魏 鳳，于麗衛(wèi)

（西北農(nóng)林科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，陜西 楊凌 712100）

1 引言

不少地區(qū)對農(nóng)村集體建設(shè)用地流轉(zhuǎn)進(jìn)行了大膽探索和實踐，具有代表性的有天津市的“宅基地?fù)Q房”模式，該模式的特點在于不是由城市化需求去拉動城市開發(fā)和反哺農(nóng)村，而是通過新型小城鎮(zhèn)建設(shè)，用農(nóng)村吸引和吸納城市人，是農(nóng)村建設(shè)用地的供給方主動尋求轉(zhuǎn)為城市用地的內(nèi)在力量推動的，是農(nóng)村、農(nóng)民自發(fā)城市化的自主行為。從2005 年下半年開始，天津市積極探索以“宅基地?fù)Q房”建設(shè)新型小城鎮(zhèn)和新農(nóng)村的路子，并展開了試點工作。隨著試點工作的推進(jìn)，近年來學(xué)術(shù)界展開了對“宅基地?fù)Q房”模式的研究[1-5]，這些研究主要集中在宅基地?fù)Q房的現(xiàn)狀、該模式受到的社會經(jīng)濟(jì)法律制約、宅基地?fù)Q房模式的制度創(chuàng)新等方面，不同程度地指出了該模式在推行過程中存在的困難和問題，并提出了相應(yīng)的對策建議，研究成果普遍認(rèn)為宅基地?fù)Q房是當(dāng)前值得推廣和具有鮮明特點的土地利用模式。作為一種新型土地利用模式，農(nóng)戶的理解和積極參與對這種模式的推行起著非常重要的作用，農(nóng)戶作為宅基地?fù)Q房的主體，他們所表現(xiàn)出的意愿對推動宅基地?fù)Q房工作有著最直接的影響。針對宅基地?fù)Q房農(nóng)戶行為與意愿的研究還沒有學(xué)者涉及，而分析農(nóng)戶宅基地?fù)Q房意愿的影響因素對于提高宅基地?fù)Q房模式的工作效率具有重要的理論和實際意義。本文在調(diào)研資料的基礎(chǔ)上以計劃行為理論為基礎(chǔ)，建立Logistic回歸模型，從農(nóng)戶內(nèi)在心理特征角度分析其行為意愿，以把握農(nóng)戶對宅基地?fù)Q房的認(rèn)同程度與合作態(tài)度，為改善宅基地?fù)Q房模式提供理論依據(jù)。

2 研究假設(shè)

理性選擇理論認(rèn)為行動者的行動原則是最大限度地獲取效益，他們是依據(jù)這一原則在不同的行為或事物之間進(jìn)行有目的的選擇[6]，這就需要理性地考慮對其目的有影響的各種因素。計劃行為理論認(rèn)為行為態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制是決定行為意向的3個主要變量[7]，其具體表現(xiàn)是態(tài)度越積極，他人越支持，知覺行為控制越強，行為意向就越大，反之就越小。基于以上理論，本文從農(nóng)戶自身特征、農(nóng)戶換房態(tài)度、周圍人意見、農(nóng)戶未來風(fēng)險感知4個方面提出研究假設(shè)。

（1）農(nóng)戶自身特征對換房意愿有影響。年齡大的戶主思想觀念保守，且需要更多的養(yǎng)老金，他們可能較不愿意進(jìn)行宅基地?fù)Q房；受教育程度高的戶主由于接受新生事物的能力較強，更適應(yīng)非農(nóng)職業(yè)，對宅基地?fù)Q房可能持較積極的態(tài)度；擁有非農(nóng)技能的戶主預(yù)期在城里更容易找到合適的崗位，可能較愿意進(jìn)行宅基地?fù)Q房；擁有良好經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)的農(nóng)戶更愿意脫離農(nóng)村，搬進(jìn)小城鎮(zhèn)居住，可能換房的積極性較高。

