田雙清, 謝皖東, 陳 磊, 李何超, 吳 璽, 陳文寬

(1.四川農(nóng)業(yè)大學 管理學院, 成都 611130; 2.四川省土地統(tǒng)征整理事務(wù)中心, 成都 610041)

城鎮(zhèn)近郊區(qū)空心村整治農(nóng)戶意愿及影響因素分析
——以成都市5個縣(市、區(qū))17個村為例

田雙清1, 謝皖東1, 陳 磊1, 李何超2, 吳 璽2, 陳文寬1

(1.四川農(nóng)業(yè)大學 管理學院, 成都 611130; 2.四川省土地統(tǒng)征整理事務(wù)中心, 成都 610041)

城鎮(zhèn)近郊區(qū)空心村整治對于新農(nóng)村建設(shè)以及城鄉(xiāng)一體化發(fā)展等具有重要意義。以成都市5個縣(市、區(qū))17個村419戶農(nóng)戶為樣本，基于結(jié)構(gòu)方程模型研究影響城鎮(zhèn)近郊區(qū)空心村整治農(nóng)戶意愿的主要因素，結(jié)果顯示模型的總體擬合度較好，農(nóng)戶的政策認知程度、生活改變接受度以及整治期望度與整治農(nóng)戶意愿存在正向的相關(guān)關(guān)系，現(xiàn)有狀況滿意度與整治農(nóng)戶意愿呈負相關(guān)，且滿意度對整治農(nóng)戶意愿的影響最大。對滿意度潛變量影響最大的為搬遷補償滿意度，對認知度潛變量影響最大的為是否了解空心村整治政策，對接受度潛變量影響最大的為建房投入增加接受度，對期望度潛變量影響最大的為收入增加期望度。因此，對城鎮(zhèn)近郊區(qū)空心村整治農(nóng)戶意愿影響因素的研究需從農(nóng)戶的滿意度出發(fā)，提高居民搬遷補償滿意度、加強對空心村整治相關(guān)政策的宣傳、減輕農(nóng)民新房投入建設(shè)成本以及增加收入來源等方面出發(fā)，提升空心村整治推廣價值。

土地整治; 農(nóng)戶意愿; 影響因素; 結(jié)構(gòu)方程模型; 近郊空心村

隨著城鎮(zhèn)化的快速發(fā)展以及戶籍制度的改革，農(nóng)村人口非農(nóng)化速度不斷加快，農(nóng)村勞務(wù)輸出機會日漸增多，致使農(nóng)村人口大量外流，加之近20 a來，農(nóng)村住房建設(shè)規(guī)模的增大，宅基地閑置、廢棄的比例也相應(yīng)增多，土地資源嚴重浪費，人地關(guān)系日趨緊張，涌現(xiàn)出大量的“空心村”[1]，這逐漸成為農(nóng)村經(jīng)濟社會發(fā)展中的一個熱點和焦點問題。而農(nóng)村宅基地管理相對薄弱，一些村莊存在著建新不拆舊、一戶多宅及非法轉(zhuǎn)讓宅基地等問題，城市用地緊張與農(nóng)村低效用地現(xiàn)象并存，在此背景下，中央“一號文件”連續(xù)幾年都提出開展農(nóng)村土地整治工作，目前土地整治已上升為國家戰(zhàn)略，劉彥隨等學者提出空心村整治也應(yīng)提升為國家戰(zhàn)略[2-3]?？招拇逭问切罗r(nóng)村建設(shè)順利開展無法回避的重要課題，也是解決農(nóng)村問題、發(fā)展農(nóng)業(yè)經(jīng)濟、改善農(nóng)民生活的重要議題。積極開展空心村整治，既有利于優(yōu)化土地資源配置，同時還可以促進農(nóng)村宅基地依法管理，改善村容村貌，加快社會主義新農(nóng)村建設(shè)。

