——以湖南省長沙市為例

摘要:研究農(nóng)民集中居住意愿及影響因素可為地方政府科學(xué)地制定農(nóng)民集中居住政策提供參考。城市邊緣區(qū)作為城市新增建設(shè)用地的主要來源地，研究城市邊緣區(qū)農(nóng)民集中居住問題更具有現(xiàn)實(shí)意義。本文以長沙市為例，從個人特征和家庭特征兩個方面，運(yùn)用 Ｌｏｇｉｓｔｉｃ 回歸模型分析了城市邊緣區(qū)農(nóng)民集中居住意愿的影響因素。分析結(jié)果表明，影響城市邊緣區(qū)農(nóng)民集中意愿的因素主要有年齡、家庭年收入、家庭主要收入來源、家庭居住房屋修建年份、家庭人口數(shù)量、家庭人均住房面積、家庭宅基地面積和承包地面積、家庭居住房屋類型等，地方政府應(yīng)該積極完善農(nóng)民集中居住區(qū)公共服務(wù)，加大農(nóng)民就業(yè)服務(wù)力度，有針對性地引導(dǎo)農(nóng)民集中居住。

關(guān)鍵詞:土地經(jīng)濟(jì) 　 影響因素 　Logistic回歸 　 集中居住意愿 　 城市邊緣區(qū)

中國農(nóng)村改革發(fā)展已至實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的新階段，即聚焦城鄉(xiāng)融合發(fā)展。當(dāng)前，我國正處于城鄉(xiāng)融合發(fā)展的關(guān)鍵時期，為緩解城鄉(xiāng)建設(shè)用地配置失衡、推進(jìn)農(nóng)村建設(shè)用地集約利用、改善農(nóng)村人居環(huán)境，我國各地都在積極探索農(nóng)民集中居住。如蘇南、浙江等發(fā)達(dá)地區(qū)通過 “宅基地?fù)Q房”、“三集中”等手段推進(jìn)農(nóng)民集中居住。改革開放以來，隨著工業(yè)化和城鎮(zhèn)化加快發(fā)展，農(nóng)村的經(jīng)濟(jì)區(qū)位在不斷分化，逐漸形成了城中村、城郊村和農(nóng)區(qū)村三種類型。位于城市規(guī)劃區(qū)范圍內(nèi)的城中村和城郊村成為城市新增建設(shè)用地的重要來源地。由于城中村區(qū)位優(yōu)勢優(yōu)于城郊村，農(nóng)房出租和出售收益高于城郊村，使得征地拆遷的成本、難度和阻力等比城郊村大，因而位于城市邊緣區(qū)范圍內(nèi)的城郊村成為城市新增建設(shè)用地的主要來源地。農(nóng)區(qū)村受耕作半徑、宅基地上開展養(yǎng)殖和種植、農(nóng)房內(nèi)儲存農(nóng)機(jī)具和糧食等因素影響，農(nóng)民集中居住的限制性比城中村和城郊村要大。因此，研究城市邊緣區(qū)農(nóng)民集中居住問題更具有現(xiàn)實(shí)意義。通過文獻(xiàn)檢索發(fā)現(xiàn)，目前，國內(nèi)學(xué)者對農(nóng)民集中居住問題的研究比較多，主要集中在農(nóng)民集中居住前后福利變化、集中居住后的行為、集中居住模式和引導(dǎo)策略等方面的研究，對農(nóng)民集中居住意愿及影響因素也有部分研究成果，但目前尚未發(fā)現(xiàn)專門研究城市邊緣區(qū)農(nóng)民集中居住意愿及影響因素的成果。因此，我們將以長沙市為例，對城市邊緣區(qū)農(nóng)民集中居住意愿及影響因素進(jìn)行研究，以期能為地方政府科學(xué)地、有針對性地制定農(nóng)民集中居住政策提供參考。

