农村居民点整理意愿影响机制的多视角探析——基于山东省212份农户问卷调查的实证

罗 梓，翟腾腾，2，刘 硕，孙宸宁

（1.曲阜师范大学 地理与旅游学院，山东 日照 276826； 2.日照市国土空间规划与生态建设重点实验室，山东 日照 276826）

当前我国城镇化水平不断提升，大量农村劳动力涌入城市。由于宅基地流转困难、户籍制度限制、农村养老保险制度不完善等[1]，农村居民点用地面积不减反增。相关学者主要聚焦于农村居民点整理意愿影响的多因素的分析[2-5]，不同经济发展水平地区对意愿影响因素的差异分析[6-7]，农户分化及异质性[8-9]、家庭生命周期[10]、城镇化[11]对整理意愿的影响，整理意愿的互动影响[12]，农村居民点整理现实潜力测算[13]等方面。已有研究多从农户客观条件或农户对客观因素评价的单一视角构建决策模型，而主客观结合视角下农村居民点整理意愿影响机制的研究相对不足。本文基于山东省212份典型村庄的农户调研数据，从农户主观视角和客观条件两方面构建农村居民点整理决策模型，揭示农户意愿影响机制。

1 模型构建与研究假设

1.1 基于农户主观心理感受视角的模型构建与研究假设

1.1.1 基于TPB的农户决策理论分析

计划行为理论（TPB）从心理学视角诠释行为意愿是影响个体决策的关键因素，且同时受到主观规范、行为态度、知觉行为控制的影响[2，14-15]。行为态度是指个体所做出的一种相对稳定的评价性反映，农户对农村居民点整理越满意，参与整理的意愿就越强烈。主观规范是指个体在意愿选择上所感受到的社会压力，主观规范越趋于正面，农户参与整理的意愿就越高。知觉行为控制是指个体感知对参与活动的控制程度，农户预期风险阻碍越大，参与整理的意愿就越低。

1.1.2 基于TAM的农户决策理论分析

技术接受模型(TAM)中的感知有用性对行为态度和意愿均产生影响，行为态度和感知有用性同时受到感知易用性的影响[16]。感知有用性是指个体认为使用系统时为自己带来红利的多寡，农户感知有用性越高，越倾向于整理。感知易用性是指个体认为使用系统的容易程度，农户感知易用性越高，态度就越积极，同时也会提升感知有用性。

1.1.3 基于TAM-TPB的模型构建与研究假设

TPB和TAM都源自理性行为理论，并通过行为态度因素建立关联。本文将TAM与TPB模型相结合，借鉴有关成果[2，6]构建农村居民点整理意愿决策模型（图1）。

图1 基于TAM-TPB的农村居民点整理意愿决策模型

基于以上分析，提出以下假设。

H1：行为态度显著正向影响农户的行为意愿；

H2 ：知觉行为控制显著负向影响农户的行为意愿 ；

H3：主观规范显著正向影响农户意愿；

H4：感知有用性显著正向影响农户的行为态度；

H5 ：感知有用性显著正向影响农户的行为意愿 ；

H6：感知易用性显著正向影响农户的感知有用性；

H7：感知易用性显著正向影响农户的行为态度。

1.2 基于农户客观条件的模型构建与研究假设

农村居民点因区位状况、个人及家庭特征、宅基地及房屋特征的差异，因而农户的整理意愿不同。借鉴相关研究成果[9，15]结合研究区农户特点，提出如下假设（图2）。

图2 农户参与农村居民点整理意愿的客观影响因素

区位状况：村庄所处地形条件、宅基地区位的交通条件越差，农户参与整理的意愿越高；村庄到城镇的距离越远，农户恋土情节更浓厚，农户参与整理的意愿越低。

个人特征：男女受教育程度差异逐渐缩小，性别对参与意愿的影响不大；农户年龄越大，思想越保守，参与的意愿越低；农户对政策理解越透彻，参与的意愿越强；从事非农职业的农户，对宅基地的依赖低，参与的意愿较强。

