城乡一体化进程中农民家庭集中居住意愿研究[*]

——基于江苏扬州和湖北荆州的调查

杜云素  钟涨宝  李 飞

原文载于《农业经济问题》2013年第11期

 

内容提要：以家庭为分析单位的调查发现，农民家庭对集中居住政策了解程度不高，集中居住意愿不高。在经济理性主导下，农民家庭的非农户口人数比例、房屋结构、集中居住政策了解程度是农民家庭集中居住意愿的主要影响因素。不同区域农民家庭集中居住意愿存在显著差异，经济较发达地区明显高于欠发达地区，前者工业化和城市化水平高，农业机械化基本实现，政府对农民集中居住的政策支持力度大，满足了农民家庭的多样化需求，从而提升了农民家庭的集中居住意愿；后者经济发展相对落后，政府政策支持力度小，农民家庭选择集中居住主要出于房屋更新的需要，集中居住意愿相对偏低。

关键词：城乡一体化；农民；家庭；集中居住；意愿

 

一、引  言

当前，我国进入了城乡一体化发展关键期。十八大报告提出，要坚持走中国特色的新型工业化、信息化、城镇化、农业现代化道路。在此背景下，目前江苏等地正在推行的农民集中居住实践对于探索中国特色的城乡一体化道路具有重要的实践价值。国外学者对农民集中居住的发生机制及影响因素等展开了研究。就发生机制而言，聚集或集中是现代资本主义生产方式的必然要求（Arthur M. Sullivan，1990）。农业工业化（Gy Ruda，1998）、农业耕作方式变化（Sylvain，2003）、乡村过疏化（伊藤善市，1993）是导致人口居住集中的主要原因。乡村社会文化（Naveh，1995）、社会结构、人口密度（Sabel Martindo，2001）、政府宏观调控（Roberts，1987）等因素制约了集中居住能否实现及具体形式。国内研究主要集中在四个方面：一是集中居住具有集约土地资源，改善农村基础公共设施等功能（黄学贤等，2011）；二是调查认为中等发达地区的农民意愿相对较高（田珍等，2011），家庭经济能力、住房条件、政府补助政策等是主要影响因素（孔荣等，2010）；三是认为集中居住过程中农民的权益受到了不同程度侵害（汪华亮等，2011）；四是认为集中居住后农民总体适应良好（叶继红，2011），但也面临生活成本提高（郑风田等，2007）等问题。

综合现有研究可以发现，在分析策略上，一些研究把农民作为分析单位，用农民的个体属性来解释农民的集中居住意愿，忽视了农民重大经济事件决策以家庭为单位的集体性特征；在农民集中居住的影响因素探讨方面，忽略了宏观层面地区城市化水平及相应集中居住政策差异的深入探讨。相应地，本研究力图从农民家庭的视角出发，全方位的审视农民的行为逻辑。

 

二、研究设计

（一）分析单位

分析单位是研究者所要调查和描述的对象。当前众多农民问题实证研究的分析单位多是农民或农户，似已成一种惯例。一些研究甚至忽视其中的区别，混淆在一起，从而发生层次谬误或简化论的错误。因此，有必要对此澄清。农民的概念比较清楚，在现阶段以户籍为标志，我们着重探讨微观层面农户和家庭的区别。作为经济组织，农户是指家庭拥有剩余控制权，并且主要依靠家庭劳动力从事农业生产的一种组织形式（尤小文，1999）。从外在形式看，以户籍登记为准。家庭是指以婚姻关系为基础，以血缘关系为纽带组成的社会生活共同体。其本质特征是同居共财的近亲血缘团体（杜正胜，2005）。传统社会中，农户与家庭的内涵有差异，外延却经常重叠，但随着经济发展、社会流动的增加，原有的家庭概念已不能概括当下农村社会现实，家庭与农户的外延已表现出不一致，家庭与农户不再一一对应。因此需要重新界定家庭，不能局限于地域（同居）的理解，应将经济、财产密切联系起来（共财）的都视为一个家庭。

