王 楠，郝晉珉，李 牧，陳愛琪

（1. 中國農(nóng)業(yè)大學土地科學與技術學院，北京 100193； 2. 自然資源部農(nóng)用地質量與監(jiān)控重點實驗室，北京 100193）

0 引 言

隨著中國工業(yè)化和城鎮(zhèn)化進程的迅速推進，大量農(nóng)村勞動力向城鎮(zhèn)中遷移，生計非農(nóng)化成為農(nóng)村地區(qū)社會經(jīng)濟轉型中的典型特征[1]。在農(nóng)民的生產(chǎn)、生活方式逐漸脫離農(nóng)村土地的過程中，農(nóng)村土地利用方式隨之發(fā)生改變。農(nóng)村宅基—地作為農(nóng)戶居住和生活的重要場所以及農(nóng)村建設用地中的重要組成部分，在非農(nóng)收入增加、農(nóng)業(yè)勞動力減少的過程中呈現(xiàn)出了粗放低效的用地現(xiàn)狀。

農(nóng)村宅基地整理作為合理利用農(nóng)村土地資源的重要手段之一、土地整治工作的重要組成部分，得到了黨和國家的高度重視。目前，相關研究多采取直接將閑置和廢棄宅基地計為來源[2-4]，或以戶均宅基地面積標準為基礎[5-6]等方法對宅基地整理潛力進行計算，但其忽略了一定區(qū)域范圍內各地區(qū)間發(fā)展差異或不便于統(tǒng)計，從而造成所制定的整理目標不夠準確。也有部分學者以建設用地城鄉(xiāng)結構調整為目標進行宅基地整理分區(qū)[7-8]，或以宅基地用地中存在的主要問題為切入點對宅基地整理潛力類型進行劃分[9-10]，卻忽視了農(nóng)戶行為在農(nóng)村宅基地整理工作中的重要性。相關研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶生計轉型過程中，其對于宅基地的功能需求的改變造成宅基地內部用地類型配置及其規(guī)模隨之變化[11-13]，農(nóng)村宅基地將會逐漸擺脫粗放低效的利用方式[14-15]。因此，本研究以河北省為例，結合農(nóng)村社會經(jīng)濟轉型背景，對農(nóng)村宅基地整理分區(qū)與潛力開展分區(qū)研究，以期為科學、合理、高效地開展農(nóng)村宅基地整理工作提供參考與借鑒。

1 研究區(qū)概況

河北省環(huán)抱首都北京，地處東經(jīng) 113°27′－119°50′，北緯 36°05′－42°40′之間，轄區(qū)總面積為 18.88萬平方千米，包括11個地級市、168個縣（市、區(qū)）。其地勢西北高、東南低，地貌復雜多樣，壩上高原、燕山和太行山山地、河北平原三大地貌單元各占河北省總面積的8.5%、48.1%和43.4%。由于農(nóng)村土地管理及農(nóng)民建房習慣相對松散，河北省戶均宅基地面積超標嚴重且利用效率低下。參考《河北省農(nóng)村宅基地管理辦法》中宅基地面積執(zhí)行標準可知，2016年，97%以上的縣域戶均宅基地面積超標，半數(shù)以上縣域戶均宅基地面積超標程度達1倍以上，85%以上的縣域宅基地容積率小于0.45。同時，縣域缺少宅基地面積標準實施細則，其自行制定導致區(qū)域差異不大的地方宅基地面積標準有較大差別且劃定依據(jù)大都忽視了農(nóng)戶層面因素。

2 研究方法與數(shù)據(jù)來源

2.1 農(nóng)戶生計與農(nóng)村宅基地利用耦合模型

2.1.1 理論框架

在區(qū)域一系列條件的制約下，隨著農(nóng)戶生計策略的變化，農(nóng)戶宅基地用地需求及擴張能力的改變對于農(nóng)村宅基地利用現(xiàn)狀的演變具有重要影響。其中，農(nóng)戶生計策略的變化是基于社會經(jīng)濟轉型并為了實現(xiàn)某些利于自身發(fā)展的生計結果而產(chǎn)生的，主要表現(xiàn)為生計非農(nóng)化；制約農(nóng)村宅基地利用的條件主要包括，體現(xiàn)農(nóng)戶生產(chǎn)、生活需求的主觀條件，自然、經(jīng)濟、社會因素等外部客觀條件，以及某些非理性因素（圖1）。

