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

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)戶對農(nóng)村居民點整理意愿及影響因素研究
——基于Logistic和SEM模型的實證分析

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)

開展農(nóng)村居民點整理對提高城鄉(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?；谵r(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)戶對開展居民點整理的意愿。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個潛變量中，農(nóng)戶個人特征與其它變量對整理意愿產(chǎn)生了顯著的負(fù)影響，農(nóng)戶分化、家庭經(jīng)濟、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變量中，家庭收入、職業(yè)類型等對整理意愿具有顯著的正影響，而年齡、家庭承包經(jīng)營耕地面積等有顯著的負(fù)影響；(4) 在農(nóng)村居民點整理中，要實現(xiàn)農(nóng)戶生計多樣化，探索創(chuàng)新農(nóng)村宅基地流轉(zhuǎn)市場化，實現(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值的傳統(tǒng)建筑。

農(nóng)村居民點; 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)略的逐步實施，各地投資拉動經(jīng)濟發(fā)展態(tài)勢明顯，土地供需矛盾突出。在嚴(yán)格的土地用途管制，保護(hù)耕地的基本國策下，通過大量征用耕地來滿足城市建設(shè)用地需求已難以為繼。受傳統(tǒng)二元體制影響，加之我國農(nóng)村宅基地的福利功能和村莊規(guī)劃管理的長期缺位，造成龐大的農(nóng)村人口基數(shù)對應(yīng)于巨大的村莊用地規(guī)模[1]。據(jù)第二次全國農(nóng)業(yè)普查2.26億戶農(nóng)村住戶計算，全國農(nóng)村戶均居民點用地達(dá)0.073 hm2[2]；龍花樓等人提出的中國農(nóng)村宅基地轉(zhuǎn)型趨勢理論[3-4]，也從另一個視角說明了農(nóng)村居民點整治潛力巨大。開展農(nóng)村居民點整理對提高土地節(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)村居民點整理工程勢在必行?！蛾P(guān)于加強農(nóng)村宅基地管理的意見》(國土資發(fā)[2004]234號)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恋乩每傮w規(guī)劃綱要(2006—2020年)》強調(diào)按照尊重民意、改善民生、因地制宜、循序漸進(jìn)的原則，加強對“空心村”用地改造。然而一些地方卻不顧農(nóng)民意愿強拆強建，嚴(yán)重侵犯農(nóng)民合法權(quán)益，群眾反映強烈，詹姆斯提出的“生存理論”和“道義經(jīng)濟”概念，認(rèn)為如果農(nóng)民社會公正受到侵犯時，他們便會產(chǎn)生強烈的不滿和反抗意義，甚至鋌而走險，影響社會和諧穩(wěn)定[5]。因此，研究農(nóng)村居民點整理意愿具有很強的現(xiàn)實需求。

近年來，學(xué)術(shù)界圍繞居民點整理的潛力測算、適宜性、驅(qū)動機制、整治模式等展開了廣泛研究[6-10]。而在意愿方面也開始對農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿、土地征用意愿、生態(tài)補償意愿、規(guī)模經(jīng)營等進(jìn)行探討[11-18]。從已有的研究成果來看，關(guān)于農(nóng)村居民點整理意愿的研究散見于有關(guān)文獻(xiàn)[19-20]。農(nóng)戶作為農(nóng)村居民點的實際聚居者和農(nóng)村重要經(jīng)濟活動主體，因家庭經(jīng)濟收入、消費觀念轉(zhuǎn)變等對居住改善的認(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，在居民點建設(shè)和整治中作用越來越突出，他們的意愿與行為對于順利開展居民點整理具有重要意義。因此，本文以江蘇省啟東市呂四港鎮(zhèn)為樣點，從農(nóng)戶微觀角度探討影響農(nóng)村居民點整理意愿因素，力圖對政府制定相關(guān)政策，科學(xué)合理地推進(jìn)農(nóng)村居民點整理提供有益參考。