本研究讨论的农民住房问题涉及家庭财产使用，其决策单元应是家庭不是农户。后者更多是农业生产等事务的决策主体。在现代性的冲击下，一方面农村家庭重大事务决定权正从父系家长制转变为民主平等制，以家长（户主）的属性来解释住房此类重大经济事务的分析策略不可取；另一方面，当下农村家庭权力重心下移，家庭权威地位逐渐由老年人向中青年人转移，应着重考察中青年人的属性。故本研究以家庭为分析单位，调查时将财产收支在一起的成员都算作家庭成员，从家庭禀赋的角度分析其对农民家庭集中居住意愿的影响。

（二）理论逻辑与变量测量

1. 经济理性与农民家庭集中居住意愿。关于农户经济行为，一直存在经济理性和非经济理性的争论。从社会互构论的视角看，农户经济行为的逻辑是个体与社会长期互动的产物，究竟表现为理性还是非理性，与其社会发展水平和制度结构有关。在中国农户的基本生存需要得以满足，农户义利观发生变化的当下，总体上呈现出由生存理性向经济理性转变的趋势（翁贞林，2008），而且由于信息不充分的影响，更多地表现出有限理性的一面（钟涨宝等，2012）。据此，本研究的理论逻辑是，农民集中居住意愿虽然受制于一些非制度性因素影响，但归根结底是一个经济理性行为，主要取决于集中居住的预期收益，预期收益越大，集中居住意愿越高。由此提出以下研究假设：

假设1：家庭非农户口人数比例假设。家庭非农户口人数比例越高，与城市的关系就越密切，对农业的依赖程度越低，集中居住的意愿就越高，反之，则越低。

假设2：家庭非农职业人数比例假设。农民家庭非农职业人数比例越高，其家庭对农业的依赖程度越低，城市化的生活方式需求越高，集中居住的意愿就越高，反之，则越低。

假设3：家庭农业生产状况假设。从经济理性角度看，那些放弃农地经营的农民家庭，由于已经从农村脱嵌，更愿意集中居住。本研究将家庭农业生产状况操作化为“家庭承包地是否全部自种”。

假设4：家庭住房条件假设。农民家庭住房条件越差，其更新住房的意愿越强烈，相应地集中居住意愿就高，反之越低。本研究用房屋结构作为测量指标。

假设5：集中居住政策了解的双重效应假设[1]。从经济理性的逻辑看，如果政策实施对象认为政策有利于增进自身福利，那么对政策越了解，参与政策的成员就越多。由此，集中居住政策了解程度具有双重效应，即如果农民家庭认为集中居住政策能够增进家庭福利，那么了解程度越高，集中居住意愿越高，反之如果农民家庭认为集中居住政策不能够增进家庭福利，那么了解程度对集中居住意愿则不产生影响或产生反向影响。

假设6：家庭经济能力假设。住房需要农民家庭巨大的经济投入，家庭经济能力是农民意愿能否最终实现的决定性因素。农民家庭经济能力越好，集中居住意愿越高，反之越低。本研究用2011年家庭总收入作为测量指标。

变量测量时，首先以“共财”为标志计算家庭人口，明确家庭边界。调查时主要区分两种情况：一是一户多家的情况，比如父母和儿子仍为一户，但儿子成家立业实际分为两个或多个家庭，不具有共财特征，视作两个或多个家庭；二是一家多户的情况，比如父母在农村独居，子女在城镇立户，但子女仍是农村父母家庭的经济支柱，则将子女户纳入视为一个家庭。在此基础上对变量进行测量。其中，“家庭的集中居住政策了解程度”用家庭中最熟悉政策的人来代表，“家庭是否愿意集中居住”通过询问受访对象“家庭主要成员是否在一起商量过集中居住的事情，商量的结果是否愿意集中居住”来测量[2]。其他变量详见表1。

表1 自变量和因变量的测量说明

变量名称	定义或计算方法	均 值	标准差
因变量
家庭是否愿意集中居住	是=1，否=0	0.343	0.475
自变量
家庭非农职业人数比例	Z=（单位家庭劳动力中非农职业人数）÷（单位家庭的劳动力人数）	0.695	0.385
家庭非农户口人数比例	H=（单位家庭劳动力中非农户口人数）÷（单位家庭的劳动力人数）	0.082	0.200
家庭承包地是否全部自种	0=是，1=否	0.104	0.305
2011年家庭总收入		7.306	5.099
房屋结构	砖木结构=1，非砖木结构=0	0.284	0.452
集中居住政策了解程度	1=不了解，2=了解一点，3=一般，4=比较了解，5=完全了解	3.64	1.279

