāng)村空間重構(gòu)；農(nóng)戶；影響因素；和田

中圖分類號(hào)K928.5文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼A

文章編號(hào)1002-2104（2016）06-0139-09doi：10.3969/j.issn.1002-2104.2016.06.018

1978年以來，中國(guó)工業(yè)化和城市化快速發(fā)展，對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展產(chǎn)生了深刻影響[1-6]。隨著農(nóng)村人口就業(yè)增多，農(nóng)民收入持續(xù)增加，農(nóng)村住房需求不斷增長(zhǎng)，在農(nóng)村建設(shè)規(guī)劃缺失、嚴(yán)格土地管理缺位的情況下，形成了新房建設(shè)村外擴(kuò)張、村內(nèi)閑置的農(nóng)村空心化現(xiàn)象，造成土地資源的嚴(yán)重破壞和浪費(fèi)[7-8]。因此，統(tǒng)籌城鄉(xiāng)土地利用配置[9-11]、促進(jìn)鄉(xiāng)村空間重構(gòu)[12]、開展空心村土地整治[13-14]，成為中國(guó)城鄉(xiāng)轉(zhuǎn)型期推進(jìn)新農(nóng)村建設(shè)和全面小康社會(huì)建設(shè)的關(guān)鍵問題[15]。中心村是在農(nóng)村一定的地域范圍中，區(qū)位條件較好、人口相對(duì)集中、經(jīng)濟(jì)實(shí)力較強(qiáng)、公共服務(wù)及基礎(chǔ)設(shè)施配套相對(duì)齊全的新型農(nóng)村社區(qū)中心[16]。如何進(jìn)行中心村建設(shè)是鄉(xiāng)村空間重構(gòu)的重要任務(wù)之一，也是實(shí)現(xiàn)土地節(jié)約集約利用的重要途徑[17]。尤其是隨著近年來社會(huì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，農(nóng)民收入水平的提高，改善居住條件已成為農(nóng)民消費(fèi)型投資的重要方面[18]。同時(shí)，隨著城市的擴(kuò)張，人地矛盾突出，將原有的村落模式進(jìn)行改造以釋放更多的土地，也是有效緩解人地矛盾關(guān)系的重要途徑。

1文獻(xiàn)梳理

針對(duì)中心村的問題，國(guó)內(nèi)外給與了廣泛關(guān)注與嘗試。羅馬尼亞在20世紀(jì)70年代提出將分散、落后、資源貧乏、人口過少的村莊并入鄉(xiāng)村中心，并通過法令將現(xiàn)有的1.3萬個(gè)村莊減少到6 500個(gè)。由于強(qiáng)行并村并鄉(xiāng)，拆除農(nóng)舍，引起了很多農(nóng)民的不滿，特別是少數(shù)民族的抵制。以致最后政府不得不在1988年出臺(tái)新的政策，在農(nóng)村建設(shè)過程中，不再并村、并鄉(xiāng)[19]。日本政府在20世紀(jì)50年代進(jìn)行町村合并，僅1950-1955年，村的數(shù)量就從8 357銳減到2 506個(gè)，減少約70%，日本的町村合并，是以城鎮(zhèn)為中心，周圍3-4個(gè)村，十幾個(gè)自然村，在合并后成立市[20-21]。

國(guó)內(nèi)學(xué)者也進(jìn)行了廣泛的研究。從研究?jī)?nèi)容上來看，余劍鋒認(rèn)為鄉(xiāng)村空間重構(gòu)能夠有效緩解用地矛盾，并提出鄉(xiāng)村空間重構(gòu)的建設(shè)發(fā)展模式[22]； 徐全勇從理論上提出了建設(shè)中心村的現(xiàn)實(shí)性[23]； 袁莉莉等從克氏中心地理論入手， 分析了中心地理論對(duì)區(qū)域聚落體系規(guī)劃的重要意義， 以及中心地理論在聚落體系規(guī)劃中的應(yīng)用前景和發(fā)展方向[24]；張文禮在小城鎮(zhèn)理論的基礎(chǔ)上，結(jié)合西北地區(qū)的實(shí)際情況， 提出了“中心村” 發(fā)展假說和“中心村—小城鎮(zhèn)—中小城市—大城市” 內(nèi)源發(fā)展的新型模式[25-26]。這些研究站在理論的高度對(duì)鄉(xiāng)村空間重構(gòu)的必要性、原則和規(guī)劃的設(shè)計(jì)依據(jù)等方面進(jìn)行了充分的論證， 不僅在理論方面，更在實(shí)踐方面有重要的參考價(jià)值。