近十年來，我國各地廣泛開展農(nóng)村土地綜合整治，一些試點地區(qū)還對反映農(nóng)民意愿的基層治理機制作了許多探索，但在堅持村民自治、尊重農(nóng)民意愿、保障農(nóng)民權(quán)益不受侵害方面仍存在一些問題亟待解決。從現(xiàn)實來看，目前國內(nèi)空心村改造仍然處于一種不成熟的狀態(tài)，一些地方政府不顧現(xiàn)實情況，急功近利，強迫農(nóng)民拆遷，農(nóng)民“被上樓”問題備受關(guān)注?？招拇逭涡枰娃r(nóng)戶的共同參與，農(nóng)戶是農(nóng)村土地利用的基本決策單元[4]，在整個整治過程中，農(nóng)戶的參與性尤為重要，他們的參與意愿對推動農(nóng)村綜合整治產(chǎn)生著最直接的影響[5-7]。農(nóng)戶作為經(jīng)濟“理性人”和社會“理性人”的綜合體[8-10]，其居住與生活環(huán)境的改變決策并非簡單地追求經(jīng)濟利益最大化，而是追求生態(tài)、經(jīng)濟、社會等綜合效益的均衡，其影響因素往往是綜合的、多樣化的[11],想要保證整治效果，對整治農(nóng)戶意愿及其影響因素進行深入研究就顯得尤為必要，從微觀行為主體的角度了解農(nóng)戶改變居住和生存環(huán)境的目的與動因，通過農(nóng)民意愿現(xiàn)狀分析，根據(jù)農(nóng)民意愿影響因素的研究結(jié)果，綜合考慮農(nóng)民意愿，保障改造的合理性，對促進空心村合理改造和推動新農(nóng)村建設(shè)、構(gòu)建社會主義和諧社會具有十分重要的意義，為制定合理的空心村改造政策提供有價值的參考依據(jù)。本文以農(nóng)戶意愿為出發(fā)點，多次進行農(nóng)戶問卷調(diào)查，對農(nóng)民是否愿意參加整治、其意愿受到哪些因素影響、哪種因素起關(guān)鍵性作用、農(nóng)民如何看待集中居住等問題進行分析，探索整治實施機制，為順利開展空心村綜合整治及推廣提供可靠的現(xiàn)實依據(jù)。

1 文獻回顧與研究假說

1.1 文獻綜述

在我國，學者們主要從土地利用、城鄉(xiāng)統(tǒng)籌、新農(nóng)村建設(shè)和鄉(xiāng)村地域可持續(xù)發(fā)展等不同視角對空心村進行研究，多集中于對內(nèi)涵[12]、表現(xiàn)特征、演化機理、動力機制、影響因素、整治潛力[13-14]、整治模式[15-16]等的探究，由于受自然地理特征、社會經(jīng)濟條件等因素的綜合影響，不同區(qū)域的空心化程度、表現(xiàn)特點、整治方式等均存在明顯差異。宋偉等[17]分析了不同區(qū)位及地形條件下村莊空心化程度及影響因素，結(jié)果顯示城鎮(zhèn)遠郊區(qū)空心化率高于城鎮(zhèn)近郊區(qū)，山地村莊空心化率高于平原區(qū)和丘陵區(qū)。而國外專門針對空心村的研究較少，它們大多把空心村看作村莊整治的一部分。日本開展的“農(nóng)村整理事業(yè)”，以土地基礎(chǔ)建設(shè)、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化設(shè)施建設(shè)等，推動土地改良和開發(fā)，實現(xiàn)地域農(nóng)業(yè)和農(nóng)村振興[18]。韓國的“新村運動”，實施農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和環(huán)境整治，農(nóng)民由被動地位轉(zhuǎn)為主動參與和全面發(fā)展，符合農(nóng)民意愿[19]。此外德國的城市農(nóng)村等值化運動，法國的農(nóng)村可持續(xù)發(fā)展村莊規(guī)劃，印度的“鄉(xiāng)村綜合開發(fā)運動”，也都促進了農(nóng)村資源的合理開發(fā)與利用，一定程度上緩解了鄉(xiāng)村的貧困，加快了村莊的發(fā)展。