（2）農(nóng)戶自身態(tài)度對換房意愿有影響。對改善子女就學(xué)條件有需求的農(nóng)戶，可能較愿意進(jìn)行宅基地?fù)Q房；城鎮(zhèn)戶口意味著能夠獲得比農(nóng)村更健全的社會保障與福利，一般認(rèn)為，農(nóng)戶獲得城鎮(zhèn)戶口的愿望越強烈也就越有可能進(jìn)行宅基地?fù)Q房；農(nóng)戶搬進(jìn)小城鎮(zhèn)居住將會享受到比在農(nóng)村居住更優(yōu)質(zhì)的醫(yī)療衛(wèi)生資源，因此，改善醫(yī)療衛(wèi)生條件需求越強烈的農(nóng)戶越愿意進(jìn)行宅基地?fù)Q房。

（3）周圍人意見對換房意愿有影響。親戚朋友是農(nóng)戶重要的社會資源，農(nóng)戶在做決策時會與其進(jìn)行溝通交流，他們的意見是做決策的重要參考依據(jù)，親戚朋友越贊成，農(nóng)戶越有可能進(jìn)行宅基地?fù)Q房；村干部作為與農(nóng)戶接觸最多的農(nóng)村基層干部，他們擁有較高的素質(zhì)和較強的組織協(xié)調(diào)能力，其行為對農(nóng)戶有著很強的領(lǐng)導(dǎo)和帶動作用，村干部越認(rèn)同，農(nóng)戶換房的意愿越強烈；已經(jīng)換房農(nóng)戶是宅基地?fù)Q房政策的先行者，他們的認(rèn)可以及對換房政策的評價對農(nóng)戶有很強的示范作用，已經(jīng)換房農(nóng)戶對換房政策認(rèn)可程度越高，農(nóng)戶對宅基地?fù)Q房態(tài)度越積極。

（4）農(nóng)戶未來風(fēng)險感知對換房意愿有影響。宅基地?fù)Q房意味著農(nóng)戶必須放棄正在從事的工作，面臨重新?lián)駱I(yè)問題，農(nóng)戶對重新就業(yè)問題顧慮越多，就越不愿意進(jìn)行宅基地?fù)Q房；換房后的農(nóng)戶搬進(jìn)居住小區(qū)，必然帶來消費支出的增加，農(nóng)戶對消費支出增加的顧慮越多，越不愿意進(jìn)行宅基地?fù)Q房；宅基地?fù)Q房工程目前還處在試點階段，農(nóng)戶對于政府政策未兌現(xiàn)的預(yù)期可能與農(nóng)戶換房意愿呈負(fù)相關(guān)；農(nóng)戶長期形成了在農(nóng)村固定的生活方式，農(nóng)戶對預(yù)期生活習(xí)慣有太大變化的可能性估計越多，越不愿意進(jìn)行宅基地?fù)Q房。

3 模型選擇、變量說明及數(shù)據(jù)來源

3.1 模型選擇

將農(nóng)戶宅基地?fù)Q房意愿及其影響因素的關(guān)系表示為如下函數(shù)形式：農(nóng)戶宅基地?fù)Q房的意愿=f（農(nóng)戶特征，農(nóng)戶換房態(tài)度，周圍人意見，農(nóng)戶未來風(fēng)險感知） + 隨機擾動項。由于意愿很難用數(shù)值直接表示和測量，本文用“0—1”指標(biāo)法表示農(nóng)戶宅基地?fù)Q房的意愿，1表示農(nóng)戶愿意進(jìn)行宅基地?fù)Q房，0表示農(nóng)戶不愿意進(jìn)行宅基地?fù)Q房，并在調(diào)查中用意愿量表對農(nóng)戶宅基地?fù)Q房的意愿進(jìn)行測量。由于傳統(tǒng)的回歸模型因變量的取值范圍在負(fù)無窮大到正無窮大之間，而本研究的變量取值在[0，1]之間，是一個典型的二元選擇問題，故適合采用Logistic回歸模型，其表達(dá)形式為：，式中：pt為農(nóng)戶表示愿意換房的概率，i為農(nóng)戶編號，βj表示因素的回歸系數(shù)，m表示影響這一概率的因素個數(shù)，xij是自變量，表示第j種影響因素，α表示回歸截距。