2. 区域城市化水平与农民家庭集中居住意愿。从现代化理论看，集中居住是现代化社会大生产的必然要求。马克思主义关于现代资本主义的研究认为，现代资本主义的生产方式客观上要求集中，它“日甚一日地消灭生产资料、财产和人口的分散状态。它使人口密集起来，使生产资料集中起来”（马克思、恩格斯，1995），由此促使社会的城市化。当城市化基本实现后，农村亦不可避免地卷入资本市场，农业机械化、农村工业化、就地城市化逐步实现，农民传统的分散居住方式亦随之被集中居住取代，以适应现代化大生产对劳动力和消费市场整合的需求。在此意义上，农民集中居住是继城市集中后城市化和工业化进一步拓展的必然趋势。因此，从宏观层面看，农民集中居住意愿主要取决于地区的现代化（主要是城市化、工业化、农业现代化）水平。本研究调查地是江苏扬州市和湖北荆州市，前者为经济较发达地区，后者为欠发达地区。

（三）调查地点及资料收集

本数据来源于2012年2月至3月在江苏扬州和湖北荆州的问卷调查。首先采用简单随机抽样方法在两市各抽取一个县（仪征市和公安县），然后在两县开展农民集中居住的乡镇中各抽取两个乡镇，最后，在仪征市的乡镇各抽取两个行政村，在公安县的乡镇各抽取一个行政村，入村调查采用等距抽样法。两市农村人口总数基本相等，故各调查200份，回收有效问卷394份。本研究以家庭为分析单位，主要考察家庭劳动力人口特征对集中居住意愿的影响。那些没有劳动力的家庭（纯粹老年家庭）由于比例小，搬迁能力和意愿低，本研究不予考虑。由此，剔除该部分样本，最终样本为378份。受访家庭平均有3.62人，家庭劳动力均值为3.13人，平均承包地为5.75亩。

 

三、结果与分析

（一）农民家庭集中居住意愿的描述性分析

在集中居住政策的了解方面，只有4.1%的受访家庭对集中居住政策完全了解，21.7%的比较了解，16.5%的了解程度一般，57.7%的表示只了解一点或不了解。这表明农民家庭对政策的了解程度不高。从了解途径看，主要是熟人告知，比例高达71.8%，其次是村委会开会或贴告示等方式，大众传媒在农民信息获取中并不占主要地位。

在集中居住的意愿与行为方面，仅34.3%的农民家庭表示自己的家庭愿意集中居住，集中居住意愿并不强烈。只有11.35%的家庭已经或正在办理搬迁手续，4.2%的家庭交了押金，4.99%的家庭全部交清购房款。农民家庭集中居住的意愿与行为方面存在差异。这表明虽然部分农民家庭有集中居住的意愿，但可能受制于家庭经济能力，短期内还没有能力搬迁，还有可能是存有观望心态。

在集中居住的主观动机方面，愿意集中居住的原因主要是出行方便（78.0%）、环境更好（74.8%）、住房条件改善（67.7%）。不愿意集中居住的原因主要是自家住房较好（63.6%）、补偿标准太低（46.6%）、没有足够资金（42.5%）。同时，担心生活不适应、担心收入来源、不信任政府承诺等也是部分农民家庭考虑的因素。