空心村發(fā)展到一定階段，就會對農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生許多負面影響，鑒于此學者們開始熱衷于探究空心村整治。黎孔清等[20]認為農(nóng)村居民點整治是土地整治規(guī)劃的核心問題。諸培新等[21]認為整治工程的順利推進主要取決于地方政府的財政支撐力、市場對建設(shè)用地的價格承受力和農(nóng)戶意愿，其中房屋搬遷補償標準、安置房價值、承包地處置情況與農(nóng)戶長期生活保障對農(nóng)戶參與意愿有決定作用。目前有關(guān)村莊整治農(nóng)戶意愿及其影響因素的研究較多，曲衍波等[22]研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶對農(nóng)村居民點整治的意愿較強烈，整治意愿的決策因素包括共同型和特定型，農(nóng)業(yè)主導(dǎo)型農(nóng)戶以生存理性為主導(dǎo)，農(nóng)工兼具型農(nóng)戶側(cè)重于經(jīng)濟理性，非農(nóng)主導(dǎo)型農(nóng)戶則追求經(jīng)濟理性和社會理性，且不同類型農(nóng)戶適宜不同整治模式。在不同的村莊整治模式下，其農(nóng)戶意愿的影響因素也會有所不同，張正峰等[23]通過比較分析法，發(fā)現(xiàn)宅基地置換模式下，年齡、人口數(shù)、房屋建筑年代、喜好房屋類型、政策認知狀況以及對生活成本的接受程度是影響整治農(nóng)戶意愿的因素；村莊歸并模式下，農(nóng)業(yè)收入占比、宅基地面積、生態(tài)環(huán)境滿意度、補償方式和對生活成本的接受程度是影響整治農(nóng)戶意愿的因素?？招拇逅幍膮^(qū)域、地理環(huán)境、經(jīng)濟發(fā)展水平等不盡相同，近郊和遠郊農(nóng)戶意愿也存在較大程度上的差異，因此需對空心村進行差別化改造。周小平等[24]通過分析不同經(jīng)濟發(fā)展水平地區(qū)村莊整治農(nóng)戶意愿，發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶在土地處理方式和安置方式上有不同的訴求，但普遍農(nóng)戶對居住環(huán)境改善的期望較高。王靜等[25]通過典型調(diào)研和統(tǒng)計分析發(fā)現(xiàn)影響農(nóng)戶建房需求意愿的主要因素有家庭人口規(guī)模、對國家政策的認知、農(nóng)戶建房自有資金等，影響村莊建設(shè)的主要因素是家庭年收入，而基礎(chǔ)設(shè)施條件是影響集中搬遷意愿的主要因素。陳玉福等[26]認為空心村整治的農(nóng)戶意愿包含農(nóng)民對現(xiàn)住房滿意程度、土地規(guī)模經(jīng)營意愿、閑置宅基地處置與中心村建設(shè)意愿。李君等[27]設(shè)計的農(nóng)民意愿調(diào)查包含現(xiàn)有居住條件的評價、鄰里關(guān)系、遷居類型、現(xiàn)有住宅滿意度等內(nèi)容，研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)民的改造意愿受年齡結(jié)構(gòu)、居住條件、消費觀念等因素影響。聶鑫等[28]認為民族、土整政策知曉程度、家庭人口數(shù)、村容村貌滿意程度對整治農(nóng)戶意愿具有正向影響，年齡、勞動力人口、項目實施前征集意見情況對其具有負向影響。黃明進等[29]通過對廣州市白云區(qū)空心村的實地調(diào)查，得出空心村改造認知程度、是否異地改建、是否整村改造、是否成為改造試點村、改造后節(jié)約土地利用方式對農(nóng)民改造意愿影響顯著。劉彥隨等[30]從地理學角度結(jié)合山東禹城的整治實踐進行研究，通過潛力評價和情景模擬，提出空心村改造中尊重農(nóng)戶意愿，在農(nóng)戶可接受框架下，科學評估，示范先行，合理補償?shù)恼螌Σ摺?/p>

綜上所述，目前空心村整治農(nóng)戶意愿的影響因素眾多，學者們主要從農(nóng)戶自身的年齡、文化程度，對政策的認知狀況，對現(xiàn)有住房、環(huán)境以及搬遷補償?shù)确矫孢M行研究，但對其影響因素的研究主要是運用Logistic模型進行分析，對于運用結(jié)構(gòu)方程模型(SEM)的研究分析較少，且從農(nóng)戶這個微觀主體出發(fā)的相關(guān)研究也較少，因此本文基于結(jié)構(gòu)方程模型，分析空心村整治農(nóng)戶意愿及其影響因素，對于推進新農(nóng)村建設(shè)以及構(gòu)建社會主義和諧社會具有十分重要的意義，為制定合理的空心村改造政策提供一定的參考價值。

1.2 研究假說

基于上訴文獻綜述和相關(guān)理論研究，本文提出見圖1的村莊整治農(nóng)戶意愿的主要影響因素假說模型。假說模型以整治農(nóng)戶意愿為內(nèi)生潛變量，以農(nóng)戶的政策認知程度、現(xiàn)有狀況滿意度、生活改變接受度、整治期望度為外源潛變量(以下簡稱認知度、滿意度、接受度、期望度)。其中，政策認知程度包括是否了解新農(nóng)村建設(shè)、是否了解土地征收、是否了解城鄉(xiāng)增減掛鉤、是否了解空心村整治以及是否了解宅基地退出政策；現(xiàn)有狀況滿意度包括道路滿意度、教育滿意度、醫(yī)療滿意度、綠化滿意度、基礎(chǔ)設(shè)施滿意度以及搬遷補償滿意度；生活改變接受度包括生活方式改變接受度、就業(yè)改變接受度、建房投入增加接受度、耕地減少接受度以及生活成本上升接受度；整治期望度包括住房改善期望度、收入增加期望度、環(huán)境改善期望度、身份轉(zhuǎn)變期望度?；谖墨I綜述、相關(guān)理論與本文的研究主題，本文提出以下假設(shè)：

