從福利經濟視角看居民拆遷意愿及安置補償選擇
——基于溫州市“大建大美”拆遷社區的數據分析

陳煦煦，陳凱

（溫州職業技術學院，浙江 溫州 325035）

一、引言

亞里士多德曾說：人們為了生活，聚居于城市；人們為了生活得更好，居留于城市。近年來，為了給居民提供一個更為舒適、宜居的城市人居環境，中國政府不斷加大民生改善力度，在住房方面啟動新的三年棚改攻堅計劃。2018年全年棚戶區住房改造620多萬套，農村危舊房改造190萬戶[1]。溫州市政府全面貫徹中央精神，在全市范圍內開展“大拆大整，大建大美”專項行動，2018年全年開工項目252個，建成193個，城中村改造簽約4.55萬戶，拆除舊房3.25萬戶[2]。“大建大美”作為一項重點民生工程，對城市進行有規劃、有步驟的改造和更新，優化城市環境，增強城市功能，為城市提顏值、增品質。

然而，在“大建大美”的進程中，也暴露出了大量的問題：拆遷居民拆遷意愿低（如釘子戶問題、政府強拆問題），安置補償難協調，拆后生存問題（拆遷居民買不起房，老年拆遷戶租房困難，就業、就醫、就學問題）等。

二、理論基礎

稟賦效應理論指出，擁有一件東西會讓你高估它的價值。“稟賦效應”是由“損失厭惡”心理造成的，即一定量的損失給人們所帶來的效用降低要高于相同的收益帶來的效用的增加，這是一種現狀偏向的心理狀態[3]。因此，拆遷居民因為不愿意失去現有住房，在追求安置補償的時候往往會要求更高的價格，在價格不符合心理預期時，做出拒不拆遷的“釘子戶”行為。

約翰·普雷斯科特在《我們城市的未來，城市復興白皮書》中指出，城市改造在確保經濟發展的同時，還應關注居民在這一過程中所受到的不公平待遇，解決城市改造所帶來的一系列的社會及環境問題，最終實現有利于廣大人民的城市復興[4]。白友濤和陳赟暢認為在舊城改造過程中，政府應該將拆遷對居民的生活影響、利益影響、其他非經濟損失等方面造成的社會成本計入改造成本[5]。李夢玄等學者在對保障房社區居民搬遷的研究中，引入空間失配理論，得出如果環境變遷中缺少相應的福利配置設施，居民的空間失配概率就會上升[6]。福利經濟學的代表人物阿瑪蒂亞森提出功能性活動[7]的概念，即比衣食住行更高級的活動和狀態，例如受到社會的認可與尊重、和睦的鄰里關系，豐富的社區活動等。由此引申出的功能性福利往往比一般的經濟補償有著更高的效用。因此，拆遷安置不能僅僅從理性經濟人的角度關注拆遷安置的經濟補償，還應該從功能性福利方面進行測度，包括社會福利及保障、就業機會、醫療教育配套、周邊環境及基礎設施、交通便捷性、社區歸屬感等，并關注弱勢群體的民生訴求。

阿瑪蒂亞森在可行能力理論中指出，因人與人之間的差異性，對福利的滿意度不但受到經濟收入、資源的影響，還會受到個人、家庭、環境、心理等因素的影響[8]。我們對溫州市拆遷居民的調查發現，不同的拆遷居民個體及家庭對安置經濟補償、生活居住環境以及相應的社會福利及保障的需求都是不同的。基于以上理論，本文將從福利經濟學角度建立多維測量指標，探討拆遷居民的拆遷意愿以及安置選擇的影響因素。

三、數據來源與研究設計

本文的研究對象為溫州三大主城區（鹿城區、甌海區、龍灣區）的拆遷居民（房屋近期已被拆遷或接到拆遷通知書的房屋產權所有者或其配偶），以三區主要街道的拆遷辦為主要采樣基地，按照溫州三區人口基數進行分層抽樣，獲得拆遷居民有效樣本1 072份，其中鹿城區358份，龍灣區230份，甌海區484份（見表1）。

