李佩恩　陳怡君　劉小波　匡垚瑤

[摘要]農(nóng)村居民點(diǎn)整治是促進(jìn)農(nóng)村土地節(jié)約集約利用的重要舉措，也是新時(shí)期我國(guó)美麗鄉(xiāng)村建設(shè)的重要途徑之一。分析影響農(nóng)戶進(jìn)行農(nóng)村居民點(diǎn)整治意愿的主導(dǎo)因素，能為推進(jìn)農(nóng)村居民點(diǎn)整治工作提供參考意見。以重慶市長(zhǎng)壽區(qū)海棠鎮(zhèn)海棠村農(nóng)戶的調(diào)查數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，采用logistic模型，分析海棠村農(nóng)戶參與農(nóng)村居民點(diǎn)整治意愿的影響因素。結(jié)果表明，農(nóng)戶愿意參與農(nóng)村居民點(diǎn)整治的主要原因包括改善居住條件、獲得一定補(bǔ)償?shù)?，而房屋新建、故土情?jié)等則是農(nóng)戶不愿意整治的主要原因;戶主受教育程度、家庭非農(nóng)收入、房屋修建年限、距最遠(yuǎn)耕地的時(shí)間距離等對(duì)整治意愿具有顯著正向影響;家庭總?cè)丝跀?shù)、房屋面積等對(duì)居民點(diǎn)整治具有顯著的負(fù)影響。

[關(guān)鍵詞]農(nóng)村居民點(diǎn)整治;logistic模型;整治意愿;影響因素;海棠村

[中圖分類號(hào)]F301.2[文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]A

當(dāng)前，中國(guó)正置身于社會(huì)發(fā)展新時(shí)代，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)社會(huì)處于急劇轉(zhuǎn)型時(shí)期。一方面，城鎮(zhèn)人口增長(zhǎng)、規(guī)模擴(kuò)張導(dǎo)致城鎮(zhèn)建設(shè)用地需求增加。另一方面，受城鄉(xiāng)二元制影響，多數(shù)農(nóng)民進(jìn)城后依然不愿放棄農(nóng)村住宅，農(nóng)村宅基地閑置、低效利用等現(xiàn)象普遍。城鎮(zhèn)用地短缺與農(nóng)村建設(shè)用地閑置形成了鮮明對(duì)比，開展農(nóng)村居民點(diǎn)整治已成為緩解城鄉(xiāng)人地矛盾，實(shí)現(xiàn)耕地保護(hù)和生態(tài)文明建設(shè)目標(biāo)的重要抓手。

對(duì)于農(nóng)戶而言，農(nóng)村居民點(diǎn)不僅具有生產(chǎn)生活功能，還有社會(huì)保障功能，其重要程度不言而喻，農(nóng)戶的整治意愿將直接影響農(nóng)戶的整治行為，而影響農(nóng)戶整治意愿的因素往往是綜合的、有差異的。所以，從農(nóng)戶視角出發(fā)，分析其參與整治的意愿及影響因素，有利于充分了解農(nóng)戶的行為動(dòng)機(jī)，制定差異化的整治決策，保障農(nóng)戶權(quán)利，保證農(nóng)村居民點(diǎn)整治順利進(jìn)行。

基于此，學(xué)者們對(duì)農(nóng)村居民點(diǎn)整治中農(nóng)戶意愿的影響因素進(jìn)行了研究。結(jié)果表明，農(nóng)戶參與整治意愿的主要影響因素包括個(gè)人特征、家庭特征、居住特征、認(rèn)知特征和其他特征。其中個(gè)人特征主要有性別、年齡、受教育程度等;家庭特征包括家庭非農(nóng)收入比、需撫養(yǎng)的小孩數(shù)量、需贍養(yǎng)的老人數(shù)量等;居住特征主要包括房屋建設(shè)年份、房屋建筑面積、住房套數(shù)等;認(rèn)知特征主要有政策了解度及是否支持等;也有學(xué)者認(rèn)為社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是制約農(nóng)戶進(jìn)行農(nóng)村居民點(diǎn)用地整理的最主要因素。本文在對(duì)重慶市長(zhǎng)壽區(qū)海棠鎮(zhèn)海棠村的調(diào)研基礎(chǔ)上，分析農(nóng)戶參與整治的意愿及影響因素，以期為農(nóng)村居民點(diǎn)整治提供一些政策啟示。

