——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，地方政府應該積極完善農(nóng)民集中居住區(qū)公共服務，加大農(nóng)民就業(yè)服務力度，有針對性地引導農(nóng)民集中居住。

關鍵詞:土地經(jīng)濟 　 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。當前，我國正處于城鄉(xiāng)融合發(fā)展的關鍵時期，為緩解城鄉(xiāng)建設用地配置失衡、推進農(nóng)村建設用地集約利用、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)達地區(qū)通過 “宅基地換房”、“三集中”等手段推進農(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)實意義。通過文獻檢索發(fā)現(xiàn)，目前，國內(nèi)學者對農(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行研究，以期能為地方政府科學地、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)濟理論認為，在規(guī)模開始擴張的階段，由于規(guī)模擴大而降低單位成本的經(jīng)濟叫規(guī)模經(jīng)濟。規(guī)模經(jīng)濟可以用一個 Ｕ形的曲線來表示，隨著鄉(xiāng)村規(guī)模的擴大，鄉(xiāng)村基礎設施的建設成本將向最低點移動，在鄉(xiāng)村的規(guī)模尚未達到最優(yōu)規(guī)模之前，規(guī)模越大，經(jīng)濟效益越明顯。農(nóng)民集中居住，改變農(nóng)民分散居住的格局，擴大單個村莊的集聚規(guī)模，當村莊規(guī)模小于最優(yōu)規(guī)模時，農(nóng)民集中居住可以降低鄉(xiāng)村基礎設施和公共服務設施的成本。如果農(nóng)民分散格局得不到改善，欲改變農(nóng)村居民點基礎設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行綜合整治，一方面可以將其復墾為耕地，另一方面可以置換成為城鄉(xiāng)建設用地增減掛鉤政策下的城鎮(zhèn)新增建設用地指標，從而實現(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)濟影響和非經(jīng)濟影響。集中居住對農(nóng)民經(jīng)濟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地增加。集中居住對農(nóng)民福利的非經(jīng)濟影響包括的內(nèi)容較為豐富，如公共服務、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，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體現(xiàn)在降低鄉(xiāng)村基礎設施和公共服務設施成本，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；負面效應體現(xiàn)在會適當增加農(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)外關于農(nóng)戶行為的研究主要有幾方面觀點。一是 “理性經(jīng)濟人”假定?！敖?jīng)濟人”是經(jīng)濟學發(fā)展歷史中最為悠久、最基本的人格假設。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。穆勒等學者認為 “經(jīng)濟人”是會計算、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)學派認為，在一個競爭的市場機制中，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)濟人”。 二是 “道義小農(nóng)”觀。美國經(jīng)濟學家斯科特１９７６ 年以 ２０ 世紀初的東南亞小農(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”說，認為小農(nóng)戶的經(jīng)濟行為更多是基于道德考量而非理性，小農(nóng)戶之間具有強烈的互惠觀，他們信奉 “生計第一”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，當某一項新的生產(chǎn)技術(shù)高收益和高風險并存時，小農(nóng)戶更加傾向選擇風險小的生產(chǎn)技術(shù)，哪怕這種生產(chǎn)技術(shù)的收益要低得多。斯科特認為農(nóng)戶是 “道義小農(nóng)”，是在 “安全第一”的生存?zhèn)惱硐?，實現(xiàn)較低的風險分配與較高的生存保障。三是黃宗智認為中國大多數(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)務工收入，這種收入格局存在于大多小農(nóng)戶。因此，黃宗智認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，我們認為，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，其理性動機和生存邏輯并存，對于城市邊緣區(qū)不同生計類型的農(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，地方政府應該結(jié)合當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展的實際情況統(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農(nóng)民集中居住。

２．研究假定

我們在吸收相關理論的基礎上，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、是否購買保險等４個因素，并作出如此假設：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)老服務和醫(yī)療服務，集中居住有利于提供更為完善的公共服務，故年齡較大，其集中居住的意愿較強；文化程度越高，對新事物接受能力越強，其集中居住意愿越強；是否購買保險主要包括是否購買社保和商業(yè)保險，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。

（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：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；家庭收入來源非農(nóng)收入占比越高，集中居住意愿較強；家庭人均住房面積、宅基地面積和承包地面積越大，往往預期征收補償越高，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；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、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，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)建設農(nóng)民集中居住區(qū)是有序推進征地拆遷的重要手段。

２．數(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，屬于城市建設重點拓展區(qū)域。本研究以農(nóng)村原著居民為對象，運用分層抽樣與隨機抽樣相結(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。回收的問卷中跳馬鎮(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，符合當下農(nóng)村青壯年勞動力外出務工人員較多的現(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，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的指標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期效應如表1所示。

三、回歸結(jié)果的檢驗與分析

１．模型的檢驗

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，導致分析結(jié)果失去研究價值，所以我們先對變量進行多重共線性檢驗。我們使用SPSS16.0對變量進行多重共線性檢驗，得到調(diào)整后的R2值為0.864，DW統(tǒng)計量為2.033，說明變量間具有較好的解釋力度和不相關性。根據(jù)方差分析表，F(xiàn)統(tǒng)計量為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重的多重共線性，不必增加樣本容量，也不必對自變量進行剔除和整合，可對13個自變量進行建模分析。

對變量建立邏輯回歸模型，為了檢驗模型的有效性，我們選取了H—L檢驗和Omnibus檢驗（見表4和表5），由表4可知，模型的卡方統(tǒng)計量為4.484，顯著性水平為0.811，故不能拒絕原假設，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，說明模型的自變量中至少有一個與因變量顯著相關。而建模后預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和有效性檢驗，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，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。

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%。可見，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)村居民點整治過程中，可以事先進行農(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的實施方案。