1 理論分析與研究假說

農(nóng)民最大的財產(chǎn)莫過于作為生產(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)濟學(xué)的理論來分析，農(nóng)村宅基地退出是地方政府在外部利潤的誘導(dǎo)下進(jìn)行的一項制度創(chuàng)新[23]。從農(nóng)戶經(jīng)濟行為決策上，作為理性“經(jīng)濟人”的農(nóng)戶，往往追求效益最大化。農(nóng)戶對居民點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]。

建立在計劃經(jīng)濟福利思想之下的農(nóng)村宅基地管理制度，是基于社會公平保障農(nóng)民居住權(quán)為價值取向，對于維護(hù)農(nóng)民的基本生存權(quán)和確保農(nóng)村社會穩(wěn)定發(fā)揮了積極作用[25]。長期以來，住宅作為農(nóng)戶居住活動的物質(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、儲備家庭財產(chǎn)以及支撐副業(yè)生產(chǎn)等效用[26]。對農(nóng)戶而言，已不是簡單的居住生活用地，而是與農(nóng)戶生計息息相關(guān)的一個多功能復(fù)合單元[27]。由于社會保障制度、補償標(biāo)準(zhǔn)等難以打消農(nóng)戶對整理后生產(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。隨著社會經(jīng)濟發(fā)展，農(nóng)戶作為農(nóng)村居民點的實際聚居者，因家庭經(jīng)濟收入、職業(yè)結(jié)構(gòu)分化、自身房屋狀態(tài)、個人特征等對居住認(rèn)知、需求及行為決策表現(xiàn)各異，不同農(nóng)戶特征對居民點整理意愿形成不同結(jié)果。曲衍波等人在對北京市平谷區(qū)農(nóng)村居民點整治意愿調(diào)查中發(fā)現(xiàn)，戶主年齡、家庭常住勞動力對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]。趙國玲等人通過對武漢市江夏區(qū)和黃石市陽新縣農(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]。李曉慶等人以對重慶市沙坪壩區(qū)白林村為研究樣點，發(fā)現(xiàn)居民點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，隨房屋面積的增大呈現(xiàn)先增強后減弱[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，提出以下假設(shè)：農(nóng)戶個人特征對整理意愿具有負(fù)向影響；農(nóng)戶分化特征、農(nóng)戶家庭經(jīng)濟狀況、農(nóng)戶家庭住房對整理意愿具有正向影響；農(nóng)戶其它變量(包括家庭人口、勞動力數(shù)量、家庭承包經(jīng)營耕地面積、與鄰居血緣關(guān)系)對整理意愿具有負(fù)向影響。

2 研究區(qū)概況、數(shù)據(jù)來源與研究方法

2.1 研究區(qū)概況與數(shù)據(jù)來源

啟東市地處121°25′40″—121°54′30″E，31°41′06″—32°16′19″N，位于長江入?？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個行政村、3個居委會、1個農(nóng)場。2010年，全鎮(zhèn)人口17.7萬人，地區(qū)生產(chǎn)總值86.2億。近幾年，強鎮(zhèn)擴權(quán)試點以及沿海地區(qū)發(fā)展規(guī)劃實施，全鎮(zhèn)經(jīng)濟快速發(fā)展，建設(shè)用地供需矛盾不斷凸顯，與之相對應(yīng)的卻是村莊分布散亂，人均居民點面積嚴(yán)重超標(biāo)，人均用地181 m2。

本研究采用的數(shù)據(jù)來源于對呂四港鎮(zhèn)33個村的基層鄉(xiāng)鎮(zhèn)干部與農(nóng)戶調(diào)查結(jié)果。調(diào)研以問卷調(diào)查形式為主，結(jié)合訪談，從各村隨機選取10～15位農(nóng)戶和1～5位基層干部作為調(diào)查對象。共發(fā)放問卷460份，有效問卷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。可見居民點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)一步對研究假說進(jìn)行驗證。其方程如下：

測量方程：X=Λxξ+δ，Y=Λyη+ε反映潛變量和可測變量間關(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)隨機擾動項；X——ξ的外生觀測變量;Y——η的內(nèi)生觀測變量;η——內(nèi)生潛變量；?！馍鷿撟兞繉τ趦?nèi)生潛變量值的影響;B——內(nèi)生潛變量之間的關(guān)系；δ，ε——外生觀測變量和內(nèi)生觀測變量的觀測誤差[31]。

