基于農(nóng)戶家庭特征的農(nóng)村一戶多宅現(xiàn)象研究

李華宇

(成都市規(guī)劃設(shè)計(jì)研究院，四川成都 610041)

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基于農(nóng)戶家庭特征的農(nóng)村一戶多宅現(xiàn)象研究

李華宇

(成都市規(guī)劃設(shè)計(jì)研究院，四川成都 610041)

以覆蓋江蘇、四川、陜西、吉林、河北、福建6個(gè)省2 314個(gè)農(nóng)戶的大樣本調(diào)查數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，采用二項(xiàng)Logit模型對(duì)農(nóng)村宅基地在分配上表現(xiàn)出的一戶多宅現(xiàn)象的影響因素進(jìn)行定量分析。結(jié)果表明：家庭屬于本村大姓、家庭人口多、家庭人均年收入高、存在宅基地被占且擇地補(bǔ)償情況及對(duì)住房滿意度低等因素對(duì)一戶多宅現(xiàn)象的形成有促進(jìn)作用，而家庭成員中有村干部則對(duì)其有反向的抑制作用。為促進(jìn)農(nóng)村宅基地資源的合理優(yōu)化配置，提高土地利用效率，提出了發(fā)展股份制鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)、實(shí)行宅基地有償使用制度、出臺(tái)政策鼓勵(lì)宅基地退出、建立農(nóng)村宅基地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)等對(duì)策建議。

農(nóng)村宅基地；一戶多宅；影響因素；二項(xiàng)Logit模型

我國(guó)現(xiàn)行農(nóng)村宅基地制度建立于20世紀(jì)80年代，通過(guò)不斷完善形成了一套由《憲法》《土地管理法》《物權(quán)法》等分別規(guī)定宅基地各項(xiàng)權(quán)能的法律體系，但也表現(xiàn)出與當(dāng)前農(nóng)村生產(chǎn)、生活方式不相適應(yīng)的方面。根據(jù)2006年第二次全國(guó)農(nóng)業(yè)普查數(shù)據(jù)，全國(guó)共計(jì)22 108萬(wàn)戶農(nóng)戶中，擁有2處及以上宅基地的農(nóng)戶達(dá)1 498萬(wàn)戶，占比7%。可見(jiàn)，在《土地管理法》明確1戶只能擁有1處宅基地的前提下，一戶多宅現(xiàn)象仍十分嚴(yán)重。因此，對(duì)一戶多宅形成的影響因素研究有助于農(nóng)村土地資源的優(yōu)化配置，提高利用效率。

國(guó)內(nèi)外產(chǎn)權(quán)制度存在差異，國(guó)外學(xué)者多關(guān)注鄉(xiāng)村住宅的流轉(zhuǎn)，因土地的私有屬性，相應(yīng)的承載土地也隨之流轉(zhuǎn)。Healy等[1]對(duì)鄉(xiāng)村住宅流轉(zhuǎn)的動(dòng)因進(jìn)行了研究，認(rèn)為對(duì)城市擁擠、污染嚴(yán)重、私密性差的生活狀況的厭惡促使部分城市居民選擇購(gòu)買鄉(xiāng)村住宅；Forrest等[2]認(rèn)為戶主年齡、家庭結(jié)構(gòu)及其住宅的類型等會(huì)對(duì)農(nóng)戶出讓鄉(xiāng)村住宅產(chǎn)生影響；還有部分學(xué)者對(duì)區(qū)位在鄉(xiāng)村住宅流轉(zhuǎn)中的重要性進(jìn)行了研究[3-4]。國(guó)內(nèi)學(xué)者從現(xiàn)狀調(diào)查、成因分析及解決思路等方面對(duì)一戶多宅進(jìn)行了研究。趙哲遠(yuǎn)等[5]在對(duì)浙江省松陽(yáng)縣、臨安市與海寧市的12個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)調(diào)查中發(fā)現(xiàn)，這些地區(qū)的農(nóng)戶宅基地平均宗數(shù)為1.11宗每戶，最高的為1.79宗每戶；趙瑞茂等[6]對(duì)山東省沂水縣孟母村調(diào)查發(fā)現(xiàn)，該村521戶農(nóng)戶實(shí)際占有694處宅基地，戶均占有宅基地1.33處，擁有2處以上的農(nóng)戶占到36.08%。在此基礎(chǔ)上，趙哲遠(yuǎn)等[5]、趙瑞茂等[6]、葛雄燦等[7]、任中秀[8]、李英等[9]對(duì)其成因進(jìn)行了研究，認(rèn)為一戶多宅現(xiàn)象形成的原因主要包括以下幾個(gè)方面：一是農(nóng)戶分家后，成員各自申請(qǐng)了新的宅基地，卻仍保有舊宅作為雜物房；二是因歷史原因遺留；三是通過(guò)購(gòu)買或受贈(zèng)獲得；四是通過(guò)繼承方式取得；五是在建新拆舊過(guò)程中，新宅基地未建和建新不拆舊的舊宅遺留形成的多宅現(xiàn)象；最后則是強(qiáng)占取得。針對(duì)以上原因，周洪亮[10]認(rèn)為可以通過(guò)擴(kuò)大戶的概念或?qū)Α耙粦粢徽钡脑瓌t做出例外規(guī)定來(lái)緩和法律、制度與實(shí)際運(yùn)作間的矛盾；任中秀[8]則認(rèn)為應(yīng)完善“一戶一宅”制度來(lái)應(yīng)對(duì)一戶多宅現(xiàn)象，包括對(duì)合法繼承取得的房產(chǎn)的處置、對(duì)一戶多宅法律后果的明確規(guī)定等。

