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2019 , Vol. 39 >Issue 8: 185 - 191

DOI: https://doi.org/10.15957/j.cnki.jjdl.2019.08.022

三农、土地与生态

基于IAD模型的空心村治理农户参与意愿分析

  • 王良健 ,
  • 吴佳灏 , ※
展开
  • 湖南大学 经济与贸易学院，中国湖南 长沙 410079
※吴佳灏（1989—），女，湖南湘潭人，博士研究生。主要研究方向为农村经济。E-mail：。

王良健（1964—），男，湖南双峰人，教授，博士生导师。主要研究方向为土地经济与区域经济。E-mail：。

收稿日期: 2018-12-07

  修回日期: 2019-05-28

  网络出版日期: 2025-04-24

基金资助

国家自然科学基金项目(41371184)

湖南省国土资源厅软科学研究计划项目(2017-11)

收起

Households’ Participation Intention on Hollow Village Governance Based on IAD Model

  • WANG Liangjian ,
  • WU Jiahao , ※
Expand
  • School of Economics & Trade，Hunan University，Changsha 410079，Hunan，China

Received date: 2018-12-07

  Revised date: 2019-05-28

  Online published: 2025-04-24

Fold

摘要

基于IAD分析框架，系统考察宅基地确权与相关管理政策、空心村治理配套政策、整治目的与整治模式等对农户参与意愿的影响。结果表明：农户参与意愿强度为78.92%，对资金补偿政策的利益诉求，以及立足于实现土地节约利用，保障粮食安全，提高农户收入水平和促进乡风文明的治理目的，能显著提升农户参与意愿；拆旧复耕（还林）、拆旧建新的整治模式最为农户所接受。职业、经济水平、超面积有偿使用制度等因素存在显著正向影响，年龄、耕地资源禀赋、宅基地空心化率、交通基础状况等存在负向影响。应尊重农户意愿选择与利益诉求，鼓励参与意愿强烈和有条件地区率先开展空心村治理，提升农村基本公共服务水平，积极探索宅基地有偿使用与自愿有偿退出机制。

关键词： 农户; 空心村治理; 宅基地; 参与意愿; IAD分析框架; “一户一宅”政策; 乡村振兴战略

本文引用格式

王良健 , 吴佳灏 . 基于IAD模型的空心村治理农户参与意愿分析[J]. 经济地理, 2019 , 39(8) : 185 -191 . DOI: 10.15957/j.cnki.jjdl.2019.08.022

Abstract

Based on IAD framework, this article systematically discusses how homestead right and related management policy, policy of hollow village governance, governance purposes and modes affect households'participation willingness. The result shows that 78.92% of the respondents are willing to participate. Moreover, households'participation willingness is significantly positive correlation with governance purpose which aims to promote the intensive land use, food security, livelihood level and rural social civilization, the mode of land reclamation and building renovation. Besides, fund indemnity policy similarly arouses their enthusiasm. Occupation of participator, village economic development and the fairly institutional environment carried by the reimbursable-use system have notably improved households'participation willingness, while participator's age, cultivated land resources, hollow rate of homestead, transportation condition have negative impact on participation willingness. This paper further draws some suggestions which are respecting the farmers'choice and benefit appeal, encouraging some villages with higher participation willingness and better basis to govern the hollow village, improving the level of basic rural public services and exploring the mechanisms of homestead use and withdrawal.

Key words： peasant household; hollow village governance; homestead; participation willingness; IAD framework; "one family, one house" policy; The Rural Revitalization Strategy

