“小產(chǎn)權房”開(kāi)發(fā)動(dòng)機影響因素分析

【摘要】 本文為構建“小產(chǎn)權房”開(kāi)發(fā)動(dòng)機影響因素模型，歸納“小產(chǎn)權房”開(kāi)發(fā)動(dòng)機具體影響因素，測度各類(lèi)影響因素對“小產(chǎn)權房”開(kāi)發(fā)動(dòng)機不同層面的影響方向和程度，采取模擬試驗問(wèn)卷法、因子分析法、結構方程模型法等，得出要解決“小產(chǎn)權房”開(kāi)發(fā)問(wèn)題，必須采取“疏堵結合”的策略。

【關(guān)鍵詞】 “小產(chǎn)權房” 開(kāi)發(fā)動(dòng)機 影響因素 結構方程模型

一、研究目的

“小產(chǎn)權房”是指建在農村集體經(jīng)濟組織所擁有的土地之上且被非本集體經(jīng)濟組織成員（外村村民、城市居民）所擁有的住房。近年來(lái)，“小產(chǎn)權房”問(wèn)題引起了社會(huì )各界的廣泛關(guān)注。我國政府也日益重視“小產(chǎn)權房”問(wèn)題的妥善處理，并正逐步在全國范圍內進(jìn)行“小產(chǎn)權房”問(wèn)題的專(zhuān)項摸底調查工作，以弄清“小產(chǎn)權房”的實(shí)際情況和本質(zhì)問(wèn)題。目前學(xué)術(shù)界對于“小產(chǎn)權房”開(kāi)發(fā)動(dòng)機影響因素的科學(xué)實(shí)證研究尚未見(jiàn)成果，因此，有必要深入地研究“小產(chǎn)權房”開(kāi)發(fā)動(dòng)機影響因素，以提升國家和地方政府對于“小產(chǎn)權房”開(kāi)發(fā)問(wèn)題的深刻認識，為妥善處理我國“小產(chǎn)權房”問(wèn)題提供借鑒。

本研究試圖通過(guò)探索性實(shí)證研究考察“小產(chǎn)權房”開(kāi)發(fā)動(dòng)機的影響因素，首先設計“小產(chǎn)權房”開(kāi)發(fā)動(dòng)機影響因素調查問(wèn)卷，然后運用探索性因子分析和結構方程模型，測度“小產(chǎn)權房”開(kāi)發(fā)動(dòng)機的各種影響因子及其影響方向和程度，進(jìn)而深入剖析“小產(chǎn)權房”開(kāi)發(fā)動(dòng)機影響因素的緣由，為妥善解決“小產(chǎn)權房”開(kāi)發(fā)問(wèn)題提供理論依據和政策建議。具體來(lái)說(shuō)，本研究所要回答的問(wèn)題是：“小產(chǎn)權房”開(kāi)發(fā)動(dòng)機影響因素有哪些，是否可以歸類(lèi)，如能可劃分哪幾類(lèi)；各類(lèi)別影響因子對“小產(chǎn)權房”開(kāi)發(fā)動(dòng)機的影響方向和程度。而本文中的“小產(chǎn)權房”開(kāi)發(fā)動(dòng)機，簡(jiǎn)要說(shuō)來(lái)是指：在一定時(shí)期和社會(huì )環(huán)境條件下，由主客觀(guān)因素綜合作用下，促使其進(jìn)行“小產(chǎn)權房”開(kāi)發(fā)活動(dòng)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(wèn)題1：“小產(chǎn)權房”開(kāi)發(fā)動(dòng)機影響因素有哪些，能否歸類(lèi)，如能可劃分為哪幾類(lèi)？