近年來，部分學(xué)者基于較為詳實(shí)的調(diào)查數(shù)據(jù)對(duì)農(nóng)民意愿和影響因素進(jìn)行研究。王成新等認(rèn)為農(nóng)民改造意愿受家庭收入、個(gè)人積累資金因素影響較小，市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)，思想意識(shí)等因素影響較大[27]。陳玉福等調(diào)查發(fā)現(xiàn)土地經(jīng)營(yíng)規(guī)模、耕作半徑、集中居住等因素對(duì)農(nóng)民的改造意愿有正向顯著影響，補(bǔ)償方式對(duì)其影響不顯著[15]。李君則認(rèn)為年齡結(jié)構(gòu)、消費(fèi)意識(shí)、現(xiàn)居住滿意度、改造資金來源、規(guī)劃選址、房屋結(jié)構(gòu)等對(duì)農(nóng)民改造意愿有較大影響[28]。總之，農(nóng)民的改造意愿是農(nóng)民在外部自然、經(jīng)濟(jì)、社會(huì)等環(huán)境變化的刺激下所采取的有規(guī)律的反應(yīng)或活動(dòng)，農(nóng)民決策行為的發(fā)生及其變化是多種因素相互作用的動(dòng)態(tài)過程[29]。

綜合已有的研究，從研究區(qū)域上來看，研究區(qū)域主要集中于中國(guó)的東部地區(qū)，而中部和西部是研究的薄弱環(huán)節(jié)?？偟膩碚f，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的地區(qū)，其城市化步伐越快， 鄉(xiāng)村空間重構(gòu)的成效也就越大， 相關(guān)研究多。而西部少數(shù)民族聚集區(qū)的鄉(xiāng)村空間重構(gòu)研究則亟待加強(qiáng)[25]。對(duì)鄉(xiāng)村空間重構(gòu)的影響因素進(jìn)行科學(xué)評(píng)估，是鄉(xiāng)村空間整治工作面臨的首要任務(wù)，也是順利開展空間重構(gòu)的重要保障。為此，本文試圖梳理少數(shù)民族聚集區(qū)鄉(xiāng)村空間重構(gòu)的意愿及其影響因素，以期為推進(jìn)我國(guó)少數(shù)民族聚集區(qū)鄉(xiāng)村空間重構(gòu)的實(shí)踐提供參考。

2研究區(qū)概況

和田地區(qū)是典型的以維吾爾族為主體的多民族地區(qū)。整個(gè)和田地區(qū)有維吾爾、漢、回、哈薩克、柯爾克孜、滿、蒙古、藏、土、家、烏孜別克等22個(gè)民族成分，絕大多數(shù)城鄉(xiāng)群眾信仰伊斯蘭教。截止到2013年，全地區(qū)總?cè)丝?15.34 萬人，其中維吾爾族占96.4%、漢族占3.4%、其他民族占0.2%。

自2000年以來， 和田地區(qū)的城鎮(zhèn)化建設(shè)取得了較快發(fā)展。人口城鎮(zhèn)化水平從2000年的25.46%增長(zhǎng)至2013年的35.15%，年平均增長(zhǎng)率為2.5%。但是，無論從全國(guó)，還是全疆來看，和田地區(qū)的城鎮(zhèn)化進(jìn)程仍然滯后。到2013年和田地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平已經(jīng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后于全疆以及全國(guó)平均水平，而且差距還呈現(xiàn)出進(jìn)一步擴(kuò)大的趨勢(shì)（見圖1）。