H1：認知度、滿意度、接受度以及期望度對整治農(nóng)戶意愿產(chǎn)生影響，且滿意度對農(nóng)戶參與村莊整治的影響最大；

H2：認知度與整治農(nóng)戶意愿有正相關(guān)關(guān)系，農(nóng)民對當前的相關(guān)農(nóng)村政策越了解，對政策越支持，就會越愿意參與村莊整治；

H3：滿意度與整治農(nóng)戶意愿有負相關(guān)關(guān)系，農(nóng)民對當前生活狀況滿意度越低，就越想要改變現(xiàn)狀，整治意愿則越強；

H4：接受度與整治農(nóng)戶意愿有正相關(guān)關(guān)系，農(nóng)民對生活狀況的改變接受度越高，表明其承受能力越強，越能接受現(xiàn)狀的改變，整治意愿越強；

H5：期望度與整治農(nóng)戶意愿有正相關(guān)關(guān)系，農(nóng)民改變現(xiàn)狀的期望越強，即表明其參與整治的意愿越強。

圖1整治農(nóng)戶意愿影響因素假說模型

2 樣本選擇

本文選取成都市近郊區(qū)5個縣(市、區(qū))的整治農(nóng)戶作為實證分析對象并組織相關(guān)的實地調(diào)查，以驗證圖1所示的整治農(nóng)戶意愿影響因素的假說模型。

2.1 樣本選擇

本次調(diào)查主要是為了研究整治農(nóng)戶意愿影響因素情況，受訪農(nóng)戶是否愿意參與村莊整治將直接影響研究的結(jié)果。為確保調(diào)查對象選擇的準確性，本次共選取邛崍、大邑、崇州、新津、天府新區(qū)5個地區(qū)17個村(社)，通過分層抽樣和隨機抽樣相結(jié)合的方法選取樣本，在每個村(社)隨機選擇20～30個左右符合設(shè)定條件的農(nóng)戶，且調(diào)查采取一對一訪談的方式進行當場作答。調(diào)查問卷共457份，有效問卷419份，問卷有效率為91.7%。

2.2 問卷設(shè)計

調(diào)查問卷的設(shè)計圍繞村莊整治農(nóng)戶意愿假說模型展開，在借鑒已有相關(guān)研究的基礎(chǔ)上，結(jié)合本文的具體情況，針對模型中提出的各項假說設(shè)計問卷，在天府新區(qū)官塘村進行預(yù)調(diào)研，然后基于調(diào)研實際對問卷進行修正。正式的調(diào)查問卷分為兩部分，一為農(nóng)戶的基本信息，包括自身特征和家庭特征，其中自身特征包括年齡、文化程度；家庭特征包括家庭人口、耕地面積、家庭年收入以及房屋結(jié)構(gòu)。二為整治意愿調(diào)查，包括整治農(nóng)戶意愿、認知度、滿意度、接受度以及期望度5方面共約23個可觀測變量，每個指標均采用李克特5點量表法(Likert)來測度其值。模型變量含義、取值以及描述性統(tǒng)計分析結(jié)果詳見表1。

表1 假說模型變量

3 樣本描述

3.1 受訪農(nóng)戶基本特征

從調(diào)查對象的情況來看，男女比例較平衡，男性占樣本總數(shù)的47.5%，女性占樣本總數(shù)的52.5%；受訪農(nóng)戶大多為中老年人，其中20歲以下的有6人，21～40歲的有68人，41～60歲的有212人，60歲以上的有133人；受訪農(nóng)戶文化程度普遍偏低，以小學及以下學歷為主，共259人，占樣本總數(shù)的61.8%，家庭人口主要集中在3～5人，平均家庭人口為4人；家庭年總收入主要在1～5萬元范圍內(nèi)；家庭房屋結(jié)構(gòu)以磚木和磚混為主。受訪農(nóng)戶基本信息詳見表2。

3.2 整治農(nóng)戶意愿比較

本次共調(diào)查天府新區(qū)、邛崍、崇州、大邑、新津5個縣(市、區(qū))，所調(diào)查的村莊目前已基本完成整治，整治意愿分為拆舊意愿、建新意愿以及綜合意愿。調(diào)查顯示88%的農(nóng)戶表示愿意參加整治，其中愿意拆舊的有89%，愿意建新的有88%，拆舊意愿高于建新意愿，主要原因是因為城鎮(zhèn)近郊區(qū)，農(nóng)民進城務(wù)工的較多，他們更愿意到城鎮(zhèn)購房，而非在農(nóng)村建新房，且原有的房屋大多都較破舊，同時拆舊可獲得一定的補償。