城镇化的快速发展致使土地资源在城乡分布间呈现出“冰火两重天”的格局，城市规模的急剧扩展导致建设用地高度紧张，旺盛的市场需求造成城市寸土寸金的现象，与此同时，广大农村地区却存在着土地资源的双重浪费，一方面，大量优质耕地被宅基地挤占，另一方面，众多宅基地又因农村人口大量外流而处于闲置废弃状态。学术界将这种农村人口转移与宅基地规模缩减失衡、农村发展陷入恶性循环的情况称之为“空心村”现象，空心村的存在不仅造成土地资源浪费，也导致农村发展面临乡村智力流失、主体弱化与缺位等困境。2017年十九大报告提出的“乡村振兴战略”为空心村治理提供了有利契机，各地围绕着改善人居环境、盘活存量建设用地、改善交通与公共服务设施等展开了富有成效的治理经验探索，但同时也存在农户参与意愿偏低、“强拆强建”“面子工程”“二次空心”等问题。空心村整治能否顺利推进并取得预期效果的关键之一在于广大农户的支持与参与，在此基础上各地应针对自身情况采取因地制宜的治理方案，从而全面实现乡村振兴。
国内外有关空心村研究的主题集中于影响因素[1]、演化路径[2-3]、整治潜力[4]、治理模式[5-6]、治理绩效[7]等，众多学者或基于一手调研数据或进行实地考察，得出了诸多有价值的成果。从已有文献来看，有关农户整治意愿的研究相对较少，且缺乏较为系统的分析框架，同时鉴于农村土地集体所有制和空心村治理所属范畴，本文运用公共治理领域的制度分析与发展框架（Institutional Analysis and Development Framework，IAD分析框架），探讨农户参与意愿及其影响因素。本文将重点关注以下两个问题：①农户对哪类治理方案和政策的认可支持度较高，以及如何影响农户整治意愿；②宅基地管理政策与宅基地确权对于农户参与意愿的影响。对上述问题的回答，有助于为分类有序推进空心村整治提供理论依据。

1 IAD理论框架的构建

IAD模型是公共资源治理领域内较有代表性的理论之一，其研究建立在行动情境基础上，考察制度环境、自然资源条件、社群属性等如何通过应用规则影响行为人意愿选择。

1.1 宅基地制度分析

宅基地制度有着以下显著特点：第一，强调集体组织成员权的重要性，一方面农村土地集体所有制赋予了村内合法成员平等拥有村属土地的权利[8]，保障“耕者有其田、居者有其屋”，同时一旦退出即是不可逆的“弃地”行为，缺乏合理有效的宅基地退出机制与收益分配机制是导致农户参与意愿偏低的重要原因；另一方面，明确规定土地承包权、宅基地使用权等仅限村组集体成员内部流转，供需两端失衡滋生了宅基地隐形交易市场。第二，具有准所有权（quasi-proprietary right）特点的宅基地使用权 ① 。宅基地使用权初始取得具有福利性与无偿性，特殊的“房地一体”属性以及长期奉行的“地随房走”原则造成宅基地地权实践中的无期限特点。由于土地资源具有高减损性与低排他性的“公共池资源”特点，农户倾向于多占农田建房，导致“一户多宅”“超面积建房”现象的大量存在。第三，较弱的用益物权属性，不完善的收益与处分权能导致宅基地的财产属性难以充分发挥，抵押、担保、流转等存在诸多限制，农户对能显化宅基地财产价值的空心村治理模式多持积极态度。

1.2 自然资源禀赋与社群属性

Ostrom等认为自然资源禀赋、社群属性与应用规则设置也将有效影响参与者的行为选择[9]。自然资源禀赋差异的客观存在是空心村分类有序治理的重要依据，基于城乡建设用地增减挂钩机制的拆旧复耕模式，通过显化土地级差收益，可增加农户收入；受地形影响，居民点分散的空心村，多采用迁村并居的治理方式，强化基础设施建设和公共服务供给，改善农村人居环境；在城市近郊和旅游资源丰富的地区，旅游开发的治理模式更易得到推广。概言之，相关研究表明在大量社会资本的共同体内，基于社会信任和公平信念的自愿合作更易达成[10-11]，人们从谋求短期利益转向长期合作，形成良性自治环境[9]。内生的村庄秩序依赖于以血缘亲缘业缘为基础的复杂社会网络，随着乡村社会结构的急剧变革，公共事务治理由“集体化”转向到“个体化”，致使集体行动能力全面衰落[12]。因而，空心村治理成效的关键环节，在于能否设计互惠信任的合作模式与合理的收益分配机制，整合优化各类组织提供的政策与经济资源，实现信息沟通和有效监督[13]，减少交易成本，从而强化农户参与意愿，达成集体行动共识。