3.2 變量說明

模型中的被解釋變量為農(nóng)戶是否愿意進(jìn)行宅基地?fù)Q房，根據(jù)計劃行為理論與理性選擇理論，本文在構(gòu)建農(nóng)戶宅基地?fù)Q房意愿影響因素的計量經(jīng)濟(jì)模型時，選取農(nóng)戶特征、農(nóng)戶自身態(tài)度、周圍人意見及農(nóng)戶未來風(fēng)險感知4類14個變量作為解釋變量，在變量的形式上所有解釋變量均采用虛擬變量形式（表1）。

3.3 數(shù)據(jù)來源

本文所用數(shù)據(jù)來源于筆者2011年8—10月組織的實地調(diào)研數(shù)據(jù)，調(diào)查員為西北農(nóng)林科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院的碩士研究生及本科生，樣本分布在天津市寶坻區(qū)、武清區(qū)、薊縣三個區(qū)縣，這三個區(qū)縣均位于天津市北部郊區(qū)位置，土地資源相對豐富，具有較大的開發(fā)潛力，是進(jìn)行宅基地?fù)Q房工作的重點地區(qū)，樣本選擇中兼顧了三個區(qū)縣經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)、中等發(fā)達(dá)和經(jīng)濟(jì)落后的不同鄉(xiāng)鎮(zhèn)。寶坻區(qū)選擇新安鎮(zhèn)、霍各莊鎮(zhèn)、黃莊鄉(xiāng)、爾王莊鄉(xiāng)、大鐘莊鎮(zhèn)；武清區(qū)為崔黃口鎮(zhèn)、石各莊鎮(zhèn)、楊村鎮(zhèn)、泗村店鎮(zhèn)；薊縣為上倉鎮(zhèn)、漁陽鎮(zhèn)、西龍虎峪鎮(zhèn)。每個鄉(xiāng)（鎮(zhèn)） 按照經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平隨機選取2—3個自然村，在每個抽樣的自然村中隨機選取15—20個農(nóng)戶，每個農(nóng)戶選擇戶主作為被調(diào)查對象。調(diào)查時采用一對一入戶訪談的形式，共發(fā)放問卷580份，收回問卷568份，剔除漏答關(guān)鍵信息和回答信息矛盾、錯誤的問卷，回收有效問卷521份，有效率91.7%（表2）。

4 實證分析

4.1 樣本描述性分析

（1）農(nóng)戶自身特征情況。從農(nóng)戶自身特征上看，在521位戶主中，年齡在26—45歲之間的戶主占到了47.7%，所占比例最大；從戶主受教育程度上看，初中文化程度的占到了45.9%，所占比例最大；在非農(nóng)技能方面，63.2%的戶主表示自己沒有非農(nóng)技能；從農(nóng)戶的人均收入上看，人均收入在7000—10000元的農(nóng)戶占到了34.4%，人均收入在10000以上的占到了38.0%，兩者合計占到了72.4%。

（2）農(nóng)戶自身態(tài)度對換房的影響。在宅基地?fù)Q房是為了改善子女就學(xué)條件問題上，表示不同意及較不同意

的合計占到13.0%，表示較同意和同意的合計占到46.3%，表示一般的占到40.7%。有近一半的農(nóng)戶進(jìn)行宅基地?fù)Q房是為了給子女創(chuàng)造一個良好的就學(xué)環(huán)境，可以看出農(nóng)戶有改善子女就學(xué)條件的需求。在宅基地?fù)Q房是為了獲得城鎮(zhèn)戶口問題上，24.2%的受訪者表示不同意或者較不同意，表示同意或者較同意的合計占到42.0%，其他農(nóng)戶在此問題上持中立態(tài)度。由此看出，農(nóng)戶在獲得城鎮(zhèn)戶口問題上的意見是分散的，僅有不到一半的農(nóng)戶表示換房是為了獲得城鎮(zhèn)戶口，此外還有24.0%以上的農(nóng)戶對城鎮(zhèn)戶口持消極的態(tài)度，說明城鎮(zhèn)戶口對于農(nóng)戶進(jìn)行宅基地?fù)Q房的吸引力不強。在宅基地?fù)Q房是為了改善醫(yī)療衛(wèi)生條件問題上，22.5%的農(nóng)戶表示不同意或者較不同意，36.0%的受調(diào)查者表示同意或者較同意，其余41.5%的農(nóng)戶態(tài)度中立，表明農(nóng)戶對換房是為了改善醫(yī)療衛(wèi)生條件的意見不統(tǒng)一，但是認(rèn)為宅基地?fù)Q房是為了改善醫(yī)療衛(wèi)生條件的比例高于持反對意見的比例。