（二）农民家庭集中居住意愿影响因素的总体分析

根据前文提出的研究假设，本研究建立了农民家庭集中居住意愿影响因素的总体Logistic回归模型，分析采用强制进入回归法。表2显示，模型的卡方值为50.752，整体预测准确率为71.6%，整体检验十分显著。就各个自变量看，通过显著性检验的有家庭非农户口人数比例、房屋结构和集中居住政策了解程度三个变量，而且取值都是正值，说明家庭非农户口人数越多，房屋是砖木结构，以及对集中居住政策了解越多，农民家庭集中居住意愿就越高。从表2的Wald值排序来看，房屋结构为17.116，远远超过其他自变量。这说明现有住房条件是影响农民家庭集中居住意愿的最为关键因素，它对因变量的影响远远超过其他自变量。至此，本研究提出的假设1、假设4和假设5得到证实。模型中另外三个自变量（即假设2、假设3和假设6）被证伪。这可能反映了农民传统生存理性的习惯思维。在市场竞争和风险并存的全球化时代，农地仍然是农民安身立命的根本。即使家庭中有不少人从事非农职业，农地流转给他人耕种，家庭收入颇高，但为了长远生计，一般会慎重考虑。

表2  农民家庭集中居住意愿影响因素的总体logistic回归模型

自变量和常数项	参数B	标准误	Wald	Exp (B)
家庭非农户口人数比例	1.848***	0.675	7.492	6.345
家庭非农职业人数比例	-0.548	0.414	1.752	0.578
家庭承包地是否全部自种	0.338	0.433	0.608	1.402
房屋结构	1.171***	0.283	17.116	3.226
集中居住政策了解程度	0.351***	0.111	10.078	1.421
2011年家庭总收入	0.045	0.030	2.205	1.046
常数项	-2.068***	0.365	32.177	0.126
Nagelkerke R2	0.207
-2 Log likelihood	352.597
模型检验	卡方值=50.752***
整体预测准确率（%）	71.6

*p＜0.10  **P＜0.05  ***P＜0.01

（三）农民家庭集中居住意愿影响因素的比较分析

根据前述区域城市化水平与农民家庭集中居住意愿的理论分析，我们对江苏扬州和湖北荆州分组进行比较分析。卡方分析表明，扬州地区40.8%的农民家庭愿意集中居住，明显高于荆州地区（27.8%），统计检验表明总体中两者确实存在显著差异（p<0.05）。这说明经济发展水平差异确实会导致农民家庭集中居住意愿的差异。那么在这种差异的背后，影响农民家庭集中居住意愿的具体因素是否也存在不同呢？

表3显示，荆州和扬州两个模型的卡方值分别为17.786和33.776，且都通过统计检验，模型整体预测的准确率分别为74.5%和66.9%。就两个模型各个自变量的检验结果看，两个地区确实存在差异。首先，两地农民家庭的集中居住意愿都受房屋结构的影响，而且在两个模型中，房屋结构的Wald值都是最大，这说明家庭住房更新的需要是农民家庭是否集中居住首要考虑因素。

表3  荆州和扬州两地农民家庭集中居住意愿影响因素的Logistic回归分析

自变量和常数项	荆州模型				扬州模型
	参数B	标准误	Wald	Exp (B)	参数B	标准误	Wald	Exp (B)
家庭非农户口人数比例	2.369	1.623	2.131	10.691	1.665**	0.790	4.438	5.285
家庭非农职业人数比例	-0.650	0.784	0.688	0.522	-0.656	0.893	0.539	0.519
家庭承包地是否全部自种	0.503	0.792	0.403	1.653	0.522	0.601	0.755	1.685
房屋结构	1.252***	0.409	9.373	3.497	1.207***	0.413	8.530	3.344
集中居住政策了解程度	0.218	0.160	1.847	1.244	0.391**	0.164	5.724	1.479
2011年家庭总收入	-0.067	0.065	1.059	0.936	0.078*	0.042	3.459	1.081
常数项	-1.372***	0.495	7.675	0.254	-2.337**	0.960	5.928	0.097
Nagelkerke R2	0.158				0.257
-2 Log likelihood	163.959				182.372
模型检验	卡方值=17.786***				卡方值=33.776***
整体预测准确率（%）	74.5				66.9