2.3 變量選擇

2.3.1 因變量選擇 在問卷中，將問題設(shè)為“您是否愿意進(jìn)行居民點整理而搬遷到別處”。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卷設(shè)計，將自變量分為以下幾個方面：(1) 農(nóng)戶個人特征變量，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)濟狀況變量，包括家庭收入、收入來源；(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、勞動力數(shù)量、家庭承包經(jīng)營耕地面積、與鄰居血緣關(guān)系等。各自變量具體定義見表1。

表1 自變量說明

3 結(jié)果與分析

3.1 基于二元logistic模型的實證結(jié)果

利用SPSS 18.0軟件運行Binary Logistic模塊。由統(tǒng)計結(jié)果發(fā)現(xiàn)，模型的Chi-square(Hosmer—Lemeshow)值為7.348，NagelkerkeR2值為0.596，模型自變量對因變量的解釋度較顯著，模型擬合度較好，可以較好地說明問題。具體結(jié)果見表2。

3.2 基于結(jié)構(gòu)方程模型的實證結(jié)果

運用二元logistic模型得出對農(nóng)戶居民點整理意愿影響的顯著因素，在此基礎(chǔ)上，運用SEM模型進(jìn)一步驗證影響顯著的可觀測變量所屬的類別變量[33]。即內(nèi)生潛變量整理意愿，需要通過年齡、性別、家庭收入、家庭勞動力人數(shù)等外生觀測變量構(gòu)建的農(nóng)戶個人特征、農(nóng)戶分化特征、家庭經(jīng)濟狀況、家庭住房、其它變量等外生潛變量來反映。運用AMOS 18.0軟件進(jìn)行驗證性因子分析，模型擬合和檢驗結(jié)果分別見表3，表4?？梢钥闯?，模型整體擬合效果較好，影響農(nóng)戶居民點整理意愿的5個潛變量通過了顯著性檢驗，說明其對農(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 模型檢驗結(jié)果

注：*，**，***分別表示在10%，5%，1%水平上顯著。

3.3 實證結(jié)果分析

(1) 農(nóng)戶個人特征潛變量對居民點整理意愿影響。由表4可以看出，個人特征潛變量對居民點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)戶個人特征對整理意愿有顯著負(fù)影響，驗證了研究預(yù)期。由表2可知，反映個人特征的外生觀測變量中，性別、年齡因素對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。說明女性整理意愿相對較低，可能的原因是，女性就業(yè)技能或能力相對較少，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，非農(nóng)就業(yè)機會減少，在社會保障體系建設(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居民點整理意愿影響在5%水平上顯著，路徑系數(shù)為0.368，說明農(nóng)戶分化每提高1個單位，農(nóng)戶整理意愿增加0.368個單位。其中，文化程度對整理意愿的影響效應(yīng)為正，但沒有通過顯著性檢驗。可能的解釋是文化水平高的農(nóng)戶，思維意識較開放，對新事物接受能力強；且從事非農(nóng)就業(yè)機會多，愿意獲取一定補償搬遷到城鎮(zhèn)居住。同時，文化水平越高的農(nóng)戶，產(chǎn)權(quán)意識越明顯，越注重房屋資產(chǎn)價值。個人職業(yè)類型對整理意愿的影響在1%顯著性水平下通過檢驗，且回歸系數(shù)為正，說明它對居民點整理意愿的影響正向顯著，這是因為以農(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，降低生活成本。居民點整理后往往會加大耕作半徑給農(nóng)業(yè)生產(chǎn)帶來諸多不便，提高生活成本。