一、理論分析與研究假定

１．理論分析

（１）農(nóng)民集中居住的效應(yīng)分析。農(nóng)民集中居住是在尊重農(nóng)民意愿的前提下，因地制宜地引導(dǎo)分散居住的農(nóng)民向中心村或城鎮(zhèn)附近居住的過程。規(guī)模經(jīng)濟(jì)理論認(rèn)為，在規(guī)模開始擴(kuò)張的階段，由于規(guī)模擴(kuò)大而降低單位成本的經(jīng)濟(jì)叫規(guī)模經(jīng)濟(jì)。規(guī)模經(jīng)濟(jì)可以用一個 Ｕ形的曲線來表示，隨著鄉(xiāng)村規(guī)模的擴(kuò)大，鄉(xiāng)村基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)成本將向最低點(diǎn)移動，在鄉(xiāng)村的規(guī)模尚未達(dá)到最優(yōu)規(guī)模之前，規(guī)模越大，經(jīng)濟(jì)效益越明顯。農(nóng)民集中居住，改變農(nóng)民分散居住的格局，擴(kuò)大單個村莊的集聚規(guī)模，當(dāng)村莊規(guī)模小于最優(yōu)規(guī)模時，農(nóng)民集中居住可以降低鄉(xiāng)村基礎(chǔ)設(shè)施和公共服務(wù)設(shè)施的成本。如果農(nóng)民分散格局得不到改善，欲改變農(nóng)村居民點(diǎn)基礎(chǔ)設(shè)施狀況差的格局必然會消耗大量的資金。

根據(jù)土地資源優(yōu)化配置理論，農(nóng)民集中居住屬于土地資源優(yōu)化配置的表現(xiàn)。農(nóng)民集中居住后將村莊內(nèi)閑置或利用率不高的宅基地進(jìn)行綜合整治，一方面可以將其復(fù)墾為耕地，另一方面可以置換成為城鄉(xiāng)建設(shè)用地增減掛鉤政策下的城鎮(zhèn)新增建設(shè)用地指標(biāo)，從而實(shí)現(xiàn)農(nóng)村土地資源有效配置、高效利用。對于絕大多數(shù)農(nóng)民而言，宅基地是一種保障，可以給農(nóng)民帶來福利。農(nóng)民集中居住后，宅基地發(fā)生了流轉(zhuǎn)或退出，農(nóng)民的福利也會發(fā)生一定的變化。根據(jù)影響的性質(zhì)差異，可以將集中居住對農(nóng)民福利的影響分為經(jīng)濟(jì)影響和非經(jīng)濟(jì)影響。集中居住對農(nóng)民經(jīng)濟(jì)福利的影響主要表現(xiàn)在收入和生活成本的變化，集中居住后，農(nóng)民的收入結(jié)構(gòu)發(fā)生演變，農(nóng)業(yè)收入的占比下降，同時農(nóng)民生活的總支出相應(yīng)地增加。集中居住對農(nóng)民福利的非經(jīng)濟(jì)影響包括的內(nèi)容較為豐富，如公共服務(wù)、居住環(huán)境、社會交往等。一般而言，農(nóng)民集中居住，有利于地方政府更加有效地提供公共服務(wù)，改善農(nóng)民居住環(huán)境，便利農(nóng)民日常社交。

綜上所述，農(nóng)民集中居住的正面效應(yīng)體現(xiàn)在降低鄉(xiāng)村基礎(chǔ)設(shè)施和公共服務(wù)設(shè)施成本，優(yōu)化土地資源配置，改善農(nóng)民居住環(huán)境，便利農(nóng)民日常社交等方面；負(fù)面效應(yīng)體現(xiàn)在會適當(dāng)增加農(nóng)民的生活成本，以及影響農(nóng)民的收入結(jié)構(gòu)，對非農(nóng)就業(yè)能力弱的農(nóng)民會造成一定的沖擊。