3.2.1 不同距離農(nóng)戶意愿比較 距中心城鎮(zhèn)不同距離的農(nóng)戶對村莊整治的意愿程度具有明顯的差異(在這里將0～2 km定義為較近距離，2 km以上定義為較遠距離)。從表3可以看出，總的來說，距城鎮(zhèn)越遠的村莊，拆舊意愿高于建新意愿，而距城鎮(zhèn)越近的村莊，建新意愿高于拆舊意愿，其中在所調(diào)查的村莊中，斜江村、火星村、新民村以及英漢村有所例外，主要是因為這些距離較遠的村莊有較多新修房屋，人們不愿意拆除，而距離較近的村莊年代久遠的房屋較多，人們的建新需求較高，總的來說，距中心城鎮(zhèn)距離與整治意愿呈正相關(guān)。

3.2.2 不同年齡農(nóng)戶意愿比較 表4的調(diào)查結(jié)果顯示，不同年齡受訪農(nóng)戶的村莊整治意愿有所差異。這里將年齡劃分為4個階段，所有階段的拆舊意愿均高于建新意愿，其中0～20歲的拆舊意愿和建新意愿最高，60歲以上的拆舊意愿及建新意愿最低，年齡越大的人拆舊和建新意愿越低，即年齡層次與整治意愿呈負相關(guān)，主要是因為老年人有較強烈的戀土情節(jié)，以及受保守思想的影響，不愿意對現(xiàn)狀做出改變。

3.2.3 不同文化程度農(nóng)戶意愿比較 從表5可以看出，不同文化程度的農(nóng)戶村莊整治意愿存在差異，農(nóng)戶所受教育不同，思想也會不同，對政策及現(xiàn)狀的認知就會不同?？傮w上來說，文化程度越高的人其村莊整治意愿越高，即文化程度與整治意愿呈正相關(guān)。而這里的小學及以下文化程度的整治意愿高于初中文化的整治意愿，主要是由于樣本量的問題，調(diào)查人口文化程度普遍偏低，小學及以下學歷的人數(shù)大于初中文化人數(shù)。

表2 農(nóng)戶基本信息

表3 不同距離農(nóng)戶的村莊整治意愿程度

表4 不同年齡農(nóng)戶的村莊整治意愿程度

表5 不同文化層次村莊整治農(nóng)戶意愿程度

4 實證分析

4.1 模型構(gòu)建

本文所研究的村莊整治農(nóng)戶意愿屬于農(nóng)戶的主觀意識，存在主觀測量誤差，且難以直接測量。結(jié)構(gòu)方程模型(structural equation modeling，簡稱SEM)可為難以直接觀測的潛變量提供一個可以觀測和處理，并可將難以避免的誤差納入模型之中進行分析。為此，本文應(yīng)用SEM展開整治農(nóng)戶意愿影響因素的分析。結(jié)構(gòu)方程模型包括：(1) 測量模型，反映潛變量和可測變量間的關(guān)系；(2) 結(jié)構(gòu)模型，反映潛變量之間的結(jié)構(gòu)關(guān)系。

X=∧xξ+σ

(1)

Y=∧yη+ε

(2)

η=Bη+Γξ+ζ

4、調(diào)控土壤酸度。水稻幼苗喜歡在酸性土壤中生長，這與他的祖先長期生長在酸性沼澤土地上有關(guān)。我地鹽堿化土壤多，育苗土雖經(jīng)嚴格選擇，PH值仍然偏高。而PH值越高，越容易染病。為抑制立枯病病原菌，培育壯秧，從做床播種到起苗插秧，自始至終都需要用稀釋的硫酸水（PH3—4）或調(diào)酸壯秧劑調(diào)控苗床土酸堿度。秧苗一葉一心期PH值4.5，二葉一心期PH值5.0，三葉一心期PH值5.5，以后以PH值不超過6.0為宜。

(3)

方程(1)和方程(2)為測量模型，X為外生潛變量的可測變量；Y為內(nèi)生潛變量的可測變量；∧x和∧y分別為反映x對ξ和y對η關(guān)系強弱程度的關(guān)聯(lián)系數(shù)矩陣；σ和ε分別為x和y的測量誤差。方程(3)為結(jié)構(gòu)模型；η為內(nèi)生潛變量；ξ為外生潛變量；η通過B和Γ系數(shù)矩陣以及誤差向量ζ把內(nèi)生潛變量和外生潛變量聯(lián)系起來。

4.2 信度和效度檢驗

(1) 信度檢驗。信度系指測驗結(jié)果的一致性、穩(wěn)定性及可靠性。本文采用Cronbach′s(克朗巴哈)α系數(shù)來檢查調(diào)查問卷研究變量在各個測量題項上的一致性程度，Cronbach′s α信度系數(shù)是目前最常用的信度系數(shù)，當Cronbach′s α系數(shù)值≥0.7，0.35～0.7和<0.35時，所對應(yīng)的分別為高信度、一般信度(尚可)和低信度。測量結(jié)果見表6，整治農(nóng)戶意愿的認知度、滿意度、接受度、期望度以及整治意愿的Cronbach′s α系數(shù)均大于0.7，表明變量具有良好的內(nèi)部一致性信度。