(3) 農(nóng)戶家庭經(jīng)濟狀況潛變量對居民點整理意愿影響。農(nóng)戶家庭經(jīng)濟狀況潛變量與農(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)濟狀況是影響整理意愿較大的因素。其中，家庭收入對整理意愿影響在1%水平上顯著，其作用方向為正向，說明家庭收入越高的農(nóng)戶，越傾向于開展居民點整理。這可能是因為新居交通便利、生活方便、居住環(huán)境較好，他們追求現(xiàn)代生活居住環(huán)境愿望強烈，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8萬以上的農(nóng)戶，愿意搬遷的比例為72.7%。收入的主要來源對整理意愿也有正的影響作用，這與個人職業(yè)類型對整理意愿所得到的結(jié)論相契合。對于具有穩(wěn)定的非農(nóng)收入來源的農(nóng)戶，他們的生活方式已逐漸向城市居民轉(zhuǎn)變，原有住房對其意義較小，對承包經(jīng)營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居民點整理意愿影響在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，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償以及住房。房齡對居民點整理意愿有著重要影響，且在5%水平上顯著，系數(shù)為正，說明農(nóng)戶房屋居住時間越久遠(yuǎn)，其整理愿意越強烈，這主要是因為老房屋居住條件差，農(nóng)戶有著改變環(huán)境的強烈意愿。

(5) 其它因素潛變量對居民點整理意愿影響在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)濟負(fù)擔(dān)越重，整理意愿降低[36]。家庭勞動力人數(shù)對居民點整理存在負(fù)影響，但并沒有通過顯著性檢驗。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)為主的勞動力家庭，更愿意獲得一定補償而搬遷到城鎮(zhèn)居住。耕地面積對居民點整理意愿影響為負(fù)?？赡艿慕忉屖羌彝コ邪孛娣e越多的農(nóng)戶，往往以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)為主，缺少其他技能，雖然對改善自身住房條件愿望強烈，但考慮到未來生計和生活成本壓力，更愿意保持現(xiàn)有的居住狀態(tài)。與鄰居血緣對居民點整理意愿影響為負(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

本文通過實地調(diào)研獲取的問卷數(shù)據(jù)，構(gòu)建模型對農(nóng)村居民點整理意愿進(jìn)行實證分析，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)對潛變量分析發(fā)現(xiàn)，性別、年齡構(gòu)成的農(nóng)戶個人特征變量與家庭總?cè)藬?shù)、家庭勞動力人數(shù)、家庭承包經(jīng)營耕地面積、與鄰居血緣關(guān)系組成的其它變量對整理意愿產(chǎn)生了顯著的負(fù)影響，農(nóng)戶分化、家庭經(jīng)濟、家庭住房等變量對整理意愿則產(chǎn)生顯著正影響。(3) 在反映潛變量的外生觀測變量中，運用二元Logistic模型分析發(fā)現(xiàn)，家庭收入、職業(yè)類型等對整理意愿具有顯著的正影響，而年齡、家庭承包經(jīng)營耕地面積等有顯著的負(fù)影響。

當(dāng)然，通過本研究可以得出一些有益的政策啟示：

(1) 農(nóng)村居民點整理是一項系統(tǒng)工程，牽涉農(nóng)民長遠(yuǎn)生計，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)村社會養(yǎng)老保障體系，在給予合理補償?shù)耐瑫r應(yīng)加大教育培訓(xùn)力度，實現(xiàn)農(nóng)戶生計多樣化，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、教育等社會保障，讓進(jìn)城、進(jìn)鎮(zhèn)農(nóng)民切實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，警惕將過多的矛盾和沖突留在農(nóng)村，影響社會和諧穩(wěn)定。

(2) 農(nóng)戶高度分化，實行“一刀切”政策顯然已不合時宜。在具體開展居民點整理時，應(yīng)結(jié)合地區(qū)特點，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)，有巨大的拆遷補償?shù)阮A(yù)期利益，因此，要堅持自愿、有償原則，探索建立符合農(nóng)民合理需求的宅基地退出補償激勵機制，建立多元統(tǒng)一的農(nóng)村土地市場，實現(xiàn)宅基地保障性功能轉(zhuǎn)化[37]。加強農(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)，擴大農(nóng)村勞動力就業(yè)范圍，積極促進(jìn)勞動力向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移。培育社區(qū)意識，豐富居民社區(qū)文化生活，加大日常生活交流，增強居民認(rèn)同感和歸屬感。

(3) 農(nóng)村居民點整理工程將對鄉(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)展動力不足消亡，影響區(qū)域社會系統(tǒng)平穩(wěn)運行，帶來諸多社會問題。同時，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值的傳統(tǒng)建筑，維護(hù)村落文化，建設(shè)具有中國特色的美麗鄉(xiāng)村。

[1] 劉彥隨,劉玉.中國農(nóng)村空心化問題研究的進(jìn)展與展望[J].地理研究,2010,29(1):35-42.