（２）農(nóng)民集中居住的意愿分析。一般而言，農(nóng)民集中居住是整個家庭集體決策的行為。國內(nèi)外關(guān)于農(nóng)戶行為的研究主要有幾方面觀點(diǎn)。一是 “理性經(jīng)濟(jì)人”假定?！敖?jīng)濟(jì)人”是經(jīng)濟(jì)學(xué)發(fā)展歷史中最為悠久、最基本的人格假設(shè)。其主要內(nèi)容包括：其一，人是自私自利的，人類一切社會活動都是為了追求個人的利益；其二，人是利益最大化取向，即追求自身利益的最大化；其三，人在追求自身利益最大化的過程中有助于社會總體福利的增加。穆勒等學(xué)者認(rèn)為 “經(jīng)濟(jì)人”是會計(jì)算、創(chuàng)造并能獲取最大利益的人。在研究農(nóng)戶行為理論中，以舒爾茨為代表的理性小農(nóng)學(xué)派認(rèn)為，在一個競爭的市場機(jī)制中，小農(nóng)戶與企業(yè)家一樣，也是追求自身利益最大化的“理性經(jīng)濟(jì)人”。 二是 “道義小農(nóng)”觀。美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家斯科特１９７６ 年以 ２０ 世紀(jì)初的東南亞小農(nóng)戶為例，考察了東南亞特有的生產(chǎn)生活方式后，提出了 “小農(nóng)道德經(jīng)濟(jì)”說，認(rèn)為小農(nóng)戶的經(jīng)濟(jì)行為更多是基于道德考量而非理性，小農(nóng)戶之間具有強(qiáng)烈的互惠觀，他們信奉 “生計(jì)第一”和 “安全第一”，更加傾向于獲取較為穩(wěn)定的產(chǎn)出，其追求安全的偏好高于對利益的追求，當(dāng)某一項(xiàng)新的生產(chǎn)技術(shù)高收益和高風(fēng)險(xiǎn)并存時，小農(nóng)戶更加傾向選擇風(fēng)險(xiǎn)小的生產(chǎn)技術(shù)，哪怕這種生產(chǎn)技術(shù)的收益要低得多。斯科特認(rèn)為農(nóng)戶是 “道義小農(nóng)”，是在 “安全第一”的生存?zhèn)惱硐?，?shí)現(xiàn)較低的風(fēng)險(xiǎn)分配與較高的生存保障。三是黃宗智認(rèn)為中國大多數(shù)農(nóng)戶無法割舍幾畝農(nóng)地，大多是以 “半無產(chǎn)化”的方式依附在小農(nóng)經(jīng)濟(jì)之上，中國小農(nóng)戶的收入來源主要包括家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入和非農(nóng)務(wù)工收入，這種收入格局存在于大多小農(nóng)戶。因此，黃宗智認(rèn)為用單一理論無法解釋中國農(nóng)戶行為，需要將企業(yè)行為與消費(fèi)者行為理論相結(jié)合起來，農(nóng)戶既追求利潤最大化，也追求效用的最大化。

綜合以上觀點(diǎn)，我們認(rèn)為，對于城市邊緣區(qū)的農(nóng)民而言，受市場化、工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的影響明顯，其理性動機(jī)和生存邏輯并存，對于城市邊緣區(qū)不同生計(jì)類型的農(nóng)民，其理性具有異質(zhì)性。農(nóng)民對于集中居住是否有需求和意愿，受多種因素影響，地方政府應(yīng)該結(jié)合當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展的實(shí)際情況統(tǒng)籌考慮，研究影響農(nóng)民集中居住意愿的因素，有針對性地制定政策引導(dǎo)農(nóng)民集中居住。

２．研究假定

我們在吸收相關(guān)理論的基礎(chǔ)上，從農(nóng)民的年齡、文化程度、家庭年收入等角度確定了影響農(nóng)民集中居住意愿的因素，歸納起來主要包括農(nóng)民個人特征和家庭特征兩個方面，并從這兩個方面給出以下研究假定。

（１）農(nóng)民個人特征影響集中居住意愿。不同特征的個體對于新事物的認(rèn)知和接受程度是存在差異的，具體到集中居住這個問題，由于傳統(tǒng)農(nóng)居大多都是分散居住為主，隨著社會轉(zhuǎn)型，集中居住成為一種新趨勢，但不同特征的農(nóng)民對集中居住的看法和接受程度是存在差異的。根據(jù)前述理論分析，在個人特征方面主要選取性別、年齡、文化程度、是否購買保險(xiǎn)等４個因素，并作出如此假設(shè)：隨著社會發(fā)展，性別在家庭居住決策的影響差異難以判斷，故性別對集中居住意愿的影響假定為不確定；年齡越大，越需要完善的養(yǎng)老服務(wù)和醫(yī)療服務(wù)，集中居住有利于提供更為完善的公共服務(wù)，故年齡較大，其集中居住的意愿較強(qiáng)；文化程度越高，對新事物接受能力越強(qiáng)，其集中居住意愿越強(qiáng)；是否購買保險(xiǎn)主要包括是否購買社保和商業(yè)保險(xiǎn)，農(nóng)民所擁有的保障水平越高，集中居住的顧慮越少，集中居住的意愿越強(qiáng)。

