——以湖南省長沙市為例
摘要:研究農民集中居住意愿及影響因素可為地方政府科學地制定農民集中居住政策提供參考。城市邊緣區作為城市新增建設用地的主要來源地，研究城市邊緣區農民集中居住問題更具有現實意義。本文以長沙市為例，從個人特征和家庭特征兩個方面，運用 Ｌｏｇｉｓｔｉｃ 回歸模型分析了城市邊緣區農民集中居住意愿的影響因素。分析結果表明，影響城市邊緣區農民集中意愿的因素主要有年齡、家庭年收入、家庭主要收入來源、家庭居住房屋修建年份、家庭人口數量、家庭人均住房面積、家庭宅基地面積和承包地面積、家庭居住房屋類型等，地方政府應該積極完善農民集中居住區公共服務，加大農民就業服務力度，有針對性地引導農民集中居住。
關鍵詞:土地經濟 影響因素 Logistic回歸 集中居住意愿 城市邊緣區
中國農村改革發展已至實施鄉村振興戰略的新階段，即聚焦城鄉融合發展。當前，我國正處于城鄉融合發展的關鍵時期，為緩解城鄉建設用地配置失衡、推進農村建設用地集約利用、改善農村人居環境，我國各地都在積極探索農民集中居住。如蘇南、浙江等發達地區通過 “宅基地換房”、“三集中”等手段推進農民集中居住。改革開放以來，隨著工業化和城鎮化加快發展，農村的經濟區位在不斷分化，逐漸形成了城中村、城郊村和農區村三種類型。位于城市規劃區范圍內的城中村和城郊村成為城市新增建設用地的重要來源地。由于城中村區位優勢優于城郊村，農房出租和出售收益高于城郊村，使得征地拆遷的成本、難度和阻力等比城郊村大，因而位于城市邊緣區范圍內的城郊村成為城市新增建設用地的主要來源地。農區村受耕作半徑、宅基地上開展養殖和種植、農房內儲存農機具和糧食等因素影響，農民集中居住的限制性比城中村和城郊村要大。因此，研究城市邊緣區農民集中居住問題更具有現實意義。通過文獻檢索發現，目前，國內學者對農民集中居住問題的研究比較多，主要集中在農民集中居住前后福利變化、集中居住后的行為、集中居住模式和引導策略等方面的研究，對農民集中居住意愿及影響因素也有部分研究成果，但目前尚未發現專門研究城市邊緣區農民集中居住意愿及影響因素的成果。因此，我們將以長沙市為例，對城市邊緣區農民集中居住意愿及影響因素進行研究，以期能為地方政府科學地、有針對性地制定農民集中居住政策提供參考。
一、理論分析與研究假定
１．理論分析
（１）農民集中居住的效應分析。農民集中居住是在尊重農民意愿的前提下，因地制宜地引導分散居住的農民向中心村或城鎮附近居住的過程。規模經濟理論認為，在規模開始擴張的階段，由于規模擴大而降低單位成本的經濟叫規模經濟。規模經濟可以用一個 Ｕ形的曲線來表示，隨著鄉村規模的擴大，鄉村基礎設施的建設成本將向最低點移動，在鄉村的規模尚未達到最優規模之前，規模越大，經濟效益越明顯。農民集中居住，改變農民分散居住的格局，擴大單個村莊的集聚規模，當村莊規模小于最優規模時，農民集中居住可以降低鄉村基礎設施和公共服務設施的成本。如果農民分散格局得不到改善，欲改變農村居民點基礎設施狀況差的格局必然會消耗大量的資金。
