基于农户特征的黄淮海平原农村一户多宅行为影响因素——以河北省曲周县前河道村为例

王 楠，顾恬玮，郝晋珉，祖 健

(1.中国农业大学 土地科学与技术学院，北京 100193； 2.自然资源部 农用地质量与监控重点实验室，北京 100193； 3.北京大学深圳研究生院 城市规划与设计学院，广东 深圳 518055)

0 引言

我国《土地管理法》第六十二条规定“农村村民一户只能拥有一处宅基地”[1]，体现了宅基地分配的公平优先原则，对解决农村用地粗放低效问题具有重要意义[2]。目前，我国农村宅基地一户多宅现象仍普遍存在，近11.02%的农户拥有两处及以上的宅基地[3]。黄淮海平原是我国三大平原之一，是我国重要的粮食主产区，区域内的一户多宅现象十分普遍[4]，农村宅基地的无序扩张占用大量优质耕地资源，对我国粮食安全构成一定威胁[5]。2020年7月，自然资源部、农业农村部联合印发《关于农村乱占耕地建房“八不准”的通知》《关于保障农村村民住宅建设合理用地的通知》，坚决遏制农村乱占耕地建房等违法违规问题[6-7]。因此，对黄淮海平原农村宅基地一户多宅现象开展相关研究，不仅可以促进该区域农村土地集约节约利用，还可以通过严格控制建设占用耕地，进一步保障国家粮食安全。另外，有序退出此类低效利用宅基地还有利于加快新农村建设，推进新型城镇化发展[8-9]。

近年来，许多学者对一户多宅现象形成的原因进行了探讨。杨璐璐以福建省晋江市为研究对象，发现农户的建新不拆旧、继承父辈遗产、经营用地改用为宅基地、村内流转、没有分户等行为造成了一户多宅[10-11]。郭亚群等在对山东省新泰市龙廷镇进行调查的基础上，发现强占宅基地、再婚等问题也引发了一户多宅现象[12]。李欣宇认为无论是村民自身或管理人员的违法行为，还是宅基地使用权的继受取得方式、宅基地无偿退出政策等合法情形，都会造成一户多宅现象[13]。总体来看，现有研究多基于实地调查结果，定性分析一户多宅现象的成因。然而，农村问题作为重要的社会学问题，对其定性研究虽充分反映了研究者的感官感受，却无法避免主观性所带来的偏差。同时，农户作为宅基地的居住者和农村经济活动的主体，其居住条件改善行为与自身特征密切相关，并会进一步对农村宅基地的演变产生重要影响[14]。因此，采取定量与定性相结合的方法探究驱动农村宅基地一户多宅行为发生的主要农户特征，既是通过更加准确的数理模型来解释社会现象，也是对一户多宅现象形成原因的进一步深入探讨。本研究在实地调查的基础上，采用Logistic回归分析法对影响黄淮海平原农村宅基地一户多宅行为的主要农户特征及其驱动机制进行分析，并有针对性地提出了若干政策建议，研究结果可为黄淮海平原及我国其他地区农村宅基地管理工作提供现实依据。

1 研究区域与数据来源

1.1 研究区域

曲周县地处河北省南部、邯郸市东北部。作为黄淮海平原地区典型的农业县，曲周县乡村人口众多，农村区域面积广大。2017年，曲周县乡村人口25.40万人，占全县常住人口的56.97%；村庄面积7 813.12 hm2，占全县城乡建设用地面积的82.90%。结合乡村户数情况，并按照55%的村庄居住建筑用地比例估算农村宅基地面积[15]，可求得曲周县户均宅基地面积约429.07 m2，远高于《河北省农村宅基地管理办法》中所规定的233 m2。这种现象不仅源于宅基地实际使用面积偏大，还与农村宅基地一户多宅等问题密切相关。