綜合來(lái)看，國(guó)內(nèi)外相關(guān)研究覆蓋范圍廣，研究角度與深度各異，但仍存在一些不足之處。從研究方法來(lái)看，缺乏定量研究，對(duì)一戶多宅的成因研究多運(yùn)用定性分析，易陷入慣性思維，從而忽略了對(duì)其他潛在原因的發(fā)掘，不利于問(wèn)題的解決；從研究的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)類型來(lái)看，目前已有的定量研究多是基于單一地區(qū)的調(diào)查統(tǒng)計(jì)，范圍較小且樣本偏少，缺乏全國(guó)層面的大樣本調(diào)查，對(duì)我國(guó)農(nóng)村宅基地利用情況掌握不足；從研究切入點(diǎn)來(lái)看，較少?gòu)霓r(nóng)戶家庭特征角度進(jìn)行分析，多占宅基地實(shí)際是農(nóng)戶行為決策的結(jié)果，農(nóng)戶的家庭特征對(duì)這種行為決策有重大影響，已有研究對(duì)這兩者的聯(lián)系關(guān)注較少。筆者以全國(guó)范圍的大樣本調(diào)查為基礎(chǔ)，運(yùn)用定量方法考察農(nóng)戶家庭特征與一戶多宅現(xiàn)象的關(guān)系，是對(duì)農(nóng)村宅基地研究的有益補(bǔ)充。

1　計(jì)量模型、變量篩選與數(shù)據(jù)來(lái)源

1.1計(jì)量模型該研究中多占宅基地形成一戶多宅是農(nóng)戶追求自身效用最大化的行為，對(duì)以追求最大效用為目的的二元選擇，服從邏輯分布的Logit模型更為適用。

二項(xiàng)Logit模型的基本原理如下： 首先將因變量y定義為服從二項(xiàng)分布的事件，其取值為發(fā)生時(shí)y=1，不發(fā)生時(shí)y=0。y=1即事件發(fā)生的總體概率用p(y=1)表示，q(y=0)則對(duì)應(yīng)表示事件不發(fā)生的概率，此時(shí)p+q=1，則建立的回歸模型為：

(1)

(2)

或表示為：

(3)

式中,β0為常數(shù)項(xiàng);β1是x對(duì)應(yīng)的偏回歸系數(shù)。對(duì)自變量進(jìn)行擴(kuò)展，假如有m個(gè)自變量分別為x1,x2,…,xm，則對(duì)應(yīng)多個(gè)自變量的二項(xiàng)Logit模型為：

(4)

對(duì)應(yīng)的，有：

(5)

Logit模型自變量系數(shù)概念區(qū)別于一般線性回歸的自變量系數(shù)。根據(jù)Logit方程的特點(diǎn)，引入優(yōu)勢(shì)比的概念，即事件發(fā)生與不發(fā)生概率的比值，優(yōu)勢(shì)比=事件發(fā)生概率(p)/事件不發(fā)生的概率(1-p)。將方程(5)兩邊去對(duì)數(shù)可得：

(6)