根據土地資源優化配置理論，農民集中居住屬于土地資源優化配置的表現。農民集中居住后將村莊內閑置或利用率不高的宅基地進行綜合整治，一方面可以將其復墾為耕地，另一方面可以置換成為城鄉建設用地增減掛鉤政策下的城鎮新增建設用地指標，從而實現農村土地資源有效配置、高效利用。對于絕大多數農民而言，宅基地是一種保障，可以給農民帶來福利。農民集中居住后，宅基地發生了流轉或退出，農民的福利也會發生一定的變化。根據影響的性質差異，可以將集中居住對農民福利的影響分為經濟影響和非經濟影響。集中居住對農民經濟福利的影響主要表現在收入和生活成本的變化，集中居住后，農民的收入結構發生演變，農業收入的占比下降，同時農民生活的總支出相應地增加。集中居住對農民福利的非經濟影響包括的內容較為豐富，如公共服務、居住環境、社會交往等。一般而言，農民集中居住，有利于地方政府更加有效地提供公共服務，改善農民居住環境，便利農民日常社交。
綜上所述，農民集中居住的正面效應體現在降低鄉村基礎設施和公共服務設施成本，優化土地資源配置，改善農民居住環境，便利農民日常社交等方面；負面效應體現在會適當增加農民的生活成本，以及影響農民的收入結構，對非農就業能力弱的農民會造成一定的沖擊。
（２）農民集中居住的意愿分析。一般而言，農民集中居住是整個家庭集體決策的行為。國內外關于農戶行為的研究主要有幾方面觀點。一是 “理性經濟人”假定。“經濟人”是經濟學發展歷史中最為悠久、最基本的人格假設。其主要內容包括：其一，人是自私自利的，人類一切社會活動都是為了追求個人的利益；其二，人是利益最大化取向，即追求自身利益的最大化；其三，人在追求自身利益最大化的過程中有助于社會總體福利的增加。穆勒等學者認為 “經濟人”是會計算、創造并能獲取最大利益的人。在研究農戶行為理論中，以舒爾茨為代表的理性小農學派認為，在一個競爭的市場機制中，小農戶與企業家一樣，也是追求自身利益最大化的“理性經濟人”。 二是 “道義小農”觀。美國經濟學家斯科特１９７６ 年以 ２０ 世紀初的東南亞小農戶為例，考察了東南亞特有的生產生活方式后，提出了 “小農道德經濟”說，認為小農戶的經濟行為更多是基于道德考量而非理性，小農戶之間具有強烈的互惠觀，他們信奉 “生計第一”和 “安全第一”，更加傾向于獲取較為穩定的產出，其追求安全的偏好高于對利益的追求，當某一項新的生產技術高收益和高風險并存時，小農戶更加傾向選擇風險小的生產技術，哪怕這種生產技術的收益要低得多。斯科特認為農戶是 “道義小農”，是在 “安全第一”的生存倫理下，實現較低的風險分配與較高的生存保障。三是黃宗智認為中國大多數農戶無法割舍幾畝農地，大多是以 “半無產化”的方式依附在小農經濟之上，中國小農戶的收入來源主要包括家庭農業經營收入和非農務工收入，這種收入格局存在于大多小農戶。因此，黃宗智認為用單一理論無法解釋中國農戶行為，需要將企業行為與消費者行為理論相結合起來，農戶既追求利潤最大化，也追求效用的最大化。
綜合以上觀點，我們認為，對于城市邊緣區的農民而言，受市場化、工業化和城鎮化的影響明顯，其理性動機和生存邏輯并存，對于城市邊緣區不同生計類型的農民，其理性具有異質性。農民對于集中居住是否有需求和意愿，受多種因素影響，地方政府應該結合當地經濟發展的實際情況統籌考慮，研究影響農民集中居住意愿的因素，有針對性地制定政策引導農民集中居住。
２．研究假定
我們在吸收相關理論的基礎上，從農民的年齡、文化程度、家庭年收入等角度確定了影響農民集中居住意愿的因素，歸納起來主要包括農民個人特征和家庭特征兩個方面，并從這兩個方面給出以下研究假定。
