岳廣興，曹玉棟，李 冉，李哲敏，2*

（1.中國農(nóng)業(yè)科學院 農(nóng)業(yè)信息研究所，北京 100081；2.中國農(nóng)業(yè)科學院 研究生院，北京 100081）

0 引言

近年來，隨著我國新型城鎮(zhèn)化、工業(yè)化進程的快速推進，農(nóng)村人口向城鎮(zhèn)地區(qū)流動的規(guī)模不斷擴大，農(nóng)村建設用地規(guī)模卻不減反增。2000—2019年，我國農(nóng)村常住人口由8.08億人減少至5.26億人，減少了34.90%，但同期農(nóng)村宅基地面積反而由1646.7萬hm2增長至2193.3萬hm2，增加了33.20%。為了解決農(nóng)村地區(qū)建設用地尤其是宅基地使用效率低下、宅基地大量閑置浪費與審批緊張現(xiàn)象并存等問題，《全國國土規(guī)劃綱要（2016—2030年）》指出：“應由政府發(fā)起，并且整合各方面資金，在保護農(nóng)民權(quán)益的前提下，大力推進農(nóng)村用地綜合整治，規(guī)范開展城鄉(xiāng)建設用地增減掛鉤，調(diào)整優(yōu)化農(nóng)村居民點用地布局，加快‘空心村’整治?！痹诖吮尘爸?，多地開展了集中居住的相關探索。與此同時，隨著農(nóng)村社會經(jīng)濟發(fā)展，農(nóng)戶分化為不同階層，因而集中居住意愿也產(chǎn)生了分化，在推行農(nóng)村居民集中居住的過程中，出現(xiàn)了因農(nóng)戶分化現(xiàn)象導致的農(nóng)村居民集中居住意愿差異化，進而使其不能完全滿足農(nóng)戶需求的困境。例如，2008年山東省部分地區(qū)開始實施的合村并居政策，由于在推行過程中未充分考慮到農(nóng)戶意愿與實際情況，引起了村民群體及部分學者的激烈討論［1-2］，甚至引發(fā)一系列惡性事件，導致“民心工程”變成了“民怨工程”。由此，如何評估并且妥善解決好不同分化程度農(nóng)戶的集中居住意愿，已經(jīng)成為推行農(nóng)村居民集中居住安置政策有效落地的重要前提性因素，也成了相關研究中的重點。

在既往研究中，經(jīng)濟因素被認為是影響農(nóng)村居民集中居住意愿的重要因素［3-5］。在此基礎上，個性特征、家庭特征、經(jīng)濟狀況、政策方針、環(huán)境條件、房屋安置情況等客觀因素［6-10］以及抵抗風險能力、政策認知、農(nóng)戶行為態(tài)度、主觀規(guī)范等主觀因素［11-12］在已有研究中已被證實會對集中居住意愿產(chǎn)生重要影響。再者，在農(nóng)戶分化背景下，水平角度的農(nóng)戶收入結(jié)構(gòu)分化［13-15］與垂直角度的農(nóng)戶收入水平分化［16］對農(nóng)地流轉(zhuǎn)的行為［17］、意愿［18］、宅基地退出補償模式選擇［19-20］、退出行為［21］、戶籍制度認知［22］、宅基地流轉(zhuǎn)意愿［23］等農(nóng)地相關行為與意愿都會產(chǎn)生不同程度的影響。上述研究對農(nóng)村居民集中居住意愿的影響因素、農(nóng)戶分化的劃分及其對涉農(nóng)問題的影響進行了詳盡探究，但尚未就農(nóng)戶分化對農(nóng)村居民集中居住意愿的整體影響機理及路徑進行深入研究。在農(nóng)戶分化等客觀因素對農(nóng)戶意愿產(chǎn)生影響的過程中，農(nóng)戶認知等主觀因素通常會起到中介作用［24］，從而使得相關影響路徑變得更加復雜化、多樣化。為此， 本文以農(nóng)村地區(qū)“人減地增”現(xiàn)象明顯的長江中下游省份的部分農(nóng)村為研究對象，以222個實地調(diào)查樣本為例，考察不同維度農(nóng)戶分化對農(nóng)村居民集中居住意愿的影響，厘清關鍵影響因素與路徑，協(xié)助解決在實踐中因農(nóng)戶分化導致的農(nóng)村居民集中居住意愿差異化引起的農(nóng)村居民集中居住安置政策落地實施困難的現(xiàn)實問題，以促進集中居住安置工作有序順利進行。