曲周县前河道村位于曲周县城向南10 km，包括前河道村、东河道村、西河道村3个行政村，三者在地域空间上已融为一体并共同组成了前河道村这一自然村。新一轮曲周县村镇体系规划已将三村统一定位为集聚提升类，未来将共同发展。该自然村共有836户、3 375人，耕地面积373.6 hm2，为传统农业村。由宅基地确权登记发证成果可知，仅前河道村1个行政村便有宅基地476处，其中有137处存在一户多宅问题，共涉及66户农户，农村宅基地一户多宅现象较为普遍。因此，选取曲周县前河道村作为主要研究对象具有典型性。

1.2 数据来源

农户特征数据来源于2017年8月对有关村庄开展的农户调查。为深入了解影响农村宅基地一户多宅现象的主要因素，农户调查工作分为3个步骤开展：(1)与村镇干部进行座谈交流，把握村庄整体情况，充分了解村庄发展现状及定位；(2)通过问卷方式对农户进行随机抽样调查，收集样本农户详尽、定量的信息，深入探索影响农村宅基地一户多宅的主要农户特征，问卷调查最终共获得有效问卷113份；(3)通过实地踏勘，了解村庄现状布局和住房建设情况，并对前述调查所获信息进行实地考察与校验，明确村庄存在的实际问题与特点。

2 研究方法

2.1 理论基础

农村宅基地是满足农户生活需要和从事家庭副业生产需要而使用的土地[16]。因此，一户多宅现象产生的根本原因是由于原有宅基地的规模和位置条件已不能适应现今农户居住需求和生计需求的转变[17]。然而，在我国农村“一户一宅”政策背景下，农户的需求意愿若想进一步转化为实际行为还需冲破政策管控的要求，以减少农户自身禀赋条件约束，强化外部效应[18]。在这一过程中，农村土地管理主体的缺位与作为管理客体的农户法律意识的缺失，共同形成了推动宅基地一户多宅现象的外在驱动力[19]。另外，农户经济条件的支持是形成一户多宅现象的必要条件，甚至可以在不考虑农户需求的前提下，采取完全非理性的方式实现一户多宅行为。例如，在城市经济迅速发展的宏观条件下，城市发展的带动作用以及农村土地的价格优势使得农村宅基地产生了一定的潜在价值，从而使得部分农户进行宅基地扩张[20](图1)。

图1 农村宅基地一户多宅现象的形成机理

2.2 变量选择

基于农村宅基地一户多宅现象的形成机理，定量研究农村宅基地一户多宅现象的成因，可从农户内在需求满足程度和外部经济社会条件等方面入手，探究形成一户多宅现象的主要因素及其驱动机制。因此，选取农户对拆除“一户多宅”的态度为被解释变量，无论目前农户是否发生了一户多宅行为，被解释变量均可反映农户在现有一系列条件下发生一户多宅行为的潜在意愿；解释变量从农户的家庭特征、宅基地特征、认知水平、自身经济水平4个方面选取了18项指标(表1)。

表1 模型涉及的变量

家庭特征和宅基地特征综合体现了宅基地条件对农户理性需求的满足程度。其中，家庭特征重点考虑农户的家庭人口和生产水平，反映农户对宅基地的居住需求和生产需求的差异；宅基地特征重点考虑农户现有宅基地的规模和位置环境，反映现有宅基地支撑生活和生产活动的便利程度。认知水平和自身经济水平体现了外部因素对农户最终能否形成一户多宅行为的影响。其中，政策认知水平重点考虑农户对宅基地管理政策的了解程度和家庭主要决策者的思维观念，反映宅基地政策的管控效果；自身经济水平重点考虑农户的家庭年收入水平，反映农户是否具有新建住宅的经济基础。

2.3 模型构建

本研究的对象是农户对拆除一户多宅的态度，其答案只有“赞成”和“反对”两个选项，所以被解释变量为二分变量[21]。因此，采用Logistic回归[22]建立农户一户多宅行为模型。此方法将逻辑分布作为随机误差项的概率分布，适用于依据效用最大化原则所开展的选择行为分析，将其用于研究涉及自身利益最大化的农户一户多宅行为具有一定合理性。公式如下：