（１）農民個人特征影響集中居住意愿。不同特征的個體對于新事物的認知和接受程度是存在差異的，具體到集中居住這個問題，由于傳統農居大多都是分散居住為主，隨著社會轉型，集中居住成為一種新趨勢，但不同特征的農民對集中居住的看法和接受程度是存在差異的。根據前述理論分析，在個人特征方面主要選取性別、年齡、文化程度、是否購買保險等４個因素，并作出如此假設：隨著社會發展，性別在家庭居住決策的影響差異難以判斷，故性別對集中居住意愿的影響假定為不確定；年齡越大，越需要完善的養老服務和醫療服務，集中居住有利于提供更為完善的公共服務，故年齡較大，其集中居住的意愿較強；文化程度越高，對新事物接受能力越強，其集中居住意愿越強；是否購買保險主要包括是否購買社保和商業保險，農民所擁有的保障水平越高，集中居住的顧慮越少，集中居住的意愿越強。
（２）農民家庭特征影響集中居住意愿。家庭是一個成員之間緊密聯系的經濟組織，隨著社會轉型，家庭的人口構成、收入構成、資源占有、財產狀況等因素對一個家庭生產生活決策有重要影響。在集中居住方面，家庭收入狀況、人口、住房等情況直接影響到農戶的行為決策。因此，在農民家庭特征方面，我們研究選取家庭人口數量、家庭年收入、家庭主要收入來源、家庭人均住房面積、家庭宅基地面積、家庭承包地面積、家庭居住房屋修建年份、家庭居住房屋類型、家庭在城鎮是否有房等９個因素，并作出如此假設：家庭人口越多，集中居住后生活擁擠程度增加，農民集中居住意愿較弱；家庭年收入越高，往往非農化程度較高，集中居住的意愿較強；家庭收入來源非農收入占比越高，集中居住意愿較強；家庭人均住房面積、宅基地面積和承包地面積越大，往往預期征收補償越高，在尚未征收的情況下，其集中居住意愿較弱；由于政府管控，在城市邊緣區不能隨意改擴建住房的情況下，家庭居住房屋修建年份越長，其集中居住改善居住條件的意愿更強；家庭居住房屋屬于樓房的農戶，由于精裝修在農村地區不斷普及，其集中居住的意愿較弱；家庭在城鎮有住房，一般都愿意保留在農村的獨立住房，集中居住意愿較弱。
二、研究區域與研究方法
１．研究區域概況
湖南長沙市位于湖南省東部偏北，湘江下游和長瀏盆地西緣。其地域范圍為東經111°53′-114°15′，北緯27°51′-28°41′。其東鄰江西省宜春地區和萍鄉市，南接株洲、湘潭兩市，西連婁底、益陽兩市，北抵岳陽、益陽兩市。長沙市東西長約230km，南北寬約88km。全市土地面積1.1819萬km2，轄芙蓉、天心、岳麓、開福、雨花、望城6區，長沙縣及寧鄉、瀏陽2市。
長沙是湖南省省會，位于湖南省東部，是湖南省的政治、經濟、文化、交通和科教中心，亦是長株潭城市群中心城市，中三角（長江中游城市群）副中心城市。近年來，長沙市經濟快速發展，GDP由2008年3000.98億元增加到2018年11003.41億元，城鎮化率由61.25%提高到79.12%。隨著工業化和城鎮化不斷發展，長沙市城市建成區面積不斷擴大，由2008年的243 km2增長到2018年434km2，且伴隨著城鎮化不斷推進，城市建成區面積依然以年均10.2 km2的速度在高速增長。城市建成區面積擴大離不開城市邊緣區農村的征地拆遷，在城市邊緣區建設農民集中居住區是有序推進征地拆遷的重要手段。
２．數據獲取
文中所使用的數據源于我們于2018年8月的實地調研。根據長沙市《長沙市城市總體規劃（2003-2020）》（2014年修訂），結合長沙市規劃局對長沙市城市邊緣區的界定[1]，選取長沙市雨花區跳馬鎮、望城區丁字鎮和岳麓區雷鋒鎮作為調查區域。這三個鄉鎮離中心城區距離近，屬于城市建設重點拓展區域。本研究以農村原著居民為對象，運用分層抽樣與隨機抽樣相結合的方法，在3個鎮共發放調查問卷760份，其中回收問卷751份，有效問卷742份，問卷有效率為98.8%。