2.1.2 模型構建

圖1 基于農(nóng)戶生計的農(nóng)村宅基地利用研究理論框架Fig.1 Theoretical framework of rural housing land utilization based on farmers’ livelihood

首先，選取戶均宅基地面積為被解釋變量，體現(xiàn)農(nóng)村宅基地利用現(xiàn)狀。解釋變量的選取從農(nóng)戶生計及影響農(nóng)戶宅基地用地需求和擴張能力的制約條件等方面進行考慮（表1）。

表1 模型所涉及的變量Table 1 Variables involved in model

農(nóng)戶生計：隨著農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)程度的提高，其宅基地用地需求和擴張能力發(fā)生相應變化。同時，引入其二次項以驗證非農(nóng)就業(yè)程度與戶均宅基地面積間是否存在U型關系。

用地需求：農(nóng)村人口增多是宅基地居住需求擴大的直接原因，選擇家庭人口和城鎮(zhèn)化率體現(xiàn)農(nóng)戶宅基地居住需求；農(nóng)戶生產(chǎn)方式轉變是宅基地生產(chǎn)需求變化的直接原因，河北省作為中國重要糧棉產(chǎn)區(qū)，以人均耕地面積衡量農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模，以農(nóng)業(yè)分區(qū)體現(xiàn)不同農(nóng)業(yè)生產(chǎn)類型；農(nóng)戶宅基地使用習慣是影響宅基地面積的重要因素，以宅基地容積率反映住房習慣不同所帶來的宅基地集約利用水平差異。

擴張能力：農(nóng)村經(jīng)濟水平的提高使農(nóng)戶具有更加強大的經(jīng)濟實力對宅基地進行擴張，選擇人均 GDP、農(nóng)村居民人均可支配收入衡量農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展水平；以地形和城市區(qū)位反映土地資源的稀缺程度和利用難度及政府管理水平等方面對農(nóng)戶宅基地擴張能力的制約。其中，地形和城市區(qū)位因素屬于多分類變量，僅用一個回歸系數(shù)解釋多分類變量之間的變化關系及其對被解釋變量的影響并不合理，因而本文將二者均轉化為啞變量進行量化，以直觀反映解釋變量的不同屬性對于被解釋變量的影響，提高模型的精度和準確度。

然后，借助 OpenGeoDa軟件，基于共邊或共點的Queen空間鄰接矩陣，采取全局空間自相關[16]和局部空間自相關[17]方法對縣域戶均宅基地面積在整個河北省和鄰域空間的空間特征進行描述。并借助SPSS 20.0構建OLS模型，檢驗解釋變量之間的多重共線性關系和解釋變量對被解釋變量影響程度的顯著性。

最后，借助ArcGIS 10.3，采用地理加權回歸模型[18]將數(shù)據(jù)的空間位置引入到回歸系數(shù)中，利用非參數(shù)估計方法在每個地理位置給出函數(shù)的局部估計量。由于GWR模型要求數(shù)據(jù)具有空間度量指標，因而較全局回歸模型而言，其能夠靈活地局域調整優(yōu)化權重，使每個研究樣點都對應一個系數(shù)值，從而使估計結果更能真實反映每一點的具體情況[19]。模型結構為

式中yi為第i個縣域的戶均宅基地面積，m2；(ui,vi)為該縣域質心所在的地理坐標。βk(ui,vi)是第i個縣域第k個被解釋變量的回歸系數(shù)，εi為隨機誤差項。從而，基于上述被解釋變量和解釋變量，采用ADAPTIVE類型的高斯核函數(shù)，以AIC準則決定最佳帶寬，構建GWR模型。

2.2 農(nóng)村宅基地整理潛力測算方法

2.2.1 生計潛力

宅基地整理的一個重要目標是期望戶均宅基地面積盡量符合農(nóng)戶實際用地需求。因此將生計潛力定義為：由于農(nóng)戶的宅基地實際用地面積超過其現(xiàn)有生計水平下的最大用地需求，從而形成的可通過宅基地整理騰退出來的面積。