1.3 应用规则

行为人意愿是随认知水平、信息处理能力、预期成本收益等变化的复杂决策过程。对规则系统的综合考察可有效避免对单一规则的判断，帮助政策设计者分析复杂的互动反馈情境[14]，实现对潜在结果的预见性。
①位置规则（position rules）是指行为人的身份与立场[15]。
②边界规则（boundary rules）是指资源占用者取得或放弃相应权利的条件[15]，它将影响行为人的资源拥有量。社群对成员资格的严格监督虽会限制对公共资源的让渡，但也可增加社群成员的认同度和凝聚力，实现良性自主治理[16]。
③选择规则（choice rules）是指资源分配公式及其所基于的资源单位[15]，在公共资源管理中，相关利益主体都倾向于援引对自身有利的规则来谋求利益[17]。空心村治理涉及资金筹集、收益分配等环节，在监督机制缺乏与“欺诈式自利”机会主义盛行的地区，农户参与积极性可能相对较低。
④信息规则（information rules）是指行为人决策节点的信息，行动人之间的信息沟通渠道和形式等[15]。空心村治理涉及治理方案、配套政策、违规用地行为处理、利益分配等诸多信息。信息传递渠道不畅，信息交换频率低，以及对失去自定规则权利的担忧将降低农户的参与意愿。
⑤聚合规则（aggregation rules）是指单个行为人对结果选择的控制程度[15]。以平等、公平为表征的对称性聚合规可能会提升农户的参与意愿，反之，“强权即公理”的村庄中，空心村治理可能会遭遇较大的现实阻力。
⑥偿付规则（payoff rules）是指行为人随行为选择而定的预期成本收益函数[15]。合理的绩效回馈是空心村治理能否顺利推行的关键所在，以拆旧复耕模式为例，完善自愿有偿退出机制，争取多数农户的理解和支持，将有效减少矛盾和阻力。
⑦范围规则（scope rules）是指行动情境内可能存在的结果集合。创新空心村治理措施，积极探索因地制宜的治理模式，提供给农户多元化的配套政策，可有效提升农户参与意愿。基于IAD决策模型的具体框架如图1所示。
图1 基于IAD模型的空心村自治理框架图

注：参考了Ostrom（2005）的制图思路。

Fig.1 The framework of hollow village based on IAD model

2 研究设计

2.1 数据说明

本文所用数据来自于2015年2 月—2016年2月的空心村调研数据，包含14省（自治区、直辖市）的多个行政村 ① 。调研地区综合权衡区位条件、社会经济发展状况、地形、村庄聚落形态等因素，涵盖平原、丘陵和山地三类地形，覆盖东部、中部和西部，具有发达地区、欠发达地区等多个社会经济发展梯度，包含条带状、同心圆、多核心等不同聚落形态。课题组成员采取随机入户走访的方式，发放问卷1 400份，剔除无效问卷后，共得有效样本1 238份。为更好地了解样本分布情况，本文对农户参与意愿及其样本特征进行交互分析。数据显示，农户对于空心村治理有着较高的参与意向，愿意与不愿意的比重分别为78.92%与21.08%，特征分布情况对于意愿差异有着较为明显的作用，如男性的治理意愿高于女性，文化程度提高与职业非农化将提升参与意向，较之年老者，中青年与中壮年农户的参与积极性更强烈。具体分布情况见表1。
表1 农户空心村治理参与意愿的分布情况

Tab.1 Description statistics of the personal information distribution

意愿
分布		 性别 职业 年龄 文化程度
男 女 纯农 兼农 非农 ≤22 23~39 40~59 ≥60 ≤小学 初中 高中 ≥大专
愿意 79.9 77.5 74.1 77.0 84.1 78.7 83.0 79.5 65.1 69.8 79.9 84.7 81.1
不愿意 20.1 22.5 25.9 23.0 15.9 21.3 17.0 20.5 34.9 30.2 20.1 15.3 18.9
合计 59.1 40.9 25.6 37.2 37.2 14.1 36.6 37.1 12.3 21.4 41.0 20.0 17.5