在95%的置信區間內，允許的誤差范圍±5%，各樣本層的樣本容量需不低于100份。回收的問卷中跳馬鎮有效問卷325份，丁字鎮227份、雷鋒鎮190份。被調查對象中，30歲以下的121人，占有效樣本的16.3%，30-40歲之間的135人，占比18.2 %，40-50歲之間的172人，占比23.2%，50-60歲之間的165人，占比22.2%，60歲以上的149人，占比20.0%，從樣本的年齡構成來看，被調查對象中40歲以下的人口數量較40歲以上的人口數量偏少，符合當下農村青壯年勞動力外出務工人員較多的現狀。從樣本的性別構成來看，男性380人，占比51.2%，女性362人，占比48.8%。因此，我們所調查的樣本年齡結構分布均勻，性別比例均衡，樣本來源科學合理。
３．農民集中居住意愿分析方法
由于農民是否有意愿集中居住是一個二分變量，我們選擇使用非線性概率模型中的Logistic回歸模型，以分析農民集中居住意愿的影響因素。Logistic回歸模型采用的是邏輯概率分布函數（cumulative logistic probability function），其具體形式如下所示：
簡化后得到
在該回歸模型中，農民是否愿意集中居住為因變量，愿意集中居住定義為Y=1，不愿意集中居住定義為Y=0,為誤差項，為影響城市邊緣區農民集中居住意愿的因素，為城市邊緣區農民愿意集中居住的概率。
（1）被解釋變量。選取城市邊緣區農民集中居住意愿：是或否，具有集中居住意愿的定義為Y=1，不具有集中居住意愿的定義為Y=0。
（2）解釋變量。根據前文理論分析和研究假定，我們選取了13個與個人特征和家庭特征相關的指標來分析影響城市邊緣區農民集中居住意愿的因素，所有變量的賦值及預期效應如表1所示。
三、回歸結果的檢驗與分析
１．模型的檢驗
我們在家庭及個人特征方面，選取了１３個自變量來反映可能會對城市邊緣區農民集中居住意愿產生影響的因素。為了避免產生多重共線性問題，導致分析結果失去研究價值，所以我們先對變量進行多重共線性檢驗。我們使用SPSS16.0對變量進行多重共線性檢驗，得到調整后的R2值為0.864，DW統計量為2.033，說明變量間具有較好的解釋力度和不相關性。根據方差分析表，F統計量為49.073，sig值為0.000<0.05，說明所有偏回歸系數不全為0。根據計算出的方差膨脹因子（VIF），條件指數（CI）和14維度的特征根（見表2和表3），不存在VIF和CI大于10，多維度特征根約為0。因此，解釋變量之間不存在嚴重的多重共線性，不必增加樣本容量，也不必對自變量進行剔除和整合，可對13個自變量進行建模分析。
對變量建立邏輯回歸模型，為了檢驗模型的有效性，我們選取了H—L檢驗和Omnibus檢驗（見表4和表5），由表4可知，模型的卡方統計量為4.484，顯著性水平為0.811，故不能拒絕原假設，模型擬合效果較好。由表5可知，模型以0.000（<0.01）的顯著性水平通過了Omnibus檢驗，說明模型的自變量中至少有一個與因變量顯著相關。而建模后預測值與觀察值的一致率為87.6%。
由此，結合模型的多重共線性檢驗和有效性檢驗，我們不難看出，13個自變量能夠較好地解釋農民集中居住的意愿。
２．結果分析
通過對樣本的計量分析，性別X1、文化程度X3、是否購買社保X4、家庭在城鎮是否有房X13等4個變量沒有通過顯著性檢驗，說明在樣本中這4個變量的作用不顯著。年齡X2、家庭人口數量X5、家庭年收入X6、家庭主要收入來源X7、家庭人均住房面積X8、家庭宅基地面積X9、家庭承包地面積X10、家庭居住房屋修建年份X11、家庭居住房屋類型X12等10個變量通過顯著性檢驗。