（２）農(nóng)民家庭特征影響集中居住意愿。家庭是一個成員之間緊密聯(lián)系的經(jīng)濟(jì)組織，隨著社會轉(zhuǎn)型，家庭的人口構(gòu)成、收入構(gòu)成、資源占有、財(cái)產(chǎn)狀況等因素對一個家庭生產(chǎn)生活決策有重要影響。在集中居住方面，家庭收入狀況、人口、住房等情況直接影響到農(nóng)戶的行為決策。因此，在農(nóng)民家庭特征方面，我們研究選取家庭人口數(shù)量、家庭年收入、家庭主要收入來源、家庭人均住房面積、家庭宅基地面積、家庭承包地面積、家庭居住房屋修建年份、家庭居住房屋類型、家庭在城鎮(zhèn)是否有房等９個因素，并作出如此假設(shè)：家庭人口越多，集中居住后生活擁擠程度增加，農(nóng)民集中居住意愿較弱；家庭年收入越高，往往非農(nóng)化程度較高，集中居住的意愿較強(qiáng)；家庭收入來源非農(nóng)收入占比越高，集中居住意愿較強(qiáng)；家庭人均住房面積、宅基地面積和承包地面積越大，往往預(yù)期征收補(bǔ)償越高，在尚未征收的情況下，其集中居住意愿較弱；由于政府管控，在城市邊緣區(qū)不能隨意改擴(kuò)建住房的情況下，家庭居住房屋修建年份越長，其集中居住改善居住條件的意愿更強(qiáng)；家庭居住房屋屬于樓房的農(nóng)戶，由于精裝修在農(nóng)村地區(qū)不斷普及，其集中居住的意愿較弱；家庭在城鎮(zhèn)有住房，一般都愿意保留在農(nóng)村的獨(dú)立住房，集中居住意愿較弱。

二、研究區(qū)域與研究方法

１．研究區(qū)域概況

湖南長沙市位于湖南省東部偏北，湘江下游和長瀏盆地西緣。其地域范圍為東經(jīng)111°53′-114°15′，北緯27°51′-28°41′。其東鄰江西省宜春地區(qū)和萍鄉(xiāng)市，南接株洲、湘潭兩市，西連婁底、益陽兩市，北抵岳陽、益陽兩市。長沙市東西長約230km，南北寬約88km。全市土地面積1.1819萬km2，轄芙蓉、天心、岳麓、開福、雨花、望城6區(qū)，長沙縣及寧鄉(xiāng)、瀏陽2市。

長沙是湖南省省會，位于湖南省東部，是湖南省的政治、經(jīng)濟(jì)、文化、交通和科教中心，亦是長株潭城市群中心城市，中三角（長江中游城市群）副中心城市。近年來，長沙市經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，GDP由2008年3000.98億元增加到2018年11003.41億元，城鎮(zhèn)化率由61.25%提高到79.12%。隨著工業(yè)化和城鎮(zhèn)化不斷發(fā)展，長沙市城市建成區(qū)面積不斷擴(kuò)大，由2008年的243 km2增長到2018年434km2，且伴隨著城鎮(zhèn)化不斷推進(jìn)，城市建成區(qū)面積依然以年均10.2 km2的速度在高速增長。城市建成區(qū)面積擴(kuò)大離不開城市邊緣區(qū)農(nóng)村的征地拆遷，在城市邊緣區(qū)建設(shè)農(nóng)民集中居住區(qū)是有序推進(jìn)征地拆遷的重要手段。

２．?dāng)?shù)據(jù)獲取

文中所使用的數(shù)據(jù)源于我們于2018年8月的實(shí)地調(diào)研。根據(jù)長沙市《長沙市城市總體規(guī)劃（2003-2020）》（2014年修訂），結(jié)合長沙市規(guī)劃局對長沙市城市邊緣區(qū)的界定[1]，選取長沙市雨花區(qū)跳馬鎮(zhèn)、望城區(qū)丁字鎮(zhèn)和岳麓區(qū)雷鋒鎮(zhèn)作為調(diào)查區(qū)域。這三個鄉(xiāng)鎮(zhèn)離中心城區(qū)距離近，屬于城市建設(shè)重點(diǎn)拓展區(qū)域。本研究以農(nóng)村原著居民為對象，運(yùn)用分層抽樣與隨機(jī)抽樣相結(jié)合的方法，在3個鎮(zhèn)共發(fā)放調(diào)查問卷760份，其中回收問卷751份，有效問卷742份，問卷有效率為98.8%。在95%的置信區(qū)間內(nèi)，允許的誤差范圍±5%，各樣本層的樣本容量需不低于100份?；厥盏膯柧碇刑R鎮(zhèn)有效問卷325份，丁字鎮(zhèn)227份、雷鋒鎮(zhèn)190份。被調(diào)查對象中，30歲以下的121人，占有效樣本的16.3%，30-40歲之間的135人，占比18.2 %，40-50歲之間的172人，占比23.2%，50-60歲之間的165人，占比22.2%，60歲以上的149人，占比20.0%，從樣本的年齡構(gòu)成來看，被調(diào)查對象中40歲以下的人口數(shù)量較40歲以上的人口數(shù)量偏少，符合當(dāng)下農(nóng)村青壯年勞動力外出務(wù)工人員較多的現(xiàn)狀。從樣本的性別構(gòu)成來看，男性380人，占比51.2%，女性362人，占比48.8%。因此，我們所調(diào)查的樣本年齡結(jié)構(gòu)分布均勻，性別比例均衡，樣本來源科學(xué)合理。