1 研究區(qū)概況

海棠村位于長(zhǎng)壽區(qū)海棠鎮(zhèn)東南部，西接小河村，東臨清泉村，北靠龍鳳村和莊嚴(yán)村，南鄰云臺(tái)鎮(zhèn)（見圖1）。村內(nèi)地貌以平壩、丘陵為主;屬于中亞熱帶濕潤(rùn)季風(fēng)氣候區(qū)，具有氣候溫和、四季分明、盛夏炎熱常伏旱、秋季多連綿陰雨等特點(diǎn);降水充沛，區(qū)域內(nèi)以灰棕紫泥田為主，旱地土壤主要為灰棕泥土，鈣質(zhì)豐富，肥力較高。

海棠村現(xiàn)轄9個(gè)農(nóng)業(yè)合作社，總?cè)丝?232人。區(qū)內(nèi)以“糧豬型”經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)為主。主要的種植物以有機(jī)稻、小麥、玉米、紅薯為主，耕作機(jī)械化程度及效率較低;養(yǎng)殖業(yè)主要有生豬、家禽等。

2 數(shù)據(jù)來源與研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來源

海棠村研究數(shù)據(jù)來自于2018年1月對(duì)重慶市長(zhǎng)壽區(qū)海棠鎮(zhèn)海棠村農(nóng)戶進(jìn)行的調(diào)查。通過走訪、一對(duì)一訪談、發(fā)放問卷等方式了解農(nóng)戶的基本情況，如個(gè)人、家庭、居住、對(duì)政策的了解情況及農(nóng)戶整治意愿情況及其原因等。調(diào)查過程中，發(fā)放181份問卷，回收181份，回收率100%。剔除異常問卷后剩余有效問卷172份，問卷有效率為95.03%。

2.2 研究方法與變量選擇

2.2.1 研究方法。Logistic回歸模型作為一種非線性分類統(tǒng)計(jì)方法，以事件發(fā)生概率的形式提供結(jié)果，被廣泛用于事物影響因素的分析中，尤其是當(dāng)因變量為二分變量時(shí)，它是研究因變量與自變量關(guān)系的常用方法。本文研究農(nóng)戶進(jìn)行農(nóng)村居民點(diǎn)整治的意愿，結(jié)果為“愿意”和“不愿意”兩種，即回答為二分變量，logistic模型能在這種微觀主體意愿及影響因素的計(jì)量分析中發(fā)揮重要作用，因此，本研究選取二元logistic回歸模型進(jìn)行分析。其具體形式如下：

將兩式作對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換，得到線性表達(dá)式：

式中，P為農(nóng)戶愿意整治的概率;1-P為不愿意整治的概率;xn為解釋變量;bn為第n個(gè)解釋變量的系數(shù);b0為截距;ε表示誤差。

2.2.2 變量選擇。本文研究目的是分析農(nóng)戶進(jìn)行農(nóng)村居民點(diǎn)整治意愿及影響因素。在調(diào)查問卷中，將問題設(shè)為“您是否愿意進(jìn)行農(nóng)村居民點(diǎn)整治”。愿意整治定義為Y=1，不愿意整治定義為Y=0。在172份調(diào)查問卷中，愿意整治的農(nóng)戶為54戶，占比為31.4%;不愿意整治的農(nóng)戶為118戶，占比為68.6%。