1 理論分析

1.1 農(nóng)戶分化對集中居住意愿影響分析

行為決策理論認為影響行為主體決策的原因主要包括所需決策問題的客觀性因素和行為主體自身的主觀性因素。根據(jù)已有研究，農(nóng)村居民集中居住意愿的影響因素通常包括兩方面：一方面為農(nóng)戶自身固有特質(zhì)，統(tǒng)稱為客觀因素；另一方面為農(nóng)戶的偏好、滿意度等，統(tǒng)稱為主觀因素。其中，在客觀因素方面，針對目前新型城鎮(zhèn)化大力推進、城鄉(xiāng)融合發(fā)展目標等導致的農(nóng)戶生活習慣、工作性質(zhì)的變化，以及社會分化理論中同質(zhì)化群體會做出一致性決定的觀點，本文提出了農(nóng)戶分化相關指標應包括農(nóng)戶收入水平分化和農(nóng)戶收入類型分化，該指標用于驗證在經(jīng)濟社會迅速變化的背景之下農(nóng)戶客觀屬性變化對農(nóng)村居民集中居住意愿的影響。在主觀因素方面，本文根據(jù)認知行為理論中常用的價值認知和風險認知進行了變量設計。認知行為理論認為，個人決策的過程是決策主體依據(jù)其認知思維對自身稟賦和外在環(huán)境條件進行綜合分析的過程，在這一過程中，認知在外在因素和行為之間扮演了中介與協(xié)調(diào)的角色，認知影響情緒的產(chǎn)生和行為的形成，同時又受到兩者的影響。

根據(jù)以上分析，在農(nóng)戶分化對農(nóng)村居民集中居住意愿的影響概念模型中，存在2條主要路徑（圖1）：一條為農(nóng)戶分化反映到農(nóng)村居民集中居住意愿的直接影響路徑，另一條為農(nóng)戶分化通過作用到農(nóng)戶認知相關指標及農(nóng)戶主觀變量，從而進一步反映到農(nóng)村居民集中居住意愿的間接影響路徑。

圖1 農(nóng)戶分化對農(nóng)村居民集中居住意愿影響整體路徑

社會分化理論認為，確定社會群體類別形成的因素可以影響受眾對信息的注意，從而使各個社會群體做出大體一致的反應。農(nóng)戶分化概念根據(jù)農(nóng)戶的收入水平等縱向指標以及農(nóng)戶的收入結(jié)構(gòu)等橫向指標將農(nóng)戶分為不同的社會群體，確定不同農(nóng)戶類別形成的因素可以影響農(nóng)戶對農(nóng)村居民集中居住相關信息的注意，進而影響其選擇的意愿及行為。故根據(jù)社會分化理論，農(nóng)戶的收入水平、收入結(jié)構(gòu)的變化會直接對其集中居住意愿產(chǎn)生影響（圖2）。

圖2 直接影響路徑

認知行為理論認為，人的認知通常會在客觀條件因素與具體行為之間起到中介和調(diào)節(jié)作用。本文將農(nóng)戶認知變量設計為農(nóng)戶分化影響農(nóng)村居民集中居住的中介變量，起到間接影響的作用。農(nóng)戶分化程度越高，農(nóng)戶對于原有房屋以及集中居住的認知也會產(chǎn)生變化，進而影響農(nóng)戶的集中居住意愿。綜上，本文基于認知行為理論構(gòu)建了農(nóng)戶分化對農(nóng)村居民集中居住的間接影響路徑（圖3）。

