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2019 , Vol. 38 >Issue 8: 2027 - 2043

DOI: https://doi.org/10.11821/dlyj020180441

研究论文

武陵山片区城镇化的农户生计响应及影响因素研究——基于3个典型乡镇355户农户调查数据的分析

  • 丁建军 ,
  • 金宁波 ,
  • 贾武 ,
  • 易肖肖 ,
  • 王永明
展开
  • 吉首大学商学院,武陵山片区扶贫与发展协同创新中心,吉首 416000

丁建军（1980- ）,男,湖南衡东人,博士,教授,博士生导师,主要研究方向为区域贫困与发展。 E-mail:

收稿日期: 2018-05-06

  要求修回日期: 2018-07-25

  网络出版日期: 2019-08-20

基金资助

国家自然科学基金项目(41761022)

国家自然科学基金项目(41761023)

国家自然科学基金项目(41761029)

湖南省社会科学基金重点项目(18ZDB031)

湖南省武陵山片区区域发展研究中心重点项目(17JDZB054)

湖南省武陵山片区扶贫与发展协同创新中心一般项目(17JDZB079)

版权

版权所有，未经授权，不得转载、摘编本刊文章，不得使用本刊的版式设计。
收起

The livelihood response of rural households to urbanization and its influencing factors in Wuling Mountain area: With the survey data of 355 households in three typical towns

  • DING Jianjun ,
  • JIN Ningbo ,
  • JIA Wu ,
  • YI Xiaoxiao ,
  • WANG Yongming
Expand
  • Business School of Jishou University, Collaborative Innovation Center of Wuling Mountain Area's Poverty Alleviation and Regional Development, Jishou 416000, Hunan, China

Received date: 2018-05-06

  Request revised date: 2018-07-25

  Online published: 2019-08-20

Copyright

Copyright reserved © 2019
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摘要

基于3个典型乡镇355户农户的调查数据考察武陵山片区农户的城镇化生计响应发现：① 农户生计响应是“城乡连续体”的“人业地”关系重构中乡村聚落的决策单元对城镇聚落吸附与扩散效应的综合反应,受宏观环境、外部条件和家庭因素的影响;② 区域性中心城市郊区、革命老区红色旅游景区和县城近郊特色农业种植区周边农户的生计综合响应、生计空间响应和生计产出响应依次递减,但生计资本和生计方式响应及各维度的响应强度排序不一致;③ 城乡二元体制的演变与新型城镇化战略、乡村振兴战略动态地规制与诱导农户,使其生计响应与国家阶段性战略目标相适应。地形平缓、距离县城较近、经济发展水平较高以及区域性中心城市郊区休闲驱动型城镇化对应于更广维度和更高强度的农户生计响应。收入来源以经商、务工为主,家庭成员中有小孩或老人,有较高教育程度家庭成员以及社会资本较高的农户,其生计响应的维度更广且强度更高。

关键词： 城镇化; 农户; 生计响应; 武陵山片区

本文引用格式

丁建军 , 金宁波 , 贾武 , 易肖肖 , 王永明 . 武陵山片区城镇化的农户生计响应及影响因素研究——基于3个典型乡镇355户农户调查数据的分析[J]. 地理研究, 2019 , 38(8) : 2027 -2043 . DOI: 10.11821/dlyj020180441