表6 意愿問卷的信度系數(shù)

(2) 效度檢驗。問卷的效度一般可從內(nèi)容效度和建構(gòu)效度兩方面來檢驗。本次調(diào)查問卷的潛變量設(shè)定是基于文獻綜述和相關(guān)理論、預(yù)調(diào)研情況、專家審查和修訂等綜合考慮的結(jié)果，基本保證了問卷能夠包含影響整治農(nóng)戶意愿的主要因素，具有一定的代表性和可靠性，因此保證了問卷具有較好的內(nèi)容效度。利用SPSS 22.0進行探索性因子分析對量表進行KMO和Bartlett′s 球形檢驗，可得KMO=0.893，大于0.7，Bartlett′s 球形檢驗值顯著(Sig.<0.001),表明問卷數(shù)據(jù)符合因子分析的前提要求。因此采用主成分分析方法進一步進行分析，以特征根大于1為因子提取公因子，因子旋轉(zhuǎn)時采用方差最大正交旋轉(zhuǎn)進行因素分析，分析結(jié)果見表7。

從表7可以看出因素分析結(jié)果總共得到5個因素，解釋能力分別為19.048%，14.905%，14.361%，12.762%，9.623%，總解釋能力(累計方差貢獻率)達到了70.700%，大于50%，表明篩選出來的5個因素具有良好的代表性。且通過Kaiser 標準化最大方差法對因素負荷量系數(shù)進行分析可知，各個測量題項的因素負荷量均大于0.5，且交叉載荷均小于0.4，每個題項均落到對應(yīng)因素中，表明量表具有良好的結(jié)構(gòu)效度。

在討論理論建構(gòu)效度時，必須考慮問卷的收斂效度和區(qū)別效度，相關(guān)系數(shù)能較好地反映結(jié)構(gòu)效度。相關(guān)系數(shù)詳細的分類方法如下：|r|=1，完全相關(guān)；|r|≤0.70<0.99，高度相關(guān)；0.40≤|r|<0.69，中度相關(guān)；0.10≤|r|<0.39，低度相關(guān)；|r|<0.10，微弱或無相關(guān)。整治農(nóng)戶意愿影響因素的各潛變量間的相關(guān)性情況見表8。表中數(shù)據(jù)顯示，各因素之間均具有顯著的相關(guān)，農(nóng)戶認知度潛變量與其他潛變量的相關(guān)系數(shù)較低，說明該潛變量的區(qū)別效度較高。同理，滿意度、接受度以及期望度潛變量均具有區(qū)別效度，說明問卷的結(jié)構(gòu)效度良好。

4.3 模型擬合及修正

本文使用Amos17.0軟件作為結(jié)構(gòu)方程模型分析的軟件工具，對圖1模型進行擬合，分析模型的各項擬合指標及路徑系數(shù)。當指標的估計值標準化系數(shù)超過1，且存在負的誤差方差，即模型產(chǎn)生違犯估計(offending estimates)時，采用漸進的方式對模型進行修正，驗證結(jié)構(gòu)方程模型的適配性，本研究選擇幾個指標進行整體模型的配適度的評估，包含Cmin檢驗、Cmin/DF的比值、配適度指標(GFI)、調(diào)整后的配適度(AGFI)、平均近似誤差均方根(RMSEA)、非基準配適指標(NNFI)、漸增式配適指標(IFI)、比較配適度指標(CFI)，評價模型與數(shù)據(jù)擬合程度時要綜合考慮各個指標，當絕大多數(shù)指標都滿足要求時可以認為模型與數(shù)據(jù)擬合度較好，然后對研究中提出的假設(shè)進行檢驗，最終達到如圖2所示的較優(yōu)模型。