表1 調查問卷的發放、回收、樣本分布的具體情況統計表

首先，我們從個體、家庭、環境、安置福利四個維度分別引入多個指標變量（見表2），測試“大建大美”政策下影響拆遷居民的拆遷意愿及貨幣安置、實物安置選擇的相關因素。然后，以量表的形式搜集各受訪者對每一變量的重要度評價，采用態度量化方法進行賦分（“非常重要”100分；“比較重要”80分；“一般重要”60分；“不太重要”40分；“不重要”0分），獲得原始數據。最后，運用SPSS軟件進行數據處理，對變量進行降維，提取主成分，進行回歸分析，找出影響拆遷及安置意愿的相關變量。

表2 拆遷意愿&安置選擇的變量表

四、拆遷意愿的實證結果分析

拆遷意味著居民暫時或是永久搬離其生活的區域，對其經濟能力以及拆遷后的生活適應性都是很大的挑戰。對拆遷意愿的調查發現，73.81%的拆遷居民表示愿意被拆遷，26.19%的居民不支持拆遷，大多數人對“大建大美”政策是持支持態度的。

為了探討影響拆遷居民拆遷意愿的相關因素，使用SPSS軟件進行因子分析。KMO取樣適當性因子分析及巴氏球形因子分析結果發現，KMO值為0.849，因子分析有價值；巴氏球形檢驗結果Sig=0.000，呈顯著性，數據適合作因子分析。

由于該部分變量較多，首先，我們對“年齡”“拆遷地居住時間”“社區歸屬感”“家庭年收入”“年生活成本”“租房價格”“市場房價”“居住環境”“居住地治安”“安置條件”“拆遷補貼”這11個變量進行降維，來簡化數據分析的復雜程度。

用主成分分析法抽取公共因子，以因子載荷量絕對值大于0.5為標準，保留五個公共因子（見表3）：因素一由“居住環境”“居住地治安”這兩個相關程度較高的變量構成，因子載荷量分別為0.866、0.862，特征值為3.517，可解釋方差量為26.588%，命名為“環境治安因素”；因素二由“年生活成本”、“家庭年收入”兩個變量構成，因子載荷量分別是-0.863、0.847，特征值為2.181，可解釋方差量為17.251%，命名為“家庭經濟因素”；因素三由“社區歸屬感”“拆遷地居住時間”“年齡”三個變量構成，因子載荷量分別是0.861、0.724、0.676，特征值為1.711，可解釋方差量為13.162%，命名為“生活適應因素”；因素四由“安置條件”“拆遷補貼”兩個變量構成，載荷因子為0.843、0.829，其特征值為1.394，可解釋方差為10.725%，命名為“安置福利因素”；因素五由“租房價格”“市場房價”兩個變量構成，載荷因子為0.757、0.71的變量構成，其特征值為1.155，可解釋方差為8.884%，命名為“租購房價格因素”。

將五個主因子“環境治安因素”、“家庭經濟因素”、“生活適應因素”、“安置福利因素”和“租購房價格因素”作為自變量，“拆遷意愿”作為因變量，進行回歸分析（見表4），多元相關系數（R）為0.941，判定系數（R2）為0.886，說明因變量“拆遷意愿”對該模型有很強的依賴性。

表3 拆遷意愿影響因素主成分分析結果

表4 DW &F檢驗

Durbin-Watson檢驗統計量值為1.861，接近中間值2，各因子間無自相關，殘差獨立。檢驗回歸模型整體意義的方差分析結果顯示P值為0，具有顯著性，表明所擬合的多重線性回歸方程具有統計學意義。

T檢驗結果（見表5）顯示公因子安置福利因素、租購房價格因素和常量的偏回歸系數檢驗的P值均小于0.05，呈顯著性；而環境治安因素、家庭經濟因素、生活適應因素的P值大于0.05，則不納入模型中分析。