2.2.2 標準潛力

宅基地整理的理論潛力主要源于戶均宅基地實際用地面積超過省域相關標準的差值。同時，中國農(nóng)村居民點整理的中心任務是為了增加有效耕地面積[20]，但在實際操作過程中，由于土地本身自然條件和區(qū)域經(jīng)濟、社會條件的限制，并不是所有超標的農(nóng)村宅基地都可以復墾為耕地。因此將標準潛力定義為：在區(qū)域自然、經(jīng)濟、社會條件的限制下，由于農(nóng)戶的宅基地實際用地面積超過相關宅基地面積標準，從而形成的可通過宅基地整理騰退而增加的有效耕地面積。

采取逐級訂正的方法[21]對標準潛力進行估算，公式如下式中P(R)為自然經(jīng)濟社會潛力；P(T)為理論潛力，S為宅基地現(xiàn)狀面積，H為鄉(xiāng)村總戶數(shù)，B為戶均宅基地面積標準；f(N)為自然限制性修正系數(shù)；f(E)為經(jīng)濟限制性修正系數(shù)；f(S)為社會限制性修正系數(shù)。

基于已有相關研究及數(shù)據(jù)的可獲取性原則，三類修正系數(shù)的測算方法如下：

1）自然限制性修正系數(shù)：主要考慮區(qū)域地形和土地利用結構對耕作適宜性的影響[22]，計算公式如下

式中kp為大于25°坡耕地占耕地總面積的比例，其越大說明區(qū)域地形條件越復雜，耕作適宜性越低；kylc為園地、林地、草地占農(nóng)用地面積的比例，其越大說明區(qū)域適宜發(fā)展園林草地，不適宜發(fā)展為耕地。

2）經(jīng)濟限制性修正系數(shù)：主要體現(xiàn)宅基地整理過程中投資能力及投資回報對宅基地整理潛力的限制性。投資能力因素選擇人均 GDP、人均財政收入、農(nóng)民人均可支配收入指標以體現(xiàn)國家、地方和個人的經(jīng)濟實力；由于河北省為中國重要的糧棉產(chǎn)區(qū)，因而投資回報因素選擇糧食單位面積產(chǎn)量和棉花單位面積產(chǎn)量指標以體現(xiàn)宅基地整理所帶來的耕地生產(chǎn)回報。5個指標對經(jīng)濟限制性修正系數(shù)的影響效應全部為正。

采用層次分析法（AHP）確定各評價因子權重（表2），采取Min-max標準化法對各縣域所有指標進行無綱量化處理，并利用下式計算經(jīng)濟限制性修正系數(shù)[23]

式中Wi為各評價因素權重；fi為各評價因素得分；Wij為各評價指標權重；Xij為各評價指標標準化值，若指標影響效應為正則標準化值為正；反之則反。

3）社會限制性修正系數(shù)：主要體現(xiàn)政府及農(nóng)戶對宅基地整理工作的接受程度。政府可接受性因素選擇人均耕地面積、未利用地面積指標以體現(xiàn)人地矛盾突出程度和耕地后備資源豐富程度對地方政府實施耕地數(shù)量保護及占補平衡工作緊迫性的影響；農(nóng)戶可接受性因素選擇農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)程度、鄉(xiāng)村從業(yè)人員受教育年限、60歲及以上鄉(xiāng)村人口占鄉(xiāng)村總人口比重指標以反映農(nóng)戶由于生計非農(nóng)化、文化素質和思想意識的不同所導致的宅基地整理可接受程度的差異。其中，農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)程度、鄉(xiāng)村從業(yè)人員受教育年限對社會限制性修正系數(shù)的影響效應為正，其余為負。各評價因子權重如表 2所示，社會限制性修正系數(shù)計算方法與經(jīng)濟限制性修正系數(shù)相同。

表2 農(nóng)村宅基地整理經(jīng)濟和社會限制性評價指標及其權重Table 2 Economic and social restrictive evaluation indexes and their weights for rural housing land consolidation

2.3 數(shù)據(jù)來源與處理

由于河北省土地利用數(shù)據(jù)時間序列較短，難以進行縱向比較研究，因而本文采取橫向比較研究法，以空間差異替代時間演變，通過對比分析縣域宅基地利用現(xiàn)狀的變化及其驅動機制，探討宅基地集約可持續(xù)利用的途徑與區(qū)域戰(zhàn)略[24]。