圖3 間接影響路徑

1.2 研究假設提出

根據(jù)社會分化理論，本文設計的農(nóng)戶分化相關變量共有2個，分別為農(nóng)戶收入水平分化以及農(nóng)戶收入結(jié)構(gòu)分化。通常來講，農(nóng)戶的經(jīng)濟水平的提升會導致其追求更高生活質(zhì)量的意愿提升，一方面會提升其進一步改善住房條件的意愿，另一方面會提升其追求更好居住配套設施的意愿。故高收入水平的農(nóng)戶由于具備較強的改善性住房需求，會更加傾向于參與集中居住，據(jù)此，本文作出假設1：農(nóng)戶收入水平對其集中居住意愿產(chǎn)生正向影響。

農(nóng)戶收入結(jié)構(gòu)指標主要用于衡量農(nóng)戶的離農(nóng)程度。通常來講，農(nóng)戶的離農(nóng)程度越高，其與傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)勞動之間的關聯(lián)就越少，與土地之間的黏性就越弱，經(jīng)濟收入不依賴于土地，自由度較高。此外，實行集中居住后，集聚地的交通、通信設施也會更加完善，這對于兼業(yè)農(nóng)戶或者非農(nóng)就業(yè)農(nóng)戶來說具有較大吸引力。綜上，集中居住可增加傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)勞動的阻力以及非農(nóng)勞動的推力，據(jù)此，本文作出假設2：農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入占比會對其集中居住意愿產(chǎn)生負向影響。

根據(jù)認知行為理論，本文按照價值認知、風險認知2個維度進行農(nóng)戶主觀路徑設計。其中價值認知主要體現(xiàn)農(nóng)戶對原有宅基地的居住價值、財產(chǎn)價值的重視程度，集中居住意味著對原有宅基地的退出或騰挪，原有宅基地的價值認知必然會在一定程度上影響其集中居住意愿。而農(nóng)戶對于原有宅基地的價值認知程度越高，就會更不想放棄原有的房屋參與集中居住，即阻礙了集中居住的推進。據(jù)此，本文作出假設3：農(nóng)戶原有宅基地的價值認知會對其集中居住意愿產(chǎn)生負向影響。

本研究以農(nóng)戶分化相關變量為主要研究對象，農(nóng)戶分化程度越高，代表著農(nóng)民收入水平更高或其脫離農(nóng)村的程度越高。根據(jù)社會分化理論，農(nóng)戶分化導致相同類型的農(nóng)戶做出的決定具有相似性，由此可推斷具有相同分化類型的農(nóng)戶更傾向于具有相似的價值認知，而無論是在代表經(jīng)濟水平的垂直分化還是表示農(nóng)戶離農(nóng)程度的水平分化層面，隨著農(nóng)戶分化程度的提升，農(nóng)戶資產(chǎn)規(guī)模的提升以及與農(nóng)村聯(lián)系的淡化，原有農(nóng)村住房的重要性逐漸弱化，最終農(nóng)戶分化程度的加深會弱化農(nóng)村居民對于原有宅基地的價值認知。據(jù)此，本文作出假設4：農(nóng)戶分化程度深化會對農(nóng)戶原有宅基地的價值認知產(chǎn)生影響。其中，假設4-1：農(nóng)戶收入水平會對農(nóng)戶原有宅基地的價值認知產(chǎn)生負向影響；假設4-2：農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入占比會對農(nóng)戶原有宅基地的價值認知產(chǎn)生正向影響。綜上，本文作出假設5：農(nóng)戶原有宅基地的價值認知在農(nóng)戶分化對農(nóng)村居民集中居住意愿的影響中具有中介作用。