在樣本中，愿意集中居住的農民有384位，占比為51.8%，不愿意集中居住的農民有358位，占比為48.2%。可見，對于樣本而言，愿意集中居住的稍占多數。因此，地方政府在開展農村居民點整治過程中，可以事先進行農民集中居住意愿調查，針對轄區內居民集中居住意愿制定相應的實施方案。
從個人特征變量來看，年齡（X2）對城市邊緣區農民集中居住意愿的變量系數為0.322，存在正相關，顯著性水平為0.017，存在顯著差異。說明年齡越大，城市邊緣區農民集中居住的意愿越強。這可能是由于農民集中居住，地方政府一般會在農民集中居住區布局相應的醫療設施、老年活動設施和健身設施等，可以為老年人提供更加完善的醫療服務，養老設施和健身設施可以豐富老年人的生活。
從家庭特征變量來看，家庭人口數量（X5）對城市邊緣區農民集中居住意愿的變量系數為-0.193，存在負相關，顯著性水平為0.022，存在顯著差異。說明家庭人口數量越多，城市邊緣區農民集中居住的意愿越弱。這可能是由于家庭人口數量越多，需要的住房面積越大，而當前農民集中居住區的單套住宅的面積并不大（政府為給農民提供一個穩定的收入來源渠道，大多采取多套、小面積的住房安置模式，有利于集中居住后的農民將多余的住房出租），農民集中居住生活便利程度會有所下降。
家庭年收入（X6）對城市邊緣區農民集中居住意愿的變量系數為0.303，存在正相關，顯著性水平為0.000，存在顯著差異。說明家庭年收入越高，城市邊緣區農民集中居住的意愿越強。這可能是由于農民家庭年收入越高，對優質的就學、就醫服務的需求愿望越強烈，集中居住更加有利于農民獲取優質公共服務。
家庭主要收入來源（X7）對城市邊緣區農民集中居住意愿的變量系數為0.427，存在正相關，顯著性水平為0.000，存在顯著差異。說明家庭主要收入來源對城市邊緣區農民集中居住意愿影響最大，城市邊緣區農民收入來源非農化越高，其集中居住意愿越強。這可能是由于主要收入來源多元化程度越高，在農地細碎化、務農收入低的情況下，意味著農民的非農收入高，其對農業的依賴越弱，對居住條件的要求不斷提高，期望通過集中居住來改善居住條件。
家庭人均住房面積（X8）對城市邊緣區農民集中居住意愿的變量系數為-0.263，存在負相關，顯著性水平為0.074，存在顯著差異。說明家庭人均住房面積越大，城市邊緣區農民集中居住的意愿越弱。這可能是由于家庭人均住房面積大，城市邊緣區農民預期未來征收可以獲得更多的補償，而集中居住按照人口多少來安置居住用房的面積，剩余的用貨幣補貼，家庭人均住房面積大的農民預期集中居住所帶來的收益小于其分散居住的狀況。
家庭宅基地面積（X9）和承包地面積（X10）對城市邊緣區農民集中居住意愿的變量系數分別為-0.342和-0.211，存在負相關，顯著性水平為0.000和0.021，存在顯著差異。說明家庭宅基地面積和承包地面積越大，城市邊緣區農民集中居住的意愿越弱。這可能是由于城市邊緣區農民宅基地面積和承包地面積越大，在城鎮化加速推進的背景下，其預期未來被征收所獲得的收益會更多，使得其集中居住的意愿不強。