注：职业分类中，纯农指完全务农，不从事其他副业的群体；兼农包括个体经营户、本地打零工等兼务农群体；非农指长期外出打工者、当地民营企业家等群体。文化程度分类中，高中含职高、中专。

2.2 变量选取与描述性统计

根据IAD框架并参考既有研究，本文选取农户年龄、职业、家庭年总收入、宅基地空心化率 ① 等衡量农户及家庭特征；村组人均耕地面积、旱涝灾害频率、地形等表征自然资源禀赋；外出务工比例等表征社群属性；宅基地确权进度、“一户一宅”政策落实等表征制度环境；设置空心村治理配套政策、整治目的和治理模式模拟行动情境。具体而言，根据资料查询与预调研，选取拆旧复耕（还林）、拆旧建新、集约迁居、存量改造、旅游开发五类代表性治理模式，选取资金补偿政策、合适整治方式、其他配套政策、民主决策监督机制作为农户对治理政策的认可支持度 ② ，选取改善人居环境、促进土地集约利用、保障粮食安全、提高农户收入与促进乡风文明代表整治目的 ① 。选项依据李克特5级量表设置为“完全不同意、不太同意、一般、比较同意、完全同意”，按照强度高低赋值1~5，并预期农户对治理目的和配套政策的认可支持度越高，越愿意参与空心村整治。变量定义和描述性统计详见表2。
表2 变量选取与描述性统计分析

Tab.2 The definition and descriptive statistics of selected variables

变量名称 变量定义 均值 标准差
性别 男=1，女=0 0.59 0.492
年龄 22岁以下=1，23~39岁=2，40~59岁=3，60岁以上=4 2.48 0.881
职业 纯农=1，兼农=2，非农=3 2.12 0.784
文化程度 小学及以下=1，初中=2，高中=3，大专及以上=4 2.34 1.001
新农合 是=1，否=0 0.89 0.309
家庭人口规模 1~3人=1，4~6人=2，7人及以上=3 1.84 0.584
家庭年总收入 2万元以下=1，2~4万=2，4~6万=3，6 -8万=4，8万及以上=5 2.78 1.341
宅基地空心率 连续变量（0%~100%） 0.29 0.283
村组人均年纯收入 4 000元以下=1，4 000~6 000元=2，6 000~8 000元=3，8 000~10 000元=4，10 000元以上=5 2.34 1.181
外出务工比例 20%以下=1，20%~40%=2，40%~60%=3，60%~80%=4，80%以上=5 2.89 1.071
交通基础设施 落后=1，一般=2，很好=3 1.96 0.593
地形 山地=1，丘陵=2，平原=3 2.05 0.784
村组人均耕地面积 0.5亩及以下=1，0.6~1亩=2，1~1.5亩=3，1.6亩以上=4 2.08 0.933
旱涝灾害频率 经常发生=1，五年一遇，十年一遇=3，不常发生=4 3.09 1.201
距乡(镇)政府里程 5里以内=1，6~11里=2，12~14里=3，15里以上=4 1.94 0.970
宅基地确权进度 还没有=1，正在进行中=2，已经确权、登记与发证=3 2.24 0.866
超面积有偿使用 是=1，否=0 0.42 0.494
“一户一宅”政策落实 没有“一户一宅”现象=1，存在部分“一户一宅”现象=2，存在大量“一户一宅”现象=3 1.91 0.557
改善人居环境 完全不同意=1，不太同意=2，一般=3，比较同意=4，完全同意=5 3.71 1.047
促进土地集约利用 完全不同意=1，不太同意=2，一般=3，比较同意=4，完全同意=5 3.7 1.069
保障粮食安全 完全不同意=1，不太同意=2，一般=3，比较同意=4，完全同意=5 3.55 1.101
生活宽裕乡风文明 完全不同意=1，不太同意=2，一般=3，比较同意=4，完全同意=5 3.66 1.066
资金补偿政策 完全不同意=1，不太同意=2，一般=3，比较同意=4，完全同意=5 3.68 1.077
其他配套政策 完全不同意=1，不太同意=2，一般=3，比较同意=4，完全同意=5 3.58 0.995
合适整治方式 完全不同意=1，不太同意=2，一般=3，比较同意=4，完全同意=5 3.65 1.001
民主决策监督 完全不同意=1，不太同意=2，一般=3，比较同意=4，完全同意=5 3.67 0.945
拆旧复耕型 是=1，否=0 0.11 0.318
拆旧建新型 是=1，否=0 0.37 0.482
集约迁居型 是=1，否=0 0.24 0.429
旅游开发型 是=1，否=0 0.08 0.273
存量改造型 是=1，否=0 0.19 0.396
表3 农户空心村治理参与意愿的估计结果

