城鄉建設用地增減掛鉤項目農戶參與意愿及其影響因素研究

呂 品, 王秀蘭, 文高輝

(華中農業大學 公共管理學院, 武漢 430070)

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城鄉建設用地增減掛鉤項目農戶參與意愿及其影響因素研究

呂 品, 王秀蘭, 文高輝

(華中農業大學 公共管理學院, 武漢 430070)

以湖北省鄂州市鄂城區為例，采用二元Logistic模型分析了城鄉建設用地增減掛鉤項目農戶參與意愿及其影響因素。研究表明：增減掛鉤項目農戶參與意愿較高。周邊地區其他創收機會、本社區經濟發展水平、對已實施的增減掛鉤項目滿意程度、戶主文化程度、勞動力價格對提高農戶參與意愿有促進作用；農戶耕地塊數對農戶參與意愿有負向影響。因此，為了提高農戶參與增減掛鉤項目的積極性，應采取如下措施：(1) 完善增減掛鉤區域配套設施，增加創收機會，促進當地勞動力合理流動；(2) 合理選址與規劃布局，加強項目質量監管，保障項目工程質量；(3) 充分尊重農戶的意愿，加強法制建設，賦予農民參與權利。

城鄉建設用地增減掛鉤; 參與意愿; 影響因素; 農戶; Logistic模型

隨著工業化、城鎮化進程的加快，耕地保護與建設用地需求增長的矛盾日益尖銳，節約集約利用土地資源成為社會發展的必然選擇。然而，目前我國土地利用存在的突出問題表現為一方面是快速城市化進程中土地供給的不足，另一方面是農村大量土地閑置導致的資源浪費。為優化城鄉建設用地結構，提高土地集約利用水平，城鄉建設用地增減掛鉤作為一種制度創新應運而生，主要是通過拆舊建新、土地復墾和土地整理等措施，最終實現建設用地總量不增加、耕地面積不減少，耕地質量不降低，城鄉用地布局更合理[1]。城鄉建設用地增減掛鉤作為城鄉統籌的重要手段，既能為城鎮建設提供更多的用地空間，又能改善農民的生產生活條件，受到政府和學術界的高度重視。

目前關于城鄉建設用地增減掛鉤的研究，主要集中在以下幾個方面：(1) 增減掛鉤潛力分析。林國斌等[2]基于土地利用總體規劃的掛鉤潛力測算方法，測算出了天津市掛鉤潛力系數和潛力余額；胡晨成等[3]通過聚類分析法將“掛鉤”潛力不同的縣(區)分級，并運用GM(1,1)模型預測農村人口，測算出了駐馬店市2020年農村居民點掛鉤潛力；程龍等[4]通過分析武漢城市圈1996—2008年土地利用結構及人口數據，按照人均用地指標法，預測了規劃目標年2015年、2020年城鄉建設用地增減掛鉤需求潛力和供給潛力，并據此提出了相應的掛鉤方案。(2) 增減掛鉤適宜區評價。宇德良等[5]以遼寧省華萊鎮為例，采用層次分析方法確定指標權重，并運用積累曲線分析法將研究對象分為最適宜拆舊區、適宜拆舊區、不適宜拆舊區和最不適宜拆舊區；為規避拆舊區和集中居住區選址的隨意性，任平等[6]以成都市龍泉驛區為例，通過構建拆舊區和集中居住區適宜性評價指標體系，對該區域進行了適宜性定量評價。(3) 增減掛鉤規劃方法研究。程龍等[7]借鑒生態學中的生態位適宜度概念，提出了城鄉建設用地增減掛鉤的生態位適宜度模型；李勉等[8]依據地理學空間理論，運用空間自相關分析方法分析了武漢城市圈增減掛鉤潛力的空間關系。(4) 增減掛鉤政策存在的問題。目前，增減掛鉤工作中存在的突出問題表現為公眾參與機制不健全，缺乏農民利益保障監督機制[9]。研究公眾參與增減掛鉤項目的意愿，分析增減掛鉤項目農戶參與意愿的影響因素，對于合理安排掛鉤項目及進程，最終實現掛鉤項目和城市土地市場的可持續發展具有重要的意義。

因此，本文以湖北省鄂州市鄂城區的典型社區為例，調查鄂州市鄂城區城鄉建設用地增減掛鉤項目區的基本情況和農戶參與意愿，進而采用二元Logistic模型分析農戶參與意愿的影響因素，為提高農戶參與積極性、促進增減掛鉤工作的順利開展提供有益的參考依據。