[2] 王靜,李鋼,陳瑜琪,等.基于農(nóng)戶意愿的睢寧縣農(nóng)村土地綜合整治研究[J].中國土地科學(xué),2012,26(3):68-72.

[3] 龍花樓,李秀彬.長江沿線樣帶農(nóng)村宅基地轉(zhuǎn)型[J].地理學(xué)報,2005,60(2):179-188.

[4] 龍花樓.中國農(nóng)村宅基地轉(zhuǎn)型的理論與證實[J].地理學(xué)報,2006,61(10):1093-1100.

[5] 詹姆斯·斯科特.農(nóng)民的道義經(jīng)濟學(xué):東南亞的反叛與生存[M].南京:譯林出版社,2001.

[6] 魏文佳,陳江龍,劉飛,等.經(jīng)濟發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)村居民點潛力釋放空間選擇:以太倉市陸渡鎮(zhèn),瀏河鎮(zhèn)為例[J].長江流域資源與環(huán)境,2011,20(7):873-878.

[7] 姜磊,雷國平,張健,等.農(nóng)村居民點空間布局及優(yōu)化分析[J].水土保持研究,2013,20(1):224-229.

[8] 陳秧分,劉彥隨,楊忍.基于生計轉(zhuǎn)型的中國農(nóng)村居民點用地整治適宜區(qū)域[J].地理學(xué)報,2012,67(3):420-427.

[9] 田振圣,門明新,張鑫,等.基于支撐度的農(nóng)村居民點整理模式分類[J].水土保持研究,2013,20(5):271-277.

[10] 陳玉福,孫虎,劉彥隨.中國典型農(nóng)區(qū)空心村綜合整治模式[J].地理學(xué)報,2010,65(6):727-735.

[11] 杜文星,黃賢金.區(qū)域農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿差異及其驅(qū)動力研究:以上海市,南京市,泰州市,揚州市農(nóng)戶調(diào)查為例[J].資源科學(xué),2006,27(6):90-94.

[12] 李海燕,蔡銀鶯.征地前后農(nóng)民感知變化與征地意愿的結(jié)構(gòu)方程模型研究:以武漢市江夏區(qū)被征農(nóng)戶為例[J].自然資源學(xué)報,2012,27(11):1833-1844.

[13] 許恒周,郭玉燕,吳冠岑,等.代際差異視角下農(nóng)民工土地流轉(zhuǎn)意愿的影響因素分析:基于天津613份調(diào)查問卷的實證研究[J].資源科學(xué),2012,34(10):1864-1870.

[14] 穆向麗,孫國興,張安錄.農(nóng)戶農(nóng)用地征用意愿的影響因素實證分析:基于湖北省302個農(nóng)戶的調(diào)查[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟,2009(8):43-52.

[15] 沙木西·阿依吐爾遜,金曉斌,周寅康.維吾爾族農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的影響因素分析:基于新疆庫爾勒市調(diào)研數(shù)據(jù)[J].資源科學(xué),2013,35(001):225-231.

[16] 葛顏祥,梁麗娟,王蓓蓓,等.黃河流域居民生態(tài)補償意愿及支付水平分析:以山東省為例[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟,2009(10):77-85.

[17] 陳美球,彭云飛,周丙娟.不同社會經(jīng)濟發(fā)展水平下農(nóng)戶耕地流轉(zhuǎn)意愿的對比分析:基于江西省21個村952戶農(nóng)戶的調(diào)查[J].資源科學(xué),2008,30(10):1491-1496.

[18] 陳秧分,劉彥隨,翟榮新.基于農(nóng)戶調(diào)查的東部沿海地區(qū)農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營意愿及其影響因素分析[J].資源科學(xué),2009,31(7):1102-1108.

[19] 韓潞,徐保根.基于SEM的隴南市農(nóng)村居民點整治中農(nóng)戶心理契約影響因素研究[J].中國土地科學(xué),2012,26(10):48-53.

