羅 梓，翟騰騰，2，劉 碩，孫宸寧

（1.曲阜師范大學(xué) 地理與旅游學(xué)院，山東 日照 276826； 2.日照市國土空間規(guī)劃與生態(tài)建設(shè)重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，山東 日照 276826）

當(dāng)前我國城鎮(zhèn)化水平不斷提升，大量農(nóng)村勞動(dòng)力涌入城市。由于宅基地流轉(zhuǎn)困難、戶籍制度限制、農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)制度不完善等[1]，農(nóng)村居民點(diǎn)用地面積不減反增。相關(guān)學(xué)者主要聚焦于農(nóng)村居民點(diǎn)整理意愿影響的多因素的分析[2-5]，不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平地區(qū)對意愿影響因素的差異分析[6-7]，農(nóng)戶分化及異質(zhì)性[8-9]、家庭生命周期[10]、城鎮(zhèn)化[11]對整理意愿的影響，整理意愿的互動(dòng)影響[12]，農(nóng)村居民點(diǎn)整理現(xiàn)實(shí)潛力測算[13]等方面。已有研究多從農(nóng)戶客觀條件或農(nóng)戶對客觀因素評價(jià)的單一視角構(gòu)建決策模型，而主客觀結(jié)合視角下農(nóng)村居民點(diǎn)整理意愿影響機(jī)制的研究相對不足。本文基于山東省212份典型村莊的農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)，從農(nóng)戶主觀視角和客觀條件兩方面構(gòu)建農(nóng)村居民點(diǎn)整理決策模型，揭示農(nóng)戶意愿影響機(jī)制。

1 模型構(gòu)建與研究假設(shè)

1.1 基于農(nóng)戶主觀心理感受視角的模型構(gòu)建與研究假設(shè)

1.1.1 基于TPB的農(nóng)戶決策理論分析

計(jì)劃行為理論（TPB）從心理學(xué)視角詮釋行為意愿是影響個(gè)體決策的關(guān)鍵因素，且同時(shí)受到主觀規(guī)范、行為態(tài)度、知覺行為控制的影響[2，14-15]。行為態(tài)度是指個(gè)體所做出的一種相對穩(wěn)定的評價(jià)性反映，農(nóng)戶對農(nóng)村居民點(diǎn)整理越滿意，參與整理的意愿就越強(qiáng)烈。主觀規(guī)范是指個(gè)體在意愿選擇上所感受到的社會壓力，主觀規(guī)范越趨于正面，農(nóng)戶參與整理的意愿就越高。知覺行為控制是指個(gè)體感知對參與活動(dòng)的控制程度，農(nóng)戶預(yù)期風(fēng)險(xiǎn)阻礙越大，參與整理的意愿就越低。

1.1.2 基于TAM的農(nóng)戶決策理論分析

技術(shù)接受模型(TAM)中的感知有用性對行為態(tài)度和意愿均產(chǎn)生影響，行為態(tài)度和感知有用性同時(shí)受到感知易用性的影響[16]。感知有用性是指個(gè)體認(rèn)為使用系統(tǒng)時(shí)為自己帶來紅利的多寡，農(nóng)戶感知有用性越高，越傾向于整理。感知易用性是指個(gè)體認(rèn)為使用系統(tǒng)的容易程度，農(nóng)戶感知易用性越高，態(tài)度就越積極，同時(shí)也會提升感知有用性。

1.1.3 基于TAM-TPB的模型構(gòu)建與研究假設(shè)

TPB和TAM都源自理性行為理論，并通過行為態(tài)度因素建立關(guān)聯(lián)。本文將TAM與TPB模型相結(jié)合，借鑒有關(guān)成果[2，6]構(gòu)建農(nóng)村居民點(diǎn)整理意愿決策模型（圖1）。

圖1 基于TAM-TPB的農(nóng)村居民點(diǎn)整理意愿決策模型

基于以上分析，提出以下假設(shè)。

H1：行為態(tài)度顯著正向影響農(nóng)戶的行為意愿；

H2 ：知覺行為控制顯著負(fù)向影響農(nóng)戶的行為意愿 ；

H3：主觀規(guī)范顯著正向影響農(nóng)戶意愿；

H4：感知有用性顯著正向影響農(nóng)戶的行為態(tài)度；

H5 ：感知有用性顯著正向影響農(nóng)戶的行為意愿 ；

H6：感知易用性顯著正向影響農(nóng)戶的感知有用性；

H7：感知易用性顯著正向影響農(nóng)戶的行為態(tài)度。

1.2 基于農(nóng)戶客觀條件的模型構(gòu)建與研究假設(shè)