本文涉及2016年前后河北省所有縣域。矢量數(shù)據(jù)、DEM數(shù)據(jù)來源于中國科學院資源環(huán)境科學數(shù)據(jù)中心；土地利用數(shù)據(jù)來源于2016年《河北省土地調查統(tǒng)計年鑒》；農(nóng)村人均住房面積來源于2003－2006年、2008－2013年《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》，并采用線性回歸方程對2016年農(nóng)村人均住房面積進行推測；60歲及以上鄉(xiāng)村人口占鄉(xiāng)村總人口的比重來源于2015年《河北省1%人口抽樣調查資料》；鄉(xiāng)村總戶數(shù)、鄉(xiāng)村人口等其他社會經(jīng)濟數(shù)據(jù)來源于2017年《河北農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》。其中，少數(shù)社會經(jīng)濟數(shù)據(jù)未統(tǒng)計至縣域層面，采用所在地級市的均值予以替代。

由于河北省農(nóng)村宅基地確權登記發(fā)證工作并未全面展開，宅基地面積統(tǒng)計數(shù)據(jù)缺乏，因此本文利用村莊面積和村莊中宅基地用地比例數(shù)據(jù)對其進行估算。估算公式如下

其中，村莊居住建筑用地比例依照《村鎮(zhèn)規(guī)劃標準》（GB 50188-1993）相關內容，主要與村莊的地位和職能有關，縣域之間相對均質，取中心村居住建筑用地比例的下限，一般鎮(zhèn)居住建筑用地比例的上限，為 55%[25]。原因是一般鎮(zhèn)居住建筑用地較緊湊，中心村居住建筑用地較寬泛，基層村用地取決于村民宅基地標準控制而未作具體規(guī)定。

3 結果與分析

3.1 農(nóng)村宅基地整理分區(qū)

3.1.1 農(nóng)戶生計與農(nóng)村宅基地利用耦合特征

通過空間自相關分析可得，I=0.090 0＞0，并通過了5%的顯著性檢驗。LISA圖顯示，自身及其周邊戶均宅基地面積均顯著較高的縣域約有 6個，集中分布于廊坊市和石家莊市，其皆處于平原地區(qū)且為地位重要的市轄區(qū)或環(huán)渤海經(jīng)濟圈和京津冀城市群的組成部分；自身及其周邊戶均宅基地面積均顯著較低的縣域約有 7個，集中分布于承德市、張家口市和邢臺市，其幾乎全部位于地形條件較為復雜的壩上和山地地區(qū)。而自身及其周邊戶均宅基地面積空間差異較大的縣域約有 9個，其余為不顯著區(qū)域。因此，河北省縣域戶均農(nóng)村宅基地面積存在一定程度的空間自相關作用，且模型構建過程中有必要將空間效應納入考慮范圍。

表3 OLS模型計算結果Table 3 Calculation results of OLS model

另外，X1和X12均通過了顯著性檢驗、X12系數(shù)為正，表明非農(nóng)就業(yè)程度與戶均宅基地面積間的確存在U型關系，且隨著農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)程度的提升，戶均宅基地面積呈現(xiàn)先下降后上升的態(tài)勢。主要由于城鄉(xiāng)二元結構中所存在的戶籍壁壘，使得土地成為農(nóng)民最主要的生活保障，這種依賴性導致農(nóng)戶在宅基地實際利用過程中存在嚴重的無序擴張現(xiàn)象。農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)程度未到達非農(nóng)就業(yè)拐點（X*）前，雖然其宅基地擴張能力（S）低于用地需求（D），但農(nóng)戶依舊依賴于各類信貸手段，為滿足自身需求、超出自身能力進行宅基地擴張；農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)程度超過X*后，雖然其宅基地用地需求低于擴張能力，但農(nóng)戶依舊會源于攀比、炫耀或是未雨綢繆的非理性心理因素，在自身能力范圍內、超出自身需求進行宅基地擴張（圖2）。

圖2 農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)程度與戶均農(nóng)村宅基地面積的關系Fig.2 Relationship between farmers' non-agricultural employment level and average area per household of rural housing land

GWR模型構建過程中，X2存在一定程度的空間聚類現(xiàn)象，導致了局部多重共線性問題。由于河北省各縣域家庭人口差異相對較小，對戶均宅基地面積影響不大，因而將其從模型中移除。所構建的 GWR模型調整后的R2為0.586，局部空間擬合度相對較好。