Tab.3 The results of Logit model on households’participation intention

变量名称 系数 exp（ β） Std.E d y / d x 变量名称 系数 exp（ β） Std.E d y / d x
改善人居环境 0.063 1.065 （0.117） 0.79% 性别 0.075 1.078 （0.179） 0.95%
促进土地集约利用 0.199* 1.220 （0.128） 2.51% 年龄 -0.249** 0.780 （0.092） -3.15%
保障粮食安全 0.202** 1.224 （0.112） 2.56% 职业 0.446*** 1.562 （0.188） 5.63%
生活宽裕乡风文明 0.496*** 1.642 （0.163） 6.27% 文化程度 0.142 1.153 （0.123） 1.80%
拆旧复耕型 0.799** 2.224 （0.738） 10.10% 新农合 1.093*** 2.983 （0.839） 13.81%
拆旧建新型 0.450** 1.569 （0.352） 5.69% 家庭人口规模 -0.101 0.904 （0.130） -1.28%
集约迁居型 0.334 1.397 （0.348） 4.23% 家庭年总收入 -0.218*** 0.804 （0.060） -2.75%
旅游开发型 0.398 1.488 （0.526） 5.03% 宅基地空心率 -1.159*** 0.314 （0.090） -14.64%
资金补偿政策 0.312*** 1.366 （0.131） 3.94% 村组人均年纯收入 0.245*** 1.278 （0.109） 3.10%
其他配套政策 0.042 1.043 （0.115） 0.53% 外出务工比例 -0.143 0.867 （0.072） -1.80%
合适整治方式 -0.004 0.996 （0.108） -0.04% 交通基础设施 -0.408** 0.665 （0.116） -5.16%
民主决策监督 0.055 1.056 （0.111） 0.69% 地形 0.252** 1.286 （0.135） 3.18%
宅基地确权 -0.079 0.924 （0.096） -1.00% 村组人均耕地面积 -0.197** 0.821 （0.073） -2.49%
超面积有偿使用 0.477*** 1.612 （0.295） 6.03% 旱涝灾害频率 -0.062 0.940 （0.069） -0.78%
一户一宅政策落实 -0.027 0.973 （0.153） -0.34% 距乡（镇）政府里程 0.096 1.100 （0.096） 1.21%
常数项 -3.877*** 0.021 （0.022） Log pseudo likelihood -495.50
Pseudo R2 0.2229 预测准确率 82.55% Wald chi2（Prob>chi2） 198.61 0.000

注：①***、**、*分别表示1%、5%与10%的显著水平；②括号内为聚类稳健标准误；③整治模式中，以存量改造型为参照组。

3 实证结果分析

3.1 Binary Logit模型设定与计量结果

本文考察重点是农户参与意愿，问卷设计假定为愿意与不愿意两类，与Probit模型相比，Logit模型的累积分布函数具有解析表达式，几率比可更好地诠释解释变量的作用程度。经过logistic转换，农户意愿可表达为以下模型：
l o g i t p i = l n p i 1 - p i = β 0 + ∑ j = 1 m β j x i j + ε i
式中： p i为愿意参与空心村治理的概率； x i j表示上述所言的影响农户参与意愿的各类因素； β j为相应回归系数； ε i为随机扰动项。
本文采用VIF方法对可能存在的多重共线性问题进行检验，结果显示VIF整体均值为1.48，该问题并不突出 ④ 。本文另采用聚类稳健标准误以减少村组样本间存在的异方差影响，回归结果见表3。由于Logit模型中，系数仅能提供方向性指示，更多信息蕴含于几率比（odds ratio）与边际效应，因而分析侧重于这两项指标。