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，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。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)布局相應的醫(yī)療設施、老年活動設施和健身設施等，可以為老年人提供更加完善的醫(yī)療服務，養(yǎng)老設施和健身設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，存在負相關，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，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。這可能是由于農(nóng)民家庭年收入越高，對優(yōu)質(zhì)的就學、就醫(yī)服務的需求愿望越強烈，集中居住更加有利于農(nóng)民獲取優(yōu)質(zhì)公共服務。

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，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。這可能是由于主要收入來源多元化程度越高，在農(nóng)地細碎化、務農(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，存在負相關，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)民預期未來征收可以獲得更多的補償，而集中居住按照人口多少來安置居住用房的面積，剩余的用貨幣補貼，家庭人均住房面積大的農(nóng)民預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，存在負相關，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)化加速推進的背景下，其預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。

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，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。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)部設施相對較為陳舊，住房美觀度下降，住房維護成本高，在城市規(guī)劃區(qū)嚴格控制新建和改擴建住房的條件下，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。

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，存在負相關，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，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、通常設施設備相對不太完善，農(nóng)民為改善居住條件，集中居住意愿強，而家庭住房是樓房的農(nóng)民大多內(nèi)部設備、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。

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。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，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?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)教育等公共服務具有強烈的需求，但卻難以實現(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政策啟示。

１.不斷增強農(nóng)民集中居住的吸引拉力

根據(jù)實證分析結(jié)果，城市邊緣區(qū)農(nóng)民對城市優(yōu)質(zhì)教育、醫(yī)療等公共服務資源需求較為強烈，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)的公共服務資源，進而提升后代的生存發(fā)展競爭力。因此，地方政府在推進城市邊緣區(qū)農(nóng)民集中居住過程中，應加大對農(nóng)民集中居住區(qū)基礎設施和公共服務設施投入，重點完善農(nóng)民集中居住區(qū)公共服務，積極穩(wěn)妥地推進集中居住農(nóng)民市民化進程，通過基礎教育均衡化發(fā)展、醫(yī)療共同體、公共文化服務進社區(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，增強農(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．因地制宜地推進城市邊緣區(qū)農(nóng)民集中居住

不同生計類型、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行推進農(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。根據(jù)長沙市城市邊緣區(qū)實證研究的結(jié)果，地方政府應該重點針對家庭收入非農(nóng)化程度比較高的農(nóng)民進行引導，引導其積極地退出農(nóng)村宅基地，搬進農(nóng)民集中居住區(qū)，為地方政府產(chǎn)業(yè)建設獲取一定的建設用地指標，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)服務力度

根據(jù)實證分析結(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)民培訓力度，增強城市邊緣區(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)服務部門可以建立起與城市產(chǎn)業(yè)園區(qū)、服務業(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)機會。

４．地方政府推進農(nóng)民集中居住應量力而行

建設擁有完善的基礎設施和公共服務設施的農(nóng)民集中居住區(qū)需要大量的投資，地方政府在推進過程中要結(jié)合當?shù)亟?jīng)濟社會發(fā)展的實際情況統(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。各地要禁止條件不足時盲目地大規(guī)模推進，做到農(nóng)民集中居住前后地方政府財務平衡，避免推進農(nóng)民集中居住過程中形成新的地方政府債務，或降低農(nóng)民集中居住區(qū)建設標準，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。

參考文獻

[1] 陳文勝. 鄉(xiāng)村振興的資本、土地與制度邏輯[J]. 華中師范大學學報(人文社會科學版), 2019, 58(01): 8～11.

[2] 周鑫鑫, 王培震, 徐建剛. 欠發(fā)達地區(qū)農(nóng)民集中居住意愿研究——基于泗洪縣350個農(nóng)民的調(diào)查[J]. 四川農(nóng)業(yè)大學學報, 2016, 34(04): 511～518.

[3] 孔艷芳, 張海鵬, 賈慶英. 農(nóng)民集中居住意愿的影響因素分析——基于山東省26個鄉(xiāng)鎮(zhèn)的調(diào)查研究[J]. 山東大學學報(哲學社會科學版), 2014, (06): 27～35.

[4] 劉桂峰, 王麗紅, 趙陽. 經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)農(nóng)戶集中居住意愿實證研究——基于北京郊區(qū)703個農(nóng)戶的調(diào)查[J]. 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題, 2015, 36(04): 51～58.

[5] 杜云素, 李偲. 農(nóng)民的集中居住意愿及其影響因素分析——基于鄂蘇兩地的調(diào)查[J]. 四川農(nóng)業(yè)大學學報, 2014, 32(01): 112～116.

[6] 謝玲, 李孝坤, 余婷. 基于Logistic模型的農(nóng)戶集中居住意愿分析——以三峽庫區(qū)(重慶段)部分區(qū)縣為例[J]. 重慶師范大學學報(自然科學版), 2014, 31(02): 28～34.

[7] 杜云素, 鐘漲寶, 李飛. 城鄉(xiāng)一體化進程中農(nóng)民家庭集中居住意愿研究——基于江蘇揚州和湖北荊州的調(diào)查[J]. 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題, 2013, 34(11): 71～77.

[8]Coleman J S.Foundation of Social Theory[M]. Cambridge：Harvard University Press, 1990:20

[9]馬小勇.理性農(nóng)民面臨的制度約束及其改革[J].中國軟科學,2003,(7):26-33.

[10] Stark, O., & Bloom, D.The New Economics of Labor Migration[J].The American Economic Review,1985，75（2）：173-178

[11]黃宗智.長江三角洲小農(nóng)家庭與鄉(xiāng)村發(fā)展[M].北京：中華書局，2000：10-11.

[12]鄭鳳田，傅晉華.農(nóng)民集中居住：現(xiàn)狀、問題與對策[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題，2007（9）：4-7

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

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