表1 模型所使用變量及其說明Tab.1 Variables in the model and the definition

表2 樣本的基本特征Tab.2 The basic characteristic of the samples

（3）周圍人意見對農(nóng)戶換房的影響。在親戚朋友支持對農(nóng)戶換房有影響的問題上，4.2%的農(nóng)戶表示不同意，17.3%的農(nóng)戶表示較不同意；而認(rèn)為較同意和同意的農(nóng)戶分別占到被調(diào)查對象的31.7%和14.2%，兩者合計占到45.9%；有32.6%的農(nóng)戶持一般態(tài)度。由此可見，親戚朋友的支持影響農(nóng)戶同意的比例高于其堅持不同意的比例，表明親戚朋友支持對更多的農(nóng)戶換房有著積極的促進(jìn)作用。在村干部贊同對宅基地?fù)Q房有影響的問題上，1.6%的農(nóng)戶表示不同意，13.8%的農(nóng)戶表示較不同意；表示較同意和同意的分別占到了22.6%和5.4%；而表示一般的占最大的比例，達(dá)到了56.7%。由此可見，村干部贊同換房意見對超過一半的農(nóng)戶影響一般，除此之外，影響其同意換房的比例高于不同意的比例，村干部的贊同只是在一些人當(dāng)中起到促進(jìn)作用。在已經(jīng)換房者認(rèn)可對宅基地?fù)Q房有影響的問題上，5.8%的農(nóng)戶表示不同意，9.4%的農(nóng)戶表示較不同意；表示較同意和同意的分別占到29.4%和22.6%，兩者合計占到了52.0%，超過一半的農(nóng)戶對換房先行者的意見持肯定的態(tài)度。

（4）農(nóng)戶未來風(fēng)險感知對換房的影響。在問到有無顧慮換房后重新就業(yè)問題時，表示不同意和較不同意的合計占到調(diào)查對象的19.0%，而表示較同意和同意的受訪者兩項合計占到43.8%，表示一般的占到37.2%。僅有19.0%的農(nóng)戶對宅基地?fù)Q房后就業(yè)問題表示不顧慮，而其他農(nóng)戶對于宅基地?fù)Q房后就業(yè)問題普遍持較為悲觀的態(tài)度。在是否顧慮換房后消費支出增加這個問題上，表示不同意和較不同意的合計占到了16.7%，表示較同意和同意的占到了受訪者的51.8%。有超過一半的受訪者對于未來消費支出的增加表示擔(dān)憂，這主要是因為農(nóng)戶搬進(jìn)城區(qū)居住，在用氣、用水、取暖等費用上成本將會增加。在是否顧慮換房后政府政策不能兌現(xiàn)問題上，表示不同意和較不同意的合計占到了29.8%，表示一般的占到33.2%，表示較同意和同意的合計占到了37.0%。一些農(nóng)民對政府兌現(xiàn)這項新政策的承諾還心存疑慮，但大部分農(nóng)戶沒有表示出擔(dān)心，這得益于近年來推行的一系列強農(nóng)惠農(nóng)政策，政府在農(nóng)戶心中的形象較好，對政府表示信任。在宅基地?fù)Q房后顧慮生活習(xí)慣改變的問題上，表示不同意和較不同意的合計占到15.1%，表示較同意和同意的合計占到了32.1%，表示一般的占到了52.8%。只有小部分農(nóng)戶明確表示不擔(dān)心換房后生活習(xí)慣的改變，而大部分農(nóng)戶擔(dān)心換房后生活習(xí)慣的改變會影響到自己未來的生活。