3.2 计量结果分析

3.2.1 整治目的

促进土地节约集约利用、保障粮食安全、促进生活宽裕与乡风文明三类整治目的边际效应分别为2.51%、2.56%、6.27%。首先，农地制度的核心即是地权本身[8]，新一轮改革实现权利结构优化，激活“沉睡资产”，同时创新机制，如增减挂钩节余指标流转等，力求在空心村治理过程中保持资金平衡，减轻农户经济负担[19]。这类措施的共同点即是在制度框架与规则保证的基础上，以“资源换权益、以权益换资金”，通过显化农地资源的财产属性，有效增加农户收入，因而该目的最能激发参与积极性。因此，开展空心村治理的前提即是确保农户利益不受损的基础上提高获得感，农户凭借边界规则确定的成员权资格参与收益分配，在偿付规则的作用下，感知空心村治理带来的切身利益。其次，包含土地节约利用与粮食安全目的的空心村治理也可有效激励农户的参与积极性。第一，一方面空心村导致的土地资源浪费通过位置规则激发了农户的恋土情结，另一方面土地整理产生的经济社会效益通过偿付规则强化了农户的节地意识。第二，新型农业经营主体培育，农田基础设施建设等措施，以及各项支农补贴等，有助于提高农业经营效益与保障粮食安全，在偿付规则与范围规则的支配下，农户收益函数结构更趋有利。综上所言，整治目的侧重点的不同将极大地影响农户的参与意愿及贡献水平，因而空心村治理应首要考虑治理方案能否有效满足农户诉求。

3.2.2 整治模式

以存量改造型为对照组，农户对于拆旧复耕（还林）、拆旧建新的整治模式最为赞同，在5%的显著性水平下，两者的几率比分别为2.224、1.569，集约迁居和旅游开发未能通过显著性检验，意味着这两类治理方案暂不能激发农户的参与积极性。
农户可通过聚合规则和范围规则等控制结果的可选择性，由于不存在限定的公共认同原则作为判定标准，地权实践很大程度上还原为利益、机会与力量的权衡过程[17]。首先，一方面，近年来政府对于土地复垦的支持力度不断加大，耕地占补平衡等指标内嵌的“以资源换资金”模式带来土地财产属性的显化，另一方面，随着对“一户多宅”“超面积建房”等违法违规用地现象的查处力度逐渐加大，在偿付规则与理性权衡下，不难理解农户对拆旧复耕（还林）模式的选择倾向。其次，相关治理案例中，拆旧建新方案多与旧村改造、危房改造等项目相结合，通过吸引资金流、信息流与劳动力聚集，解决村庄发展乏力的问题，同时通过提升村庄基础设施水平，改善村容村貌，较好地满足了农户改善居住条件的需求。值得一提的是，本文仅仅对空心村治理模式进行了初步探讨，事实上因村庄间千差万别的自然人文环境，空心村治理方案并不存在所谓的“万能药”模式，本文想强调的是，在尊重农户意愿的前提下，以互惠合作机制为基础，积极探索合意化的治理方案是减少交易成本，有效推进空心村整治的重要环节。若缺乏对村庄环境的充分考察与实地调研，强行推广不合时宜的治理方案，不仅难以达到预期效果，甚至会引发政府与农户群体间的矛盾与冲突，造成社会不稳定。