為深入探討影響農(nóng)村居民點(diǎn)整治意愿的因素，在調(diào)研基礎(chǔ)上，借鑒相關(guān)研究成果，將農(nóng)戶進(jìn)行農(nóng)村居民點(diǎn)整治意愿的影響因素分為四類，即農(nóng)戶個(gè)人特征、農(nóng)戶家庭特征、農(nóng)戶居住特征和農(nóng)戶意識(shí)特征。其中農(nóng)戶個(gè)人特征包括戶主年齡和受教育程度;農(nóng)戶家庭特征包括家庭總?cè)丝跀?shù)、贍養(yǎng)老人數(shù)量和家庭非農(nóng)收入;農(nóng)戶居住特征包括房屋面積、房屋修建年限、宅基地?cái)?shù)量、宅基地利用狀況和距最遠(yuǎn)耕地的時(shí)間距離;農(nóng)戶意識(shí)特征包括對(duì)整治相關(guān)政策的了解以及獲取政策知識(shí)的來源（見表1）。

3 結(jié)果與分析

3.1 多重共線性檢驗(yàn)

本文選取了12個(gè)自變量來反應(yīng)影響農(nóng)戶進(jìn)行農(nóng)村居民點(diǎn)整治意愿的因素，由于選取的變量較多，變量之間可能存在共線性。為提高分析結(jié)果的真實(shí)性，消除變量之間的多重共線性問題，本文采用方差膨脹因子（Variance Inflation Factor，VIF）判別變量間的多重性。VIF越大，多重共線性問題越大，嚴(yán)格意義上VIF不應(yīng)大于5。運(yùn)用SPSS18.0軟件計(jì)算結(jié)果如表2。由結(jié)果可知，解釋變量之間不存在共線性問題，可全部保留。

3.2 模型擬合度檢驗(yàn)

采用Omnibus檢驗(yàn)對(duì)模型系數(shù)顯著性進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果表明由12個(gè)變量建立的回歸模型的適配度檢驗(yàn)卡方值為69.50，P值為0.000，小于0.05，結(jié)果顯著，檢驗(yàn)通過（表3）。對(duì)于模型適配性的檢驗(yàn)采用Hosmer-Lemeshow（H-L）檢驗(yàn)（表4）。其卡方值為7.208，P值為0.514，大于0.05，檢驗(yàn)通過。由此表明，建立的模型整體擬合度較好。

3.3 模型結(jié)果與回歸分析

運(yùn)用SPSS18.0軟件進(jìn)行l(wèi)ogistic回歸，選擇回歸方法為“進(jìn)入”，得到結(jié)果如表5。

由歸回結(jié)果可知，農(nóng)村居民點(diǎn)整治中影響農(nóng)戶參與意愿的顯著因素主要包括戶主受教育程度、家庭總?cè)丝跀?shù)、家庭非農(nóng)收入、房屋面積、房屋修建年限、距最遠(yuǎn)耕地的時(shí)間距離等。其中影響最大的變量依次是家庭非農(nóng)收入（0.678）、房屋修建年限（0.632）、戶主受教育程度（0.465）、家庭總?cè)丝跀?shù)（0.413）、距最遠(yuǎn)耕地的時(shí)間距離（0.33）、房屋面積（0.003）。

3.3.1 農(nóng)戶個(gè)人特征對(duì)居民點(diǎn)整治意愿影響。在描述農(nóng)戶個(gè)人特征的變量中，戶主受教育程度對(duì)農(nóng)村居民點(diǎn)整治意愿具有顯著的正向影響，表明戶主受教育程度越高，整治的意愿越強(qiáng)。文化程度越高的農(nóng)戶，越能接受新事物和新思想，并且他們外出就業(yè)的機(jī)會(huì)較多，其非農(nóng)轉(zhuǎn)移的能力也較強(qiáng);同時(shí)，文化程度越高的農(nóng)戶對(duì)子女的教育也更加重視，為了獲得更好的教育資源，他們更傾向于到城市居住。戶主年齡對(duì)居民點(diǎn)整治具有反向影響，即年齡越大，越不愿意進(jìn)行整治。這是因?yàn)槟挲g越大的農(nóng)戶，具有專業(yè)技能的可能性越小，在城市生活的壓力較大，而且他們大多守舊意識(shí)比較嚴(yán)重，戀土情節(jié)濃厚，整治的意愿較小。