風險認知是本文基于認知行為理論設計的農(nóng)戶對存在于外界環(huán)境中的各種客觀風險的感受和認識。風險認知與價值認知相對應，本文的農(nóng)戶風險認知主要針對集中居住過程中可能存在的風險進行設定，例如環(huán)境風險、工作變動風險、經(jīng)濟負擔風險等。而農(nóng)戶對于集中居住的風險認知程度越高，為了規(guī)避風險，他們的集中居住意愿便會削弱。據(jù)此，本文作出假設6：農(nóng)戶集中居住風險認知會對其集中居住意愿產(chǎn)生負向影響。

不同于農(nóng)戶價值認知，農(nóng)戶風險認知受不同維度農(nóng)戶分化的影響機理是不同的。在垂直分化維度上，隨著農(nóng)戶收入水平的增加，農(nóng)戶的抗風險能力增加，相應的農(nóng)戶集中居住風險認知會相對弱化。而在水平分化維度上，農(nóng)戶離農(nóng)程度的增加并不會提升農(nóng)戶的抗風險能力，且隨著分化水平的提高，農(nóng)戶與農(nóng)村住房之間的聯(lián)系淡化，集中居住帶來的公共基礎設施更加完善、交通更加便利等福利對他們也更有吸引力，從而間接削弱了這類農(nóng)戶的集中居住風險認知。據(jù)此，本文作出假設7：農(nóng)戶分化程度深化會對農(nóng)戶集中居住風險認知產(chǎn)生影響。其中，假設7-1：農(nóng)戶收入水平會對農(nóng)戶集中居住風險認知產(chǎn)生負向影響；假設7-2：農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入占比會對農(nóng)戶集中居住風險認知產(chǎn)生正向影響。綜上，本文作出假設8：農(nóng)戶集中居住風險認知在農(nóng)戶分化對農(nóng)村居民集中居住意愿的影響中具有中介作用。

2 數(shù)據(jù)來源、變量描述與模型構(gòu)建

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于中國農(nóng)業(yè)科學院農(nóng)村宅基地研究室于2022年7—8月份期間對浙江、江西、安徽三省的調(diào)研，共涉及3個省份5個鄉(xiāng)鎮(zhèn)的9個行政村。其中，浙江省選取了紹興市新昌縣東茗鄉(xiāng)的后岱山村與下巖貝村，共收集問卷56份；江西省選取了吉安市永豐縣潭城鄉(xiāng)村前村，八江鄉(xiāng)八江村、茶口村，藤田鎮(zhèn)易溪村、藤順社區(qū)秋溪村這5個村莊，共收集問卷122份；安徽省選取了滁州市來安縣張山鄉(xiāng)倒橋村與施官鎮(zhèn)中所村，共收集問卷47份。去除關鍵信息失真和缺失樣本后，得到有效樣本222份，有效率為98.7%。

從樣本分布來看，本文已有樣本包含了傳統(tǒng)村莊與城市近郊村、特色發(fā)展村等，村莊類型比較豐富，覆蓋了不同程度農(nóng)戶分化區(qū)域，問卷涉及了農(nóng)戶宅基地價值認知、家庭宅基地狀況、集中居住相關意愿以及集中居住風險認知等相關內(nèi)容。

2.2 變量描述

2.2.1 描述性統(tǒng)計分析 受訪者基本特征及樣本分布情況如表1所示。由表1可知，受訪者以男性為主，占到了總受訪者的77.48%，45～64歲的受訪者占到總受訪者的比例為57.20%，受訪者年齡在64歲以上的比例為34.68%，45歲以下的年輕人較少。在教育程度方面，受訪者整體文化水平在高中/中專以下。在農(nóng)戶分化相關指標方面，農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入占比10%以下的農(nóng)戶占比為55.41%，該值達一半以上的原因主要是因調(diào)研區(qū)域農(nóng)戶一部分參與了當?shù)禺a(chǎn)業(yè)生產(chǎn)或自主經(jīng)營，脫離了農(nóng)業(yè)種植，另一部分農(nóng)戶雖以農(nóng)業(yè)種植為主，但家中勞動力尤其是青壯年勞動力鮮有純務農(nóng)者，往往在非農(nóng)忙季節(jié)外出打工或常年外出打工。在收入水平分化方面，5個檔位收入水平分布比較均勻。在集中居住意愿方面，樣本中1/3的農(nóng)戶表示不愿意參與集中居住，另有1/3的農(nóng)戶明確愿意參與集中居住，其余1/3持觀望態(tài)度。