3.1.2 戶均農(nóng)村宅基地面積影響因素

1）非農(nóng)就業(yè)程度

根據(jù)GWR模型計算結果，基于二次函數(shù)圖像的軸對稱性質，求取圖2所示拋物線最低點所對應的橫坐標X*，即為非農(nóng)就業(yè)拐點所對應的非農(nóng)就業(yè)程度。計算公式如下

式中a為非農(nóng)就業(yè)程度的二次項系數(shù)，b為非農(nóng)就業(yè)程度的一次項系數(shù)。由于對二次項進行了中心化處理，因而β′1為實際回歸方程二次項系數(shù)，β1為實際回歸方程一次項系數(shù)，為非農(nóng)就業(yè)程度的平均值。

可知，各縣域非農(nóng)就業(yè)拐點在 0.496～0.564間，并呈現(xiàn)東高西低的分布格局（圖 3a）。沿海發(fā)達地區(qū)較內陸地區(qū)而言，可就地吸引大量農(nóng)村勞動力，農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)主要集中在本區(qū)域內，導致小規(guī)模普遍兼業(yè)現(xiàn)象突出，農(nóng)戶分化不充分[26]，因此在非農(nóng)就業(yè)程度較高的同時，依舊保有農(nóng)村宅基地用地需求。

2）城鎮(zhèn)化率

城鎮(zhèn)化率與戶均農(nóng)村宅基地面積呈正相關關系。由鄉(xiāng)村人口轉化為城鎮(zhèn)人口的這一部分人群，通過在城鎮(zhèn)買房、租房解決了居住需求，但由于宅基地限制流轉、社會保障不健全等因素，且自身經(jīng)濟水平較高，所以依然占有原有農(nóng)村宅基地并進行擴建[27]。因而隨著人口非農(nóng)化轉移進程的推進，宅基地面積不減反增。

圖3 非農(nóng)就業(yè)拐點分布情況Fig.3 Distribution of non-agricultural employment inflection points

同時，由于內陸地區(qū)農(nóng)戶最終能夠在城鎮(zhèn)落戶的較少，因此他們會選擇利用較高的非農(nóng)收入對其所擁有的農(nóng)村宅基地進行擴張，從而導致城鎮(zhèn)化率回歸系數(shù)呈現(xiàn)西高東低的分布格局（圖 4a），人口非農(nóng)化轉移對西部地區(qū)戶均農(nóng)村宅基地面積的擴張作用較強。

3）人均耕地面積

人均耕地面積與戶均農(nóng)村宅基地面積呈正相關關系。隨著人均耕地面積的提高，農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模逐漸擴大，其宅基地中所需要的生產(chǎn)性用地規(guī)模也在擴大，從而導致戶均宅基地面積增加。

同時，河北省南部位于中國糧食主產(chǎn)區(qū)黃淮海平原的中部區(qū)域，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模的擴大對宅基地生產(chǎn)功能提升的要求更為明顯，因此人均耕地面積回歸系數(shù)呈現(xiàn)南高北低的分布格局（圖4b）。

4）農(nóng)業(yè)分區(qū)

農(nóng)業(yè)分區(qū)與戶均農(nóng)村宅基地面積呈正相關關系。長期以來，農(nóng)牧交錯帶地區(qū)因歷史、政策和技術等方面原因，加之人口的膨脹壓力和頻繁的自然災害，土地沙化、鹽堿化、貧瘠化及草地退化問題十分突出，農(nóng)牧業(yè)生產(chǎn)水平低而不穩(wěn)[28]，農(nóng)村宅基地中生產(chǎn)性用地規(guī)模相對較小。因而農(nóng)牧交錯帶較農(nóng)區(qū)而言，戶均宅基地面積較小。

5）宅基地容積率

宅基地容積率與戶均農(nóng)村宅基地面積呈負相關關系。農(nóng)戶在宅基地擴張過程中以非住房用地為主，住宅面積擴張并不明顯甚至有所縮減，從而產(chǎn)生了超出常理的非住宅用地要求。因而宅基地容積率越小，戶均宅基地面積越大。