可以看出，Logit方程的系數(shù)變化可理解為，當(dāng)?shù)趇個(gè)自變量發(fā)生1個(gè)單位的變化時(shí)，事件發(fā)生的優(yōu)勢(shì)比變化值為Exp(bi)。當(dāng)自變量的系數(shù)為正時(shí)，則表明此自變量對(duì)優(yōu)勢(shì)比的影響為正，增加事件發(fā)生的概率；當(dāng)自變量的系數(shù)為負(fù)時(shí)，則表明此自變量對(duì)優(yōu)勢(shì)比的影響為負(fù)，降低事件發(fā)生的概率。

1.2變量篩選根據(jù)前人的研究成果，結(jié)合此次研究的關(guān)注點(diǎn)——農(nóng)戶家庭特征，該研究選取了3個(gè)方面解釋變量，包括農(nóng)戶的家庭特征變量、宅基地相關(guān)變量以及農(nóng)戶居住滿意度變量。

1.2.1農(nóng)化家庭家庭特征變量。

(1)戶主年齡。根據(jù)已有研究對(duì)農(nóng)村宅基地獲取方式的總結(jié)發(fā)現(xiàn)，從家族的長(zhǎng)輩處繼承是獲得農(nóng)村宅基地的方式之一，戶主年齡的大小可以反映其在家族人口年齡結(jié)構(gòu)中的位置，進(jìn)而反映其是否存在通過(guò)繼承方式多占宅基地的可能。

(2)戶主受教育年限。學(xué)習(xí)時(shí)間的長(zhǎng)短能一定程度反映學(xué)歷的高低，對(duì)一個(gè)人的認(rèn)知能力、判斷能力都會(huì)產(chǎn)生影響，作為家庭決策的重要參與者，戶主的受教育年限長(zhǎng)短可能對(duì)家庭關(guān)于宅基地的決策產(chǎn)生影響。

(3)家庭成員擔(dān)任村干部情況。在農(nóng)村的政府管理體系中，村干部是相當(dāng)重要的一環(huán)，他們貼近農(nóng)村基層且掌握超出普通農(nóng)民的信息與權(quán)力，因此農(nóng)戶家庭成員中是否有人擔(dān)任村支書(shū)、村主任、村民組長(zhǎng)等基層干部可能會(huì)對(duì)其家庭行為產(chǎn)生影響。

(4)是否是本村大姓。傳統(tǒng)農(nóng)耕模式的固定性造就了大量以姓氏為紐帶所形成的家族勢(shì)力。這種來(lái)自于血緣的聯(lián)系本就相當(dāng)牢固，而在相對(duì)封閉的生活環(huán)境中又通過(guò)交往得到加強(qiáng)。村落中大的家族勢(shì)力較普通農(nóng)民對(duì)本地事務(wù)有更大的影響，因而也享有一定的“便利”。因此，如家庭屬于本村大姓，可能會(huì)為其多占宅基地行為提供保護(hù)。

(5)親戚朋友的任職情況。重視人情、重視人脈是中國(guó)社會(huì)文化的特點(diǎn)之一，李曉玲[11]就曾將人情定義為社會(huì)資本的來(lái)源。該研究將農(nóng)戶家庭是否有家庭成員以外的親戚、朋友在本村、本縣或本省就職的情況納入了解釋變量范圍。

(6)戶主是否黨員。農(nóng)村黨員作為基層的先進(jìn)分子，一般是基層政策的傳達(dá)者與帶頭執(zhí)行者，因此農(nóng)戶是否是黨員可能與其是否了解與宅基地管理相關(guān)政策存在聯(lián)系，進(jìn)而影響其關(guān)于宅基地的決策行為。

(7)農(nóng)戶家庭總?cè)丝凇＾r(nóng)村宅基地最基本的功能是建造住宅以供居住。而我國(guó)《土地管理法》對(duì)于農(nóng)民申請(qǐng)宅基地的條件有明確規(guī)定，包括因子女分戶缺少宅基地、外來(lái)人口落戶沒(méi)有宅基地及因?yàn)楹戏ㄔ虼_需搬遷的。農(nóng)戶因家庭人口增加而產(chǎn)生的宅基地需求并不在此列，因此農(nóng)戶家庭人口的增多可能會(huì)促使農(nóng)戶通過(guò)購(gòu)買、強(qiáng)占等方式來(lái)獲得新宅基地。