圖12000-2013年和田地區(qū)、全疆、全國(guó)的城鎮(zhèn)化率

Fig.1Urbanization rate of Hotan area， Xinjiang， China in 2000-2013

目前，和田地區(qū)的農(nóng)村普遍存在著村莊小、基礎(chǔ)設(shè)施落后的問題。截止到2013年，和田地區(qū)共計(jì)有1 388個(gè)村莊，非農(nóng)業(yè)人口共計(jì)37.26萬人，平均每個(gè)村僅有268人，遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于全疆1 118人/村的平均水平。對(duì)和田地區(qū)的農(nóng)戶調(diào)查發(fā)現(xiàn)，有80%的被調(diào)查者希望家里通煤氣，有58.8%的被調(diào)查者希望改善住房條件，有52.7%的被調(diào)查者希望進(jìn)行養(yǎng)雞、牛、羊的棚圈改造， 41.1%的被調(diào)查者希望家里有廁所，有33.4%的希望家里通自來水。

組群的規(guī)模效率高于單體城鎮(zhèn)[30]，通過加強(qiáng)空間重構(gòu)，建設(shè)中心村，推動(dòng)農(nóng)村人口的就地城鎮(zhèn)化、就地就業(yè)，可以產(chǎn)生更高的效益，改善農(nóng)民生產(chǎn)、生活環(huán)境，實(shí)現(xiàn)農(nóng)村現(xiàn)代化[31]，同時(shí)，和田地區(qū)是典型的少數(shù)民族聚集區(qū)，目前針對(duì)少數(shù)民族聚集區(qū)的鄉(xiāng)村空間重構(gòu)的研究比較少。分析鄉(xiāng)村空間重構(gòu)的影響因素， 可以更好地了解居民遷居的原因， 這樣既能夠合理引導(dǎo)農(nóng)村居民遷居，還能夠?yàn)榇迩f的規(guī)劃建設(shè)提供參照。

3模型選擇及數(shù)據(jù)來源

3.1模型選擇

采用農(nóng)戶的搬遷意愿為因變量，當(dāng)農(nóng)戶愿意搬遷至附近的中心村時(shí)，取值“0”，若農(nóng)戶不愿意搬遷至附近的中心村時(shí)，取值“1”，采用二元Logistic回歸模型，研究各個(gè)自變量對(duì)因變量的顯著性程度和相對(duì)作用的大小。

記農(nóng)戶搬遷發(fā)生的條件概率為Pi ，可以得到如下的Logistic回歸模型

Pi=11+e-（α+∑mi=1βixi）=eα+∑mi=1βixi1+eα+∑mi=1βixi （1）

其中，Pi代表農(nóng)戶愿意搬遷的概率，1-Pi代表農(nóng)戶不愿意搬遷的概率。農(nóng)戶發(fā)生搬遷行為或搬遷意愿發(fā)生概率與不發(fā)生的概率比為事件的發(fā)生比，且該值一定為正值，并且沒有上界，對(duì)該值進(jìn)行對(duì)數(shù)變換，即可得到Logistic回歸模型的線性模型如下：

Logit （p） =ln （Pi1-Pi）=α+∑βixi（2）

其中，Pi 表示農(nóng)戶愿意整治的概率；1- Pi 表示不愿意整治的概率；γi為解釋變量，α為常數(shù)，β1，β2，β3，…βi表示回歸系數(shù)；i表示自變量的個(gè)數(shù)。

3.2模型的解釋變量說明

選取影響農(nóng)戶空間重構(gòu)的多種因素，總的變量分為四大類，分別是個(gè)體特征變量、家庭特征變量、職業(yè)特征變量、居住環(huán)境特征變量。農(nóng)戶的個(gè)體特征包括農(nóng)戶的性別、年齡、受教育程度、對(duì)漢語的掌握程度，家庭特征包括家中人口數(shù)量、家中勞動(dòng)力數(shù)量、家庭年收入、是否有子女在城里、家中的耕地面積，職業(yè)特征包括目前的工作、想?yún)⒓拥墓ぷ?、是否參與土地流轉(zhuǎn)、是否外出務(wù)工過，居住環(huán)境變量包括對(duì)現(xiàn)居住環(huán)境是否滿意、需改善的居住環(huán)境的數(shù)量、日常娛樂活動(dòng)數(shù)量、對(duì)現(xiàn)居住村的建設(shè)是否滿意、一年中去和田的次數(shù)、感覺自己是否幸福（見表1）。