家庭居住房屋修建年份（X11）對城市邊緣區農民集中居住意愿的變量系數為0.289，存在正相關，顯著性水平為0.009，存在顯著差異。說明家庭居住房屋修建年份越早的房屋，城市邊緣區農民集中居住的意愿越強。這可能是由于家庭居住房屋修建年份越早，則相比之下，內部設施相對較為陳舊，住房美觀度下降，住房維護成本高，在城市規劃區嚴格控制新建和改擴建住房的條件下，家庭居住房屋修建年份早的農戶大多將改善居住條件的希望寄托在集中居住，故其集中居住的意愿較強。
家庭居住房屋類型（X12）對城市邊緣區農民集中居住意愿的變量系數為-0.252，存在負相關，顯著性水平為0.095，存在顯著差異。說明家庭住房是平房的農民集中居住的意愿更強，而家庭住房是樓房的農民則集中居住的意愿相對較弱。這可能是由于平房相對濕度較大、通常設施設備相對不太完善，農民為改善居住條件，集中居住意愿強，而家庭住房是樓房的農民大多內部設備、裝修條件與城市集中居住條件相差無幾，其通過集中居住改善居住條件的空間較小，故集中居住的意愿不強。
四、結論與政策啟示
上文在分析農民集中居住意愿影響因素的基礎上，以長沙市為例，分析長沙市城市邊緣區農民集中居住的意愿及影響因素。研究發現，長沙市城市邊緣區農民是否具有集中居住的意愿與年齡、家庭年收入、家庭主要收入來源、家庭居住房屋修建年份、家庭人口數量、家庭人均住房面積、家庭宅基地面積和承包地面積、家庭居住房屋類型等因素相關。家庭收入來源非農化程度越高，農民集中居住意愿越強，在384位具有集中居住意愿的農民中，目前主要依靠農業這一產業的收入來源的僅占3.9%。大部分愿意集中居住的大多是年齡偏大，自身從事勞動較少，家庭收入來源主要依靠下一代，家庭收入相對當地村民較高，下一代為子女享受優質的教育，把家中主要積蓄用于購買城市商品房，使得其在農村的住房年久失修。在不具備集中居住意愿的358位農民中，大多數家庭人口數量多，家庭承包地和宅基地面積大，家庭依然依靠農業生產，家庭收入不高，難以在城市購買商品房，對城市優質教育等公共服務具有強烈的需求，但卻難以實現，大多期望地方政府一次性將其承包地和宅基地一起征收，對于單純征收宅基地進行集中居住的積極性不高。
基于上述研究結論，我們可得到以下幾點政策啟示。
１.不斷增強農民集中居住的吸引拉力
根據實證分析結果，城市邊緣區農民對城市優質教育、醫療等公共服務資源需求較為強烈，大多數農民期望第二代或第三代能夠享受到城市優質的公共服務資源，進而提升后代的生存發展競爭力。因此，地方政府在推進城市邊緣區農民集中居住過程中，應加大對農民集中居住區基礎設施和公共服務設施投入，重點完善農民集中居住區公共服務，積極穩妥地推進集中居住農民市民化進程，通過基礎教育均衡化發展、醫療共同體、公共文化服務進社區等措施，為集中居住的農民提供優質的教育、衛生、文化等公共服務，增強農民集中居住區對城市邊緣區農民集中居住的拉力。
２．因地制宜地推進城市邊緣區農民集中居住
不同生計類型、不同資源稟賦農戶對集中居住的需求和意愿存在差異，地方政府在推進農民集中居住的過程中，首先要考慮農民的需求和意愿，不能采取行政手段強行推進農民集中居住，不能不顧及農民的意愿搞大規模的拆舊建新活動，保障農民集中居住過程和諧推進。根據長沙市城市邊緣區實證研究的結果，地方政府應該重點針對家庭收入非農化程度比較高的農民進行引導，引導其積極地退出農村宅基地，搬進農民集中居住區，為地方政府產業建設獲取一定的建設用地指標，同時改善農民人居環境。
３．加大城市邊緣區農民就業服務力度