３．農(nóng)民集中居住意愿分析方法

由于農(nóng)民是否有意愿集中居住是一個二分變量，我們選擇使用非線性概率模型中的Logistic回歸模型，以分析農(nóng)民集中居住意愿的影響因素。Logistic回歸模型采用的是邏輯概率分布函數(shù)（cumulative logistic probability function），其具體形式如下所示：

簡化后得到

在該回歸模型中，農(nóng)民是否愿意集中居住為因變量，愿意集中居住定義為Y=1，不愿意集中居住定義為Y=0,為誤差項(xiàng)，為影響城市邊緣區(qū)農(nóng)民集中居住意愿的因素，為城市邊緣區(qū)農(nóng)民愿意集中居住的概率。

（1）被解釋變量。選取城市邊緣區(qū)農(nóng)民集中居住意愿：是或否，具有集中居住意愿的定義為Y=1，不具有集中居住意愿的定義為Y=0。

（2）解釋變量。根據(jù)前文理論分析和研究假定，我們選取了13個與個人特征和家庭特征相關(guān)的指標(biāo)來分析影響城市邊緣區(qū)農(nóng)民集中居住意愿的因素，所有變量的賦值及預(yù)期效應(yīng)如表1所示。

三、回歸結(jié)果的檢驗(yàn)與分析

１．模型的檢驗(yàn)

我們在家庭及個人特征方面，選取了１３個自變量來反映可能會對城市邊緣區(qū)農(nóng)民集中居住意愿產(chǎn)生影響的因素。為了避免產(chǎn)生多重共線性問題，導(dǎo)致分析結(jié)果失去研究價值，所以我們先對變量進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)。我們使用SPSS16.0對變量進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)，得到調(diào)整后的R2值為0.864，DW統(tǒng)計(jì)量為2.033，說明變量間具有較好的解釋力度和不相關(guān)性。根據(jù)方差分析表，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量為49.073，sig值為0.000<0.05，說明所有偏回歸系數(shù)不全為0。根據(jù)計(jì)算出的方差膨脹因子（VIF），條件指數(shù)（CI）和14維度的特征根（見表2和表3），不存在VIF和CI大于10，多維度特征根約為0。因此，解釋變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線性，不必增加樣本容量，也不必對自變量進(jìn)行剔除和整合，可對13個自變量進(jìn)行建模分析。

對變量建立邏輯回歸模型，為了檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷挠行?，我們選取了H—L檢驗(yàn)和Omnibus檢驗(yàn)（見表4和表5），由表4可知，模型的卡方統(tǒng)計(jì)量為4.484，顯著性水平為0.811，故不能拒絕原假設(shè)，模型擬合效果較好。由表5可知，模型以0.000（<0.01）的顯著性水平通過了Omnibus檢驗(yàn)，說明模型的自變量中至少有一個與因變量顯著相關(guān)。而建模后預(yù)測值與觀察值的一致率為87.6%。

由此，結(jié)合模型的多重共線性檢驗(yàn)和有效性檢驗(yàn)，我們不難看出，13個自變量能夠較好地解釋農(nóng)民集中居住的意愿。

２．結(jié)果分析

通過對樣本的計(jì)量分析，性別X1、文化程度X3、是否購買社保X4、家庭在城鎮(zhèn)是否有房X13等4個變量沒有通過顯著性檢驗(yàn)，說明在樣本中這4個變量的作用不顯著。年齡X2、家庭人口數(shù)量X5、家庭年收入X6、家庭主要收入來源X7、家庭人均住房面積X8、家庭宅基地面積X9、家庭承包地面積X10、家庭居住房屋修建年份X11、家庭居住房屋類型X12等10個變量通過顯著性檢驗(yàn)。