2　數據來源與樣本特征

2.1數據來源

鄂州市既是長江經濟帶的重點城市，又處于武漢城市圈核心層。鄂州市是湖北省首個城鄉一體化試驗區和城鄉建設用地增減掛鉤試點城市。為了研究需求，于2014年12月先后到鄂州市鄂城區的長港鎮峒山社區、杜山鎮東港社區以及燕磯鎮池湖社區3個增減掛鉤項目區對農戶進行隨機抽樣、面對面的訪談式問卷調查。本次調查共發放132份問卷，共收回有效問卷120份，有效率為90.91%，其中長港鎮峒山社區有效問卷37份，占總有效樣本的30.83%，杜山鎮東港社區有效問卷31份，占總有效樣本的25.83%，燕磯鎮池湖社區有效問卷52份，占總有效樣本的43.33%。

2.2樣本特征

被調查區域，戶主的平均年齡是45歲，戶主的文化程度較高主要集中在初中和高中，被調查農戶家庭戶均勞動人數為2.93人，非農勞動比例為69.23%。被調查區域戶均耕地面積為0.65 hm2，人均耕地面積為0.222 hm2，人均年收入是2.85萬元。具體情況見表1。

表1樣本特征

特征定義最小值最大值均值職業1=農業,2=農業兼其他,3=非農業132.22年齡直接度量/歲217245.47文化程度1=文盲,2=小學,3=初中,4=高中,5=大專及以上153.54家庭勞動力直接度量/人192.93農戶耕地面積直接度量/hm200.310.04年收入直接度量/(萬元·a-1)0.4732.85

3　研究方法與變量選擇

3.1二元Logistic回歸模型

增減掛鉤項目農戶參與意愿有兩種情況：y=0，不愿意參與；y=1，愿意參與。由于因變量是非連續的二分類變量，因此，本文建立農戶參與意愿影響因素的二元Logistic回歸模型，通過最大釋然估計法對回歸參數進行估計。二元Logistic回歸模型如下：

(1)

式中：xi——各影響因素(i=1,2,…,n)；β0——截距(或簡稱常數項)；βj——xj對應的偏回歸系數(j=1,2,…,n)；y——因變量。

3.2自變量選擇

根據有關文獻研究[10-12]以及研究區域的實際情況，模型的解釋變量主要包括農戶特征、市場狀況、社區特征、項目特征共4個變量，具體變量說明如表2所示。

表2農戶參與增減掛鉤項目意愿的影響因素

變量代碼名稱說明因變量y農戶參與意愿0=不愿意參與;1=愿意參與x1戶主職業1=農業;2=農業兼其他;3=非農業x2戶主年齡(歲)—x3戶主文化程度1=文盲;2=小學;3=初中;4=高中;5=大專及以上農戶特征x4家庭勞動力數(人)—x5農戶耕地面積(hm2)—x6農戶耕地塊數(塊)—x7農業收入比重(%)農業收入占家庭收入比重x8是否為社區干部0=否;1=是x9勞動力價格(元/月)家庭外出務工工資市場狀況x10灌溉、機械投入成本(元/hm2)—x11農產品價格滿意程度1=很不滿意;2=不滿意;3=一般;4=較滿意;5=很滿意x12本社區經濟發展水平1=很低;2=較低;3=一般;4=較高;5=很高社區特征x13社區干部對增減掛鉤態度1=很消極;2=較為消極;3=一般;4=較為積極;5=很積極x14周邊地區其他創收機會1=沒有;2=較少;3=較多;4=很多x15社區是否投入資金0=否;1=是x16是否涉及權屬調整0=否;1=是x17增減掛鉤項目信息公開程度1=沒有公開;2=信息較少,部分公開;3=信息完全公開項目特征x18對增減掛鉤的認同程度1=對農民根本沒有好處,根本沒有必要;2=對農民沒有好處,沒有必要;3=對農民的好處不大,可有可無;4=對農民有一定的好處,有必要;5=對農民有非常大的好處,非常有必要x19對已實施的增減掛鉤項目滿意程度1=非常不滿意;2=不滿意;3=一般;4=比較滿意;5=很滿意

4　結果與分析

調查結果顯示：120位受訪農戶中，愿意參與增減掛鉤項目的農戶有94戶，占有效樣本的78.3%；不愿意參與增減掛鉤項目的農戶有26戶，占有效樣本的21.7%。

本文運用SPSS 18.0統計軟件，對120份農戶的調查數據進行二元Logistic回歸處理，并采用Backward:wald法進行回歸分析。由表3可知，-2對數似然值為79.616，模型的顯著性為0.000，模型總體顯著。NagelkerkeR2和Cox&SnellR2的值分別為0.487，0.317。