表7 總方差解釋

表8 相關(guān)分析

**.在置信度(雙測)為0.01時，相關(guān)性是顯著的。

按照結(jié)構(gòu)方程模型的應(yīng)用程序，在進行模型整體適配度估計前，應(yīng)檢驗?zāi)Ｐ褪欠癞a(chǎn)生違犯估計。圖2為修正后的模型，模型估計值顯示，標準化系數(shù)沒有超過或接近1，不存在負的誤差變異數(shù)，也沒有出現(xiàn)非常大或極小的標準誤差，協(xié)方差矩陣也符合正定矩陣。各擬合指數(shù)的常用標準為：Cmin/DF<3，擬合優(yōu)度指數(shù)GFI和AGFI、非正規(guī)擬合指數(shù)NNFI、增量擬合指數(shù)IFI、比較擬合指數(shù)CFI的取值范圍是0到1之間，越接近1擬合效果越好，通常采取>0.9的標準；而近似誤差指數(shù)RMSEA取值在0.08以下，越小越好。從整體模型適配度的檢驗結(jié)果可知Cmin/DF為1.712，小于3以下標準，GFI，AGFI，NNFI，IFI，CFI分別為0.928，0.909，0.967，0.971，0.971，均達到0.9以上的標準，RMSEA為0.041，達到了0.08以下的標準，大多的擬合指標均符合一般SEM研究的標準，表明模型的整體擬合度很好，說明本文提出的因果關(guān)系模型與實際調(diào)查數(shù)據(jù)契合，模型的可用性就越高，圖2的路徑分析的假說模型得到了支持。

4.4 模型路徑分析

修正模型的整體擬合指標通過檢驗后，模型進入路徑分析階段。表9給出了整治農(nóng)戶意愿影響因素模型的路徑系數(shù)、標準誤差、臨界比率值及顯著性。從表中可知,認知度對整治農(nóng)戶意愿的β值為0.252，p值小于0.001，表明認知度對整治農(nóng)戶意愿具有正向的影響作用，假設(shè)成立；滿意度對整治農(nóng)戶意愿的β值為-0.282，p值小于0.001，表明滿意度對整治農(nóng)戶意愿具有負向的影響作用，假設(shè)成立；接受度對整治農(nóng)戶意愿的β值為0.262，p值小于0.001，表明接受度對整治農(nóng)戶意愿具有正向的影響作用，假設(shè)成立；期望度對整治農(nóng)戶意愿的β值為0.245，p值小于0.001，表明期望度對整治農(nóng)戶意愿具有正向的影響作用，假設(shè)成立；所以可知滿意度對農(nóng)戶意愿整治的影響最大。對各潛變量的分析具體如下：

(1) 滿意度潛變量中，道路滿意度、教育滿意度、醫(yī)療滿意度、綠化滿意度、基礎(chǔ)設(shè)施滿意度以及搬遷補償滿意度對農(nóng)戶現(xiàn)有狀況滿意度的影響路徑系數(shù)分別為0.83，0.79，0.76，0.80，0.84，0.86，各變量與滿意度之間均為顯著的正相關(guān)關(guān)系，對滿意度影響最大的為搬遷補償滿意度，搬遷補償越高，相應(yīng)地收入會增加，人們的生活成本以及建房成本都會相應(yīng)減輕，人們越愿意參與整治。

(2) 認知度潛變量中，是否了解新農(nóng)村建設(shè)、是否了解土地征收、是否了解城鄉(xiāng)增減掛鉤、是否了解空心村整治以及是否了解宅基地退出等顯變量對農(nóng)戶政策認知度的影響路徑系數(shù)分別為0.73，0.71，0.73，0.78，0.76，各顯變量與潛變量均為顯著的正相關(guān)，對認知度潛變量影響最大的為是否了解空心村整治政策，但各可測變量的影響大小差異較小。

(3) 接受度潛變量中，生活方式改變接受度、就業(yè)改變接受度、建房投入增加接受度、耕地減少接受度以及生活成本上升接受度對接受度的影響路徑系數(shù)分別為0.72，0.75，0.81，0.76，0.79，各變量與接受度潛變量均為顯著的正向關(guān)系，影響系數(shù)最大的為建房投入增加接受度，有較多受訪農(nóng)戶表示，他們建新房投入了較大的成本，增加了生活負擔，影響了他們參與村莊整治的意愿。

(4) 望度潛變量中，住房改善期望度、收入增加期望度、環(huán)境改善期望度以及身份轉(zhuǎn)變期望度對農(nóng)戶整治期望度的影響路徑系數(shù)分別為0.80，0.81，0.79，0.78，對期望度影響最大的為收入增加期望度，各變量的影響路徑系數(shù)差別較小。

圖2 結(jié)構(gòu)方程模型表9 結(jié)構(gòu)方程模型路徑系數(shù)