3.3數(shù)據(jù)來源

本文所采用的數(shù)據(jù)來自于2015年1月課題組針對(duì)整個(gè)和田地區(qū)農(nóng)戶所做的調(diào)查。調(diào)查針對(duì)于農(nóng)戶是否愿意接受居民點(diǎn)整治，調(diào)查的樣本數(shù)據(jù)主要包括和田地區(qū)1個(gè)縣級(jí)市及7個(gè)縣的40個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)的80個(gè)村，并對(duì)這些村進(jìn)行了1 162份的入戶調(diào)查。為了保證農(nóng)戶問卷調(diào)查的真實(shí)性，在設(shè)計(jì)問卷時(shí)，將關(guān)鍵問題盡可能簡(jiǎn)單表述，在問卷調(diào)查中，聘用精通當(dāng)?shù)卣Z言的工作人員，并與農(nóng)戶進(jìn)行了充分的交流，以確保問卷真實(shí)可靠?；厥沼行柧砉灿?jì)697份，問卷回收率59.9%（為了保證分析的精確，本文所涉及的問題全部回答的問卷，方為有效問卷）。

4農(nóng)戶搬遷的意愿分析

通過對(duì)問卷的統(tǒng)計(jì)可知，有64%的被調(diào)查者愿意搬遷到中心村，以便能夠建設(shè)更好的生活設(shè)施和居住環(huán)境。但是仍有36%的被調(diào)查者不愿意，其中其主要原因是已李明月在2012年對(duì)廣州市白云區(qū)進(jìn)行了調(diào)查發(fā)現(xiàn)，有90%的農(nóng)戶愿意整治，并進(jìn)行空心村改造[32]。陳玉福在2010年對(duì)山東省的禹城市進(jìn)行了空心村整治的意愿調(diào)查，結(jié)果表明，有87%的農(nóng)戶愿意集中建設(shè)中心村[33]。吳云青在2015年通過對(duì)天津農(nóng)戶做出的調(diào)查，約有66%的農(nóng)戶非常愿意集中居住另外有23%的農(nóng)戶表示可以考慮集中居住[34]。對(duì)比我國(guó)不同經(jīng)濟(jì)區(qū)域的中心村整治可知，經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)的地區(qū)，其中心村整治的進(jìn)展越快，農(nóng)民接受整治的意愿也越強(qiáng)烈。相反，經(jīng)濟(jì)越不發(fā)達(dá)的地區(qū)，其中心村整治的進(jìn)展越緩慢，農(nóng)民接受整治的意愿越低。

為了更好地了解和田地區(qū)農(nóng)戶搬遷意愿，分析農(nóng)戶搬遷的動(dòng)因，以期為合理引導(dǎo)農(nóng)戶搬遷以及為村莊規(guī)劃建設(shè)提供參考，下面運(yùn)用Logistic模型對(duì)農(nóng)戶搬遷意愿的影響因素進(jìn)行了更為詳盡的剖析。

5農(nóng)戶搬遷意愿的影響因素的結(jié)果分析

對(duì)農(nóng)戶搬遷意愿的影響因素檢驗(yàn)，選取10%的顯著性水平為最低，可知，是否參與土地流轉(zhuǎn)、居住環(huán)境中需要改善方面、農(nóng)戶的經(jīng)濟(jì)水平對(duì)農(nóng)戶是否進(jìn)行空間重構(gòu)的影響非常顯著。此外，現(xiàn)居住村建設(shè)的成效、家庭勞動(dòng)力數(shù)量、耕地面積、是否外出務(wù)工、對(duì)居住環(huán)境是否滿意，對(duì)農(nóng)戶的重構(gòu)意愿也起到非常顯著的影響（見表2）。

5.1基于農(nóng)戶個(gè)體特征變量的影響分析

分析農(nóng)戶的個(gè)體變量對(duì)農(nóng)戶搬遷意愿的影響，經(jīng)過篩選，最終進(jìn)入回歸方程的顯著性變量為零，即農(nóng)戶的個(gè)體