農(nóng)村居民點(diǎn)因區(qū)位狀況、個(gè)人及家庭特征、宅基地及房屋特征的差異，因而農(nóng)戶的整理意愿不同。借鑒相關(guān)研究成果[9，15]結(jié)合研究區(qū)農(nóng)戶特點(diǎn)，提出如下假設(shè)（圖2）。

圖2 農(nóng)戶參與農(nóng)村居民點(diǎn)整理意愿的客觀影響因素

區(qū)位狀況：村莊所處地形條件、宅基地區(qū)位的交通條件越差，農(nóng)戶參與整理的意愿越高；村莊到城鎮(zhèn)的距離越遠(yuǎn)，農(nóng)戶戀土情節(jié)更濃厚，農(nóng)戶參與整理的意愿越低。

個(gè)人特征：男女受教育程度差異逐漸縮小，性別對參與意愿的影響不大；農(nóng)戶年齡越大，思想越保守，參與的意愿越低；農(nóng)戶對政策理解越透徹，參與的意愿越強(qiáng)；從事非農(nóng)職業(yè)的農(nóng)戶，對宅基地的依賴低，參與的意愿較強(qiáng)。

家庭特征：家庭勞動(dòng)力人數(shù)越多，需贍養(yǎng)的老人越少，家庭經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)輕，參與整理的意愿越高；有養(yǎng)老保險(xiǎn)的農(nóng)戶生活保障水平更高，對宅基地的社會保障功能依賴越低，參與整理的意愿強(qiáng)；家庭收入主要來源以非農(nóng)務(wù)工為主，家庭年總收入較高的農(nóng)戶，住房需求和購買力較高，參與整理的意愿較強(qiáng)；農(nóng)戶承包地面積越大，更依賴于傳統(tǒng)農(nóng)村生活，參與整理的意愿越弱。

宅基地及房屋特征：宅基地面積越大，閑置宅基地參與整理，農(nóng)戶預(yù)期得到更多經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償，參與整理的意愿較高；所住房屋越新的農(nóng)戶，參與整理的意愿越低。

2 研究方法與數(shù)據(jù)來源

2.1 研究方法

2.1.1 結(jié)構(gòu)方程

結(jié)構(gòu)方程模型（SEM）由基于因子分析的測量模型與基于路徑分析的結(jié)構(gòu)模型組成。測量模型測量潛變量與觀測變量之間的關(guān)系，結(jié)構(gòu)模型用于分析外生潛變量與內(nèi)生潛變量之間的關(guān)系。

測量模型的一般形式為：

結(jié)構(gòu)模型的一般形式為：

式中：X表示外生指標(biāo)構(gòu)成的關(guān)系方程，ξ為外生潛變量構(gòu)成的列向量，ΛX表示X在ξ上的因子載荷矩陣。Y表示內(nèi)生指標(biāo)構(gòu)成的關(guān)系方程，η為內(nèi)生潛變量構(gòu)成的列向量，ΛY表示Y在η上的因子載荷矩陣。δ、ε為測量模型的誤差項(xiàng)。B為內(nèi)生潛變量間的關(guān)系矩陣，Γ為外生潛變量對內(nèi)生潛變量的關(guān)系矩陣，ζ為η方程的殘差項(xiàng)。

2.1.2 二元Logistic分析

農(nóng)戶參與農(nóng)村居民點(diǎn)整理的意愿為因變量P，分為“愿意”和“不愿意”兩類，采用二元Logistic回歸分析自變量和因變量的關(guān)系。具體模型如下：

式中：P為農(nóng)戶參與整理意愿的概率，愿意時(shí)，P為1；不愿意時(shí)，P為0。β0是常數(shù)值；Xm是意愿影響因素；βm是偏回歸系數(shù)，表示Xm對P的作用強(qiáng)度。

2.2 數(shù)據(jù)來源

為增強(qiáng)樣本的典型性和代表性，在樣本農(nóng)戶的選擇上盡量涵蓋不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、不同地形條件、不同地理位置和不同經(jīng)濟(jì)活動(dòng)類型的區(qū)域。本文選擇典型農(nóng)業(yè)區(qū)山東省菏澤市曹縣、淄博市高青縣，以及城郊區(qū)淄博市淄川區(qū)、泰安市泰山區(qū)作為調(diào)研區(qū)域。本文數(shù)據(jù)來源于2021年8月的問卷調(diào)查，調(diào)查采用隨機(jī)抽樣的方法，調(diào)研的每個(gè)村莊問卷數(shù)不少于3份，共發(fā)放問卷216份，有效問卷212份，有效問卷率為98.15%，覆蓋36個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)中未實(shí)施農(nóng)村居民點(diǎn)整理的63個(gè)自然村。