[20] 陳霄.農(nóng)民宅基地退出意愿的影響因素:基于重慶市“兩翼”地區(qū)1012戶農(nóng)戶的實證分析[J].中國農(nóng)村觀察,2012(3):26-37.

[21] 李曉慶,王成,王利平,等.農(nóng)戶對農(nóng)村居民點整合的意愿及其驅(qū)動機制:以重慶市沙坪壩區(qū)曾家鎮(zhèn)白林村為例[J].地理科學(xué)進(jìn)展,2013,32(4):671-680.

[22] 黃貽芳.農(nóng)戶參與宅基地退出的影響因素分析:以重慶市梁平縣為例[J].華中農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報：社會科學(xué)版,2013(5):36-41.

[23] 許恒周,吳冠岑,郭玉燕,等.宅基地確權(quán)對不同代際農(nóng)民工宅基地退出意愿影響分析:基于天津248份調(diào)查問卷的實證研究[J].資源科學(xué),2013,35(7):1423-1429.

[24] 龍開勝,劉澄宇,陳利根.農(nóng)民接受閑置宅基地治理方式的意愿及影響因素[J].中國人口·資源與環(huán)境,2012,22(9):83-89.

[25] 歐陽安蛟,蔡鋒銘,陳立定.農(nóng)村宅基地退出機制建立探討[J].中國土地科學(xué),2009,23(10):26-30.

[26] 張怡然,邱道持,李艷,等.農(nóng)民工進(jìn)城落戶與宅基地退出影響因素分析:基于重慶市開縣357份農(nóng)民工的調(diào)查問卷[J].中國軟科學(xué),2011,(2):62-68.

[27] 信桂新,閻建忠,楊慶媛.新農(nóng)村建設(shè)中農(nóng)戶的居住生活變化及其生計轉(zhuǎn)型[J].西南大學(xué)學(xué)報：自然科學(xué)版,2012,34(2):122-130.

[28] 曲衍波,姜廣輝,張鳳榮,等.基于農(nóng)戶意愿的農(nóng)村居民點整治模式[J].農(nóng)業(yè)工程學(xué)報,2012,28(23):232-242.

[29] 趙國玲,楊鋼橋.農(nóng)戶宅基地流轉(zhuǎn)意愿的影響因素分析:基于湖北二縣市的農(nóng)戶調(diào)查研究[J].長江流域資源與環(huán)境,2009,18(12):1121-1124.

[30] 李曉慶,王成,王利平,等.農(nóng)戶對農(nóng)村居民點整合的意愿及其驅(qū)動機制:以重慶市沙坪壩區(qū)曾家鎮(zhèn)白林村為例[J].地理科學(xué)進(jìn)展,2013,32(4):671-680.

[31] 榮泰生. AMOS與研究方法[M].重慶:重慶大學(xué)出版社,2010.

[32] 陸學(xué)藝.“三農(nóng)論”:當(dāng)代中國農(nóng)業(yè)、農(nóng)村、農(nóng)民研究[M].北京:社會科學(xué)文獻(xiàn)出版社,2002.

[33] 許恒周,郭玉燕,石淑芹.農(nóng)民分化對農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的影響分析:基于結(jié)構(gòu)方程模型的估計[J].中國土地科學(xué),2012,26(8):74-79.

[34] 郭玲霞,高貴現(xiàn),彭開麗.基于Logistic模型的失地農(nóng)民土地征收意愿影響因素研究[J].資源科學(xué),2012,34(8):1484-1492.

[35] 王兆林,楊慶媛,張佰林,等.戶籍制度改革中農(nóng)戶土地退出意愿及其影響因素分析[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟,2011(11):49-61.

[36] 林樂芬,金媛.征地補償政策效應(yīng)影響因素分析:基于江蘇省鎮(zhèn)江市40個村1703戶農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟,2012(6):20-30.

[37] 劉彥隨.新型城鎮(zhèn)化待解土地難題[EB/OL]. http:∥www. rard. org/post?postId=860.

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

國家自然科學(xué)基金重點項目(71233004);教育部博士點資助項目(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)濟與管理的研究。E-mail:wuqun@njau.edu.cn

F301.2

：A

：1005-3409(2014)06-0228-06