特征對(duì)農(nóng)戶是否整治沒有顯著的影響，這點(diǎn)與預(yù)想的相差較大。根據(jù)其他區(qū)域的研究發(fā)現(xiàn)，在個(gè)體特征中，年齡對(duì)農(nóng)戶是否愿意整治具有顯著的影響。但通過對(duì)和田地區(qū)的研究發(fā)現(xiàn)，包含年齡在內(nèi)的個(gè)體特征對(duì)農(nóng)戶的搬遷意愿不具有顯著的影響。

5.2基于家庭特征變量的影響分析

分析農(nóng)戶的家庭變量對(duì)農(nóng)戶搬遷意愿的影響，經(jīng)過篩選，最終進(jìn)入回歸方程的顯著性變量有3個(gè)，即家中擁有勞動(dòng)力數(shù)量、家庭的年收入和耕地面積。這一點(diǎn)與其他區(qū)域的研究相一致，即農(nóng)戶的家庭特征對(duì)農(nóng)戶是否搬遷的意愿具有顯著的影響（見表3）。

（1）就家庭中的勞動(dòng)力數(shù)量來看，以家庭中擁有5個(gè)勞動(dòng)力為參照組，家庭中只有1個(gè)勞動(dòng)力的農(nóng)戶搬遷意愿增加了0.816，結(jié)合發(fā)生比，其搬遷意愿為參照組的2.26倍；家庭中有2個(gè)勞動(dòng)力的農(nóng)戶搬遷意愿增加了1.079，結(jié)合發(fā)生比，其搬遷意愿為參照組的2.943倍；家庭中有3個(gè)勞動(dòng)力的農(nóng)戶搬遷意愿增加了0.254，結(jié)合發(fā)生比，其搬遷意愿為參照組的1.289倍；家庭中有4個(gè)勞動(dòng)力的農(nóng)戶搬遷意愿增加了0.342，結(jié)合發(fā)生比，其搬遷意愿為參照組的1.407倍；由此可知，家庭中擁有的勞動(dòng)力數(shù)量越多，其整治的意愿越低。

（2）就家庭的年收入來看，以家中具有3萬元以上年收入的農(nóng)戶為參照組，年收入不足3 000元的農(nóng)戶的搬遷意愿降低了1.118，結(jié)合發(fā)生比，其搬遷意愿僅是參照組的0.327倍；年收入在3 000—5 000元的農(nóng)戶的搬遷意愿降低了1.5， 結(jié)合發(fā)生比，其搬遷意愿僅是參照組的0.311倍；年收入5 000—10 000的農(nóng)戶的搬遷意愿降低了0.945，結(jié)合發(fā)生比，其搬遷意愿僅是參照組的0.389倍；年收入1—2萬元的農(nóng)戶的搬遷意愿降低了1.355，結(jié)合發(fā)生比，其搬遷意愿僅是參照組的0.258倍；而當(dāng)農(nóng)戶的年收入提高到2—3萬元時(shí)，其搬遷意愿顯著提升至0.502倍。由此可知，隨著農(nóng)戶家庭年收入的增大，其搬遷意愿逐漸增強(qiáng)，農(nóng)戶具有較高的收入時(shí)，其搬遷意愿會(huì)增強(qiáng)。

（3）就家庭擁有的耕地面積來看，以家庭中擁有20畝以上的耕地為參照組，家庭中擁有5畝以下土地的農(nóng)戶的搬遷意愿降低了0.043，結(jié)合發(fā)生比，其搬遷意愿為參照組的0.958；家庭中擁有5—10畝的農(nóng)戶的搬遷意愿增加了0.236，結(jié)合發(fā)生比，其搬遷意愿為參照組的1.267；家庭中擁有10—15畝的農(nóng)戶的搬遷意愿增加了0.271，結(jié)合發(fā)生比，其搬遷意愿為參照組的1.311；家庭中擁有15—20畝的農(nóng)戶的搬遷意愿降低了0.917，結(jié)合發(fā)生比可知，其搬遷意愿為參照組的0.4。由此可知，家庭擁有的耕地面積在5—15畝的農(nóng)戶，其搬遷意愿是最高的，而擁有耕地面積15—20畝的農(nóng)戶其搬遷意愿是最低的。