式中：P为农户发生一户多宅行为的概率；X1，X2，…，X18为各个解释变量；β1，β2，…，β18为各解释变量的回归系数；β0为截距；ε为误差。

3 结果与分析

3.1 模型运行情况

模型运行共采用113份样本农户数据，运行步骤：(1)借助SPSS 21.0中的线性回归工具计算方差膨胀因子(VIF)，对所有解释变量进行多重共线性检验，以避免自变量之间高度相关致使回归系数不稳定。结果显示，其VIF值均小于10，各指标间不存在多重共线性。(2)借助Logistic回归工具，选择向前条件方法对样本农户数据进行二元Logistic回归。该方法根据各解释变量加入分析后卡方检验最显著的原则逐步加入新的解释变量，并逐步根据回归检验结果删除未通过显著性检验的解释变量，直至所有显著变量存在于最终模型中。本次回归于第4步形成最优模型。(3)为确保回归模型可用于分析相关问题，需进一步检验模型的拟合优度。由模型系数的综合检验结果可知，最优模型的Sig.值为0.000，通过了1%的显著性检验，第4步引入的解释变量作用很显著。Hosmer和Lemeshow检验将仅有截距的模型与最优模型进行比较，结果显示Sig.值大于0.05，最优模型与仅有截距的模型之间的差异显著，第4步引入的解释变量有效且数据中的信息已被充分提取。综上，该模型拟合优度较高，其回归结果可较好地反映黄淮海平原农村宅基地一户多宅行为[23]。

软件自动计算所得到的模型回归结果见表2。最终被引入模型的解释变量共有4项。非标准化系数是各解释变量的回归系数；显著性用来判断各解释变量的作用是否显著；优势比体现了解释变量每增加1个单位给原发生比(事件发生的概率与不发生的概率之比)带来的变化。此外，由于各解释变量之间单位不同，非标准化系数不能用于比较其相对作用，因此本研究添加了标准化系数，其运算公式[24]如下：

表2 模型回归结果

3.2 农村宅基地一户多宅影响因素

由模型回归结果可知(表2)，对黄淮海平原农村宅基地一户多宅行为影响显著的因素有家庭常住人口(0.001)、承包耕地面积(0.003)、居住环境满意度(0.032)、“一户一宅”政策了解程度(0.007)，其均通过了5%的显著性检验。通过对比各解释变量标准化系数可知，其影响程度(系数绝对值)由大到小依次为承包耕地面积(0.847)、家庭常住人口(0.453)、“一户一宅”政策了解程度(0.333)、居住环境满意度(0.277)。

(1)农户的家庭特征对黄淮海平原农村宅基地一户多宅的影响是最为深刻的，证明了农户需求是致使其产生一户多宅行为的最直接因素。其中，家庭常住人口指标的回归系数为负值，优势比为0.606，说明家庭常住人口每增加1人，农户赞成拆除“一户多宅”的概率仅为原先的一半左右。农户家庭居住人口的增多将导致其居住需求上升，从而扩大宅基地的意愿更为强烈，更容易产生一户多宅现象。

(2)承包耕地面积指标的回归系数为正值，优势比为30.671，说明承包耕地面积每增加1 hm2，农户赞成拆除一户多宅的概率为原先的30倍以上，表明农业生产规模的扩大反而会降低农户进行宅基地扩张的意愿。对于粮食主产区而言，宅基地不仅承担了居住功能，还包括存放生产资料、粮食等功能，因此，农业生产规模较大的农户应对宅基地面积具有较大生计需求。然而，从宅基地位置上来看，以农业生产为主的家庭若新辟宅基地建房，很有可能导致耕作距离增加，从而增加农业生产成本[25]。