表5 T檢驗表

建立如下模型：

拆遷意愿=3.727+0.508安置福利-0.649租購房價格

結果表明，影響拆遷居民的拆遷意愿的主要因素為安置福利因素（安置條件、拆遷補貼）和租購房價格因素（拆遷后租房價格因素、市場房價）（見圖1），而環境適應因素和生活適應因素對拆遷意愿影響不大。

圖1 拆遷意愿思維導圖

安置福利因素與拆遷意愿間的關系為正相關，安置福利每上升一個點，拆遷居民的拆遷意愿就上升0.508個點。即安置條件是否合意與拆遷補貼的多少直接影響到拆遷居民的拆遷意愿。拆遷居民受稟賦效應、損失厭惡以及現狀偏向影響，他們對安置補償的心理估值都會高于政府以房屋成本和市場平均價格為依據制定的補償價格。對拆遷意愿低的居民調查發現，七成以上原因是政府的安置條件與拆遷補貼不合心意，希望以更高的價格來補償自己的福利損失。

租購房價格因素與拆遷意愿間的關系為負相關，即租購房價格每下降一個百分點，拆遷意愿就上升0.649個百分點。溫州市區這次拆遷大多推行的是貨幣安置的政策，現階段房價的高低在一定程度上影響了他們的拆遷意愿。面對高企的房價，很多家庭拿著貨幣安置款還是很難在市區買到一套理想的住房。另外，大多數拆遷家庭原有房子被拆后，到貨幣安置購買新房前或是等待實物安置交付都要經歷一段或長或短的租房居住的日子，租房市場的價格也是他們考慮的因素之一。

五、拆遷居民對安置補償方式的選擇

根據卡爾多-希克斯補償檢驗標準，如果政府的拆遷可以做到提升城市品質的同時，安置補償方案又能使拆遷居民得到完全補償，沒有福利損失，那這項民生政策就達到了卡爾多-希克斯效率[9]。

目前溫州市場上的安置補償方式主要有貨幣安置與實物安置兩大類，其中貨幣安置為一次性現金補償的方式；實物安置即政府建設新房來置換被拆遷房產，分為就地還建和異地還建兩類。就地還建是在原拆遷地塊上進行安置房建設，而異地還建將拆遷居民遷移至其他區域進行安置。

溫州市區的安置政策基本以貨幣安置為主，到2018年底，由于政府資金緊張，部分貨幣安置被叫停，由實物安置代替，但大多數采用異地還建的形式，安置地段離原居住地較遠，或是接近郊區，居民接受意愿低。調查發現，61.90%的拆遷居民傾向于選擇貨幣安置，38.10%選擇實物安置。在偏好實物安置的居民中，86.43%更愿意選擇就地還建，13.57%傾向于異地還建（見圖2）。為了進一步探討拆遷居民安置選擇的影響因素，我們分別對貨幣安置意愿以及實物安置意愿進行實證建模。

圖2 拆遷戶安置選擇圖

（一）貨幣安置意愿的影響因素分析

貨幣安置是此次全國范圍內棚改的主要安置方式，拆遷戶拿到拆遷安置款，相當于把拆遷房以市場價格賣給政府，再去市場上選擇心儀的房子，拆遷居民的住房選擇更加多樣化，可以滿足不同的居住需求。

本模塊引入“年齡”、“家庭人口”、“家庭年收入”、“貨幣安置每平方米單價”、“市場房價”、“個性化的居住選擇”、“貸款利率”7個變量來測試其對貨幣安置意愿的影響。為使用SPSS軟件進行因子分析，首先將相關數據進行KMO和Bartlett檢驗，結果顯示，KMO值為0.875，大于0.8，Bartlett檢驗Sig=0.000，呈顯著性，適合做因子分析。

為了簡化數據分析的復雜程度，通過主成分分析法進行降維，以因子載荷量絕對值大于0.5為標準，保留兩個公共因子（見表6）：公共因子一主要是由“貸款利率”“貨幣安置每平方米價格”“家庭年收入”“市場房價”四個相關程度較高的變量構成，特征值為3.694，可解釋方差量為52.775%。由于這幾個因素涉及購房所要考慮的必備因素，因此，將公共因子一命名為“購房因素”；公共因子二主要由“個性化的居住選擇”“家庭人口”兩個變量構成，特征值為1.216，解釋方差量為17.375%，因不同的個體與家庭對住房的需求不同，故將其命名為“個性因素”。