研究問(wèn)題2：各類(lèi)別影響因子對“小產(chǎn)權房”開(kāi)發(fā)動(dòng)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(kāi)發(fā)動(dòng)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(kāi)發(fā)動(dòng)機的行為傾向層面有正向影響。假設2—3：集體土地潛在價(jià)值對開(kāi)發(fā)動(dòng)機的心理認同層面有正向影響。假設2—4：集體土地潛在價(jià)值對開(kāi)發(fā)動(dòng)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(kāi)發(fā)動(dòng)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(kāi)發(fā)動(dòng)機的行為傾向層面有正向影響。假設2—7：地方監管法制漏洞對開(kāi)發(fā)動(dòng)機的心理認同層面有正向影響。假設2—8：地方監管法制漏洞對開(kāi)發(fā)動(dòng)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(chǎn)權房”的開(kāi)發(fā)動(dòng)機影響因素可以從“小產(chǎn)權房”開(kāi)發(fā)行為所涉及的各個(gè)利益主體來(lái)考慮設計調查問(wèn)卷，“小產(chǎn)權房”開(kāi)發(fā)行為的利益主體主要涉及村集體、購房者、融資者、監管者。在這樣的思路下，筆者通過(guò)反復思考與多次專(zhuān)家討論后確定了“小產(chǎn)權房”開(kāi)發(fā)動(dòng)機的初始調查問(wèn)卷，調查問(wèn)卷設計借鑒了心理學(xué)領(lǐng)域中“確定問(wèn)題測試”（Defining Issues Test，DIT）的思想與形式，在問(wèn)卷中給出了“小產(chǎn)權房”開(kāi)發(fā)動(dòng)機的情景設置，共包含18個(gè)題項，而對于“小產(chǎn)權房”開(kāi)發(fā)動(dòng)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(gè)測量題項，量表采用Likert五點(diǎn)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(wú)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(guò)發(fā)放模擬試驗調查問(wèn)卷來(lái)獲取。調研小組首先對初始調查問(wèn)卷進(jìn)行小范圍發(fā)放，采用面對面的訪(fǎng)問(wèn)，根據反饋意見(jiàn)進(jìn)行改進(jìn)，最終形成正式調查問(wèn)卷。因需要反映“小產(chǎn)權房”開(kāi)發(fā)動(dòng)機的真實(shí)情況，所以調研小組將模擬試驗調查對象確定為來(lái)我校培訓的鄉鎮基層領(lǐng)導干部和EMBA、MBA培訓班學(xué)員，調查時(shí)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(wèn)卷，爭在相對輕松的環(huán)境下進(jìn)行模擬試驗問(wèn)卷調查，以得到真實(shí)可靠的調查數據。調研小組共發(fā)放300份問(wèn)卷，回收279份，其中有效問(wèn)卷226份，有效回收率為81%。樣本統計特征分析見(jiàn)表1。

三、研究分析和結果

根據模擬試驗問(wèn)卷調查獲得的數據，使用統計分析軟件SPSS13.0對“小產(chǎn)權房”開(kāi)發(fā)動(dòng)機影響因素進(jìn)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(jìn)行結構方程模型檢驗，測度“小產(chǎn)權房”開(kāi)發(fā)動(dòng)機影響因素的作用方向與程度。

1、探索性因子分析

通過(guò)探索性因子分析，得到開(kāi)發(fā)動(dòng)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(guān)的原假設，故滿(mǎn)足進(jìn)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(lèi)出“小產(chǎn)權房”開(kāi)發(fā)動(dòng)機的影響因子，結果如表2所示，“小產(chǎn)權房”開(kāi)發(fā)動(dòng)機影響因素可歸為4類(lèi)因子，其變量共通性大于0.5，構建的度量結構解釋了超過(guò)85.439%以上的方差。

根據因子組成的題項，第l個(gè)因子4個(gè)題項反映城市居民面臨的住房市場(chǎng)環(huán)境與現實(shí)需求情況，此因子命名為“居民住房剛性需求”；第2個(gè)因子4個(gè)題項反映集體土地開(kāi)發(fā)的利益與利益相關(guān)者的利益分配情況，此因子命名為“集體土地潛在價(jià)值”；第3個(gè)因子4個(gè)題項反映“小產(chǎn)權房”開(kāi)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(gè)因子4個(gè)題項反映地方政府的監管執法和法制漏洞尋租行為，此因子命名為“地方監管法制漏洞”。