Abstract

Urbanization, as one of the most important ways to reduce poverty, influences rural poverty with the help of backward correlation effect, migration effect, wage effect and spillover effect. However, the empirical conclusions of urbanization's poverty reduction effectiveness were inconsistent, and even conflicting. One of the reasons is that the net poverty reduction effect of urbanization is closely related to the poor's livelihood response to urbanization. Therefore, rural households' livelihood response is an important perspective to understand the differences of poverty reduction effectiveness of urbanization. Yet unfortunately, there were few papers that have paid attention to rural households' livelihood response to urbanization, especially in the Contiguous Areas of China. In order to start a discussion, this paper, based on the survey data of 355 rural households in three typical towns, investigated the livelihood response, influencing factors and response mechanism and path of rural households under urbanization background in the Wuling Mountain area. The results showed that: (1) The farmer's livelihood response was the comprehensive reaction of the decision unit of rural settlements in the process of recombination of three basic factors (human activities and environment of the Urban and Rural Continuum. It was the result of mixture effect of background macroregulation and induction, external conditions and urban settlements' adsorption and diffusion and family factors' internal driving force. (2) The comprehensive livelihood response, livelihood space response and livelihood production response of rural households were decreasing orderly from regional central city suburbs, red tourism scenic spots of old revolutionary base areas to characteristic agriculture towns nearby county town, but the order of response of livelihood capital and means of livelihood were different, and the response intensity of each dimension was not consistent. (3) At the macro level, the regulation and induction of the evolution of the urban-rural dual system and the strategies of new-type urbanization and rural revitalization made farmers' livelihood response adapt to the national stage strategic goal. In the external condition, more gentle reliefs, closer to the county town, higher level of economic development and leisure driven urbanization of the regional central city suburbs were corresponded to wider dimension and higher strength of farmers' livelihood response. Family factors, such as incomes priority from business operation and employment, there were children or the aged family members, at least one higher degree of education family member as well as higher social capital, which made farmers' livelihood response wider and more intensively.

Key words： urbanization; rural household; livelihood response; Wuling Mountain area

1 引言

连片特困区城镇化滞后既是贫困的表现也是贫困的原因[1,2]。2014年,14个集中连片特困区的平均城镇化率约为30%,远低于54.77%的全国平均水平,并呈现出城市数量少、规模小、集聚能力弱等特点[2]。城镇化作为减少贫困的重要途径之一,借助后向关联效应、迁移效应、工资效应和溢出效应影响农村贫困[3]。然而,城镇化的净减贫效应与农户（贫困户）对城镇化的生计响应密切相关[4]。随着城镇化推进,农户的生计资本有何影响、生计策略有何调整、生计产出有何变化、生计空间有何转移是城镇化影响农村贫困的“中间因素”。因而,农户生计响应是打开城镇化减贫成效分异“黑箱”的一把“钥匙”。在当前大力推进精准扶贫、精准脱贫和实施乡村振兴战略的背景下,精准识别农户对城镇化的生计响应及影响因素,对引导农户积极响应城镇化,调适生计策略,更好地发挥城镇化的减贫效应,促进城乡融合和乡村振兴有着重要的理论与现实意义。
现有城镇化对农户生计影响的研究多以东南亚和非洲发展中国家的大中城市边缘区为样本,重点关注城镇扩张导致土地流失所引起的农户生计响应,研究发现城镇边缘区农户必须调整生计策略,向城镇生计系统转型,非农部门的多样化则是农户生计转型的重要通道[5,6]。东南亚地区,以越南胡志明市、河内市,印度德里市、孟买都市区的潘韦尔街区和莱加德街区为样本的研究重点探讨了大都市边缘区农户的生计及生计策略调适过程[7,8]、城镇化对农业用地类型和农村生计的影响[9]、城乡边缘区农户物质资本可得性与农村生计转型的关系[10],发现城镇边缘区农户一方面采取非农化生计策略适应城镇化扩张,另一方面寻求作物种植的多元化应对城镇化的影响[11]。非洲地区的研究则以埃塞俄比亚首都亚的斯亚贝巴市边缘区、北部城镇边缘区以及博茨瓦纳为主要案例地,重点考察城镇化带来的农户生计替代过程[12]、评估生计替代后的福利变化[13]、城市扩张对农户生计变化的影响[14]、农户生计转型及其对消费支出的影响,研究发现居住位置对最穷农户的生计多样性决策有重要影响[15],农户预期生计转型难度大导致消费支出下降[16],此外,城镇化不总是导致农村生计方式的消失,还可能为生计风险高的城镇居民提供安全避所[17]。近年来,国内学者也愈加关注农户对城镇化的生计响应,研究成果大体上涉及农户对城镇化的响应、城镇边缘区农户空间行为、失地农户生计变化三方面。农户对城镇化的响应方面,李小建等较系统地研究了城镇化背景下农户的外部响应,并重点考察了农户对城镇化的响应[18],李彩霞、刘自强、游和远、苏芳则分别探讨了西部民族地区城镇化发展对少数民族生计方式变迁的影响[19]、宁夏农户生计资本对城镇化的响应[20]、生计资本对农地转出户分层城镇化选择意愿的影响[21]以及城镇化率、教育水平、人均耕地面积对农户不同生计策略的影响[22]。城镇边缘区农户空间行为方面,李伯华总结了城乡边缘区农户就业空间行为的模式及形成机制[23],任国平则对上海市青浦区182个行政村农户生计资本总量及其影响因素的空间分异特征进行了研究[24]。失地农户生计变化方面,镇玲等考察了武汉市江夏区农户土地征收前后的生计变化[25],丁士军等则应用改进后的可持续生计分析框架评价了农户失地前后生计能力的变化[26]。
然而,现有研究主要关注大中城市边缘区、失地农户的生计变化及空间行为问题,虽也有研究尝试揭示农户对城镇化的响应机制[27,28],但文献不多,探讨连片特困地区城镇化农户生计响应的文献更是少见。基于此,本研究以武陵山片区为例,选取片区腹地湘西州3个典型乡镇作为案例地进行调查,考察不同驱动类型城镇化背景下农户的生计响应特征及其影响因素。与现有研究相比,文章在两个方面有所贡献,一是拓展了研究样本,关注了连片特困区这类特殊类型区域城镇化的农户生计响应;二是构建了生计响应“四维度-三强度”测度框架和要素体系,并首次定量测度了农户的城镇化生计响应,识别和阐释了农户城镇化生计响应的影响因素、作用机制与路径。

