“小產權房”開發(fā)動機影響因素研究

○張紅霞

（湖北第二師范學院 湖北 武漢 430205華中科技大學公共管理學院 湖北 武漢 430074）

“小產權房”開發(fā)動機影響因素研究

○張紅霞

（湖北第二師范學院 湖北 武漢 430205華中科技大學公共管理學院 湖北 武漢 430074）

本文為構建“小產權房”開發(fā)動機影響因素模型，歸納“小產權房”開發(fā)動機具體影響因素，測度各類影響因素對“小產權房”開發(fā)動機不同層面的影響方向和程度，采取模擬試驗問卷法、因子分析法、結構方程模型法等，得出要解決“小產權房”開發(fā)問題，必須采取“疏堵結合”的策略。

“小產權房” 開發(fā)動機 影響因素 結構方程模型

一、研究目的

“小產權房”是指建在農村集體經濟組織所擁有的土地之上且被非本集體經濟組織成員（外村村民、城市居民）所擁有的住房。近年來，“小產權房”問題引起了社會各界的廣泛關注。我國政府也日益重視“小產權房”問題的妥善處理，并正逐步在全國范圍內進行“小產權房”問題的專項摸底調查工作，以弄清“小產權房”的實際情況和本質問題。目前學術界對于“小產權房”開發(fā)動機影響因素的科學實證研究尚未見成果，因此，有必要深入地研究“小產權房”開發(fā)動機影響因素，以提升國家和地方政府對于“小產權房”開發(fā)問題的深刻認識，為妥善處理我國“小產權房”問題提供借鑒。

本研究試圖通過探索性實證研究考察“小產權房”開發(fā)動機的影響因素，首先設計“小產權房”開發(fā)動機影響因素調查問卷，然后運用探索性因子分析和結構方程模型，測度“小產權房”開發(fā)動機的各種影響因子及其影響方向和程度，進而深入剖析“小產權房”開發(fā)動機影響因素的緣由，為妥善解決“小產權房”開發(fā)問題提供理論依據和政策建議。具體來說，本研究所要回答的問題是：“小產權房”開發(fā)動機影響因素有哪些，是否可以歸類，如能可劃分哪幾類；各類別影響因子對“小產權房”開發(fā)動機的影響方向和程度。而本文中的“小產權房”開發(fā)動機，簡要說來是指：在一定時期和社會環(huán)境條件下，由主客觀因素綜合作用下，促使其進行“小產權房”開發(fā)活動的心理認同和行為傾向。

二、研究假設與研究設計

1、研究假設

研究問題1：“小產權房”開發(fā)動機影響因素有哪些，能否歸類，如能可劃分為哪幾類？

研究問題2：各類別影響因子對“小產權房”開發(fā)動機不同層面的影響方向和程度？假設2—1：居民住房剛性需求對開發(fā)動機的心理認同層面有正向影響。假設2—2：居民住房剛性需求對開發(fā)動機的行為傾向層面有正向影響。假設2—3：集體土地潛在價值對開發(fā)動機的心理認同層面有正向影響。假設2—4：集體土地潛在價值對開發(fā)動機的行為傾向層面有正向影響。假設2—5：資金融通投機暴利對開發(fā)動機的心理認同層面有正向影響。假設2—6：資金融通投機暴利對開發(fā)動機的行為傾向層面有正向影響。假設2—7：地方監(jiān)管法制漏洞對開發(fā)動機的心理認同層面有正向影響。假設2—8：地方監(jiān)管法制漏洞對開發(fā)動機的行為傾向層面有正向影響。