同時，西北部地區(qū)尤其是農(nóng)牧交錯帶地區(qū)農(nóng)戶生計較為多樣化，農(nóng)戶對于生產(chǎn)和生產(chǎn)輔助性用地較為重視[29]，且宅基地管控相對松懈，宅基地低效利用現(xiàn)象嚴重，因而宅基地容積率回歸系數(shù)呈現(xiàn)西北高東南低的分布格局（圖4c），不合理的非住房用地擴張對西北部地區(qū)戶均農(nóng)村宅基地面積擴張的影響較為明顯。

6）人均GDP

人均GDP與戶均農(nóng)村宅基地面積呈正相關關系。隨著人均GDP的增長，城鄉(xiāng)發(fā)展態(tài)勢更為均衡，農(nóng)村經(jīng)濟社會的不斷發(fā)展，使得農(nóng)民具有了擴大宅基地規(guī)模的經(jīng)濟基礎和生活水平要求。

同時，人均GDP回歸系數(shù)呈現(xiàn)西高東低的分布格局（圖4d），經(jīng)濟社會的發(fā)展對西部地區(qū)戶均農(nóng)村宅基地面積擴張的影響更為明顯，其影響機制與城鎮(zhèn)化率相似。

3.1.3 農(nóng)村宅基地整理分區(qū)調控

1）整理時序分區(qū)

基于農(nóng)戶生計視角，若現(xiàn)有非農(nóng)就業(yè)程度未到達非農(nóng)就業(yè)拐點，宅基地利用主要源于剛性需求，整理難度大；若超過非農(nóng)就業(yè)拐點，宅基地擴張主要依靠農(nóng)戶自身能力，整理難度小。同時，參考河北省宅基地面積執(zhí)行標準，若現(xiàn)有戶均宅基地規(guī)模超標，則理論上擁有一定整理潛力；若未超標，則理論上不具備整理潛力。綜合考慮以上兩方面，并重點關注農(nóng)戶層面用地需求（圖 5），將河北省縣域劃分為整理時序由近至遠的四類區(qū)域，即優(yōu)先整理區(qū)、適度整理區(qū)、適度挖潛區(qū)、限制整理區(qū)（圖6a）。

圖5 農(nóng)村宅基地整理時序分區(qū)依據(jù)Fig.5 Basis of timing zone for rural housing land consolidation

優(yōu)先整理區(qū)：共涉及92個縣域，主要分布于河北省東南部地區(qū)。戶均宅基地面積為455.04 m2，超過用地需求和面積標準，實際用地面積過大，整理難度小、理論潛力大，應優(yōu)先進行考慮。

適度整理區(qū)：共涉及 3個市轄區(qū)。戶均宅基地面積為124.93 m2，超過用地需求、但未超過面積標準，雖理論上不具備整理潛力，但農(nóng)戶宅基地用地需求較低、整理難度小，應次先適度進行整理。

適度挖潛區(qū)：共涉及71個縣域，主要分布于河北省西北部和東部地區(qū)。戶均宅基地面積為455.38 m2，主要源于用地需求、但超過面積標準，雖宅基地用地需求較高，但理論上擁有一定整理潛力，需通過合理引導農(nóng)戶宅基地用地需求降低，對農(nóng)村宅基地用地適時適度進行挖潛。

限制整理區(qū)：共涉及 2個縣，分布于河北省西北部壩上地區(qū)。戶均宅基地面積為451.84 m2，主要源于用地需求且未超過面積標準，近期不宜大規(guī)模推進農(nóng)村宅基地整理工作。

2）整理模式分區(qū)

采用自然斷點法將不同縣域的某一影響因素（城鎮(zhèn)化率、人均耕地面積、宅基地容積率、人均 GDP）的回歸系數(shù)分為五級，影響程度最高一級的縣域識別為此影響因素的主導影響區(qū)域，所有影響因素的回歸系數(shù)不包含在最高一級中的縣域將繼續(xù)識別第二級回歸系數(shù)，以此類推。各縣域主導影響因素有1個至3個不等，共包含8類。