表3Logistic模型估計結果

項目回歸系數標準差Wald值顯著性概率發生比戶主文化程度x30.7440.2996.1900.0132.105農戶耕地塊數x6-0.2830.1334.5580.0330.753勞動力價格x90.0000.0003.4570.0631.000本社區經濟發展水平x121.0080.5273.6640.0562.741周邊地區其他創收機會x141.3840.4658.8620.0033.990對已實施的增減掛鉤項目滿意程度x190.8330.3007.7080.0052.301常量-10.2122.81313.1780.0000.000-2對數似然值79.616NagelkerkeR20.487模型顯著性0.000Cox&SnellR20.317

根據模型估計結果可知：

(1) 戶主文化程度(x3)通過了5%的顯著性檢驗，回歸系數符號為正，說明戶主文化程度越高，農戶參與增減掛鉤項目的意愿會越高。戶主的文化程度越高，戶主接受新事物的能力越強，越能理解新政策的意義，所以農戶的參與意愿也會比較高。

(2) 農戶耕地塊數(x6)通過了5%的顯著性檢驗，回歸系數符號負數，說明耕地塊數越多，農戶參與增減掛鉤項目的意愿會越低。農戶耕地塊數越多，越不利于當地的機械化和規模化經營，農戶越不愿意參與到增減掛鉤項目當中來。

(3) 勞動力價格(x9)通過了10%的顯著性檢驗，回歸系數符號為正，說明勞動力價格越高，農戶參與增減掛鉤項目的意愿也越高。增減掛鉤項目的實施過程中，帶動了當地勞動力價格的提高，提高了農戶的收入水平，農戶也就更愿意參與到增減掛鉤項目當中來。

(4) 本社區經濟發展水平(x12)通過了10%的顯著性檢驗，回歸系數符號為正，說明社區經濟發展水平越高，農戶越愿意參與到增減掛鉤項目。社區經濟發展水平越高，越能帶動社區及周邊經濟的發展，農戶接觸外界社會的機會更多，眼界越開闊，接受新事物的能力越強，因此，社區經濟發展水平越高，農戶越愿意參與增減掛鉤項目。

(5) 周邊地區其他創收機會(x14)通過了1%的顯著性檢驗，回歸系數符號為正，說明周邊地區的其他創收機會越高，農戶參與增減掛鉤項目的意愿也越高。增減掛鉤項目的實施，引進企業，建立工廠等，帶動了當地經濟的發展，農戶的就業渠道增多，增加了農戶的兼業性和收入的可能性，因此農戶參與增減掛鉤意愿也會越高。

(6) 對已實施的增減掛鉤項目滿意程度(x19)通過了1%的顯著性檢驗，回歸系數符號為正，說明農戶對已實施的增減掛鉤項目滿意程度越高，農戶對增減掛鉤項目的參與意愿越強烈。由于增減掛鉤項目是分階段進行，因此，農戶前期已實施的增減掛鉤項目的滿意程度直接關系到增減掛鉤項目后期的進行。農戶對已實施的增減掛鉤項目的滿意程度越高，對項目正面的宣傳越多，對增減掛鉤項目的實施起到了一定的促進作用。

5　結 論

通過上述分析，可以得到如下結論：城鄉建設用地增減掛鉤項目農戶參與意愿較高。周邊地區其他創收機會、本社區經濟發展水平、對已實施的增減掛鉤項目滿意程度、戶主文化程度、勞動力價格對提高農戶參與意愿有促進作用；農戶耕地塊數對農戶參與意愿有負向影響。因此為了提高農戶參與城鄉建設用地增減掛鉤項目的積極性，應采取如下措施：

(1) 完善增減掛鉤區域配套設施，增加創收機會，促進當地勞動力合理流動。從前文分析可知，“周邊地區其他創收機會”和“勞動力價格”對農戶參與意愿顯著的正向影響，增減掛鉤項目的實施，有利于帶動當地經濟的發展、創收機會的增加和當地配套設施的完善，也有利于提高當地的勞動力價格，促使當地勞動力從事的職業更加多元化，使當地勞動力流動更加合理，進而增加當地農戶的收入水平，有利于鄂州市鄂城區城鄉一體化的建設。

(2) 合理選址與規劃布局，加強項目質量監管，保障項目工程質量。增減掛鉤項目新社區的選址與規劃布局的好壞和工程質量高低直接影響農戶對增減掛鉤項目的滿意度。因此，應充分尊重農戶的意愿，合理選擇新社區的地址，并制定合理的讓農戶滿意的規劃布局，還應加強對增減掛鉤項目施工階段的監督管理，確保項目如期完工，切實提高工程質量。