(8)家庭人均年收入。收入是影響農(nóng)戶家庭住房消費(fèi)的重要因素，姜長(zhǎng)云[12]在對(duì)隨機(jī)抽取的6省各1個(gè)縣的調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行分析后發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民收入水平與其住房消費(fèi)需求之間有著顯著的正相關(guān)關(guān)系，收入的增減引起住房消費(fèi)的增減。因此，農(nóng)戶家庭人均年收入的高低可能會(huì)對(duì)其住房消費(fèi)需求產(chǎn)生影響，進(jìn)而對(duì)其占有宅基地情況產(chǎn)生影響。

(9)家庭成員到本縣以外就業(yè)比例。此變量重點(diǎn)反映的是到本縣以外就業(yè)的情況，這種就業(yè)一般是以中長(zhǎng)期離家為前提，這樣家庭中留守成員數(shù)偏少，家庭對(duì)宅基地的需求可能也會(huì)減少。更進(jìn)一步的情況是，家庭成員長(zhǎng)期在外就業(yè)，進(jìn)而可能由于收入提高、工作需要等原因直接在工作地買房定居，對(duì)農(nóng)村宅基地的需求進(jìn)一步降低。

1.2.2宅基地相關(guān)變量。

(1)宅基地被占且擇地另補(bǔ)的情況。此變量衡量的是農(nóng)戶家庭是否存在宅基地被政府征占后擇地補(bǔ)償?shù)那闆r。可能存在農(nóng)戶原宅基地部分得以保留的情況，加上新批的宅基地，農(nóng)戶家庭實(shí)際就占有了2處宅基地。

(2)是否因宅基地與人發(fā)生糾紛。鐘在明[13]指出，農(nóng)民因鄰里糾紛造成的人際關(guān)系惡化也是農(nóng)民選擇新宅基地建造住房的原因之一。此種情況下，農(nóng)民也未放棄舊房，實(shí)際就形成了宅基地的多占。

1.2.3對(duì)居住的滿意度。

(1)對(duì)住房的滿意度。由于農(nóng)村部分村民住宅建造年份較早，相關(guān)設(shè)施落后導(dǎo)致居住滿意度較低，改善性住房需求可能促使農(nóng)民擇地新建住宅，不論通過(guò)購(gòu)買還是強(qiáng)占取得宅基地都形成了事實(shí)上的一戶多宅。

(2)對(duì)居住地環(huán)境與交通的滿意度。葛雄燦等[7]在對(duì)衢州柯城區(qū)的調(diào)查中發(fā)現(xiàn)，大部分的村莊沒(méi)有排水設(shè)施與交通設(shè)施，環(huán)境惡劣。而目前農(nóng)村也出現(xiàn)了大量的沿路而建的新住宅，因此對(duì)居住地環(huán)境與交通的滿意度可能會(huì)對(duì)農(nóng)戶擇地新建住宅產(chǎn)生影響。

1.3數(shù)據(jù)來(lái)源基礎(chǔ)數(shù)據(jù)來(lái)源于浙江大學(xué)、北京大學(xué)及中國(guó)科學(xué)院農(nóng)業(yè)政策研究中心在2008年聯(lián)合組織進(jìn)行的一次全國(guó)層面的農(nóng)戶調(diào)研。采取分層抽樣隨機(jī)抽樣，篩選生成了覆蓋江蘇、四川、陜西、吉林、河北、福建6個(gè)省、30個(gè)縣市、60個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)、120個(gè)村共計(jì)2 400戶農(nóng)戶的調(diào)查對(duì)象，回收有效農(nóng)戶問(wèn)卷2 378份，剔除數(shù)據(jù)異常的農(nóng)戶樣本后的有效樣本為2 314個(gè)。

2　結(jié)果與分析

2.1變量處理一戶多宅影響因素變量處理結(jié)果及特征見(jiàn)表1。

表1　一戶多宅影響因素變量處理結(jié)果及特征

2.2回歸結(jié)果與檢驗(yàn)利用SPSS19.0對(duì)以上數(shù)據(jù)進(jìn)行二項(xiàng)Logit處理，得到一戶多宅影響因素的回歸分析結(jié)果(表2)。

表2　一戶多宅影響因素的回歸分析結(jié)果

注：*表示在0.1水平下顯著，**表示在0.05水平下顯著，***表示在0.01水平下顯著。

Note: * indicated significant at 0.1 level, ** indicated significant at 0.05 level, and *** indicated significant at 0.01 level.