表6 貨幣安置意愿影響因素主成分分析結果

將公因子“購房因素”和“個性因素”作為自變量，貨幣安置意愿作為因變量，進行回歸分析，結果顯示多元相關系數（R）為0.915，判定系數（R2）為0.837，說明因變量“貨幣安置意愿”對該模型有很強的依賴性。Durbin-Watson檢驗統計量為1.892，接近于中間值2，說明各因子之間無自相關。方差分析結果顯示（見表7），F檢驗中P值為0.002，小于0.05，在α=0.05的檢驗水準下，所擬合的多重線性回歸方程具有統計學意義。

表7 DW &F檢驗

T檢驗結果顯示購房因素和常量的偏回歸系數檢驗的P值均小于0.05（見表8），在α=0.05的檢驗水準下，有統計學顯著性，而個性因素的P值＞0.05，則不納入模型中分析。

表8 T檢驗表

建立模型為：

貨幣安置意愿=4.333+0.633購房因素

說明影響拆遷戶貨幣安置意愿的主要因素是購房因素（貸款利率、貨幣安置每平方米單價、家庭年收入、市場房價）（見圖3），購房因素每提高一個百分點，貨幣安置意愿就上升0.633個百分點。而個性因素（個性化的居住選擇、家庭人口）對貨幣安置意愿影響不大。

圖3 貨幣安置意愿思維導圖

2017年兩會上政府提出樓市“去庫存”和“棚改貨幣化”，該項政策提振了溫州房地產市場。拆遷居民拿著貨幣安置款去市場上買房，幫助溫州房地產市場快速去庫存，房價也開始上行，近一年來，溫州市三區平均房價在17 382元/平方，且呈上升趨勢（見圖4）。銀行貸款利率也由2016年以來的基準利率打8.5折、9折，到2018年的基準上浮10%。另外，在我們調查的拆遷居民樣本中，71.43%的居民沒有住房公積金補助，貸不到低息的住房公積金貸款，給購房帶來了一定的資金壓力。

圖4 溫州市三區平均房價走勢圖

面對日益高企的房價和貸款利率，拆遷戶的購房成本大大升高，大多數拆遷居民都希望在和政府的博弈中獲得更高的貨幣安置補償。我們通過各街道訪談發現，52.35%的被拆遷居民認為政府給出的拆遷安置價格普遍低于其預期（見圖5）。其中，城市中心區（鹿城區）拆遷居民滿意度最低，究其原因，大多數市中心的被拆遷的老舊住房面積較小，很多家庭都蝸居在不到六十平方米的房子里，即使拆遷后以市場價格給與貨幣安置，總額卻不多，他們拿著安置款仍然買不起房。

圖5 貨幣安置補償價格預期

（二）實物安置意愿的影響因素分析

為了進一步分析拆遷居民實物安置意愿的影響因素，以同樣的方法引入“年齡”“家庭人口”“家庭年收入”“安置地段”“安置周期”“安置補貼”“租房成本”七個自變量。將相關數據進行KMO和Bartlett檢驗，KMO值 為0.892大于0.8，且Bartlett檢驗Sig=0.000，呈顯著性，說明適合做因子分析。

通過主成分分析法進行降維，保留兩個公共因子（見表9）：公共因子一命名為安置利益因素，主要由“安置地段”“安置周期”“安置補貼”“租房成本”四個因子載荷量大于0.5的變量組成，可解釋方差為40.531%；公因子二命名為家庭因素，主要由“家庭年收入”“年齡”“家庭人口”三個相關程度較高的變量構成，可解釋方差為20.045%。

將公共因子“安置利益因素”和“家庭因素”作為自變量，實物安置意愿作為因變量，進行回歸分析，結果如表10所示：Durbin-Watson檢驗值為1.976，接近于2，說明因子之間不存在自相關，殘差獨立。F檢驗結果P值為0，在α=0.05的檢驗水準下，所擬合的多重線性回歸方程具有統計學意義。