2.3 樣本特征描述

男性戶主占53.77%；農(nóng)戶年齡在50歲及以上占51.89%；農(nóng)戶個(gè)人文化程度以小學(xué)、初中為主，分別占28.30%和39.62%，表明農(nóng)戶整體文化程度不高；21.70%的農(nóng)戶家庭收入主要來源于務(wù)農(nóng)，74.06%的農(nóng)戶家庭收入主要來源于非農(nóng)務(wù)工；對村莊基礎(chǔ)設(shè)施條件的滿意程度為一般及以下的農(nóng)戶占63.68%，具備農(nóng)村居民點(diǎn)整理的需求?？傮w上，本文樣本選擇較為廣泛，農(nóng)戶基本特征符合研究需要，樣本具有典型性。

愿意參與農(nóng)村居民點(diǎn)整理的農(nóng)戶占47.17%，不愿意的占52.83%，整理意愿偏低。其中，生產(chǎn)、生活不便，拆遷補(bǔ)償?shù)蜑椴辉敢鈪⑴c整理的主要原因（圖3）。

圖3 農(nóng)戶不愿意參與農(nóng)村居民點(diǎn)整理的原因分布

3 參與農(nóng)村居民點(diǎn)整理的意愿影響因素實(shí)證分析

3.1 基于農(nóng)戶主觀心理感受視角的意愿分析

3.1.1 量表設(shè)計(jì)與說明

量表設(shè)計(jì)為6個(gè)潛變量，共30個(gè)觀測變量。內(nèi)生潛變量采用二分類變量，1表示“同意”，0表示“不同意”；外生潛變量下的觀測變量采用“1~5”級量表測量，變量解釋與編號見表1。

表1 變量解釋與編號

續(xù)表

3.1.2 數(shù)據(jù)信度與效度檢驗(yàn)

首先，運(yùn)用SPSS 26對數(shù)據(jù)進(jìn)行信度檢驗(yàn)，Cronbachα＝0.791，高于0.7的可接受標(biāo)準(zhǔn)，表明數(shù)據(jù)具有良好的信度。然后，使用KMO統(tǒng)計(jì)量和Bartlett球形檢驗(yàn)進(jìn)行數(shù)據(jù)效度檢驗(yàn)，KMO＝0.801，大于0.5，Bartlett球形檢驗(yàn)值為0.000，小于0.001，說明數(shù)據(jù)具有良好的結(jié)構(gòu)效度，可進(jìn)行因子分析；采用探索性因子分析方法，剔除任意因子負(fù)荷小于0.5的因子后，剩余25個(gè)因子，累計(jì)解釋總方差為65.23%。

3.1.3 模型修正與假設(shè)驗(yàn)證

采用AMOS 24軟件繪制初始模型，利用模型擴(kuò)展和模型限制對模型進(jìn)行修正，最終模型擬合度指標(biāo)良好（表2），可用來分析影響農(nóng)村居民點(diǎn)整理意愿的生成路徑。

表2 模型擬合度指標(biāo)

運(yùn)用SEM模型對研究假設(shè)進(jìn)行驗(yàn)證，標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)如圖4所示。行為態(tài)度與主觀規(guī)范均對行為意愿具有顯著正向影響，假設(shè)H1和H3驗(yàn)證通過；感知易用性和感知有用性顯著正向影響行為態(tài)度，假設(shè)H7和H4驗(yàn)證通過；感知易用性對感知有用性具有顯著正向影響，假設(shè)H6得到驗(yàn)證；知覺行為控制對行為意愿產(chǎn)生顯著負(fù)向影響，假設(shè)H2得到驗(yàn)證；假設(shè)H5在模型中未通過顯著性檢驗(yàn)（P>0.05），不予支持。

圖4 參與農(nóng)村居民點(diǎn)整理的農(nóng)戶意愿模型觀測變量影響路徑

3.1.4 結(jié)果分析

主觀規(guī)范、知覺行為控制、感知易用性、感知有用性與行為態(tài)度對參與農(nóng)村居民點(diǎn)整理的意愿產(chǎn)生直接或間接影響，經(jīng)統(tǒng)計(jì)，其影響效應(yīng)如表3所示。

表3 潛變量對行為意愿的影響效應(yīng)