表1 受訪者的基本特征及樣本分布情況

2.2.2 變量賦值 將本模型中涉及的變量進行賦值，賦值情況如表2所示。

表2 變量賦值表

2.2.3 農(nóng)戶集中居住意愿情況 通過將農(nóng)戶分化的相關指標進行賦值，在不同集中居住意愿中按比例進行加權(quán)，可直觀不同分化程度農(nóng)民的集中居住意愿強度，結(jié)果見表3。從表3中可看出，在表示農(nóng)戶水平分化的收入結(jié)構(gòu)分化方面，隨著農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入占比的提升，農(nóng)戶集中居住意愿整體呈下降趨勢；在表示農(nóng)戶垂直分化的農(nóng)戶收入水平分化方面，隨著農(nóng)戶收入水平的提升，農(nóng)戶的集中居住意愿整體呈上升趨勢。

2.3 模型設定

2.3.1 模型構(gòu)建原理 由于常用的回歸模型無法分析變量間的影響路徑與機制，而中介效應分析可以為相應的研究假設提供支持，得到更深入的結(jié)果。因此，本文采用多重中介模型探究農(nóng)戶分化與農(nóng)村居民集中居住意愿間的影響路徑和機制。由前文理論分析可知，在農(nóng)戶分化通過農(nóng)戶認知變量影響宅基地退出意愿的作用機制中，農(nóng)戶分化為自變量，集中居住為因變量，價值認知、風險認知可視為中介變量。中介模型示意如圖4、圖5所示。在圖4、圖5中，A為農(nóng)戶分化(X)對集中居住意愿(Y)的總效應；B為農(nóng)戶分化作用于農(nóng)戶認知變量(Z)的效應；C為農(nóng)戶認知變量作用于集中居住意愿的效應；系數(shù)B和C的乘積BC為中介效應，即農(nóng)戶分化對宅基地退出意愿的間接效應；A′為直接效應；e1、e2、e3為常數(shù)。各效應值之間存在以下關系：總效應=間接效應+直接效應，即A=BC+A′?；貧w模型為：

圖4 總效應

圖5 直接效應與間接效應

2.3.2 模型構(gòu)建

2.3.2.1 直接影響路徑 假設農(nóng)戶分化與農(nóng)村居民集中居住意愿之間存在線性關系，本文設定模型：

式（4）中，Y為農(nóng)村居民的集中居住意愿，D1為農(nóng)戶收入結(jié)構(gòu)分化，D2為農(nóng)戶收入水平分化，Xi為農(nóng)戶第i個控制變量，α為常數(shù)項，β代表相應自變量的待估系數(shù)，γ代表控制變量系數(shù)，ε代表隨機擾動項。