2 研究区概况与数据来源

2.1 研究区概况

武陵山片区是全国14个集中连片特困区之一,地处湖南、湖北、重庆和贵州四省市交界处,总面积17.18万km2,人口3645万,覆盖71个县市区,境内有28个少数民族,集贫困山区、民族地区和革命老区于一体。2014年,城镇化率为36.62%,滞后于全国城镇化进程约14年,不过,城镇化速度略高于全国平均水平,进入快速城镇化阶段[1]。湘西州地处该片区地理中心,辖8个县市,面积1.55万km2,人口约265万,2017年城镇化率为45%,城镇化程度处于片区中上游,近年来城镇化速度较快、包容性较强,是片区城镇化发展的缩影。研究案例地选取湘西州境内吉首市寨阳乡、永顺县塔卧镇和花垣县长乐乡,主要基于两点考虑：首先,3个乡镇在地理区位、自然条件、城镇化进程、经济发展特点等方面在片区中具有典型性。其次,3个乡镇近年来受城镇化的影响较大,农户的生计响应在片区中具有代表性。
2.1.1 吉首市寨阳乡——区域性中心城市郊区休闲型城镇化乡镇 寨阳乡位于吉首市区西10 km,面积91 km2,人口约1万,系苗族聚居乡,319国道横穿乡境,境内有著名的旅游景区矮寨大桥和德夯苗寨。吉首市是湘西自治州首府,为武陵山片区六大中心城市之一,市区人口约30万,城镇化率75%。作为吉首市的后花园以及核心景区,该乡就地城镇化特征明显。当地农户或者参与旅游业发展（如坪郎村、德夯苗寨等）,或者到吉首市务工或从事服务业,或者发展休闲农业（种植草莓、花卉苗木等）和大棚果蔬。由于有公交通往市内且环境优美,不少农户选择在自家土地上盖房,同时享受城市的公共服务和郊区自然风光。此外,由于该乡人口规模不大,约1万人,城镇化压力小,农户生活质量高。
2.1.2 永顺县塔卧镇——革命老区红色旅游带动型城镇化乡镇 塔卧镇位于永顺县东北部,距县城38 km,S230省道穿镇而过,总面积142.3 km2,人口3.68万。永顺县是湘西自治州面积最大、人口第二的农业大县,随着芙蓉镇、老司城遗址等新增旅游景区的快速发展,旅游业对县域经济的贡献度明显上升。塔卧镇曾是湘鄂川黔革命根据地,有“江南延安”之称,2001年,被中共中央宣传部授予全国爱国主义教育示范基地,但红色旅游发展缓慢。2018年,再次被纳入湘西自治州重点开发的红色旅游基地,有望得到快速发展。作为人口大镇,该镇有一定的工业基础,鞭炮产业、石雕产业有一定带动作用,镇区人口达到1.1万人。此外,劳务输出和务工收入也是该镇经济的一大特征。近年来,除了在务工地以及吉首市、永顺县城城镇化以外,在塔卧镇镇区城镇化也有一定的吸引力。部分返乡农民工和附近农户选择塔卧镇就学、就业和居住。并且,随着该镇红色旅游业的加速发展,其吸引力将进一步加强。