3.3.2 農(nóng)戶家庭特征對(duì)居民點(diǎn)整治意愿影響。在家庭特征中，家庭總?cè)藬?shù)和家庭非農(nóng)收入都對(duì)整治意愿具有顯著影響。家庭總?cè)藬?shù)對(duì)整治意愿影響為負(fù)，家庭總?cè)丝谠蕉?，農(nóng)村居民點(diǎn)整治意愿就越弱。人口越多，考慮的現(xiàn)實(shí)問題越多，整治意見難以統(tǒng)一，整治耗費(fèi)的人力、物力、財(cái)力也較大，因而進(jìn)行整治的意愿也就越小。家庭非農(nóng)收入對(duì)居民點(diǎn)整治意愿具有正向影響。農(nóng)戶家庭非農(nóng)收入越高，農(nóng)戶獲得其他生存和發(fā)展的資源和機(jī)會(huì)的能力也越大，也更愿意改善現(xiàn)有的居住條件，以獲得更好的醫(yī)療、衛(wèi)生、交通設(shè)施等公共服務(wù)資源，因而進(jìn)行農(nóng)村居民點(diǎn)整治的愿望越強(qiáng)。家庭中贍養(yǎng)老人的數(shù)量對(duì)整治意愿的影響為負(fù)，老人安土重遷的思想嚴(yán)重，對(duì)新環(huán)境的適應(yīng)性較弱，并且家中老人數(shù)量越多，家庭經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)越大，在現(xiàn)階段城鎮(zhèn)生活成本較高的情況下，農(nóng)戶農(nóng)村居民點(diǎn)整治的意愿較弱。

3.3.3 農(nóng)戶居住特征對(duì)居民點(diǎn)整治意愿影響。房屋面積對(duì)整治意愿影響為負(fù)，且在1%水平上顯著，房屋面積越大，整治意愿越弱。這是因?yàn)檎沃螅苌姝h(huán)境、生活壓力等因素影響，農(nóng)戶沒有能力獲得比現(xiàn)在更好的居住場(chǎng)所，因而整治意愿弱。房屋修建年限對(duì)整治意愿的影響為正，且在1%水平上顯著。這是因?yàn)樾藿晗掭^長(zhǎng)的房屋多為土木或者磚木結(jié)構(gòu)的平房，隨著農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，農(nóng)戶期望改善居住條件的愿望隨生活水平提高，生活質(zhì)量提升而變得強(qiáng)烈，他們渴望更舒適的居住環(huán)境。因而，也更愿意進(jìn)行居民點(diǎn)整治。距最遠(yuǎn)耕地的時(shí)間距離對(duì)整治意愿具有正向影響，且在5%水平上顯著。到最遠(yuǎn)耕地花費(fèi)的時(shí)間越長(zhǎng)，耕作半徑越大，整治的意愿越強(qiáng)。這是由于花費(fèi)的時(shí)間較長(zhǎng)，獲得的收益與付出不成正比，農(nóng)戶寧愿放棄較遠(yuǎn)的耕地進(jìn)行其他經(jīng)濟(jì)活動(dòng)。閑置宅基地是農(nóng)村居民點(diǎn)整治潛力的主要來源之一，宅基地利用狀況差，閑置越嚴(yán)重，農(nóng)戶愿意通過整治獲取補(bǔ)償?shù)目赡苄栽酱蟆Ｕ財(cái)?shù)量對(duì)整治意愿的影響是正向的，數(shù)量越多，整治意愿越強(qiáng)。宅基地?cái)?shù)量越多，閑置和浪費(fèi)現(xiàn)象越多，并且居住依賴性越弱，在整治可獲得補(bǔ)償?shù)那闆r下，農(nóng)戶更愿意用閑置宅基地來盤活資本，用于其他經(jīng)濟(jì)活動(dòng)。