表9 實物安置意愿影響因素主成分分析結果

表10 DW &F檢驗

T檢驗結果顯示（見表11），公因子安置利益因素、家庭因素和常量的偏回歸系數檢驗的P值均小于0.05，具有顯著性，可納入到最終的回歸模型中。

表11 T檢驗表

建立模型為：

實物安置意愿=4.382+0.647安置利益因素+0.349個人與家庭因素

因此，影響拆遷戶選擇實物安置主要是安置利益因素（安置地段、安置周期、安置補貼、租房成本）和個人與家庭因素（家庭年收入、年齡、家庭人口）兩方面（見圖6）。

圖6 實物安置意愿思維導圖

安置利益因素直接影響被拆遷居民的實物安置意愿，安置利益上升一個點，包括更合適的安置地段、更短的安置周期、更為滿意的安置補貼以及低廉的租房價格，實物安置意愿就上升0.647。我們調查的樣本中71.43%居民在拆遷地居住15年以上，他們已經習慣了居住社區周邊的生活以及社交圈，更傾向于就地還建。就地還建既可以滿足拆遷居民改善住房條件的愿望，又可以讓其在原居住地繼續生活，在一定程度上補償了拆遷居民的主觀情感損失，幸福感較強。但缺點是安置房建設周期較長，很多被拆遷居民擔心安置房建設進展緩慢，無法按期回遷，安置房交付前大部分拆遷居民需租房居住，因此房租價格以及政府的安置補貼能否涵蓋租房成本都是拆遷居民所考慮的主要因素；實物安置的另一種方式--異地還建，即將拆遷居民安置到城市的其他區域。拆遷居民被迫離開原居住地，安置地點的地理位置以及周邊生活配套是他們考慮的主要因素。在現階段溫州去庫存的大環境下，大多數異地還建的安置住房為現房，具備安置周期短的優點，但很多城市中心區域的拆遷居民被安置到城郊結合部，周邊商業、醫療、教育配套都比較欠缺，居民安置意愿較低。

個人與家庭因素也在一定程度上影響被拆遷居民的實物安置意愿。我們抽樣調查的樣本數據顯示，50歲以上的拆遷居民占總樣本的半數以上，其中60歲以上的老人占25.51%；33.33%的家庭年收入在10萬元以下。可見，拆遷社區的低收入性與老齡化現象普遍。對于低收入家庭來說，實物安置可以換得一套適宜的住房，相對貨幣安置沒有購房壓力。而大多數年齡大于六十歲的拆遷居民因為老年人租房困難、政府提供的臨時安置點居住舒適性差等原因，并不愿意等待較長的安置周期獲得一套實物安置的住房，安置周期和效率是他們考慮的重點。最后，家庭人口在一定程度上也影響了拆遷居民的實物安置意愿，我們調查發現，四口之家及以上家庭實物安置意愿較低，家庭成員人數讓他們對空間要求更高，更傾向于去市場上購買合適的住房，另外實物安置不利于多子女家庭財產分配。

六、結論與政策建議

（一）結論

本文基于可行能力理論、功能性活動理論、稟賦效應、損失厭惡理論以及卡爾多-希克斯補償檢驗標準，以溫州“大建大美”行動拆遷社區拆遷居民為研究樣本，從福利經濟學角度建立多維測量指標，探討拆遷居民的拆遷意愿以及安置選擇的影響因素。本研究有如下發現：

第一，拆遷居民受稟賦效應與損失厭惡的影響，其拆遷意愿與安置福利因素（安置條件、拆遷補貼）有顯著的正相關關系，提高安置條件與拆遷補貼在一定程度上將提高其拆遷意愿。另外，拆遷意愿與租購房價格因素（租房價格、市場房價）呈顯著的負相關關系。現階段的購房、租房價格，以及拆后的居住質量直接影響到他們的拆遷意愿。