家庭特征：家庭劳动力人数越多，需赡养的老人越少，家庭经济负担轻，参与整理的意愿越高；有养老保险的农户生活保障水平更高，对宅基地的社会保障功能依赖越低，参与整理的意愿强；家庭收入主要来源以非农务工为主，家庭年总收入较高的农户，住房需求和购买力较高，参与整理的意愿较强；农户承包地面积越大，更依赖于传统农村生活，参与整理的意愿越弱。

宅基地及房屋特征：宅基地面积越大，闲置宅基地参与整理，农户预期得到更多经济补偿，参与整理的意愿较高；所住房屋越新的农户，参与整理的意愿越低。

2 研究方法与数据来源

2.1 研究方法

2.1.1 结构方程

结构方程模型（SEM）由基于因子分析的测量模型与基于路径分析的结构模型组成。测量模型测量潜变量与观测变量之间的关系，结构模型用于分析外生潜变量与内生潜变量之间的关系。

测量模型的一般形式为：

结构模型的一般形式为：

式中：X表示外生指标构成的关系方程，ξ为外生潜变量构成的列向量，ΛX表示X在ξ上的因子载荷矩阵。Y表示内生指标构成的关系方程，η为内生潜变量构成的列向量，ΛY表示Y在η上的因子载荷矩阵。δ、ε为测量模型的误差项。B为内生潜变量间的关系矩阵，Γ为外生潜变量对内生潜变量的关系矩阵，ζ为η方程的残差项。

2.1.2 二元Logistic分析

农户参与农村居民点整理的意愿为因变量P，分为“愿意”和“不愿意”两类，采用二元Logistic回归分析自变量和因变量的关系。具体模型如下：

式中：P为农户参与整理意愿的概率，愿意时，P为1；不愿意时，P为0。β0是常数值；Xm是意愿影响因素；βm是偏回归系数，表示Xm对P的作用强度。

2.2 数据来源

为增强样本的典型性和代表性，在样本农户的选择上尽量涵盖不同经济发展水平、不同地形条件、不同地理位置和不同经济活动类型的区域。本文选择典型农业区山东省菏泽市曹县、淄博市高青县，以及城郊区淄博市淄川区、泰安市泰山区作为调研区域。本文数据来源于2021年8月的问卷调查，调查采用随机抽样的方法，调研的每个村庄问卷数不少于3份，共发放问卷216份，有效问卷212份，有效问卷率为98.15%，覆盖36个乡镇中未实施农村居民点整理的63个自然村。

2.3 样本特征描述

男性户主占53.77%；农户年龄在50岁及以上占51.89%；农户个人文化程度以小学、初中为主，分别占28.30%和39.62%，表明农户整体文化程度不高；21.70%的农户家庭收入主要来源于务农，74.06%的农户家庭收入主要来源于非农务工；对村庄基础设施条件的满意程度为一般及以下的农户占63.68%，具备农村居民点整理的需求。总体上，本文样本选择较为广泛，农户基本特征符合研究需要，样本具有典型性。

愿意参与农村居民点整理的农户占47.17%，不愿意的占52.83%，整理意愿偏低。其中，生产、生活不便，拆迁补偿低为不愿意参与整理的主要原因（图3）。

图3 农户不愿意参与农村居民点整理的原因分布

3 参与农村居民点整理的意愿影响因素实证分析

3.1 基于农户主观心理感受视角的意愿分析

3.1.1 量表设计与说明

量表设计为6个潜变量，共30个观测变量。内生潜变量采用二分类变量，1表示“同意”，0表示“不同意”；外生潜变量下的观测变量采用“1~5”级量表测量，变量解释与编号见表1。