(3) 充分尊重農戶的意愿，加強法制建設，賦予農民參與權利。增減掛鉤項目以政府主導為主，目前，我國在增減掛鉤項目上的法制建設缺失，農戶在參與增減掛鉤項目并沒有法律保障。而農戶是增減掛鉤項目的最重要的利益相關者，政府應重視農戶的意愿，合理引導農戶參與增減掛鉤項目，與此同時，還應加強增減掛鉤項目農戶參與的法制建設，賦予農戶參與權利，提高農戶參與增減掛鉤項目的積極性。

[1]張宇,歐名豪,張全景.鉤,該怎么掛:對城鎮建設用地增加與農村建設用地減少相掛鉤政策的思考[J].中國土地,2006(3):23-24.

[2]林國斌,蔡為民,吳云青,等.天津市城鄉建設用地增減掛鉤潛力測算[J].中國土地科學,2012,26(6):68-72.

[3]胡晨成,劉昌華,王愛國.駐馬店市城鄉建設用地增減掛鉤潛力分析[J].地方財政研究,2013(12):16-20.

[4]程龍,董捷.武漢城市圈城鄉建設用地增減掛鉤潛力分析[J].農業現代化研究,2012,33(1):95-99.

[5]宇德良,汪景寬,李雙異,等.城鄉建設用地增減掛鉤中拆舊地塊選址適宜性評價研究:以遼寧省桓仁縣華萊鎮為例[J].中國人口·資源與環境,2011(S1):168-171.

[6]任平,蘭亭超,周介銘.城鄉建設用地增減掛鉤區域適宜性評價與空間布局規劃研究:以成都龍泉驛區為例[J].水土保持研究,2014,21(1):272-275.

[7]程龍,董捷.基于生態位適宜度模型的城鄉建設用地增減掛鉤規劃方法研究[J].中國人口·資源與環境,2012,22(10):94-101.

[8]李勉,王秀蘭,程龍.武漢城市圈城鄉建設用地增減掛鉤潛力空間自相關分析[J].水土保持研究,2014,21(2):223-227.

[9]陳美球,馬文娜.城鄉建設用地增減掛鉤中農民利益保障對策研究:基于江西省《“增減掛鉤”試點農民利益保障》專題調研[J].中國土地科學,2012,26(10):9-14.

[10]張林秀,羅仁福,劉承芳,等.中國農村社區公共物品投資的決定因素分析[J].經濟研究,2005(11):76-86.

[11]張林秀,徐曉明.農戶生產在不同政策環境下行為研究:農戶系統模型的應用[J].農業技術經濟,1996(4):27-32.

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Factors Influencing Rural Households′ Participation Willingness in Linkage Between Urban-Land Taking and Rural-Land Giving Area

Lü Pin, WANG Xiulan, WEN Gaohui

(CollegeofPublicManagement,HuazhongAgriculturalUniversity,Wuhan,Hubei, 430070,China)

Based on the research data of Echeng District, Ezhou City in Hubei Province, we used the binary logistic model to analyze the rural households′ participating willingness and influencing factors in linkage between urban-land taking and rural-land giving area(LUTRG). The results showed that the rural households′ participating willingness was relatively high. The positive influencing factors on LUTRG were the degree of farmers′ satisfaction with the LUTRG, increase sources of income in the surrounding area, the education of households′ head, the proportion of agricultural income and the price of labor. But the arable land crushing degree had the negative impact on household′s participation willingness. Therefore, in order to improve the enthusiasm of farmers to participate in LUTRG, the following measures should be taken. (1) The government should try to improve facilities, increase revenue opportunities and promote the rational flow of local labor. (2) The reasonable location selection and planning layout should be carried out, then the supervision of project quality should been strengthened to guarantee the project quality. (3) In order to encourage the participation of farmers, the farmers′ willingness should be fully respected, legal construction should be strengthened and the right of participation of farmers should be given.

linkage between urban-land taking and rural-land giving (LUTRG); participating willingness; influencing factor; rural household; Logistic model

2015-01-04

2015-02-01

呂品(1989—),男,湖北鄂州人,碩士,研究方向為土地經濟與管理。E-mail:464145207@qq.com

王秀蘭(1965—),女,湖北武漢人,碩士,教授,主要從事土地經濟管理研究。E-mail:xlw65@sohu.com

F301.24

A

1005-3409(2016)01-0249-04