通過識別縣域戶均宅基地面積變化的主導影響因素，并基于對戶均農(nóng)村宅基地面積影響因素的分析，認為不同區(qū)域可采取不同類型的宅基地整理模式，科學引導戶均農(nóng)村宅基地面積降低。城鎮(zhèn)化率和宅基地容積率主導區(qū)應著重考慮以宅基地制度改革抓手，力爭破解人口的流動性與宅基地的區(qū)位固定性二者之間的矛盾，并逐步削減農(nóng)戶不法占用宅基地的熱情[30]；人均耕地面積主導區(qū)應采取農(nóng)業(yè)結構優(yōu)化手段，適度推進農(nóng)業(yè)規(guī)?；?jīng)營以促進宅基地中生產(chǎn)性用地的集約化利用，促使農(nóng)業(yè)增收以提升農(nóng)戶深化存量宅基地利用的能力；人均GDP主導區(qū)應深化農(nóng)村土地管理水平，遏制農(nóng)戶的無序建房行為。

最終將河北省農(nóng)村宅基地整理模式分為 5類。宅改試點區(qū)涉及河北省中部67個縣域，農(nóng)業(yè)結構優(yōu)化區(qū)涉及河北省南部、東部 53個縣域，宅改試點+農(nóng)業(yè)結構優(yōu)化區(qū)涉及河北省中南部、中東部 25個縣域，宅改試點+農(nóng)業(yè)結構優(yōu)化+深化管理區(qū)涉及河北省西部 12個縣域，宅改試點+深化管理區(qū)涉及河北省西北部11個縣域（圖6b）。整體來看，宅基地制度改革將作為河北省農(nóng)村宅基地整理的重要抓手。

圖6 河北省農(nóng)村宅基地整理時序及模式分區(qū)Fig.6 Timing and pattern zone of rural housing land in Hebei Province

3.2 農(nóng)村宅基地整理潛力與面積標準

3.2.1 優(yōu)先整理區(qū)

根據(jù) GWR模型計算結果，以縣域非農(nóng)就業(yè)拐點X*求取 Y*，作為現(xiàn)有非農(nóng)就業(yè)程度超過非農(nóng)就業(yè)拐點后的農(nóng)戶宅基地最高用地需求，從而以宅基地實際用地面積與最高用地需求的差值，測算農(nóng)村宅基地整理生計潛力。

優(yōu)先整理區(qū)中，戶均宅基地實際用地面積大于最高用地需求的50個縣域生計潛力為26 996.70 hm2。潛力核減后，優(yōu)先整理區(qū)戶均宅基地面積標準為422.93 hm2，低于戶均宅基地實際用地面積32.11 hm2。

理論標準潛力經(jīng)自然、經(jīng)濟、社會限制性修正后為45 429.70 hm2，潛力核減后戶均宅基地面積標準為401.01 hm2，低于戶均宅基地實際用地面積 54.03 hm2。潛力值衰減較大，經(jīng)濟條件是限制宅基地整理的最大阻力（圖7）。

圖7 優(yōu)先整理區(qū)農(nóng)村宅基地整理潛力及戶均宅基地面積標準Fig.7 Potential of rural housing land consolidation and average area standard per household of rural housing land in priority consolidation zone

生計潛力較標準潛力較小，但其測算是基于最高用地需求，所以仍具有一定提升空間。因此，將標準潛力核減后所對應的戶均宅基地面積標準401 m2作為戶均宅基地面積整理目標較為合適。其與現(xiàn)有此區(qū)域宅基地面積執(zhí)行標準200、233 m2相比較大，說明優(yōu)先整理區(qū)在宅基地整理過程中受到自然、經(jīng)濟、社會條件的限制性較大。

3.2.2 適度整理區(qū)

適度整理區(qū)中，張家口市橋西區(qū)戶均宅基地實際用地面積小于最高用地需求。其余兩縣域中，石家莊市橋西區(qū)最高用地需求接近于 0，秦皇島市北戴河區(qū)甚至為負，因而理論上兩地對農(nóng)村宅基地的用地需求很小。適度整理區(qū)生計潛力為446.32 hm2，潛力核減后戶均宅基地面積標準只有 26 m2，低于戶均宅基地實際用地面積98.73 hm2。其與現(xiàn)有此區(qū)域宅基地面積執(zhí)行標準 200 m2相比較小，說明適度整理區(qū)現(xiàn)有宅基地面積執(zhí)行標準未能及時與農(nóng)戶生計轉型階段相銜接。

3.2.3 適度挖潛區(qū)