注：***表示p<0.001水平顯著。

5 結(jié)論與討論

5.1 結(jié) 論

通過以上分析可知，認知度、接受度以及期望度與農(nóng)戶的整治意愿存在正向的相關(guān)關(guān)系，滿意度與整治農(nóng)戶意愿是負向關(guān)系，主要原因是這里的滿意度主要是針對整治前的情況來說，整治前村莊的人居環(huán)境、基礎(chǔ)設(shè)施、公共服務(wù)等各方面條件均較差，人們期望通過村莊整治改變現(xiàn)狀，4個潛變量對整治農(nóng)戶意愿的影響路徑系數(shù)分別為0.252，-0.282，0.262，0.245，滿意度對整治農(nóng)戶意愿的影響最大，接受度次之，認知度再次之，期望度最后。對滿意度潛變量影響最大的為搬遷補償滿意度，對認知度潛變量影響最大的為是否了解空心村整治政策，對接受度潛變量影響最大的為建房投入增加接受度，對期望度潛變量影響最大的為收入增加期望度，各可測變量與潛變量均呈顯著的正相關(guān)，且各變量的影響路徑系數(shù)差別較小，上述研究結(jié)論與本文的研究假說基本一致。本文的研究結(jié)論顯示，加強對農(nóng)戶的搬遷補償、改善農(nóng)戶基礎(chǔ)設(shè)施條件和居住環(huán)境，以及加強對空心村相關(guān)政策的宣傳，減輕農(nóng)戶建房投入成本，解決農(nóng)民就業(yè)問題，增加收入來源，有利于提升農(nóng)戶滿意度，更好地推進農(nóng)村空心化整治。

5.2 討 論

(1) 本文在對整治意愿影響因素的分析過程中，選取了5個影響意愿因子23項指標反映農(nóng)民整治意愿變化，選擇的指標和方向與實況相結(jié)合，若選擇的因子不同指標偏向不一，則反映農(nóng)民的整治意愿上的強烈程度均會不同，反映的現(xiàn)實問題也會存在差異，研究對象以及指標會直接影響到模型的結(jié)果，所以如何選擇合理的整治意愿指標仍有待進一步的探索。

(2) 結(jié)構(gòu)方程模型的指標選擇限制為單一的常數(shù)樣本指標，針對復(fù)雜的非線性指標如何在模型構(gòu)建中合理篩選，并如何通過其他方式將其對整治意愿的影響體現(xiàn)出來，技術(shù)方法上全面而系統(tǒng)地選擇指標，仍值得繼續(xù)探討。

(3) 對農(nóng)民整治意愿影響因素研究只保留了5項因子，得到的結(jié)論也只能大致反映各影響因子間的關(guān)系，在后續(xù)的研究中應(yīng)全面地加以考慮與完善，同時數(shù)據(jù)的采集存在地區(qū)性和片面性，僅能反映調(diào)查區(qū)域的實際問題，對于更大范圍內(nèi)的整治意愿影響因素研究，需要更進一步的探討。

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AnalysisonFarmers′WishandInfluencingFactorsofVacantVillageRenovationinSuburbs—ACaseStudyin17Villagesin5Counties/DistrictsofChengdu

TIAN Shuangqing1, XIE Wandong1, CHEN Lei1, LI Hechao2, WU Xi2, CHEN Wenkuan1

(1.CollegeofManagement,SichuanAgriculturalUniversity,Chengdu611130,China;2.CenterofLandAcquisitionandConsolidationinSichuanProvince,Chengdu610041,China)

The renovation of vacant villages in suburbs is of great significance to the new rural construction and the urban-rural integration development. 419 peasant households from 17 villages in 5 counties/districts of Chengdu are taken as the samples in order to study the main factors influencing farmers′ wish on vacant village renovation in suburbs based on the structural equation model. The result shows that the overall fitting degree is fine, indicating that the degree of farmers′ cognition on policies, acceptability on changes in life and expectation on renovation are positively correlated with farmers′ wish on renovation, and that the satisfaction with current state is negatively correlated with farmers′ wish on renovation; particularly, the degree of satisfaction has the greatest influence on farmers′ wish on renovation. In particular, the factor that has the largest influence on the latent variable of satisfaction degree is the relocation compensation satisfaction, that for the latent variable of cognition degree is whether the policy on the hollow village renovation is known, that for the latent variable of acceptability is the acceptability on increase in house construction input, and that for the latent variable of expectation is the expectation on income increase. Thus, the study on the factors influencing farmers′ wish on vacant village renovation in suburbs starts with the farmers′ satisfaction degree in terms of improving the relocation compensation satisfaction, enhancing the spread of policies on vacant village renovation, reducing the farmers′ cost in housing construction, and increase the source of income, for the purpose of upgrading the promotion value of vacant village renovation.

land renovation; farmers′ wish; influencing factors; structural equation model; vacant village in suburb

2017-01-22

：2017-02-22

國家科技支撐項目“城鎮(zhèn)近郊區(qū)空心村整治關(guān)鍵技術(shù)集成示范”(2014BAL01B04)

田雙清(1993—),女,四川南充人,碩士研究生,研究方向:土地經(jīng)濟與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟。E-mail:844308444@qq.com

陳文寬(1959—),男,四川蒼溪人,教授，博士生導(dǎo)師,研究方向:土地資源管理和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟。E-mail:wkc9889@163.com

F301.2

：A

：1005-3409(2017)05-0305-09