第二，貨幣安置意愿與購房因素呈顯著正相關。拆遷居民拿到安置款后到市場上購房，購房的資金來源（貨幣安置每平方米價格、家庭年收入）與購房成本（貸款利率、市場房價）決定了拆遷居民貨幣安置的意愿。

第三，實物安置意愿與安置利益因素（安置地段、安置周期、安置補貼、租房成本）、個人與家庭因素（家庭年收入、年齡、家庭人口）呈顯著正相關關系。安置地段與安置周期是居民選擇實物安置考慮的首要因素。其次，等待安置房交付期間的安置補貼與租房成本也直接關系到他們的居住質量。低收入性與老齡化是我們調查的拆遷社區普遍存在的問題，低收入家庭更傾向于實物安置，而老年人卻不愿意花幾年時間等待安置房交付。

（二）政策建議

根據上述結論，本文提出如下政策建議：

1.市場化的安置補償機制與激勵政策并行，提高居民的拆遷意愿。政府應以等價有償為基本準則，結合被拆遷房產的地理位置、房齡、市場價格等因素，制定科學合理的安置補償機制，實現安置補償標準與市場價格接軌，保障拆遷居民的現實權益。增加拆遷激勵（如按時簽約激勵費、拆遷居民購房稅費優惠、房貸利率折扣等），鼓勵群眾配合拆遷。另外，各拆遷辦要做到公開透明，落實“陽光拆遷”，讓拆遷居民知曉拆遷的相關政策及法律法規，公布各社區拆遷安置的補償價格及評估標準，提高政策透明度。拆遷居民應積極配合政府的拆遷工作，學會換位思考，多方面了解拆遷補償政策，合理要求拆遷補償，避免出現為尋求自身利益最大化而拖延工程進度的行為。

2.安置選擇多元化，滿足不同個體與家庭的差異性需求。不同的拆遷居民，其年齡、收入、家庭情況不同，對拆遷安置的需求也不盡相同。為了解決安置補償難協調的問題，政府應同時提供貨幣安置、就地還建、異地還建等多元化的安置選擇，滿足拆遷居民不同的住房安置需求。對于偏遠的異地還建小區，給予面積增購、價格折扣等優惠，增加其吸引力。推廣模擬安置[10]與集中安置相結合的安置方式，即以模擬的方式確定征收補償安置房的面積及價格，并給與一定的增購政策優惠，提前鎖定拆遷居民的安置需求，政府再按區域來建設集中安置點，實行集中安置，提高安置效率，降低安置成本。

3.提高安置房建設的質量與效率，推進安置社區的功能性福利。在實物安置中，應堅持經濟補償與功能性福利并重的原則。拆遷居民拒絕異地還建很大部分原因是安置房建設周期長，安置社區地理位置偏遠，周邊生活配套缺失，對新社區沒有歸屬感。開發商應從拆遷居民的要求出發進行安置房建設，保障安置房工期，做好相應的配套基礎設施建設，合理設計安置房的套型及配套的文化娛樂設施，做到低容積率、高綠化率、高建造標準，美化小區及周邊環境。政府應給與拆遷居民更多的功能性福利配置設施，降低居民空間失配的概率：如在新社區周邊規劃好相應的商業服務綜合體、教育、醫院等配套資源；保留拆遷家庭在原拆遷地施教區幼兒園、小學、初中的入學資格；部分拆遷居民（如個體商戶）因拆遷導致失業，政府應給與失業金補償，并提供相應的就業培訓，幫助其再就業。

4.推進保障性住房政策，解決居民拆后住房問題。拆遷社區的低收入性和老齡化現象普遍，很多拆遷居民即使拿到拆遷款也買不起房，老年人租房困難。政府應維穩房價，防止因拆遷導致的購房需求增加，短期房價大漲的現象。關注拆后居民的生活質量，大力推進保障性住房建設，增加對低保戶、困難拆遷戶的政策幫扶，減少其購房壓力；落實國家租購并舉的住房制度，開發廉租房項目，解決部分拆遷居民租房困難問題，讓群眾買得起房，租得到房，居有所安。