在樣本中，愿意集中居住的農(nóng)民有384位，占比為51.8%，不愿意集中居住的農(nóng)民有358位，占比為48.2%?？梢?，對于樣本而言，愿意集中居住的稍占多數(shù)。因此，地方政府在開展農(nóng)村居民點(diǎn)整治過程中，可以事先進(jìn)行農(nóng)民集中居住意愿調(diào)查，針對轄區(qū)內(nèi)居民集中居住意愿制定相應(yīng)的實(shí)施方案。

從個人特征變量來看，年齡（X2）對城市邊緣區(qū)農(nóng)民集中居住意愿的變量系數(shù)為0.322，存在正相關(guān)，顯著性水平為0.017，存在顯著差異。說明年齡越大，城市邊緣區(qū)農(nóng)民集中居住的意愿越強(qiáng)。這可能是由于農(nóng)民集中居住，地方政府一般會在農(nóng)民集中居住區(qū)布局相應(yīng)的醫(yī)療設(shè)施、老年活動設(shè)施和健身設(shè)施等，可以為老年人提供更加完善的醫(yī)療服務(wù)，養(yǎng)老設(shè)施和健身設(shè)施可以豐富老年人的生活。

從家庭特征變量來看，家庭人口數(shù)量（X5）對城市邊緣區(qū)農(nóng)民集中居住意愿的變量系數(shù)為-0.193，存在負(fù)相關(guān)，顯著性水平為0.022，存在顯著差異。說明家庭人口數(shù)量越多，城市邊緣區(qū)農(nóng)民集中居住的意愿越弱。這可能是由于家庭人口數(shù)量越多，需要的住房面積越大，而當(dāng)前農(nóng)民集中居住區(qū)的單套住宅的面積并不大（政府為給農(nóng)民提供一個穩(wěn)定的收入來源渠道，大多采取多套、小面積的住房安置模式，有利于集中居住后的農(nóng)民將多余的住房出租），農(nóng)民集中居住生活便利程度會有所下降。

家庭年收入（X6）對城市邊緣區(qū)農(nóng)民集中居住意愿的變量系數(shù)為0.303，存在正相關(guān)，顯著性水平為0.000，存在顯著差異。說明家庭年收入越高，城市邊緣區(qū)農(nóng)民集中居住的意愿越強(qiáng)。這可能是由于農(nóng)民家庭年收入越高，對優(yōu)質(zhì)的就學(xué)、就醫(yī)服務(wù)的需求愿望越強(qiáng)烈，集中居住更加有利于農(nóng)民獲取優(yōu)質(zhì)公共服務(wù)。

家庭主要收入來源（X7）對城市邊緣區(qū)農(nóng)民集中居住意愿的變量系數(shù)為0.427，存在正相關(guān)，顯著性水平為0.000，存在顯著差異。說明家庭主要收入來源對城市邊緣區(qū)農(nóng)民集中居住意愿影響最大，城市邊緣區(qū)農(nóng)民收入來源非農(nóng)化越高，其集中居住意愿越強(qiáng)。這可能是由于主要收入來源多元化程度越高，在農(nóng)地細(xì)碎化、務(wù)農(nóng)收入低的情況下，意味著農(nóng)民的非農(nóng)收入高，其對農(nóng)業(yè)的依賴越弱，對居住條件的要求不斷提高，期望通過集中居住來改善居住條件。

家庭人均住房面積（X8）對城市邊緣區(qū)農(nóng)民集中居住意愿的變量系數(shù)為-0.263，存在負(fù)相關(guān)，顯著性水平為0.074，存在顯著差異。說明家庭人均住房面積越大，城市邊緣區(qū)農(nóng)民集中居住的意愿越弱。這可能是由于家庭人均住房面積大，城市邊緣區(qū)農(nóng)民預(yù)期未來征收可以獲得更多的補(bǔ)償，而集中居住按照人口多少來安置居住用房的面積，剩余的用貨幣補(bǔ)貼，家庭人均住房面積大的農(nóng)民預(yù)期集中居住所帶來的收益小于其分散居住的狀況。