2、確認性因子分析

確認性因子分析主要根據規范擬合指數（NFI）、不規范擬合指數（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(zhì)量。學(xué)術(shù)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(chǎn)權房”開(kāi)發(fā)動(dòng)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值均具備統計顯著(zhù)性。擬合優(yōu)度的各個(gè)指標NFI、NNFI、CFI、IFI、GFI、AGFI、RFI、RMSEA均達到模型被確認的標準，見(jiàn)表3。

3、數據可靠性分析

學(xué)術(shù)界普遍采用內部一致性系數（Cronbach α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(chǎn)權房”開(kāi)發(fā)動(dòng)機探索性因子分析中每個(gè)因子的Cronbach α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(chǎn)權房”開(kāi)發(fā)動(dòng)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(chǎn)權房”開(kāi)發(fā)動(dòng)機分為了居民住房剛性需求、集體土地潛在價(jià)值、資金融通投機暴利、地方監管法制漏洞這4類(lèi)影響因子。對于“小產(chǎn)權房”開(kāi)發(fā)動(dòng)機的具體變現，可以從心理認同層面和行為傾向層面來(lái)度量，則將其統合起來(lái)構成“小產(chǎn)權房”開(kāi)發(fā)動(dòng)機影響因子結構方程模型，見(jiàn)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(shí)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(méi)有出現T值不顯著(zhù)的情況，見(jiàn)表4。

6、結構方程分析結果

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

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

四、研究結論與政策建議

1、研究結論

本文通過(guò)研究解答了2個(gè)研究問(wèn)題，檢驗了8個(gè)研究假設，證實(shí)了其中4個(gè)研究假設?！靶‘a(chǎn)權房”開(kāi)發(fā)動(dòng)機影響因素有若干，可以歸為4類(lèi)影響因子，分別是居民住房剛性需求、集體土地潛在價(jià)值、資金融通投機暴利、地方監管法制漏洞。居民住房剛性需求與集體土地潛在價(jià)值對“小產(chǎn)權房”開(kāi)發(fā)動(dòng)機心理認同層面，具有正向顯著(zhù)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管法制漏洞對“小產(chǎn)權房”開(kāi)發(fā)動(dòng)機行為傾向層面，具有正向顯著(zhù)影響效應，其中資金融通投機暴利影響程度較大，但地方監管法制漏洞影響程度也很接近。

2、政策建議

（1）加快落實(shí)保障性住房體系建設，疏導中低收入群體的合理住房訴求。一是積極加大城鎮保障性住房供應量，地方政府土地規劃和交易部門(mén)應該讓保障性住房建設土地供應在每年的土地實(shí)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(zhuān)項資金，可設立專(zhuān)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(jīng)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；三是完善現有保障性住房分配機制，改革僅以戶(hù)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）構建城鄉非農建設用地交易平臺，強化集體土地利用法制監管力度。從長(cháng)期來(lái)看，采取公平、公開(kāi)、公正的市場(chǎng)交易方式，逐步構建城鄉非農建設用地統一市場(chǎng)交易平臺，讓農村集體建設用地價(jià)值以市場(chǎng)化方式體現出來(lái)，才能從根本上有效規避農村集體建設用地的違法開(kāi)發(fā)行為。再者，國家應該進(jìn)一步修改完善農村集體土地規劃利用的相關(guān)法律法規，構建有效的農村集體土地規劃利用監察機制，強化違法土地開(kāi)發(fā)行為的監管力度，具體可采?。阂皇侵贫鋵?shí)城郊建設發(fā)展土地用途規劃，城市國土規劃部門(mén)應該根據城市擴展趨勢，提前科學(xué)合理制定并落實(shí)好建設發(fā)展土地用途規劃，避免村鎮集體違規在集體土地上開(kāi)發(fā)房屋售賣(mài)；二是加強集體建設用地日常監察，城市土地管理部門(mén)可以在官方監察制度之外，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(jìn)行匯報，這樣更有利于土地管理部門(mén)掌握真實(shí)情況，監管處理違法用地行為。

（注：基金項目：國家社會(huì )科學(xué)基金項目——“小產(chǎn)權房”問(wèn)題的實(shí)證研究（08BJY053）。）

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注：“本文中所涉及到的圖表、公式、注解等請以PDF格式閱讀”