5.3基于職業(yè)特征變量的影響分析

為了能夠較好地分析農(nóng)戶的職業(yè)特征變量對(duì)農(nóng)戶搬遷意愿的影響，采用二元Logistic模型分析，經(jīng)過對(duì)變量的篩選，最終進(jìn)入回歸方程的顯著性變量有兩個(gè)，即是否參與土地流轉(zhuǎn)和是否外出務(wù)工（見表4）。

（1）就是否參加土地流轉(zhuǎn)來說，以已參加土地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶為參照組，愿意參加土地流轉(zhuǎn)但未參加土地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶整治的意愿比已參加土地流轉(zhuǎn)的意愿增大了0.711，結(jié)合發(fā)生比，愿意參加土地流轉(zhuǎn)但未參加土地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶整治的意愿是參照組的2.036倍；對(duì)于不愿意參加土地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶而言，其整治的意愿下降了0.385，結(jié)合發(fā)生比，其整治的意愿是參照組的0.68倍。由此可知，愿意參加土地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶的搬遷意愿普遍高于不愿意參加土地流轉(zhuǎn)農(nóng)戶的搬遷意愿。

（2）就是否外出務(wù)工來說，以從未外出務(wù)工過的農(nóng)戶為參照組，在本鄉(xiāng)務(wù)工的農(nóng)戶的搬遷意愿比從未外出務(wù)工的農(nóng)戶的搬遷意愿降低了0.255，結(jié)合發(fā)生比，其搬遷意愿是參照組的0.775倍；對(duì)于在除本鄉(xiāng)以外的和田地區(qū)打過工的人來說，其整治的意愿比從未務(wù)工過的農(nóng)戶的意愿略有降低，結(jié)合發(fā)生比來看，其搬遷意愿是參照組的1.203倍和1.973倍；對(duì)于在疆內(nèi)的其他地區(qū)務(wù)工的來說，其搬遷意愿比參照組降低了0.405，結(jié)合發(fā)生比來看，其搬遷意愿是參照組的0.667倍；對(duì)于在疆外務(wù)工過的農(nóng)戶來說，其搬遷意愿是參照組的1.163倍?？芍?，在已經(jīng)務(wù)工過的農(nóng)戶，其整治的意愿明顯比從未務(wù)工過的農(nóng)戶的搬遷意愿高；而在和田地區(qū)的農(nóng)戶的搬遷意愿最高，在本縣和疆外務(wù)工過的農(nóng)戶的搬遷意愿也較高，而在本鄉(xiāng)和疆內(nèi)其他地方務(wù)工過的農(nóng)戶的搬遷意愿是最低的。

5.4基于居住環(huán)境特征變量的影響分析

分析農(nóng)戶居住環(huán)境特征變量對(duì)農(nóng)戶搬遷意愿的影響，由表中的顯著性水平可知，最終進(jìn)入回歸方程的顯著性變量有3個(gè)，即居住環(huán)境需要改善的項(xiàng)目數(shù)量、對(duì)新農(nóng)村改造的滿意度、是否愿意在城里買房（見表5）。

（1）就農(nóng)戶對(duì)居住環(huán)境是否滿意來說，以很不滿意為參照組，對(duì)居住環(huán)境表示一般的農(nóng)戶，其搬遷意愿降低了2.043，結(jié)合發(fā)生比，其搬遷意愿是參照組的0.13倍；對(duì)居住環(huán)境表示較為滿意的農(nóng)戶，其搬遷意愿降低了1.964，結(jié)合發(fā)生比，其搬遷意愿是參照組的0.14倍；對(duì)居住環(huán)境表示不太滿意的農(nóng)戶，其搬遷意愿降低了2.29，結(jié)合發(fā)生比，其搬遷意愿是參照組的0.101倍。由此可知，對(duì)現(xiàn)居住環(huán)境越不滿意，其搬遷意愿越強(qiáng)烈。