2、研究設計

（1）量表設計?！靶‘a權房”的開發(fā)動機影響因素可以從“小產權房”開發(fā)行為所涉及的各個利益主體來考慮設計調查問卷，“小產權房”開發(fā)行為的利益主體主要涉及村集體、購房者、融資者、監(jiān)管者。在這樣的思路下，筆者通過反復思考與多次專家討論后確定了“小產權房”開發(fā)動機的初始調查問卷，調查問卷設計借鑒了心理學領域中“確定問題測試”（Defining Issues Test，DIT）的思想與形式，在問卷中給出了“小產權房”開發(fā)動機的情景設置，共包含18個題項，而對于“小產權房”開發(fā)動機的具體度量，則分別從心理認同層面和行為傾向層面，共設計了6個測量題項，量表采用Likert五點標尺，即1表示完全不同意（或完全不重要）、2表示不同意（或不重要）、3表示無所謂、4表示同意（或重要）、5表示完全同意（或非常重要）。

（2）數據獲取。本研究數據資料主要通過發(fā)放模擬試驗調查問卷來獲取。調研小組首先對初始調查問卷進行小范圍發(fā)放，采用面對面的訪問，根據反饋意見進行改進，最終形成正式調查問卷。因需要反映“小產權房”開發(fā)動機的真實情況，所以調研小組將模擬試驗調查對象確定為來我校培訓的鄉(xiāng)鎮(zhèn)基層領導干部和EMBA、MBA培訓班學員，調查時間安排在調查對象的上課休息間隙，并讓授課老師發(fā)放和講解調查問卷，爭在相對輕松的環(huán)境下進行模擬試驗問卷調查，以得到真實可靠的調查數據。調研小組共發(fā)放300份問卷，回收279份，其中有效問卷226份，有效回收率為81%。樣本統(tǒng)計特征分析見表1。

表1 樣本人口統(tǒng)計特性分析

三、研究分析和結果

根據模擬試驗問卷調查獲得的數據，使用統(tǒng)計分析軟件SPSS13.0對“小產權房”開發(fā)動機影響因素進行探索性因子分析；在因子分析的基礎上，使用結構方程模型軟件AMOS7.0進行結構方程模型檢驗，測度“小產權房”開發(fā)動機影響因素的作用方向與程度。

1、探索性因子分析

通過探索性因子分析，得到開發(fā)動機影響因素的KMO值為0.755，大于0.7，兩者的Bartlett球面檢驗結果均拒絕變量間不相關的原假設，故滿足進行因子分析的前提條件。在隨后的探索性因子分析中，采用正交旋轉法，以提煉歸類出“小產權房”開發(fā)動機的影響因子，結果如表2所示，“小產權房”開發(fā)動機影響因素可歸為4類因子，其變量共通性大于0.5，構建的度量結構解釋了超過85.439%以上的方差。

表2 “小產權房”開發(fā)動機探索性因子分析

根據因子組成的題項，第l個因子4個題項反映城市居民面臨的住房市場環(huán)境與現(xiàn)實需求情況，此因子命名為“居民住房剛性需求”；第2個因子4個題項反映集體土地開發(fā)的利益與利益相關者的利益分配情況，此因子命名為“集體土地潛在價值”；第3個因子4個題項反映“小產權房”開發(fā)投資獲利與融通資金的情況，此因子命名為“資金融通投機暴利”；第4個因子4個題項反映地方政府的監(jiān)管執(zhí)法和法制漏洞尋租行為，此因子命名為“地方監(jiān)管法制漏洞”。

2、確認性因子分析

確認性因子分析主要根據規(guī)范擬合指數（NFI）、不規(guī)范擬合指數（NNFI）、比較擬合指數（CFI）、增值擬合指數（IFI）、擬合優(yōu)度指數（GFI）、調整擬合優(yōu)度指數（AGFI）、相對擬合指數（RFI）、近似均方根誤差（RMSEA）等指標，衡量模型與數據的擬合程度，調整因子結構、修正模型和判斷模型的質量。學術界普遍認為，前7項指標大于0.90，表示模型與數據的擬合程度很好；對于RMSEA，小于0.1表示好的擬合，低于0.05表示非常好的擬合，低于0.01表示非常出色的擬合。本研究中，“小產權房”開發(fā)動機影響因素的確認性因子分析，所有的被估參數均大于0.80，所有的λ值均具備統(tǒng)計顯著性。擬合優(yōu)度的各個指標 NFI、NNFI、CFI、IFI、GFI、AGFI、RFI、RMSEA 均達到模型被確認的標準，見表3。