（1）感知易用性分析

感知易用性顯著正向影響行為態(tài)度，即農(nóng)戶越感到農(nóng)村居民點(diǎn)整理易于執(zhí)行，整理態(tài)度就越積極。感知易用性對感知有用性的影響為正，表明農(nóng)戶認(rèn)為農(nóng)村居民點(diǎn)整理越容易進(jìn)行，則行為結(jié)果越趨近于自身期望。感知易用性的觀測變量中，政策宣傳力度的標(biāo)準(zhǔn)化載荷系數(shù)為0.857（圖4），遠(yuǎn)高于其他觀測變量，說明政策宣傳力度越大，農(nóng)戶對政策理解越透徹，其參與整理的意愿就越高。感知易用性對行為意愿的總效應(yīng)為0.146（表3），中介效應(yīng)為0.146，表明感知易用性通過路徑H7-H1對農(nóng)戶意愿產(chǎn)生間接的正向影響。

（2）感知有用性分析

感知有用性對行為態(tài)度產(chǎn)生顯著正向影響，說明農(nóng)戶對參與整理的感知有用性越大，其參與整理的態(tài)度就越積極。感知有用性的觀測變量中生活垃圾處理情況改善、基礎(chǔ)設(shè)施條件改善、居住環(huán)境改善的標(biāo)準(zhǔn)化載荷系數(shù)分別為0.865、0.791和0.791（圖4），均遠(yuǎn)高于其他變量，說明農(nóng)戶認(rèn)為農(nóng)村居民點(diǎn)整理可以促進(jìn)村容整潔和提升人居環(huán)境。從表3可知，感知有用性對行為意愿的中介效應(yīng)為0.083，表明感知有用性通過路徑H4-H1間接影響農(nóng)戶的參與意愿。

（3）行為態(tài)度分析

行為態(tài)度顯著正向影響農(nóng)戶的參與意愿，說明農(nóng)戶參與整理的態(tài)度越積極，參與整理的意愿就越強(qiáng)烈。行為態(tài)度的觀測變量中農(nóng)戶對農(nóng)村居民點(diǎn)整理相關(guān)政策的評價(jià)標(biāo)準(zhǔn)化載荷系數(shù)遠(yuǎn)高于其他觀測變量，農(nóng)戶對政策的評價(jià)正向越強(qiáng)，其參與整理的意愿越高。

（4）知覺行為控制分析

知覺行為控制對意愿產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響，說明農(nóng)戶對各項(xiàng)阻礙因素的認(rèn)同程度越高，農(nóng)戶參與的意愿就越低。知覺行為控制的觀測變量中日常消費(fèi)增加、生活習(xí)慣發(fā)生改變的標(biāo)準(zhǔn)化載荷系數(shù)較高，農(nóng)戶集中居住后，水、電、燃?xì)獾荣M(fèi)用明顯提升，在一定程度上增加農(nóng)戶參與農(nóng)村居民點(diǎn)整理的成本，會阻礙其參與整理；耕作距離增加、鄰里關(guān)系等生活方式改變，在一定程度上增加了整理后的風(fēng)險(xiǎn)，農(nóng)戶參與整理意愿隨之減弱。

（5）主觀規(guī)范分析

主觀規(guī)范對農(nóng)戶意愿產(chǎn)生顯著的正向影響，表明農(nóng)戶受到的社會群體壓力顯著正向影響農(nóng)戶參與整理意愿。主觀規(guī)范的觀測變量中，周邊鄰居贊成和親戚朋友支持的標(biāo)準(zhǔn)化載荷系數(shù)分別為0.907、0.886，遠(yuǎn)高于其他觀測變量，反映出農(nóng)戶對農(nóng)村居民點(diǎn)整理具有一定的從眾心理。

3.2 基于農(nóng)戶客觀條件的意愿分析

3.2.1 數(shù)據(jù)處理及變量說明

基于農(nóng)戶參與農(nóng)村居民點(diǎn)整理意愿的理論分析，選取17個(gè)可能會影響農(nóng)戶參與農(nóng)村居民點(diǎn)整理意愿的自變量（表4），用SPSS 26中的共線性診斷對變量進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)，得出容忍度>0.1且方差膨脹因子<5，變量之間不存在嚴(yán)重的共線性。

表4 變量解釋說明

3.2.2 結(jié)果分析

估計(jì)結(jié)果顯示，模型p值為0.000，小于0.05，Cox＆Snell R2和Nagelkerke R2的值分別為0.290和0.387，均大于0.15，說明模型解釋能力較強(qiáng)；Hosmer和Lemeshow檢驗(yàn)的卡方值為16.947， sig為0.136，大于0.05水平，說明模型擬合度較好，模型通過檢驗(yàn)。農(nóng)戶參與農(nóng)村居民點(diǎn)整理意愿影響因素的參數(shù)估計(jì)結(jié)果（表5）。