2.3.2.2 間接影響路徑 假設農(nóng)戶分化、農(nóng)戶認知相關變量與農(nóng)村居民集中居住意愿之間存在線性關系，本文設定以下模型：

式（5）～式（8）中，prip代表第p個農(nóng)戶宅基地價值認知變量，invq代表第q個農(nóng)戶風險認知變量。

3 實證結(jié)果與分析

3.1 直接影響路徑分析

運用Stata 15.0軟件對農(nóng)戶分化影響農(nóng)村居民集中居住意愿的直接路徑進行分析，回歸結(jié)果見表4。由表4中模型1結(jié)果可知，表示農(nóng)戶水平維度分化的農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入占比在1%的顯著性水平上對集中居住意愿存在負向影響，系數(shù)為-0.890，即農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入占比越高，其集中居住意愿越弱；而表示農(nóng)戶垂直維度分化的總收入對集中居住意愿影響不顯著。由模型2結(jié)果可知，農(nóng)業(yè)收入占比變量在5%的顯著性水平上對集中居住意愿存在負向影響，系數(shù)為-0.897；ln總收入同樣對集中居住意愿影響不顯著。結(jié)果表明，當農(nóng)戶離農(nóng)程度提高后，基于工作需要、與原有土地之間的黏性降低、公共設施需求與交通需求提升等原因，其改變現(xiàn)狀、集中居住的意愿會有所提升。而當農(nóng)戶收入水平提高后，其集中居住意愿整體上存在上升趨勢，但影響并不顯著，這是由于收入水平提升雖會提升其集中居住過程中抵抗風險的能力，但由于其與原有房屋之間在農(nóng)業(yè)勞動功能、鄉(xiāng)土情結(jié)等方面存在較強聯(lián)系，因而收入提高不能從本質(zhì)上提升其集中居住意愿。

表4 農(nóng)戶分化影響農(nóng)村居民集中居住的直接路徑

3.2 間接影響路徑分析

3.2.1 集中居住風險認知路徑 運用Stata 15.0軟件，采用逐步法分析了農(nóng)戶集中居住風險認知的中介效應，結(jié)果見表5。

表5 集中居住風險認知中介效應檢驗結(jié)果

由模型8～模型12結(jié)果顯示，ln總收入對經(jīng)濟負擔風險、生活成本風險在1%的顯著性的水平上存在負向影響，系數(shù)分別為-0.277、-0.210；農(nóng)業(yè)收入占比對工作變動風險變量在1%的顯著性水平上存在正向影響，系數(shù)為1.174。農(nóng)戶收入水平提高后，其抵御經(jīng)濟相關風險的能力必然提升，進而提升其在集中居住過程中可能存在的經(jīng)濟負擔與生活成本相關風險。農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入占比越低代表其離農(nóng)程度越高，其工作與其農(nóng)村房地之間的聯(lián)系也就越低，故其抵御集中居住可能帶來的工作變動風險能力會提升。

由模型3～模型7結(jié)果顯示，農(nóng)戶經(jīng)濟負擔風險、生活成本風險、環(huán)境變動風險、工作變動風險、情感損失風險這5個變量分別在5%、1%、1%、1%、1%的顯著性水平上對集中居住意愿存在負向影響，系數(shù)分別為-0.199、-0.475、-0.345、-0.232、-0.249，同時各模型中農(nóng)業(yè)收入占比均對集中居住意愿存在顯著負向影響，由此證明本文集中居住風險認知變量設計合理。在農(nóng)戶風險認知變量中，工作變動風險在逐步回歸過程中保持顯著，滿足中介效應變量的判斷標準，農(nóng)戶收入結(jié)構(gòu)分化→集中居住工作變動風險認知→集中居住意愿影響路徑成立?；谝陨戏治觯r(nóng)戶離農(nóng)程度的增加導致其工作與農(nóng)村住房之間聯(lián)系淡化，進而提升其由于集中居住引起的工作變動風險抵御能力，再而對集中居住意愿產(chǎn)生正向影響。

3.2.2 宅基地價值認知路徑 運用Stata 15.0軟件，采用逐步法分析農(nóng)戶原有宅基地價值認知的中介效應，結(jié)果見表6。

表6 原有宅基地價值認知中介效應檢驗結(jié)果

由模型18～模型22結(jié)果顯示，ln總收入對資產(chǎn)價值認知變量在10%的顯著性水平上具有負向影響，系數(shù)為-0.081；農(nóng)業(yè)收入占比對生產(chǎn)價值認知變量在1%的水平上具有正向影響，系數(shù)為0.910。農(nóng)戶收入水平提高后宅基地在其資產(chǎn)中所占比例降低，故其對宅基地的價值認知會降低。而隨著農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入占比的增加，其對農(nóng)業(yè)依賴的程度也會增加，進而對宅基地農(nóng)業(yè)勞動相關的功能性需求也會增加，故其對宅基地的生產(chǎn)價值認知會產(chǎn)生正向影響。