表1 变量解释与编号

续表

3.1.2 数据信度与效度检验

首先，运用SPSS 26对数据进行信度检验，Cronbachα＝0.791，高于0.7的可接受标准，表明数据具有良好的信度。然后，使用KMO统计量和Bartlett球形检验进行数据效度检验，KMO＝0.801，大于0.5，Bartlett球形检验值为0.000，小于0.001，说明数据具有良好的结构效度，可进行因子分析；采用探索性因子分析方法，剔除任意因子负荷小于0.5的因子后，剩余25个因子，累计解释总方差为65.23%。

3.1.3 模型修正与假设验证

采用AMOS 24软件绘制初始模型，利用模型扩展和模型限制对模型进行修正，最终模型拟合度指标良好（表2），可用来分析影响农村居民点整理意愿的生成路径。

表2 模型拟合度指标

运用SEM模型对研究假设进行验证，标准化路径系数如图4所示。行为态度与主观规范均对行为意愿具有显著正向影响，假设H1和H3验证通过；感知易用性和感知有用性显著正向影响行为态度，假设H7和H4验证通过；感知易用性对感知有用性具有显著正向影响，假设H6得到验证；知觉行为控制对行为意愿产生显著负向影响，假设H2得到验证；假设H5在模型中未通过显著性检验（P>0.05），不予支持。

图4 参与农村居民点整理的农户意愿模型观测变量影响路径

3.1.4 结果分析

主观规范、知觉行为控制、感知易用性、感知有用性与行为态度对参与农村居民点整理的意愿产生直接或间接影响，经统计，其影响效应如表3所示。

表3 潜变量对行为意愿的影响效应

（1）感知易用性分析

感知易用性显著正向影响行为态度，即农户越感到农村居民点整理易于执行，整理态度就越积极。感知易用性对感知有用性的影响为正，表明农户认为农村居民点整理越容易进行，则行为结果越趋近于自身期望。感知易用性的观测变量中，政策宣传力度的标准化载荷系数为0.857（图4），远高于其他观测变量，说明政策宣传力度越大，农户对政策理解越透彻，其参与整理的意愿就越高。感知易用性对行为意愿的总效应为0.146（表3），中介效应为0.146，表明感知易用性通过路径H7-H1对农户意愿产生间接的正向影响。

（2）感知有用性分析

感知有用性对行为态度产生显著正向影响，说明农户对参与整理的感知有用性越大，其参与整理的态度就越积极。感知有用性的观测变量中生活垃圾处理情况改善、基础设施条件改善、居住环境改善的标准化载荷系数分别为0.865、0.791和0.791（图4），均远高于其他变量，说明农户认为农村居民点整理可以促进村容整洁和提升人居环境。从表3可知，感知有用性对行为意愿的中介效应为0.083，表明感知有用性通过路径H4-H1间接影响农户的参与意愿。

（3）行为态度分析

行为态度显著正向影响农户的参与意愿，说明农户参与整理的态度越积极，参与整理的意愿就越强烈。行为态度的观测变量中农户对农村居民点整理相关政策的评价标准化载荷系数远高于其他观测变量，农户对政策的评价正向越强，其参与整理的意愿越高。

（4）知觉行为控制分析

知觉行为控制对意愿产生显著的负向影响，说明农户对各项阻碍因素的认同程度越高，农户参与的意愿就越低。知觉行为控制的观测变量中日常消费增加、生活习惯发生改变的标准化载荷系数较高，农户集中居住后，水、电、燃气等费用明显提升，在一定程度上增加农户参与农村居民点整理的成本，会阻碍其参与整理；耕作距离增加、邻里关系等生活方式改变，在一定程度上增加了整理后的风险，农户参与整理意愿随之减弱。

（5）主观规范分析

主观规范对农户意愿产生显著的正向影响，表明农户受到的社会群体压力显著正向影响农户参与整理意愿。主观规范的观测变量中，周边邻居赞成和亲戚朋友支持的标准化载荷系数分别为0.907、0.886，远高于其他观测变量，反映出农户对农村居民点整理具有一定的从众心理。