從表2中獲取到6個(gè)顯著變量，一戶多宅影響因素模型中顯著變量間的相關(guān)分析結(jié)果見(jiàn)表3。

由表3可知，除農(nóng)戶家庭人均年收入與農(nóng)戶家庭人口間相關(guān)系數(shù)達(dá)到0.174外，其他顯著變量間的相關(guān)系數(shù)絕對(duì)值均小于0.1，無(wú)明顯相關(guān)性。

由于模型中自變量較多，因此采用HL檢驗(yàn)來(lái)評(píng)價(jià)模型的擬合優(yōu)度。一戶多宅影響因素模型HL檢驗(yàn)的隨機(jī)性結(jié)果見(jiàn)表4。檢驗(yàn)的自由度(df)為8的卡方值臨界值為15.507 3，HL檢驗(yàn)結(jié)果卡方值7.715<15.707 3，且Sig.=0.462>0.05，檢驗(yàn)不顯著，表示接受0假設(shè)，模型能較好地?cái)M合數(shù)據(jù)。表4中觀測(cè)值與期望值大致相同，可認(rèn)為模型的擬合度較好。

表3一戶多宅影響因素模型中顯著變量間的相關(guān)分析結(jié)果

Table 3Correlation analysis results of significant variables in the influencing factor model of multi-homesteads for one family

顯著變量SignificantvariableX3X4X7X8X10X12X31.0000.053-0.085-0.092-0.0650.019X41.000-0.0720.0240.0570.026X71.0000.1740.017-0.032X81.0000.0640.027X101.000-0.038X121.000

表4一戶多宅影響因素模型HL檢驗(yàn)的隨機(jī)性結(jié)果

Table 4Randomness results of HL test of the influencing factor model of multi-homesteads for one family

步驟Step一戶多宅=0Multi-homesteadsforonefamily=0觀測(cè)值Observedvalue期望值Expectedvalue一戶多宅=1Multi-homesteadsforonefamily=1觀測(cè)值Observedvalue期望值Expectedvalue總計(jì)Total1227223.47047.5302312214219.4421711.5582313214216.5701714.4302314217213.8451417.1552315211210.6472020.3532316204207.4162723.5842317209203.3902227.6102318198198.6623332.3382319194191.7723739.22823110171173.7846461.216235

3　結(jié)論與建議

3.1結(jié)論運(yùn)用二項(xiàng)Logit模型對(duì)一戶多宅現(xiàn)象的影響因素進(jìn)行分析，結(jié)果顯示，可以從3個(gè)方面對(duì)其影響因素進(jìn)行一定剖析：一是因家庭人口增多產(chǎn)生的居住需求導(dǎo)致對(duì)更多住宅面積的需求，這種住宅剛性需求進(jìn)而導(dǎo)致了對(duì)更多宅基地的需求，而這種需求在無(wú)法通過(guò)擴(kuò)大原有宅基地面積進(jìn)行釋放時(shí)，農(nóng)戶無(wú)疑會(huì)選擇通過(guò)購(gòu)買或強(qiáng)占方式獲得額外的新宅基地；二是家庭收入增加后，農(nóng)戶的住房支付能力得到加強(qiáng)，但又不具備購(gòu)買城鎮(zhèn)住房的能力與條件時(shí)，將在農(nóng)村建新房視為一種保障性與財(cái)產(chǎn)性投資，即便農(nóng)戶并無(wú)剛性居住需求，家庭收入所代表的經(jīng)濟(jì)實(shí)力客觀上是其購(gòu)買宅基地、建新房的基礎(chǔ)，導(dǎo)致了家庭收入增加對(duì)多占宅基地行為的促進(jìn)作用；三是出于對(duì)更好居住條件的追求，農(nóng)戶對(duì)老舊住房的滿意度低促使其擇地新建住房，而由于宅基地私有的傳統(tǒng)觀念存在，又不愿意放棄舊宅基地，形成了一戶多宅。