表3 “小產權房”開發(fā)動機確認性因子分析的擬合優(yōu)度指標

3、數據可靠性分析

學術界普遍采用內部一致性系數（Cronbachα值）檢驗數據可靠性?？她埌秃眨–ronbach，1951）提出的信度判斷標準是α＜0.35代表低信度，0.35＜α＜0.70代表中信度，α＞0.7代表高信度。本研究中，“小產權房”開發(fā)動機探索性因子分析中每個因子的Cronbachα值均大于0.80，表明數據比較可靠。

4、結構方程

本文主要研究“小產權房”開發(fā)動機的影響因素及其影響方向與程度，前面我們根據探索性因子分析和確認性因子分析，將“小產權房”開發(fā)動機分為了居民住房剛性需求、集體土地潛在價值、資金融通投機暴利、地方監(jiān)管法制漏洞這4類影響因子。對于“小產權房”開發(fā)動機的具體變現(xiàn)，可以從心理認同層面和行為傾向層面來度量，則將其統(tǒng)合起來構成“小產權房”開發(fā)動機影響因子結構方程模型，見圖1。

5、結構方程模型的擬合優(yōu)度指標

結構方程擬合優(yōu)度指標RMSEA＜0.08，同時NFI、NNFI、CFI、IFI、GFI、AGFI、RFI均大于 0.90，表明模型的擬合優(yōu)度較好，各變量之間沒有出現(xiàn)T值不顯著的情況，見表4。

6、結構方程分析結果

（1）“小產權房”開發(fā)動機心理認同層面。根據結構方程模型分析可以發(fā)現(xiàn)：居民住房剛性需求因子對“小產權房”開發(fā)動機心理認同層面的影響系數最大，為0.43，并且p＜0.01，具有很好的統(tǒng)計顯著性，說明居民住房剛性需求對“小產權房”開發(fā)動機的心理認同產生正向顯著影響效應。集體土地潛在價值因子對“小產權房”開發(fā)動機心理認同層面的影響系數次之，為0.36，并且p＜0.01，具有很好的統(tǒng)計顯著性，說明集體土地潛在價值對“小產權房”開發(fā)動機的心理認同產生正向顯著影響效應。資金融通投機暴利因子對“小產權房”開發(fā)動機心理認同層面的影響系數為0.23，并且p＜0.05，具有一般的統(tǒng)計顯著性，說明資金融通投機暴利對“小產權房”開發(fā)動機的心理認同產生正向一般影響效應。地方監(jiān)管法制漏洞因子對“小產權房”開發(fā)動機心理認同層面的影響系數最小，為0.12，并且p＜0.1，不具有統(tǒng)計顯著性，說明地方監(jiān)管法制漏洞對“小產權房”開發(fā)動機的心理認同影響效應不顯著。

（2）“小產權房”開發(fā)動機行為傾向層面。根據結構方程模型分析可以發(fā)現(xiàn)：資金融通投機暴利因子對“小產權房”開發(fā)動機行為傾向層面的影響系數最大，為0.47，并且p＜0.01，具有很好的統(tǒng)計顯著性，說明資金融通投機暴利對“小產權房”開發(fā)動機的行為傾向產生正向顯著影響效應。地方監(jiān)管法制漏洞因子對“小產權房”開發(fā)動機行為傾向層面的影響系數次之，為0.45，并且p＜0.01，具有很好的統(tǒng)計顯著性，說明地方監(jiān)管法制漏洞對“小產權房”開發(fā)動機的行為傾向產生正向顯著影響效應。集體土地潛在價值因子對“小產權房”開發(fā)動機行為傾向層面的影響系數為0.18，并且p＜0.1，不具有統(tǒng)計顯著性，說明地方監(jiān)管法制漏洞對“小產權房”開發(fā)動機的行為傾向影響效應不顯著。居民住房剛性需求因子對“小產權房”開發(fā)動機行為傾向層面的影響系數最小，為0.14，并且p＜0.1，不具有統(tǒng)計顯著性，說明居民住房剛性需求對“小產權房”開發(fā)動機的行為傾向影響效應不顯著。