3.2.3 空心村治理配套政策

四类配套政策中，仅资金补偿政策最能提升农户参与意愿。空心村治理困境的部分原因在于缺乏资本认可，农户对资金补偿政策的认可支持度反映出其利益诉求。地方政府作为关键行动者，虽不一定直接参与治理项目，但应给予资源自治主体以资金、技术和信息等方面的支持[15]。随着农地制度改革深化，国家政策与资金不断以项目制形式嵌入基层治理，如土地综合整治指标收益，或是旧村改造、粮食直补、精准扶贫、美丽乡村等财政转移资金与奖补政策等，都为农户利益提升奠定了经济基础。其他变量相关配套政策、合适整治方式和民主决策监督机制均未通过显著性检验，一定程度上表明，目前农户参与意愿多是基于直接性经济报酬，以责任感为主的非报酬性参与尚未有效形成。

3.2.4 其他变量

年龄、职业、家庭收入、村组人均年纯收入等结果有力地支持了相关学者的研究[19-20]。实证结果表明，农户的参与意愿具有较强的制度环境依赖性，旨在维护公平成员权的宅基地有偿使用制度将有效激发农户的参与积极性。值得注意的是，宅基地空心率的负向影响与王介勇等[19]学者的观点并不一致，原因可能在于以村庄空废宅基地比例和以农户家庭空废占比的切入视角相异，进而导致农户主观感知差异。因而，空心村整治如何权衡该类群体的损益状况，稳慎处理矛盾冲突，更关键地是实现农户意愿转化，将极大程度地决定治理效果。回归结果显示，平原地区的农户整治意愿更为积极，原因可能是当地农户的节地意识较强，他们希望借助于土地综合整治等项目优化用地结构，实现要素高效配置；山地丘陵地区的农户或因较高的信息搜寻成本导致对空心村治理的认知程度和参与意愿偏低。基于地形的异质性分析还表明 ① ，保障粮食安全、拆旧复耕、“一户一宅”政策等的正向影响更多地体现于平原地区，集约迁居和旅游开发的治理模式可较大程度激发丘陵地区农户的参与积极性，民主决策监督机制能显著增加山地地区农户的整治意愿。此外，新农合、村组经济水平、资金补偿政策对平原、丘陵与山地地区的农户意愿均具有显著性正向影响。
此外，本文采用以下两种方法进行稳健性检验，第一，考虑到空心村治理的适龄参与人群多为中青年群体，本文剔除60岁及以上样本，结果未发生明显变化。第二，采用主成分分析法构造农户对空心村治理配套政策的诉求、整治目的两类变量，结果基本一致。

4 结论与政策启示

空心村治理是实施乡村振兴战略的重要环节，其整治效果取决于农户的支持程度和参与水平，随着大量强农惠农富农政策的出台，要素供给的“乡—城”单向流动局面发生一定转变，乡村社会以血缘亲缘为纽带形成的人际信任与互惠合作机制等也为空心村治理提供了有利契机。本文利用IAD框架较为系统地考察了微观农户的参与意愿及其影响因素。研究显示，农户对空心村治理的参与意愿强度为78.92%。Logit结果表明：①整治目的与农户利益诉求的一致性以及合意的治理模式，能通过降低交易成本形成集体行动共识，有效化解因参与程度较低而产生的治理困境。立足于土地节约利用、保障粮食安全，旨在提高农户收入水平与促进乡风文明的治理，以及拆旧复耕（还林）、拆旧建新的整治模式能显著提升农户参与意愿。②农户意愿选择还深受对资金补偿政策诉求的影响，表明现阶段以责任感为主的非报酬性参与尚未有效形成。③受宅基地使用制度影响较大的资源占用特征，是导致行为主体选择差异的重要因素，宅基地空心化率对农户参与意愿的边际效应为-14.64%，职业、村组经济水平、以及宅基地超面积有偿使用制度等对农户参与意愿存在显著正向影响，年龄、家庭收入水平、耕地资源禀赋、交通基础状况等表现为负向效应。
根据以上结论，本文提出如下政策建议：第一，尊重农户意愿选择与利益诉求，明确其自治主体地位，确保空心村治理的广泛群众基础。建立健全村级民主决策监督体制，成立村民理事会与村务监事会，构建顺畅的信息沟通反馈与利益传达机制。鼓励农户参与意愿强烈，以及有条件地区率先开展空心村治理，并重视治理绩效回馈与经验积累。第二，提升农户参与意愿的关键是增加农户的获得感，可设立空心村治理专项资金，用于完善村域基础设施建设，改善人居环境。第三，深化改革宅基地使用制度，在当前宅基地三权分置改革试点背景下，积极探索宅基地有偿使用、自愿有偿退出机制。第四，重视空心村治理的目的与模式选择，遵循“分类有序、稳慎推进、复合治理”的原则，根据制度环境、经济发展水平、自然资源禀赋、社群属性等，结合村庄中长期发展规划，积极探索因地制宜的治理方式。