4.2 計量經(jīng)濟(jì)模型分析

本文應(yīng)用SPSS 16.0統(tǒng)計軟件對521個農(nóng)戶樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行Logistic回歸處理，以是否愿意進(jìn)行宅基地?fù)Q房為因變量，采用全部變量進(jìn)入法，得到了農(nóng)戶宅基地?fù)Q房意愿影響因素的估計結(jié)果（表3）。

統(tǒng)計檢驗結(jié)果表明，該回歸模型擬合度良好且具有較強的解釋力，回歸結(jié)果可信。農(nóng)戶宅基地?fù)Q房意愿影響因素的回歸結(jié)果具有如下特點。

（1）農(nóng)戶自身特征變量具有不同影響。從描述農(nóng)戶自身特征的4個變量看，年齡和收入狀況變量有顯著的負(fù)向影響，文化程度和非農(nóng)技能變量影響為正向且前者影響顯著。戶主年齡變量通過了5%的顯著性檢驗，對農(nóng)戶宅基地?fù)Q房意愿有顯著負(fù)向影響。因為年紀(jì)輕的戶主接受新生事物的能力較強，年齡大的戶主則思想相對保守。對文化程度變量通過了5%的顯著性檢驗且影響為正。受教育程度高的農(nóng)戶見識閱歷較豐富，能更好地理解國家關(guān)于農(nóng)村發(fā)展的相關(guān)政策，且在非農(nóng)技能方面具有一定的優(yōu)勢，更容易在城鎮(zhèn)里找到理想的工作和適應(yīng)城鎮(zhèn)生活。非農(nóng)技能變量雖然未通過顯著性檢驗但其影響為正，這與預(yù)期是一致的，擁有非農(nóng)技能的農(nóng)戶，較容易在城鎮(zhèn)里找到理性的工作，而缺乏非農(nóng)技能的農(nóng)戶顧慮重重。農(nóng)戶收入變量影響為負(fù)且通過了1%顯著性檢驗，這與預(yù)期相反。究其原因是這三個區(qū)縣產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)屬于勞動密集型，企業(yè)大多分布在農(nóng)村地區(qū)，勞動力已經(jīng)實現(xiàn)了就地轉(zhuǎn)移。調(diào)查發(fā)現(xiàn)該地區(qū)高收入者多數(shù)是企業(yè)主和在企業(yè)的打工者，宅基地?fù)Q房后農(nóng)戶將會集中居住，企業(yè)主擔(dān)心所經(jīng)營的產(chǎn)業(yè)會倒閉，打工者則擔(dān)心失去收入的來源，對未來收入前景的擔(dān)憂可能導(dǎo)致農(nóng)戶對宅基地?fù)Q房意愿的影響為負(fù)向。

表3 農(nóng)戶宅基地?fù)Q房意愿影響因素的Logistic回歸結(jié)果Tab.3 Regression result of the impact factors on the willingness of famers of exchanging own residential land with well-planned urban house

（2）農(nóng)戶自身態(tài)度變量正負(fù)影響兼有。從農(nóng)戶自身態(tài)度的三個變量看，改善子女就學(xué)條件及改善醫(yī)療衛(wèi)生條件影響為正向且前者影響顯著，獲得城鎮(zhèn)戶口影響為負(fù)向，未通過顯著性檢驗。中國教育資源分布相對不均衡，優(yōu)質(zhì)教學(xué)資源大多分布在城鎮(zhèn)，農(nóng)戶希望借助宅基地?fù)Q房的機會為子女創(chuàng)造良好的就學(xué)條件，因此，改善子女就學(xué)條件需求與農(nóng)戶換房意愿呈正相關(guān)。獲得城鎮(zhèn)戶口變量未通過檢驗且影響為負(fù)，這與預(yù)期相反。這可能是因為城鎮(zhèn)戶口意味著農(nóng)戶與土地相分離，使農(nóng)戶喪失基本的生存保障，在社會保障制度還不健全的情況下，農(nóng)戶又會失去諸如家電下鄉(xiāng)、汽車下鄉(xiāng)等國家為農(nóng)村地區(qū)制定的很多優(yōu)惠政策。改善醫(yī)療衛(wèi)生條件影響為正向但未通過顯著性檢驗，有改善醫(yī)療衛(wèi)生條件需求的農(nóng)戶更愿意進(jìn)行宅基地?fù)Q房，反映出目前的農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生條件不令人滿意，農(nóng)戶有著改善醫(yī)療衛(wèi)生條件的需求。