四、研究結論與政策建議

1、研究結論

圖1 “小產權房”開發(fā)動機影響因子結構方程模型

表4 “小產權房”開發(fā)動機影響因子結構方程模型的擬合優(yōu)度指標

本文通過研究解答了2個研究問題，檢驗了8個研究假設，證實了其中4個研究假設?！靶‘a權房”開發(fā)動機影響因素有若干，可以歸為4類影響因子，分別是居民住房剛性需求、集體土地潛在價值、資金融通投機暴利、地方監(jiān)管法制漏洞。居民住房剛性需求與集體土地潛在價值對“小產權房”開發(fā)動機心理認同層面，具有正向顯著影響效應，其中居民住房剛性需求影響程度最大；資金融通投機暴利與地方監(jiān)管法制漏洞對“小產權房”開發(fā)動機行為傾向層面，具有正向顯著影響效應，其中資金融通投機暴利影響程度較大，但地方監(jiān)管法制漏洞影響程度也很接近。

2、政策建議

（1）加快落實保障性住房體系建設，疏導中低收入群體的合理住房訴求。一是積極加大城鎮(zhèn)保障性住房供應量，地方政府土地規(guī)劃和交易部門應該讓保障性住房建設土地供應在每年的土地實際供應中占到至少30%的比例，并將地方土地出讓金的一定比例做為保障性住房建設專項資金，可設立專職機構負責資金的使用和房屋的建設；二是完善保障性住房體系的構成，合理配置公租房、經濟適用房、廉租房建設比例，讓不同人群對象享受到不同的保障性住房；三是完善現(xiàn)有保障性住房分配機制，改革僅以戶籍等為分配甄別條件的情況，建立合理的申請分配入住退出機制，努力擴大城鎮(zhèn)保障性住房受眾覆蓋面，使保障性住房得到最合理最有效的利用。

（2）構建城鄉(xiāng)非農建設用地交易平臺，強化集體土地利用法制監(jiān)管力度。從長期來看，采取公平、公開、公正的市場交易方式，逐步構建城鄉(xiāng)非農建設用地統(tǒng)一市場交易平臺，讓農村集體建設用地價值以市場化方式體現(xiàn)出來，才能從根本上有效規(guī)避農村集體建設用地的違法開發(fā)行為。再者，國家應該進一步修改完善農村集體土地規(guī)劃利用的相關法律法規(guī)，構建有效的農村集體土地規(guī)劃利用監(jiān)察機制，強化違法土地開發(fā)行為的監(jiān)管力度，具體可采?。阂皇侵贫鋵嵆墙冀ㄔO發(fā)展土地用途規(guī)劃，城市國土規(guī)劃部門應該根據城市擴展趨勢，提前科學合理制定并落實好建設發(fā)展土地用途規(guī)劃，避免村鎮(zhèn)集體違規(guī)在集體土地上開發(fā)房屋售賣；二是加強集體建設用地日常監(jiān)察，城市土地管理部門可以在官方監(jiān)察制度之外，建立土地民眾情報員匯報制度，定期不定期對基層土地利用各方面情況進行匯報，這樣更有利于土地管理部門掌握真實情況，監(jiān)管處理違法用地行為。

（注：基金項目：國家社會科學基金項目——“小產權房”問題的實證研究（08BJY053）。）

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（責任編輯：胡婉君）