参考文献

原文顺序 | 文献年度倒序 | 文中引用次数倒序
[1]
王介勇, 刘彦随, 陈秧分. 农村空心化程度影响因素的实证研究——基于山东省村庄调查数据[J]. 自然资源学报, 2013, 28(1):10-18.

DOI

[2]
龙花楼, 李裕瑞, 刘彦随. 中国空心化村庄演化特征及其动力机制[J]. 地理学报, 2009, 64(10):1203-1213.

[3]
刘彦随, 刘玉. 中国农村空心化问题研究的进展与展望[J]. 地理研究, 2010, 29(1):35-42.

[4]
朱晓华, 陈秧分, 刘彦随, 等. 空心村土地整治潜力调查与评价技术方法——以山东省禹城市为例[J]. 地理学报, 2010, 65(6):736-744.

[5]
Hualou Long, Yurui Li, Yansui Liu, et al. Accelerated restructuring in rural China fueled by‘increasing vs decreasing balance’land-use policy for dealing with hollowed villages[J]. Land Use Policy, 2012, 29(1):11-22.

[6]
刘建生, 陈鑫. 协同治理:中国空心村治理的一种理论模型——以江西省安福县广丘村为例[J]. 中国土地科学, 2016, 30(1):53-60.

[7]
刘建生, 汪震, 张韧, 等. 基于帕特南理论的空心村治理绩效评价——理论框架与指标体系构建[J]. 中国土地科学, 2018, 32(7):74-80.

[8]
姚洋. 中国农地制度:一个分析框架[J]. 中国社会科学, 2000(2):54-65.

[9]
Ostrom E, Gardner R, Walker J, et al. Rules,games,and common-pool resources[M]. East Lansing: University of Michigan Press, 1994.

[10]
Granovetter M. The impact of social structure on economic outcomes[J]. Journal of Economic Perspectives, 2005, 19(1):33-50.

[11]
Uphoff N, Wijayaratna C M. Demonstrated benefits from social capital:the productivity of farmer organizations in Gal Oya,Sri Lanka[J]. World Development, 2000, 28(11):1875-1890.

[12]
王亚华, 高瑞, 孟庆国. 中国农村公共事务治理的危机与响应[J]. 清华大学学报:哲学社会科学版, 2016, 31(2):23-29.

[13]
Ostrom E. Governing the Commons:the Evolution of Institutions For Collective Action[M]. Cambridge: Cambridge University Press, 1990.

[14]
李文钊. 多中心的政治经济学——埃莉诺·奥斯特罗姆的探索[J]. 北京航空航天大学学报:社会科学版, 2011, 24(6):1-9.

[15]
Ostrom E. Understanding institutional diversity[M]. Princeton: Princeton University Press, 2005.

[16]
Poteete A R, Welch D. Institutional development in the face of complexity:developing rules for managing forest resources[J]. Human Ecology, 2004, 32(3):279-311.

[17]
张静. 土地使用规则的不确定:一个解释框架[J]. 中国社会科学, 2003(1):113-124.

[18]
王昌海. 效率、公平、信任与满意度:乡村旅游合作社发展的路径选择[J]. 中国农村经济, 2015(4):59-71.

[19]
王介勇, 刘彦随, 陈玉福. 黄淮海平原农区农户空心村整治意愿及影响因素实证研究[J]. 地理科学, 2012, 32(12):1452-1458.

DOI

[20]
赵楠, 冯健. 空心村村民居住生活空间特征及其优化重构——对河南邓州市8个村庄的调查[J]. 人文地理, 2016, 31(6):29-38.

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