根據實證分析結果，愿意集中居住的農民中，家庭收入非農化程度較高。因此，地方政府要推進城市邊緣區農民集中居住，必須提高農民的非農化程度，吸引更多的城市邊緣區農民從事第二、三產業，逐步引導城市邊緣區農民擺脫對農民經營收入的依賴。一方面，地方政府可以加大城市邊緣區農民培訓力度，增強城市邊緣區農民的非農就業競爭力。另外一方面，城市邊緣區所屬街道和鄉鎮就業服務部門可以建立起與城市產業園區、服務業市場主體的溝通渠道，多渠道增加城市邊緣區農民非農化就業機會。
４．地方政府推進農民集中居住應量力而行
建設擁有完善的基礎設施和公共服務設施的農民集中居住區需要大量的投資，地方政府在推進過程中要結合當地經濟社會發展的實際情況統籌考慮，根據農民的需求、意愿和產業發展需要穩步推進。各地要禁止條件不足時盲目地大規模推進，做到農民集中居住前后地方政府財務平衡，避免推進農民集中居住過程中形成新的地方政府債務，或降低農民集中居住區建設標準，或形成農民集中居住區爛尾工程，引發社會矛盾，影響社會和諧。
參考文獻
[1] 陳文勝. 鄉村振興的資本、土地與制度邏輯[J]. 華中師范大學學報(人文社會科學版), 2019, 58(01): 8～11.
[2] 周鑫鑫, 王培震, 徐建剛. 欠發達地區農民集中居住意愿研究——基于泗洪縣350個農民的調查[J]. 四川農業大學學報, 2016, 34(04): 511～518.
[3] 孔艷芳, 張海鵬, 賈慶英. 農民集中居住意愿的影響因素分析——基于山東省26個鄉鎮的調查研究[J]. 山東大學學報(哲學社會科學版), 2014, (06): 27～35.
[4] 劉桂峰, 王麗紅, 趙陽. 經濟發達地區農戶集中居住意愿實證研究——基于北京郊區703個農戶的調查[J]. 農業經濟問題, 2015, 36(04): 51～58.
[5] 杜云素, 李偲. 農民的集中居住意愿及其影響因素分析——基于鄂蘇兩地的調查[J]. 四川農業大學學報, 2014, 32(01): 112～116.
[6] 謝玲, 李孝坤, 余婷. 基于Logistic模型的農戶集中居住意愿分析——以三峽庫區(重慶段)部分區縣為例[J]. 重慶師范大學學報(自然科學版), 2014, 31(02): 28～34.
[7] 杜云素, 鐘漲寶, 李飛. 城鄉一體化進程中農民家庭集中居住意愿研究——基于江蘇揚州和湖北荊州的調查[J]. 農業經濟問題, 2013, 34(11): 71～77.
[8]Coleman J S.Foundation of Social Theory[M]. Cambridge：Harvard University Press, 1990:20
[9]馬小勇.理性農民面臨的制度約束及其改革[J].中國軟科學,2003,(7):26-33.
[10] Stark, O., & Bloom, D.The New Economics of Labor Migration[J].The American Economic Review,1985，75（2）：173-178
[11]黃宗智.長江三角洲小農家庭與鄉村發展[M].北京：中華書局，2000：10-11.
[12]鄭鳳田，傅晉華.農民集中居住：現狀、問題與對策[J].農業經濟問題，2007（9）：4-7
作者瞿理銅系湖南師范大學中國鄉村振興研究院（馬克思主義學院）副教授；秦琴系中共益陽市委黨校副教授。
鄉村發現網轉自：《農村經濟》
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