（2）就居住環(huán)境需要改善的項(xiàng)目數(shù)量來說，以居住環(huán)境中有5項(xiàng)需要改善的項(xiàng)目為參照組，居住環(huán)境中有1項(xiàng)需要改善農(nóng)戶的搬遷意愿比參照組的搬遷意愿增加了0.921，結(jié)合發(fā)生比，其搬遷意愿是參照組的2.513倍；居住環(huán)境中有2項(xiàng)需要改善的農(nóng)戶的搬遷意愿比對(duì)照組的意愿增加了1.18，結(jié)合發(fā)生比，其搬遷意愿是參照組的3.255倍；居住環(huán)境中有3項(xiàng)需要改善的農(nóng)戶的搬遷意愿比參照組的意愿增加了1.15，結(jié)合發(fā)生比，其搬遷意愿是參照組的3.159倍；居住環(huán)境中有4項(xiàng)需要改善的農(nóng)戶的搬遷意愿比參照組的意愿增加了0.926，結(jié)合發(fā)生比可知，其搬遷意愿是參照組的2.525倍。

（3）就對(duì)新農(nóng)村改造的滿意度來說，以對(duì)新農(nóng)村改造不滿意為參照組，對(duì)新農(nóng)村改造很滿意的農(nóng)戶的搬遷意愿降低了1.481，結(jié)合發(fā)生比，其搬遷意愿是參照組的0.227倍；對(duì)新農(nóng)村改造表示還算滿意的農(nóng)戶的搬遷意愿比參照組降低了1.867，結(jié)合發(fā)生比可知，對(duì)新農(nóng)村改造還算滿意的農(nóng)戶的搬遷意愿是參照組的0.155倍；對(duì)新農(nóng)村改造效果表示一般的農(nóng)戶的搬遷意愿比參照組降低了2.325，結(jié)

合發(fā)生比，其搬遷意愿是參照組的0.098倍。由此可知，對(duì)新農(nóng)村改造的效果越不滿意，其搬遷意愿是越強(qiáng)烈的。

6結(jié)論與討論

（1）對(duì)比全國(guó)不同經(jīng)濟(jì)區(qū)域的農(nóng)戶搬遷意愿可知，不同的經(jīng)濟(jì)區(qū)域內(nèi)，農(nóng)戶整治的意愿具有顯著的差異。總的來說，經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)的地區(qū)，其鄉(xiāng)村空間重構(gòu)的進(jìn)展越快，農(nóng)民接受整治的意愿越強(qiáng)烈。相反，經(jīng)濟(jì)越不發(fā)達(dá)的地區(qū)，其中心村整治的進(jìn)展越緩慢，農(nóng)民接受整治的意愿越低。

（2）通過對(duì)和田地區(qū)農(nóng)戶搬遷意愿的影響因素進(jìn)行計(jì)量分析發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶是否愿意整治，是農(nóng)戶家庭特征、居民點(diǎn)的基礎(chǔ)設(shè)施和農(nóng)戶的職業(yè)特征共同作用的結(jié)果。具體來說，農(nóng)戶的家庭勞動(dòng)力數(shù)量、家庭年收入、耕地面積、是否參與土地流轉(zhuǎn)、是否外出務(wù)工、對(duì)居住環(huán)境是否滿意、需要改善的環(huán)境項(xiàng)目、對(duì)新農(nóng)村改造的滿意程度，這些是農(nóng)戶的搬遷意愿中重要的影響因素。如下圖所示。

（3）農(nóng)戶的家庭特征變量中，家庭勞動(dòng)力、家庭年收入、耕地面積對(duì)農(nóng)戶的搬遷意愿具有顯著的影響。綜合來看，家庭勞動(dòng)力數(shù)量偏少、家庭年收入越高、耕地面積適中的農(nóng)戶，其搬遷意愿是最強(qiáng)烈的。因此，對(duì)于和田地區(qū)來說，應(yīng)該積極帶動(dòng)社會(huì)資本流向農(nóng)業(yè)、反哺農(nóng)業(yè)，推動(dòng)特色農(nóng)業(yè)的發(fā)展，形成具有較強(qiáng)競(jìng)爭(zhēng)力的產(chǎn)業(yè)帶和產(chǎn)業(yè)區(qū)，以促進(jìn)農(nóng)民收入的持續(xù)增長(zhǎng)。