*p＜0.10  **P＜0.05  ***P＜0.01

其次，在总体模型中表现显著的两个自变量“家庭非农户口人数比例”和“集中居住政策了解程度”，在荆州地区并不显著。相比较而言，江苏地区这两个自变量对农民家庭集中居住意愿仍然有重要影响。考察两地农民集中居住发生的背景，这种差异根源于两地的经济发展水平。江苏扬州处于工业化中期，城市化推进迅速，是国家城乡建设用地增减挂钩的试点地区。为了推进农民集中居住，政府给予农民家庭较高的拆迁补偿，而且规定其原有宅基地复垦为农地后仍归原农户使用。这就极大地提升了农民家庭的集中居住意愿。那些对政策越了解，家中有子女在城镇落户（定居）的家庭，集中居住的积极性越高。对于后一类家庭，其积极性高的原因在于，当地除了中心村集中居住，还有小城镇集中居住，那些子女已在小城镇落户的家庭，就倾向于借此机会，实现全家城镇化。此外还跟当地农业机械化水平较高有关。较高的农业机械化水平使得农民进入小城镇后，可以继续农业生产，符合农民保留农地的保守心理。这也是江苏模型中“家庭承包地是否全部自种”对农民家庭集中居住意愿没有显著影响的原因。相反，在荆州地区，农民集中居住属于个别乡镇的一种探索，政府并未提供拆迁补偿，只是为了鼓励更多的农民集中居住，允许农民保留原有住房。对当地农民家庭来说，政策的吸引力不大，对政策了解与否，对其是否集中居住影响不大。而且当地的集中居住主要是中心村集中居住，并未规划小城镇集中居住，这就使得那些家庭中有城镇户口（定居）的农民家庭其集中居住意愿很难得到激发。同样得到解释的是，正是由于可以保留原住房，农民并不会因为集中居住远离自家承包地而增加农地经营成本，这是该地区“家庭承包地是否全部自种”对农民集中居住意愿没有影响的主要原因。

最后，在扬州模型中，2011年家庭总收入对农民家庭集中居住意愿影响不大，但仍是一个不可忽视的因素，相比较而言，这一自变量在荆州模型和总体模型中都没能通过检验。对此，我们认为，在荆州地区，由于地方政府对农民集中居住的政策支持力度不大，其集中居住动机基本属于改善住房条件一类。就农民传统的“大屋心理”而言，拥有一套符合当下潮流的房子是农民的刚性需求，特别是当家庭中有子女成婚之时。在此背景下，不管家庭经济能力能否承受，如果需要更新住房，其必会想方设法倾全力而为之。同样，如果没有这样的刚性需求，即使有经济能力，农民也不轻易建造新房。这是荆州地区家庭经济能力对农民家庭集中居住没有显著影响的主要原因。相反，在扬州地区，地方政府的集中居住政策具有激发农民家庭集中居住意愿的作用，其需求不仅是刚性需求（更新住房），还有许多其他弹性需求，比如城镇化的需求，养老的需求等。因此，在这些需求的共同作用下，只要家庭经济条件允许，就会搬迁，同样如果没有这样的经济能力，由于这并不是刚性需求，就会暂缓。

 

四、结论与讨论

本研究的基本结论是，当前农民家庭对集中居住政策了解程度不高，集中居住意愿不高。在经济理性主导下，农民家庭集中居住意愿主要受家庭非农户口人数比例、住房条件和集中居住政策了解程度影响。不同地区农民集中居住意愿存在显著差异，经济较发达的扬州市比荆州市的农民家庭集中居住意愿高，两地农民家庭集中居住意愿的影响因素也有所差异。在经济较发达的扬州市，工业化和城市化水平较高，农业机械化普遍实现，地方政府对农民集中居住的政策支持力度大，使得那些家庭非农户口人数多（意味着家庭正在城镇化），家庭经济能力强（意味着能够将潜在需求转为现实行为倾向）、住房条件差（能够借此机会降低建设新房成本）、对政策了解（清楚地知道政府的有利支持）的农民家庭集中居住意愿显著增强。相反，在经济欠发达的荆州市，工业化和城市化水平相对较低，农业机械化程度低，地方政府对农民集中居住的政策支持较小，使得该地区的集中居住实践主要源于农民住房更新的需要。