理論標準潛力經(jīng)自然、經(jīng)濟、社會限制性修正后為33 471.92 hm2，潛力核減后戶均宅基地面積標準為406.71 hm2，低于戶均宅基地現(xiàn)狀用地面積 48.67 hm2。潛力值衰減較大，經(jīng)濟條件是限制宅基地整理的最大阻力，但與優(yōu)先整理區(qū)相比，其社會限制性較小，但自然、經(jīng)濟限制性較大（圖8）。將標準潛力核減后所對應的戶均宅基地面積標準407 m2作為現(xiàn)階段戶均宅基地面積整理目標較為合適。其中，多數(shù)縣域與現(xiàn)有宅基地面積執(zhí)行標準200、233 m2相比較大，說明其在宅基地整理過程中受到自然、經(jīng)濟、社會條件的限制性較大；少數(shù)縣域由于地處壩上地區(qū)，其與現(xiàn)有宅基地面積執(zhí)行標準467 m2相比較小，說明此區(qū)域宅基地整理過程中受到的自然、經(jīng)濟、社會條件的限制正在逐步減小。

圖8 適度挖潛區(qū)農(nóng)村宅基地整理潛力及戶均宅基地面積標準Fig.8 Potential of rural housing land consolidation and average area standard per household of rural housing land in moderate potential tapping zone

4 結論與討論

1）農(nóng)戶對土地的依賴性所帶來的一系列非理性決策，導致河北省戶均農(nóng)村宅基地面積隨農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)程度的提升呈現(xiàn)先減小后增大的趨勢。各縣域非農(nóng)就業(yè)拐點在 0.496～0.564間；宅基地限制流轉及經(jīng)濟水平的提升，導致城鎮(zhèn)化率和人均GDP的提升對宅基地面積擴張具有促進作用；農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模的擴大導致宅基地中生產(chǎn)性用地需求增大，因而人均耕地面積的提升對宅基地面積擴張具有促進作用；生態(tài)脆弱的農(nóng)牧交錯帶地區(qū)農(nóng)牧業(yè)生產(chǎn)水平較低，宅基地中生產(chǎn)性用地的缺乏導致其宅基地規(guī)模較?。怀龀＠淼姆亲≌玫財U張導致宅基地容積率與戶均宅基地面積呈負相關。

2）依據(jù)農(nóng)戶生計及戶均宅基地規(guī)模，將農(nóng)村宅基地整理時序劃分為優(yōu)先整理、適度整理、適度挖潛、限制整理 4類區(qū)域；基于戶均宅基地面積變化影響因素及其驅動機制分析，認為采取宅基地制度改革、農(nóng)業(yè)結構優(yōu)化、深化農(nóng)村土地管理水平等整理模式可有效引導宅基地面積降低，從而通過識別縣域戶均宅基地面積變化主導影響因素將農(nóng)村宅基地整理模式劃分為宅改試點、農(nóng)業(yè)結構優(yōu)化、宅改試點+農(nóng)業(yè)結構優(yōu)化、宅改試點+農(nóng)業(yè)結構優(yōu)化+深化管理區(qū)、宅改試點+深化管理5類區(qū)域。

3）優(yōu)先整理區(qū)宅基地整理潛力為45 429.70 hm2，戶均宅基地面積標準為401 m2，經(jīng)濟條件是限制宅基地整理的主要因素；適度整理區(qū)宅基地整理潛力為446.32 hm2，戶均宅基地面積標準為26 m2，農(nóng)村宅基地用地需求較?。贿m度挖潛區(qū)宅基地整理潛力為33 471.92 hm2，戶均宅基地面積標準為 407 m2，自然、經(jīng)濟條件是限制宅基地整理的主要因素。

目前，河北省農(nóng)村宅基地所提供的主要功能為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與農(nóng)戶居住兩方面。然而，隨著農(nóng)村三產(chǎn)融合的不斷推進，農(nóng)村宅基地利用將會逐步融入鄉(xiāng)村休閑旅游養(yǎng)老等產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。因而，隨著今后農(nóng)村新產(chǎn)業(yè)新業(yè)態(tài)的不斷誕生，在農(nóng)村宅基地整理研究過程中逐步考慮宅基地多元復合功能將對于鄉(xiāng)村振興發(fā)展具有重要意義。