2.1.3 花垣县长乐乡——城近郊特色农业驱动型城镇化乡镇 长乐乡是花垣县的农业大乡,位于花垣县东北部,距县城19 km,面积81.66 km2,人口约1.46万,是苗族、土家族和少数汉族杂居的乡镇,北接319国道,南通209国道。花垣县为中国“锰三角”核心区域之一,曾因矿业经济繁荣而一度进入“全国百强县”之列,现为国家级贫困县,城镇化率为38%。在矿业经济整治转型压力下,长乐乡依托邻近花垣县城（花垣镇）以及湖南湘西国家农业科技园区花垣核心区的相对区位优势,积极发展特色农业和现代农业。长乐乡城镇化进程相对缓慢,到发达地区务工仍是大多数农户的谋生手段,并有少部分务工人员实现了异地城镇化。近年来,随着特色农业和现代农业的发展,返乡农民工有所增加,部分在吉首市、花垣县城就地城镇化。剩下的农户中虽不少有到花垣县城就学、就业和居住的想法,但由于没文化、缺技术、买不起或租不起房子等原因而只能在家务农,或到周边农业企业务工。

2.2 数据来源

借鉴陈佳等[29]的调查思路和方法,课题组成员分别于2017年7月、8月、12月以及2018年3月,对3个乡镇进行了实地调查。调查方式为资料收集、问卷调查和半结构式访谈。首先,2017年7月进行预调查：一是检验和完善问卷,二是收集各乡镇、村的自然地理条件、经济社会状况以及城镇化进程相关资料。然后,结合各乡镇自然地理条件、经济社会发展及城镇化特点将各乡镇划分为5~7个片区,从各片区中随机抽取1个村寨作为样本村,进而随机抽取村内20~30户农户进行面对面问卷调查,每户调查时间约为20~40 min。最后,与各乡镇、样本村负责人以及村寨中的“意见领袖”进行半结构式深度访谈。问卷调查的内容主要包括两个层面,一是农户家庭基本状况（户主性别、年龄、收入来源、教育程度、劳动力数量、社会网络等）,二是在可持续生计分析框架[30]基础上,从生计资本、生计方式、生计产出和生计空间4个维度和感知、意愿和行动三类强度上设计测度要素和问题,具体为：① 生计资本响应（自然、社会、物质、人力和金融五大生计资本响应）;② 生计方式响应（对城镇就业机会、非农就业方式以及乡村生计方式受城镇化影响的反应）;③ 生计产出响应（对城镇化引起的产出水平、收入来源以及受自然条件、市场环境影响的反应）;④ 生计空间响应（对居住、就业、就学、就医、购物、娱乐等生计活动空间受城镇化影响的反应）。半结构式访谈则旨在了解城镇化农户生计响应的影响因素等。
如表1所示,本研究共调查18个村寨,发放问卷420份,收回有效问卷355份,有效率为84.52%。其中,3个乡镇调研户数占比分别为36.05%、29.86%和34.08%,分布较为均衡,调查对象为户主的比例达85.07%,调查结果的可信度较高。此外,所调查农户户主性别以男性为主,占比65.85%;年龄结构中有14岁以下小孩和60岁以上老人的家庭最多,占45.49%;最高受教育程度为初中的家庭占比最高,为43.32%;其次是小学,占比22.1%;收入来源中以种植或养殖收入为主的家庭占比最高,约占36.76%,其次是务工收入为主的家庭,占比24.45%;劳动力数量为2人的家庭占比最高,为52.12%;社会网络方面,有亲戚或朋友在城市工作但只是偶尔联系的家庭占比最高,达36.12%,其次是没有亲戚或朋友在城市工作的农户,占比31.15%。总体而言,样本农户家庭抚养比较高、教育程度低、以务农和务工收入为主,社会资源相对有限,较好地反映了贫困地区农户的特征,样本代表性强。
表1 调查基本情况表