此外，該研究還得出了家中有村干部任職對(duì)宅基地多占行為的抑制作用，認(rèn)為村干部作為基層管理人員對(duì)宅基地相關(guān)法律、法規(guī)的了解更多，主觀上有避免違法、違規(guī)行為發(fā)生的意愿，而村干部在村落中受到來(lái)自上級(jí)政府與村民的監(jiān)督，其違法、違規(guī)的風(fēng)險(xiǎn)成本較大，客觀上抑制了其多占宅基地行為的發(fā)生。鄉(xiāng)村家族勢(shì)力在農(nóng)村地區(qū)依然保有影響力，對(duì)鄉(xiāng)村行政權(quán)力的分配有決定性影響，進(jìn)而對(duì)村務(wù)管理、村內(nèi)公共活動(dòng)有較大影響，這種情況下，其成員多占宅基地的行為能得到一定庇護(hù)。宅基地征占補(bǔ)償制度存在疏漏也客觀上促進(jìn)了一戶多宅的產(chǎn)生。

3.2政策建議

3.2.1發(fā)展股份制鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)。以政府為主導(dǎo)發(fā)展股份制鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)。一方面，通過(guò)鼓勵(lì)農(nóng)民入股的方式籌集資金，可以達(dá)到釋放農(nóng)村居民因家庭收入增多而產(chǎn)生的理財(cái)與投資需求的目的，減少以往通過(guò)新建住房來(lái)實(shí)現(xiàn)投資情況的發(fā)生；另一方面，可以為農(nóng)民提供本地就業(yè)機(jī)會(huì)，減少因外出打工產(chǎn)生的人口流動(dòng)，相應(yīng)減少農(nóng)村宅基地閑置。

3.2.2實(shí)行宅基地有償使用制度。農(nóng)村宅基地存在一戶多宅現(xiàn)象的原因之一是宅基地的無(wú)償取得與使用，實(shí)行宅基地有償使用，增加宅基地保有成本，能有效促進(jìn)多占宅基地的退出。考慮到農(nóng)村宅基地的福利保障屬性，應(yīng)對(duì)各種宅基地保有情況區(qū)別對(duì)待，各地方可根據(jù)自身資源稟賦與人口情況確定一個(gè)能保證體面居住的人均宅基地面積，小于此面積的宅基地可繼續(xù)無(wú)償使用，大于此面積的超標(biāo)部分則需繳納宅基地超標(biāo)使用費(fèi)。

3.2.3采取激勵(lì)政策鼓勵(lì)宅基地退出。現(xiàn)行的宅基地回收政策缺乏激勵(lì)，集體與農(nóng)民都沒(méi)有參與積極性。因此，可采取激勵(lì)政策來(lái)鼓勵(lì)宅基地退出，具體可采取現(xiàn)金補(bǔ)償以及許多地區(qū)已經(jīng)嘗試實(shí)施的換房、換社保等方式，而這部分激勵(lì)資金則可以從對(duì)騰退出的閑置宅基地的利用上來(lái)獲取。

3.2.4建立農(nóng)村宅基地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)。目前存在通過(guò)繼承等合法方式取得的宅基地，而部分家庭因人口增加和改善性住房需求產(chǎn)生宅基地需求，因此可在集體范圍內(nèi)建立宅基地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)，盤(pán)活閑置宅基地的同時(shí)又滿足了這部分居民的宅基地需求，減少宅基地閑置的同時(shí)又避免了一戶多宅現(xiàn)象的發(fā)生。但對(duì)于購(gòu)買主體雙方應(yīng)加以限制，如賣出閑置宅基地后，不得再申請(qǐng)新宅基地，而居民購(gòu)買宅基地的則要以退出舊宅基地為條件。

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Multi-Homesteads for One Family Based on Household Characteristics

LI Hua-yu

(Chendu Institute of Planning & Design, Chengdu, Sichuan 610041)

Based on the large-sample survey data of 2 314 peasant households in six provinces of Jiangsu, Sichuan, Shaanxi, Jilin, Hebei and Fujian, the factors influencing the multi-homesteads for one family were quantitatively analyzed by binary Logit model. Results showed that several factors contributed to the muti-house situation, such as families with common surnames in a village, larger family size, higher family income per capita, family having occupied homestead and compensations, and family with lower satisfaction of housing. However, this situation was inhibited if there were village cadres in family members. In order to promote the rational and optimal allocation of rural homestead resources and to improve the utilization efficiency, suggestions were put forward, such as developing shareholding township enterprises, implementing compensated use system of homestead, adopting policies to encourage homestead exit, and establishing circulation market of rural homestead.

Rural homestead; Multi-homesteads for one family; Influencing factors; Binary Logit model

李華宇(1989- )，男，重慶人，助理工程師，碩士，從事土地資源管理研究。

2016-08-05

F 321.1

A

0517-6611(2016)27-0196-04