家庭宅基地面積（X9）和承包地面積（X10）對城市邊緣區(qū)農(nóng)民集中居住意愿的變量系數(shù)分別為-0.342和-0.211，存在負(fù)相關(guān)，顯著性水平為0.000和0.021，存在顯著差異。說明家庭宅基地面積和承包地面積越大，城市邊緣區(qū)農(nóng)民集中居住的意愿越弱。這可能是由于城市邊緣區(qū)農(nóng)民宅基地面積和承包地面積越大，在城鎮(zhèn)化加速推進(jìn)的背景下，其預(yù)期未來被征收所獲得的收益會更多，使得其集中居住的意愿不強(qiáng)。

家庭居住房屋修建年份（X11）對城市邊緣區(qū)農(nóng)民集中居住意愿的變量系數(shù)為0.289，存在正相關(guān)，顯著性水平為0.009，存在顯著差異。說明家庭居住房屋修建年份越早的房屋，城市邊緣區(qū)農(nóng)民集中居住的意愿越強(qiáng)。這可能是由于家庭居住房屋修建年份越早，則相比之下，內(nèi)部設(shè)施相對較為陳舊，住房美觀度下降，住房維護(hù)成本高，在城市規(guī)劃區(qū)嚴(yán)格控制新建和改擴(kuò)建住房的條件下，家庭居住房屋修建年份早的農(nóng)戶大多將改善居住條件的希望寄托在集中居住，故其集中居住的意愿較強(qiáng)。

家庭居住房屋類型（X12）對城市邊緣區(qū)農(nóng)民集中居住意愿的變量系數(shù)為-0.252，存在負(fù)相關(guān)，顯著性水平為0.095，存在顯著差異。說明家庭住房是平房的農(nóng)民集中居住的意愿更強(qiáng)，而家庭住房是樓房的農(nóng)民則集中居住的意愿相對較弱。這可能是由于平房相對濕度較大、通常設(shè)施設(shè)備相對不太完善，農(nóng)民為改善居住條件，集中居住意愿強(qiáng)，而家庭住房是樓房的農(nóng)民大多內(nèi)部設(shè)備、裝修條件與城市集中居住條件相差無幾，其通過集中居住改善居住條件的空間較小，故集中居住的意愿不強(qiáng)。

四、結(jié)論與政策啟示

上文在分析農(nóng)民集中居住意愿影響因素的基礎(chǔ)上，以長沙市為例，分析長沙市城市邊緣區(qū)農(nóng)民集中居住的意愿及影響因素。研究發(fā)現(xiàn)，長沙市城市邊緣區(qū)農(nóng)民是否具有集中居住的意愿與年齡、家庭年收入、家庭主要收入來源、家庭居住房屋修建年份、家庭人口數(shù)量、家庭人均住房面積、家庭宅基地面積和承包地面積、家庭居住房屋類型等因素相關(guān)。家庭收入來源非農(nóng)化程度越高，農(nóng)民集中居住意愿越強(qiáng)，在384位具有集中居住意愿的農(nóng)民中，目前主要依靠農(nóng)業(yè)這一產(chǎn)業(yè)的收入來源的僅占3.9%。大部分愿意集中居住的大多是年齡偏大，自身從事勞動較少，家庭收入來源主要依靠下一代，家庭收入相對當(dāng)?shù)卮迕褫^高，下一代為子女享受優(yōu)質(zhì)的教育，把家中主要積蓄用于購買城市商品房，使得其在農(nóng)村的住房年久失修。在不具備集中居住意愿的358位農(nóng)民中，大多數(shù)家庭人口數(shù)量多，家庭承包地和宅基地面積大，家庭依然依靠農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，家庭收入不高，難以在城市購買商品房，對城市優(yōu)質(zhì)教育等公共服務(wù)具有強(qiáng)烈的需求，但卻難以實(shí)現(xiàn)，大多期望地方政府一次性將其承包地和宅基地一起征收，對于單純征收宅基地進(jìn)行集中居住的積極性不高。