（3）周圍人意見變量以正向影響為主。從周圍人意見對換房意愿影響的三個變量看，親戚朋友支持與已經(jīng)換房者認(rèn)可變量影響為正向且通過顯著性檢驗，村干部贊同變量影響為負(fù)向未通過顯著性檢驗。說明在宅基地?fù)Q房問題的決策上親戚朋友的意見是農(nóng)戶重要的參考依據(jù)。農(nóng)戶在做決策時會考慮換房先行者對宅基地?fù)Q房的認(rèn)可程度，他們具有很強的示范和帶動作用。村干部意見未通過顯著性檢驗且其影響為負(fù)向，是因為一些村干部在工作中作風(fēng)粗暴，濫用手中的權(quán)利，導(dǎo)致群眾關(guān)系惡化。

（4）未來風(fēng)險感知變量均有負(fù)向影響。從未來風(fēng)險感知4個變量看，面臨重新就業(yè)問題、消費支出增加、生活習(xí)慣改變和政策不能兌現(xiàn)4個變量均對宅基地?fù)Q房意愿有負(fù)向影響且前三個影響顯著。因為換房后農(nóng)戶必然面臨重新?lián)駱I(yè)問題，而他們普遍缺乏非農(nóng)技能，對未來就業(yè)前景的擔(dān)憂減弱了其宅基地?fù)Q房的積極性；換房后農(nóng)戶搬進(jìn)樓房居住，意味著會支付更多的物業(yè)費、取暖費，支出增加是必然的，這樣的預(yù)期影響著農(nóng)戶換房的積極性；農(nóng)民已經(jīng)習(xí)慣了農(nóng)村原有的生活方式，他們對換房后新的生活方式擔(dān)心不適應(yīng)，影響了農(nóng)戶宅基地?fù)Q房的熱情；農(nóng)戶在換房決策時對政府政策的穩(wěn)定性存在一定的擔(dān)心，但還沒有成為影響農(nóng)戶換房決策的關(guān)鍵因素。

5 政策建議

第一，做好宅基地?fù)Q房規(guī)劃工作。要做好宅基地?fù)Q房區(qū)位的選擇，新址規(guī)劃最好貼近城市或者工業(yè)區(qū)，為農(nóng)戶重新就業(yè)創(chuàng)造條件；在房型設(shè)計上要充分考慮農(nóng)戶的居住習(xí)慣，滿足農(nóng)民多樣化和多元性的居住需求；在住宅區(qū)周圍規(guī)劃和建設(shè)好相關(guān)的配套設(shè)施，建立示范性初中、高中，設(shè)立社區(qū)醫(yī)療服務(wù)站，以滿足農(nóng)戶改善子女就學(xué)及家庭就醫(yī)條件的需求。第二，完善社會保障制度，解決換房農(nóng)戶的實際困難。應(yīng)建立和完善多層次、多樣性的小城鎮(zhèn)社會保障體系，將換房群眾納入養(yǎng)老保險體系之中。同時，針對換房后消費支出增加的情況，政府可以給予農(nóng)戶換房初期的臨時補貼，并制定專項政策對困難群眾和特殊群體予以扶助和救濟(jì)。第三，創(chuàng)造條件增加農(nóng)民收入。加大招商引資的力度，并結(jié)合當(dāng)?shù)氐奶攸c引進(jìn)適合當(dāng)?shù)匕l(fā)展的項目，為農(nóng)戶增加就業(yè)崗位,同時加強對農(nóng)民的技能培訓(xùn)，拓寬就業(yè)渠道。另外，豐富換房地區(qū)群眾的社區(qū)文化生活，增強他們的歸屬感，使換房群眾盡快適應(yīng)新的生活，加快由農(nóng)民向市民的角色轉(zhuǎn)變速度。

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