由模型13～模型17結(jié)果顯示，農(nóng)戶居住價值認知、社會保障價值認知、情感價值認知、資產(chǎn)價值認知、生產(chǎn)價值認知這5個變量分別在10%、10%、5%、10%、5%的顯著性水平上對集中居住意愿存在負向影響，系數(shù)分別為-0.364、-0.246、-0.678、-0.295、-0.224。同時各模型中農(nóng)業(yè)收入占比均對集中居住意愿存在顯著負向影響，由此證明本文農(nóng)戶原有宅基地價值認知變量設計合理。在農(nóng)戶宅基地價值認知變量中，生產(chǎn)價值認知變量在逐步回歸過程中保持顯著，滿足中介效應的變量的判斷標準，農(nóng)戶收入結(jié)構(gòu)分化→原有宅基地生產(chǎn)價值認知→集中居住意愿影響路徑成立?；谝陨戏治?，農(nóng)戶的離農(nóng)程度增加會降低其對農(nóng)業(yè)的依賴性，進而對宅基地農(nóng)業(yè)勞動功能的需求降低，再而降低其對宅基地的生產(chǎn)價值認知，一旦對原有宅基地價值的認知降低后，集中居住的阻力就會減弱，故通過該路徑對集中居住意愿產(chǎn)生了正向影響。

3.3 穩(wěn)健性檢驗

運用Stata軟件，利用Bootstrap法對農(nóng)戶分化對農(nóng)村居民集中居住的中介效應進行檢驗，設定Bootstrap重復抽樣次數(shù)為1000次，檢驗結(jié)果見表7。由表7可知，收入結(jié)構(gòu)分化→工作變動風險認知→集中居住意愿路徑（95%置信區(qū)間=［-0.494，-0.051］，P＜0.05）與收入結(jié)構(gòu)分化→宅基地生產(chǎn)價值認知→集中居住意愿路徑（95%置信區(qū)間=［-0.405，-0.003］，P＜0.1）成立，即在農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)分化水平（農(nóng)業(yè)收入占比）對農(nóng)村居民集中居住意愿產(chǎn)生負向影響的過程中，農(nóng)民的工作變動風險認知與原有宅基地的生產(chǎn)價值認知在其中起到了中介作用，其余的風險認知與價值認知變量仍不顯著，驗證了上文逐步法的回歸結(jié)果。

表7 中介效應穩(wěn)健性檢驗

3.4 假設驗證情況

通過上述分析，結(jié)合本文研究假設，獲得假設的驗證情況如表8所示。由表8可知，除假設1：農(nóng)戶收入水平對其集中居住意愿產(chǎn)生正向影響未得到驗證外，其余假設都能被驗證。

表8 假設驗證情況

4 結(jié)論與建議

4.1 研究結(jié)論與討論

本文根據(jù)社會分化理論、行為決策理論與認知行為理論構(gòu)建了農(nóng)戶分化對農(nóng)村居民集中居住意愿的影響的分析框架，對其關鍵影響變量、影響機制進行了分析，具體結(jié)論為：

一是農(nóng)村居民具有一定的集中居住意愿基礎，且集中居住意愿與其分化程度存在明顯的分層現(xiàn)象。在本文的研究數(shù)據(jù)中，約半數(shù)農(nóng)戶具有集中居住意愿，且隨著收入水平與農(nóng)戶非農(nóng)收入的增加，農(nóng)村居民集中居住意愿普遍呈上升趨勢。

二是農(nóng)戶的收入結(jié)構(gòu)分化對其集中居住意愿具有顯著影響，而收入水平分化的影響不顯著。其中，農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入占比越低，即離農(nóng)程度越高，其集中居住意愿越強，農(nóng)戶的收入結(jié)構(gòu)分化是影響集中居住意愿的關鍵因素。