表5 模型估計(jì)結(jié)果

（1）區(qū)位狀況

村莊所處地形條件對農(nóng)戶意愿有顯著正向影響，在1%的水平上顯著。丘陵及山地地區(qū)相比于平原地區(qū)，交通不便，經(jīng)濟(jì)落后，因此，農(nóng)戶想改變現(xiàn)狀，整理意愿較高。村莊到城鎮(zhèn)距離對農(nóng)戶意愿有顯著負(fù)向影響，在10%的水平上顯著，村莊距城鎮(zhèn)越遠(yuǎn)，受到城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)的輻射越小。農(nóng)戶的思想越偏于保守，參與整理的意愿越低。

（2）個(gè)人特征

文化程度對農(nóng)戶意愿有顯著正向影響，在1%的水平上顯著。農(nóng)戶對政策、風(fēng)險(xiǎn)的認(rèn)知越清楚，參與整理的意愿越高。

（3）家庭特征

家庭贍養(yǎng)老人的人數(shù)顯著負(fù)向影響農(nóng)戶意愿，在10%的水平上顯著。家庭贍養(yǎng)老人的人數(shù)越多，經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)越重，農(nóng)戶預(yù)期參與整理后的經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償不能有效減輕家庭經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，農(nóng)戶參與整理的意愿 就低。

（4）宅基地及房屋特征

房屋新舊情況對農(nóng)戶意愿有顯著正向影響，在5%的水平上顯著。房屋狀況越破舊的農(nóng)戶，越傾向于通過整理改善房屋條件，參與整理的意愿越高。

4 主要結(jié)論與政策建議

本文從農(nóng)戶主觀心理感受和客觀條件兩方面構(gòu)建了農(nóng)村居民點(diǎn)整理意愿決策模型，得到以下主要結(jié)論。

（1）從研究區(qū)樣本整體來看，愿意參與農(nóng)村居民點(diǎn)整理的農(nóng)戶占47.17%，不愿意的占52.83%，參與整理的農(nóng)戶意愿偏低。

（2）從農(nóng)戶主觀心理感受視角，行為態(tài)度、主觀規(guī)范、感知有用性和感知易用性對農(nóng)戶參與整理的意愿具有顯著正向影響，知覺行為控制對參與整理的意愿產(chǎn)生顯著負(fù)向影響。其中，行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制是影響農(nóng)戶參與整理意愿的直接因素，感知有用性通過行為態(tài)度為中介變量對參與意愿整理產(chǎn)生顯著間接影響，感知易用性分別以行為態(tài)度和感知有用性為中介變量對農(nóng)戶參與整理意愿產(chǎn)生顯著間接影響。

（3）從農(nóng)戶客觀條件視角，文化程度、村莊所處地形條件、房屋新舊情況對農(nóng)戶參與整理意愿具有顯著正向影響；家庭贍養(yǎng)老人的人數(shù)、村莊到城鎮(zhèn)的距離對參與整理意愿具有顯著負(fù)向影響。

基于以上分析結(jié)果，提出以下建議。一是充分尊重農(nóng)戶意愿，引導(dǎo)農(nóng)戶自愿參與農(nóng)村居民點(diǎn)整理。二是展示農(nóng)村居民點(diǎn)整理的成功案例，使農(nóng)戶了解進(jìn)行居民點(diǎn)整理后對村莊發(fā)展和個(gè)人家庭生活帶來的增益，消除農(nóng)戶心理上對整理結(jié)果的不確定性。三是加大政策宣傳力度，使農(nóng)戶充分了解農(nóng)村居民點(diǎn)整理相關(guān)政策的含義，發(fā)揮行為態(tài)度在決策過程中的主導(dǎo)作用。四是因地制宜綜合分析村莊的內(nèi)外部環(huán)境，從單一的整村推進(jìn)模式向整村推進(jìn)與零拆整建相結(jié)合的模式轉(zhuǎn)變，降低整理的阻力。五是完善農(nóng)戶長期安置保障和補(bǔ)償政策，為參與農(nóng)村居民點(diǎn)整理的農(nóng)戶提供就業(yè)崗位。六是新型農(nóng)村社區(qū)建設(shè)應(yīng)適應(yīng)地方經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，多措并舉，避免農(nóng)村“二次空心化”。

由于受實(shí)證研究數(shù)據(jù)的限制，對不同整理模式下農(nóng)戶的整理意愿及影響機(jī)制的研究還有待后續(xù)研究繼續(xù)推進(jìn)。