3.2 基于农户客观条件的意愿分析

3.2.1 数据处理及变量说明

基于农户参与农村居民点整理意愿的理论分析，选取17个可能会影响农户参与农村居民点整理意愿的自变量（表4），用SPSS 26中的共线性诊断对变量进行多重共线性检验，得出容忍度>0.1且方差膨胀因子<5，变量之间不存在严重的共线性。

表4 变量解释说明

3.2.2 结果分析

估计结果显示，模型p值为0.000，小于0.05，Cox＆Snell R2和Nagelkerke R2的值分别为0.290和0.387，均大于0.15，说明模型解释能力较强；Hosmer和Lemeshow检验的卡方值为16.947， sig为0.136，大于0.05水平，说明模型拟合度较好，模型通过检验。农户参与农村居民点整理意愿影响因素的参数估计结果（表5）。

表5 模型估计结果

（1）区位状况

村庄所处地形条件对农户意愿有显著正向影响，在1%的水平上显著。丘陵及山地地区相比于平原地区，交通不便，经济落后，因此，农户想改变现状，整理意愿较高。村庄到城镇距离对农户意愿有显著负向影响，在10%的水平上显著，村庄距城镇越远，受到城镇经济的辐射越小。农户的思想越偏于保守，参与整理的意愿越低。

（2）个人特征

文化程度对农户意愿有显著正向影响，在1%的水平上显著。农户对政策、风险的认知越清楚，参与整理的意愿越高。

（3）家庭特征

家庭赡养老人的人数显著负向影响农户意愿，在10%的水平上显著。家庭赡养老人的人数越多，经济负担越重，农户预期参与整理后的经济补偿不能有效减轻家庭经济负担，农户参与整理的意愿 就低。

（4）宅基地及房屋特征

房屋新旧情况对农户意愿有显著正向影响，在5%的水平上显著。房屋状况越破旧的农户，越倾向于通过整理改善房屋条件，参与整理的意愿越高。

4 主要结论与政策建议

本文从农户主观心理感受和客观条件两方面构建了农村居民点整理意愿决策模型，得到以下主要结论。

（1）从研究区样本整体来看，愿意参与农村居民点整理的农户占47.17%，不愿意的占52.83%，参与整理的农户意愿偏低。

（2）从农户主观心理感受视角，行为态度、主观规范、感知有用性和感知易用性对农户参与整理的意愿具有显著正向影响，知觉行为控制对参与整理的意愿产生显著负向影响。其中，行为态度、主观规范和知觉行为控制是影响农户参与整理意愿的直接因素，感知有用性通过行为态度为中介变量对参与意愿整理产生显著间接影响，感知易用性分别以行为态度和感知有用性为中介变量对农户参与整理意愿产生显著间接影响。

（3）从农户客观条件视角，文化程度、村庄所处地形条件、房屋新旧情况对农户参与整理意愿具有显著正向影响；家庭赡养老人的人数、村庄到城镇的距离对参与整理意愿具有显著负向影响。

基于以上分析结果，提出以下建议。一是充分尊重农户意愿，引导农户自愿参与农村居民点整理。二是展示农村居民点整理的成功案例，使农户了解进行居民点整理后对村庄发展和个人家庭生活带来的增益，消除农户心理上对整理结果的不确定性。三是加大政策宣传力度，使农户充分了解农村居民点整理相关政策的含义，发挥行为态度在决策过程中的主导作用。四是因地制宜综合分析村庄的内外部环境，从单一的整村推进模式向整村推进与零拆整建相结合的模式转变，降低整理的阻力。五是完善农户长期安置保障和补偿政策，为参与农村居民点整理的农户提供就业岗位。六是新型农村社区建设应适应地方经济的发展，多措并举，避免农村“二次空心化”。

由于受实证研究数据的限制，对不同整理模式下农户的整理意愿及影响机制的研究还有待后续研究继续推进。