三是農(nóng)戶分化對部分農(nóng)戶認知變量影響顯著，但農(nóng)戶認知相關變量對其集中居住意愿的影響普遍顯著。在垂直維度上，農(nóng)戶收入水平越高，其抵御集中居住可能帶來的經(jīng)濟支出相關風險的能力越強。在水平維度上，農(nóng)戶的離農(nóng)程度越高，其抵御工作變動相關風險的能力越強，而所有農(nóng)戶對原有宅基地價值認知變量以及集中居住風險認知變量都會對集中居住意愿產(chǎn)生負面影響。

四是農(nóng)戶認知變量在農(nóng)戶分化對農(nóng)村居民集中居住意愿的影響中發(fā)揮中介作用。農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入占比可通過提升農(nóng)戶原有宅基地生產(chǎn)價值認知、提升農(nóng)戶集中居住工作變動風險認知這2條中介路徑對其集中居住意愿產(chǎn)生負向影響。

4.2 啟示和建議

基于上述研究結(jié)果，可以得出一些啟示和建議：一是開展集中居住實踐應以人為本，尊重不同農(nóng)戶的差異化需求。集中居住涉及多方利益，但核心利益是農(nóng)民利益，應堅持以農(nóng)戶的需求為主導，尊重農(nóng)戶意愿，杜絕強拆強建等違法亂紀現(xiàn)象。同時，不同分化類型農(nóng)戶的集中居住意愿具有差異，具體實施過程中應合理編制規(guī)劃，采取靈活的應對措施。如針對整村集中居住意愿較強的村莊，則可統(tǒng)一編制集中居住規(guī)劃，開展大范圍集中居住，以便于節(jié)約成本、完善配套服務措施；而針對村中部分具有集中居住意愿的農(nóng)戶，可因地制宜地開展小范圍統(tǒng)一拆遷，組織聯(lián)建疊建等靈活性較強的集中居住實踐；對于無集中居住意愿的農(nóng)戶，應尊重其選擇，不得違背其意愿。

二是通過實現(xiàn)農(nóng)戶參與集中居住過程的標準化和透明化，引導農(nóng)戶形成合理的集中居住價值與情感預期，從源頭上增強其集中居住意愿。采用公開民主的方式，集思廣益地制定合理的集中居住規(guī)劃與公平公正的補償標準，增強農(nóng)民的知情權(quán)、參與權(quán)和自主權(quán)。同時要從農(nóng)戶切身利益出發(fā)開展集中居住，以保障農(nóng)戶權(quán)益、提升農(nóng)戶生活質(zhì)量為首要目的，在此基礎上可加強集中居住相關政策的宣傳力度，對農(nóng)民進行正確引導，促使其主動參與集中居住。

三是重視經(jīng)濟發(fā)展與農(nóng)民增收，增強農(nóng)民抵御風險的能力，減少集中居住阻力。經(jīng)濟負擔與生活成本增加是開展集中居住過程中農(nóng)戶所關注的重點問題，在鄉(xiāng)村振興與共同富裕等政策背景之下，應抓住現(xiàn)有機遇，繼續(xù)大力發(fā)展農(nóng)村經(jīng)濟，提升農(nóng)民收入。農(nóng)民收入的增加是最基本也是最直觀的發(fā)展成果，隨著農(nóng)戶收入水平的提高，客觀上會提升其抵御經(jīng)濟變動、生活成本相關風險的能力，進而提升集中居住的接受度。

四是重視非農(nóng)經(jīng)濟發(fā)展，進一步提升農(nóng)戶非農(nóng)收入，將促進農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)與集中居住協(xié)調(diào)進行。本研究創(chuàng)新性地證實了農(nóng)戶工作相關變量在農(nóng)戶收入結(jié)構(gòu)分化對集中居住意愿的影響中存在明顯的中介作用，故在開展集中居住的過程中，應充分發(fā)揮有為政府與有效市場的協(xié)同作用，通過進一步開拓農(nóng)村第二三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，為農(nóng)戶建立起良好的進城務工渠道等措施，拓寬農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)面，進而為本文建立的中介機制的暢通提供保障。