（4）農(nóng)戶的職業(yè)特征中，土地流轉(zhuǎn)、外出務(wù)工對(duì)農(nóng)戶的搬遷意愿有非常顯著的影響。愿意參與土地流轉(zhuǎn)、有外出務(wù)工經(jīng)驗(yàn)的農(nóng)戶，其搬遷意愿是最強(qiáng)烈的。這說明，推進(jìn)中心村的建設(shè)，首先要繁榮農(nóng)村，而農(nóng)村的繁榮離不開產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，而土地流轉(zhuǎn)是解放農(nóng)村勞動(dòng)力的重要途徑。因此，在引導(dǎo)居民集中居住的同時(shí)，還要引導(dǎo)農(nóng)戶流轉(zhuǎn)土地，走農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的道路，同時(shí)促進(jìn)更多人就業(yè)，增加農(nóng)民的收入。

（5）農(nóng)戶的居住環(huán)境特征變量對(duì)農(nóng)戶搬遷有顯著的影響。其中農(nóng)戶對(duì)居住環(huán)境和現(xiàn)居住村的建設(shè)越不滿意、居住環(huán)境中需要改善的項(xiàng)目越多，農(nóng)戶的搬遷意愿越強(qiáng)烈。因此可以認(rèn)為，農(nóng)戶對(duì)于整治的一個(gè)很重要的期望就是改善居住環(huán)境，因此在未來的村莊總體建設(shè)和規(guī)劃中， 應(yīng)積極改善村內(nèi)交通道路， 村莊內(nèi)基礎(chǔ)設(shè)施和其他公共服務(wù)設(shè)施的建設(shè)應(yīng)與居住建設(shè)同步進(jìn)行。

鄉(xiāng)村空間重構(gòu)是經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展到一定歷史階段的必然，雖然搬遷的難度重重，但廣泛的農(nóng)民支持表明鄉(xiāng)村空間重構(gòu)正當(dāng)其時(shí)。但同時(shí)應(yīng)該認(rèn)清楚的是，鄉(xiāng)村空間重構(gòu)存在著政策梗阻和認(rèn)知局限，這就需要政府部門及時(shí)制定相關(guān)政策，提供必要的政策供給，并加大宣傳，提高全民認(rèn)識(shí)。同時(shí)進(jìn)行鄉(xiāng)村空間重構(gòu)，要尊重農(nóng)民意愿，切實(shí)保護(hù)農(nóng)民土地權(quán)益，通過合理安置補(bǔ)償農(nóng)民，開展土地流轉(zhuǎn)等，建立長(zhǎng)效的保障機(jī)制，實(shí)現(xiàn)農(nóng)村和諧穩(wěn)定發(fā)展。

（編輯：李琪）

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Abstract

The reconstruction of the rural residential areas is not only the way to modernize the rural areas， but also is the important way to realize the intensive utilization of land. Hotan region， which is slow in economic development and has the prominent contradiction between man and land because of the rapid increasing of population， is on the way of reconstructing the rural residential area. This paper is based on 1 162 household survey questionnaires in Hotan region in 2015 and chooses 19 factors from four categories which are named individual characteristic variables， family characteristics， professional characteristic variables， living environment characteristics as the independent variables. The paper uses peasants willingness moving to the central village as the dependent variable and use the binary logistic model to have a regression analysis to the influence factors and the relocation willingness. Statistics of the questionnaire shows that 64% of respondents said they would like to accept reconstructing rural residential areas. Compared with other regions， results indicate that peasants in the less developed area are less likely to move than peasants in the relatively developed area. Peasants willingness of reconstructing is based on the joint results of farm households， residential and the professional characteristic. The family with less labors， higher income and moderate cultivated land has higher willingness of reconstructing. In the same time， the peasant who would like to participate in land circulation and has the experience of being migrant workers will prefer to accept the reconstruction of rural residential area. Besides， if peasants are quite unsatisfied with the current living environment， they will also have higher willingness of reconstruction. Therefore， in the process of guiding peasants reconstruction， the local government should guide peasants to have land circulation， promote more employment， promote the development of characteristic agriculture， and follow the path of agricultural modernization so as to promote sustained growth of peasants income. In addition， one of the peasants expectations for reconstruction is to improve the living environment. So in the process of overall planning and construction， the village infrastructure and residential construction should be actively improved. For a long time， there is less research on reconstruction of the rural residential areas in less developed areas. In this paper， the study of central village in Hotan region is important supplement to the reconstruction research in arid zone and the less developed areas.

Key wordsreconstruction； peasant； factors； Hotan