在农村社会转型过程中，适度集中是必然趋势。地方政府推动农民集中居住时，一定要和当地的经济社会发展水平相契合。对经济较发达地区而言，工业化、城市化已基本实现，具备了较强的城市反哺农村，工业支持农业的能力；同时农民的非农化程度已经很高，农业机械化已基本实现。在此情况下，可以适度加大引导农民集中居住的力度，但要警惕资本侵蚀的危险，注意保护农民的权利，实现村落共同体的转型。对于欠发达地区而言，应审慎规划农民集中居住，不能盲目推进。一方面，该地区农业生产落后，机械化程度低，实行集中居住不利于农地管理；另一方面，该地区的工业化、城市化水平不高，吸纳农村劳动力稳定就业的能力有限，集中居住并不能改变其常年外出务工的迁徙状态，生活品质亦不会随之提高。从长远看，欠发达地区应借助我国东部地区产业转移的机会，努力提升本地区的工业化和城市化水平，这是实现农民集中居住的根本前提。

参 考 文 献

1. Arthur M. Sullivan. Urban Economies, Irwin Inc., 1990: 13

2. Gy Ruda, Rural buildings and environment. Landscape and Urban Planning, 1998, 41 (2): 93-97

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4. Roberts, B. K. The Making of the English Village, London: Longman, 1987:2-10

5. Sylvain Paquette, Gérald Domon. Changing ruralities, changing landscapes: exploring social recomposition using a multi-scale approach. Journal of Rural Studies, 2003, 19 (4):425-444

6. Martinho da Silva, Isabel. Historic anthropogenic factors shaping the rural landscape of Portugal’s Interior Alentejo, Arizona: Arizona University Press, 2001:1-4

7. 杜正胜．传统家族试论．载黄宽重、刘增贵主编．家族与社会．中国大百科全书出版社，2005：1-87

8. 黄学贤，齐建东．农民“被上楼”是喜还是忧——以农村城镇化进程中的依法规划为视角．东方法学，2011（3）：76-82

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10. 马克思，恩格斯．马克思恩格斯选集（第l卷）．人民出版社，1995：277

11. 田  珍，秦兴方．基于农民视角的集中居住政策选择——以扬州市为例．学海，2011（1）：110-114

12. 汪华亮，胡启南．论“被上楼”农民的权利保护．求实，2011（11）：90-93

13. 翁贞林．农户理论与应用研究进展与述评．农业经济问题，2008（8）：93-100

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16. 尤小文．农户：一个概念的探讨．中国农村观察，1999（5）：17-20

17. 郑风田，傅晋华．农民集中居住：现状、问题与对策．农业经济问题，2007（9）：4-7

18. 钟涨宝，李  飞．动员效力与经济理性：农户参与新农保的行为逻辑研究——基于武汉市新洲区双柳街的调查．社会学研究，2012（3）：139-155

 

（作者单位：杜云素：长江大学法学系，荆州，434023；钟涨宝：华中农业大学农村社会建设与管理研究中心暨文法学院，武汉，430070；李  飞：华中农业大学农村社会建设与管理研究中心，武汉，430070）

[*] 基金项目：中央高校基本科研业务费专项资金资助项目《中部地区农村社会管理问题研究》（2012RW003）；北京郑杭生社会发展基金会·杭州国际城市学研究中心学子项目《城乡一体化进程中村落共同体的转型研究》（13ZHFD04）；湖北省社会科学基金项目“十二五”规划资助课题《城乡一体化进程中农民集中居住与村落熟人社会的变迁研究》（2012205）；湖北省教育厅人文社会科学研究项目《城乡一体化进程中农民集中居住问题研究》（13Q037）；长江大学社科基金项目“农民集中居住与村落共同体的变迁研究”（2012csq004）。

[1] 需要说明的是，各地农民集中居住政策差异较大。从理论上看，不同政策会造成农民的意愿差异，但由于两地地理位置相距甚远，农民基本只对本区域的政策了解，并不会产生不同区域政策比较，因此，分析不考虑政策本身差异的影响。

[2] 为了保证测量的准确性，一是培训访问员，强调家庭和农户的区别；二是调查时间选择家人团聚的春节期间，当地正在进行的集中居住事件无疑成为农民家庭讨论的焦点话题，能够获得基于中青年人参与讨论的家庭决策信息；三是访问员一再补充询问“这是不是家庭讨论决定的意见，能不能代表家庭”。