Tab. 1 Basic information of investigation

调查村寨数（个） 占比（%） 调查户数（户） 占比（%） 调查对象为户主（人） 占比（%）
寨阳乡 6 33.33 128 36.05 109 36.09
塔卧镇 5 27.78 106 29.86 87 28.81
长乐乡 7 38.89 121 34.08 106 35.10
总计 18 100.00 355 100.00 302 100.00

3 研究方法

3.1 生计响应测度

3.1.1 生计响应测度要素与评分 农户城镇化生计响应是指在“人口集中、产业集聚和土地集约”的“人业地”关系重构过程中,城市聚落对乡村聚落各类要素形成吸附和扩散作用下,乡村聚落决策单元农户主动或被动地在生计资本、方式、产出和空间等方面的感知、意愿和行动反应。从响应维度上看,生计响应包括生计资本、生计方式、生计产出和生计空间响应;从响应强度上看,则可分为感知、意愿和行动响应。结合该“四维度-三强度”响应框架设计生计响应测度要素及调查问题。针对农户对生计响应测度要素问题的回答进行李克特量表得分计算。李克特量表等级评分的依据为：对所设定测度要素问题回答“完全同意”计5分,“基本同意”计4分,“不知道/不清楚”计3分,“基本不同意”计2分,“完全不同意”计1分。
3.1.2 响应维度与强度的权重确定 权重确定中综合应用主观赋权和客观赋权相结合的方法。其中,主观赋权采用专家打分法,即针对生计响应各维度（生计资本、生计方式、生计产出、生计空间响应以及生计资本响应中的自然、物质、人力、社会和金融资本响应）和响应强度（感知、意愿和行动响应）的相对重要性,结合5位专家的意见综合确定各自权重。该方法体现了专家对各响应维度相对重要性的专业判断,但具有一定的主观性。客观赋权则采用熵值法,该方法适合多指标权重计算,能有效克服指标间的信息重叠,可信度较高[31]。最后,将主观权重和客观权重各占50%合成综合权重,作为生计响应测度的基准权重。具体权重见表2。
表2 农户生计响应测度要素与权重