基于上述研究結(jié)論，我們可得到以下幾點(diǎn)政策啟示。

１.不斷增強(qiáng)農(nóng)民集中居住的吸引拉力

根據(jù)實(shí)證分析結(jié)果，城市邊緣區(qū)農(nóng)民對城市優(yōu)質(zhì)教育、醫(yī)療等公共服務(wù)資源需求較為強(qiáng)烈，大多數(shù)農(nóng)民期望第二代或第三代能夠享受到城市優(yōu)質(zhì)的公共服務(wù)資源，進(jìn)而提升后代的生存發(fā)展競爭力。因此，地方政府在推進(jìn)城市邊緣區(qū)農(nóng)民集中居住過程中，應(yīng)加大對農(nóng)民集中居住區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施和公共服務(wù)設(shè)施投入，重點(diǎn)完善農(nóng)民集中居住區(qū)公共服務(wù)，積極穩(wěn)妥地推進(jìn)集中居住農(nóng)民市民化進(jìn)程，通過基礎(chǔ)教育均衡化發(fā)展、醫(yī)療共同體、公共文化服務(wù)進(jìn)社區(qū)等措施，為集中居住的農(nóng)民提供優(yōu)質(zhì)的教育、衛(wèi)生、文化等公共服務(wù)，增強(qiáng)農(nóng)民集中居住區(qū)對城市邊緣區(qū)農(nóng)民集中居住的拉力。

２．因地制宜地推進(jìn)城市邊緣區(qū)農(nóng)民集中居住

不同生計(jì)類型、不同資源稟賦農(nóng)戶對集中居住的需求和意愿存在差異，地方政府在推進(jìn)農(nóng)民集中居住的過程中，首先要考慮農(nóng)民的需求和意愿，不能采取行政手段強(qiáng)行推進(jìn)農(nóng)民集中居住，不能不顧及農(nóng)民的意愿搞大規(guī)模的拆舊建新活動，保障農(nóng)民集中居住過程和諧推進(jìn)。根據(jù)長沙市城市邊緣區(qū)實(shí)證研究的結(jié)果，地方政府應(yīng)該重點(diǎn)針對家庭收入非農(nóng)化程度比較高的農(nóng)民進(jìn)行引導(dǎo)，引導(dǎo)其積極地退出農(nóng)村宅基地，搬進(jìn)農(nóng)民集中居住區(qū)，為地方政府產(chǎn)業(yè)建設(shè)獲取一定的建設(shè)用地指標(biāo)，同時改善農(nóng)民人居環(huán)境。

３．加大城市邊緣區(qū)農(nóng)民就業(yè)服務(wù)力度

根據(jù)實(shí)證分析結(jié)果，愿意集中居住的農(nóng)民中，家庭收入非農(nóng)化程度較高。因此，地方政府要推進(jìn)城市邊緣區(qū)農(nóng)民集中居住，必須提高農(nóng)民的非農(nóng)化程度，吸引更多的城市邊緣區(qū)農(nóng)民從事第二、三產(chǎn)業(yè)，逐步引導(dǎo)城市邊緣區(qū)農(nóng)民擺脫對農(nóng)民經(jīng)營收入的依賴。一方面，地方政府可以加大城市邊緣區(qū)農(nóng)民培訓(xùn)力度，增強(qiáng)城市邊緣區(qū)農(nóng)民的非農(nóng)就業(yè)競爭力。另外一方面，城市邊緣區(qū)所屬街道和鄉(xiāng)鎮(zhèn)就業(yè)服務(wù)部門可以建立起與城市產(chǎn)業(yè)園區(qū)、服務(wù)業(yè)市場主體的溝通渠道，多渠道增加城市邊緣區(qū)農(nóng)民非農(nóng)化就業(yè)機(jī)會。

４．地方政府推進(jìn)農(nóng)民集中居住應(yīng)量力而行

建設(shè)擁有完善的基礎(chǔ)設(shè)施和公共服務(wù)設(shè)施的農(nóng)民集中居住區(qū)需要大量的投資，地方政府在推進(jìn)過程中要結(jié)合當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)社會發(fā)展的實(shí)際情況統(tǒng)籌考慮，根據(jù)農(nóng)民的需求、意愿和產(chǎn)業(yè)發(fā)展需要穩(wěn)步推進(jìn)。各地要禁止條件不足時盲目地大規(guī)模推進(jìn)，做到農(nóng)民集中居住前后地方政府財(cái)務(wù)平衡，避免推進(jìn)農(nóng)民集中居住過程中形成新的地方政府債務(wù)，或降低農(nóng)民集中居住區(qū)建設(shè)標(biāo)準(zhǔn)，或形成農(nóng)民集中居住區(qū)爛尾工程，引發(fā)社會矛盾，影響社會和諧。

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作者瞿理銅系湖南師范大學(xué)中國鄉(xiāng)村振興研究院（馬克思主義學(xué)院）副教授；秦琴系中共益陽市委黨校副教授。

鄉(xiāng)村發(fā)現(xiàn)網(wǎng)轉(zhuǎn)自：《農(nóng)村經(jīng)濟(jì)》

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