3.3.4 農(nóng)戶意識(shí)特征對(duì)居民點(diǎn)整治意愿影響。對(duì)整治相關(guān)政策的了解和獲取知識(shí)的來源都與整治意愿呈正向相關(guān)，雖然兩者影響都不顯著，但是在現(xiàn)實(shí)生活中卻是不容忽視的問題。了解政策的渠道越寬，對(duì)農(nóng)戶全面認(rèn)識(shí)整治政策越有利;對(duì)政策理解程度越深，越能認(rèn)識(shí)整治能帶來的長(zhǎng)遠(yuǎn)利益，比如能夠建設(shè)美麗鄉(xiāng)村，增加非農(nóng)收入、改善居住環(huán)境、提高生活水平等。對(duì)整治政策越了解，接受整治的可能性越大。

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

基于對(duì)172戶農(nóng)戶的訪談和問卷調(diào)查結(jié)果表明，愿意進(jìn)行農(nóng)村居民點(diǎn)整治的農(nóng)戶有54戶，占比為31.4%，不愿意整治的農(nóng)戶有118戶，比例為68.6%。農(nóng)戶愿意參與農(nóng)村居民點(diǎn)整治的主要原因包括改善居住條件、獲得一定補(bǔ)償?shù)?，而房屋新建、故土情?jié)等則是農(nóng)戶不愿意整治的主要原因。

采用logistic模型，從農(nóng)戶個(gè)人特征、農(nóng)戶家庭特征、農(nóng)戶居住特征和農(nóng)戶意識(shí)特征四個(gè)方面對(duì)農(nóng)村居民點(diǎn)整治中農(nóng)戶意愿影響因素進(jìn)行分析，結(jié)果表明，戶主受教育程度、家庭非農(nóng)收入、房屋修建年限、距最遠(yuǎn)耕地的時(shí)間距離等對(duì)整治意愿具有顯著正向影響;而家庭總?cè)丝跀?shù)、房屋面積等對(duì)具有顯著的負(fù)影響。

4.2 建議

4.2.1 不斷建立健全農(nóng)村居民點(diǎn)整治過程中的制度保障體系。通過提高最低生活保障補(bǔ)助標(biāo)準(zhǔn)、加強(qiáng)農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生公共服務(wù)體系建設(shè)、建立新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保障制度、加大扶貧開發(fā)力度、強(qiáng)化保障性安居工程等，弱化土地保障功能，減少農(nóng)戶對(duì)土地的依賴，從而增加他們的整治意愿。

4.2.2 提高農(nóng)戶文化素質(zhì)，擴(kuò)大農(nóng)戶受教育途徑，增加就業(yè)機(jī)會(huì)。建立和完善農(nóng)戶教育培訓(xùn)的長(zhǎng)效機(jī)制，拓寬農(nóng)戶的知識(shí)面，提升其就業(yè)能力，將家庭剩余勞動(dòng)力從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中解放出來，確保農(nóng)戶在整治后能獲得相應(yīng)的非農(nóng)就業(yè)能力，提高家庭非農(nóng)收入，改善家庭生活質(zhì)量，加強(qiáng)農(nóng)戶參與農(nóng)村居民點(diǎn)整治的意愿。

4.2.3 加大宣傳力度，增加宣傳渠道，創(chuàng)新宣傳方式。充分利用傳統(tǒng)媒體和新媒體，全面剖析整治相關(guān)政策，幫助農(nóng)戶理解整治的意義以及他們能從中獲取的好處。同時(shí)，定期走訪基層，搭建與農(nóng)戶溝通的橋梁，及時(shí)為農(nóng)戶答疑解惑，提高政策宣傳效果，推進(jìn)農(nóng)村居民點(diǎn)整治順利進(jìn)行。

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