(3)农户的认知水平对黄淮海平原农村宅基地一户多宅的影响也较为深刻，证明了政策管控是治理一户多宅的有效手段。“一户一宅”政策了解程度指标的回归系数为正值，优势比为3.518，说明当农户对“一户一宅”政策从不了解转变为了解时，其赞成拆除一户多宅的概率为原先的3倍以上。有关部门对“一户一宅”政策的有效落实与宣传，将使得农户充分认识到节约集约利用农村土地的重要意义，并了解到违反相关政策的一系列后果，从而更愿意严格遵守相关要求。

(4)农户的宅基地特征对黄淮海平原农村宅基地一户多宅也存在一定影响，表明已有宅基地条件也是农户发生一户多宅行为的考虑因素。居住环境满意度指标的回归系数为负值，优势比为0.277，说明相较于对现有居住环境不满意的农户而言，对现有居住环境满意的农户赞成拆除一户多宅的概率仅为1/5。一般而言，新辟宅基地建房将提升农户对居住环境的满意程度。因此，若态度为满意的农户实际存在一户多宅行为，上述结果表明其产生一户多宅行为与对原有居住环境不满意有很大关系；若态度为满意的农户本身不存在一户多宅行为，农户对现有居住环境的满足感则会使得其对一户多宅行为具有较高的容忍程度与理解心情，二者均将满足自身生存需求摆在了首位[26]。

(5)家庭年收入指标对黄淮海平原农村宅基地一户多宅的影响并不显著，因此，最终没有进入回归模型。农户的自身经济条件并不能阻碍其新辟宅基地建房，这是由于城乡户籍壁垒使得宅基地产生了重要的社会保障功能。因此，无论农户是否具有足够的经济基础，或依赖于各类信贷手段，或因未雨绸缪，最终基于自身需求或非理性心理因素而产生一户多宅行为[27]。

4 结论、建议与讨论

4.1 结论

农户家庭需求的转变是影响其一户多宅行为的最直接因素，其中家庭居住需求的提升会引发农户对宅基地规模的更高要求，而农业生产规模的提升会使农户因耕作距离增加而不愿新辟宅基地建房。政策管控水平是控制农户一户多宅行为的有效手段，尤其是农户对相关政策认知水平提升会使得其更愿意遵守配合相关工作。现有宅基地的环境也是农户产生一户多宅行为过程中所考虑的一项因素，一户多宅行为的产生多源于农户对原有居住环境的不满意。另外，由于宅基地具有重要的社会保障功能，家庭自身经济条件并不能成为决定农户是否发生一户多宅行为的关键因素。

4.2 建议

(1)县乡级人民政府应根据地方农民居住和生产习惯，明确“建房资格户”的认定标准，并在上级政府规定的限额内制定区域户均宅基地面积标准。(2)加紧制定农村宅基地一户多宅分类处置办法，开展“一户一宅”认定工作，同时加强“一户一宅”政策的普法宣传力度，广泛宣传“一户一宅”的意义和政策措施，引导广大群众支持配合并积极参与。(3)加强对村庄内部基础设施建设的支持力度，改善农民现有居住条件，缩小村庄内部条件与外围环境的差异性。

4.3 讨论

由于数据收集的限制，本研究暂未定量分析农户经济条件中各类借贷收入与农村宅基地一户多宅行为的关系，未来可继续针对此问题展开进一步研究。此外，选取黄淮海平原中的典型农村开展研究，有一定典型性，且可为黄淮海平原及其他相关地区农村宅基地一户多宅整治工作提供借鉴与参考。然而，我国农村实际情况千差万别，各地区在制定和施行有关政策前，还需尽可能充分考虑到导致本区域农村宅基地低效无序利用的全部因素。在有需求且有条件的情况下，未来还可以考虑对有关村庄展开长期定点跟踪观测，以比较分析不同村庄发展阶段下影响农户宅基地利用行为的主要因素的异同，因地制宜，因时制宜，合理施策。