Tab. 2 Measurement elements and weights of rural households' livelihood response

响应维度 测度要素 响应强度 主观权重 客观权重 综合权重
生计
资本		 自然资本 对耕地、林地、菜地、鱼塘等由于城镇化而被征收或流转的认知、态度和行为反应 感知 0.10 0.13 0.12
意愿 0.30 0.31 0.30
行动 0.60 0.56 0.58
自然资本响应权重 0.20 0.22 0.21
物质资本 对城市购房或住房改建中家居（小车、家具等）受城镇化影响的认知、态度及行为反应 感知 0.10 0.11 0.11
意愿 0.30 0.22 0.26
行动 0.60 0.67 0.63
物质资本响应权重 0.20 0.29 0.25
人力资本 对家庭成员的见识、技能及对教育的认识等受城镇化影响的认知、态度和行为反应 感知 0.10 0.15 0.13
意愿 0.30 0.32 0.31
行动 0.60 0.53 0.56
人力资本响应权重 0.20 0.08 0.14
社会资本 对邻里、亲戚和朋友关系等社会网络资源受城镇化影响的认知、态度和行为反应 感知 0.10 0.14 0.12
意愿 0.30 0.31 0.31
行动 0.60 0.55 0.57
社会资本响应权重 0.20 0.20 0.20
金融资本 对持有金融产品、发生金融业务及与金融机构互动频率和方式受城镇化影响的认知、态度和行为反应 感知 0.10 0.16 0.13
意愿 0.30 0.32 0.31
行动 0.60 0.52 0.56
金融资本响应权重 0.20 0.21 0.20
生计资本响应权重 0.25 0.13 0.19
生计方式 对城镇就业机会、非农就业方式（做生意、务工、兼职等）以及乡村生计方式受城镇化影响的认知、态度与行为反应 感知 0.10 0.21 0.15
意愿 0.30 0.42 0.36
行动 0.60 0.37 0.49
生计方式响应权重 0.25 0.39 0.32
生计产出 对城镇化引起的产出水平、收入渠道以及受自然条件（灾害、恶劣天气等）、市场条件（价格、需求等）影响的认知、态度及行为反应 感知 0.10 0.32 0.21
意愿 0.30 0.28 0.29
行动 0.60 0.40 0.50
生计产出响应权重 0.25 0.24 0.245
生计空间 对生计活动的空间（居住、就业、就学、就医、购物、娱乐空间等）受城镇化影响的认知、态度和行为反应 感知 0.10 0.18 0.14
意愿 0.30 0.38 0.34
行动 0.60 0.44 0.52
生计空间响应权重 0.25 0.24 0.245
3.1.3 生计响应测算 根据各响应维度和强度的权重以及对应的测度要素评分可计算出农户的生计响应指数。综合生计响应指数为：
LHR = ∑ i = 1 4 ∑ j = 1 3 W ij S ij
式中： W ij 为第i个响应维度第j类响应强度的权重; S ij 则为第i个响应维度第j类响应强度的李克特量表得分（若第i个响应维度第j类响应强度有多个测度子要素,则取各测度子要素李克特量表得分均值）。值得一提的是,生计资本响应由于涉及自然资本、物质资本、人力资本、社会资本和金融资本5个子维度,因而,生计资本响应得分需采用（2）式先行计算。
LH R C = ∑ m = 1 5 ∑ n = 1 3 W mn S mn
式中： W mn 为第m类生计资本第n类响应强度的权重; S mn 则为第m类生计资本第n类响应强度的李克特量表得分（若第m类生计资本第n类响应强度有多个测度子要素,则取各测度子要素李克特量表得分均值）。
为了进行更深入的比较分析,还分别计算了各响应维度的响应指数,即生计资本响应指数（ LH R C ）、生计方式响应指数（ LH R w ）、生计产出响应指数（ LH R p ）和生计空间响应指数（ LH R s ）以及生计感知响应指数（ LH R a ）、生计意愿响应指数（ LH R i ）和生计行动响应指数（ LH R b ）。

3.2 影响因素识别

农户生计响应是城镇化过程中乡村聚落决策单元对城镇聚落吸附与扩散效应的综合反应,也是农户在“人业地”关系重构中主动或被动调适的外在表现。通过识别城镇化进程中农户生计响应的影响因素,能有效刻画当前中国城乡二元体制背景下不同类型城镇化对不同区位条件、发展程度和家庭特征的农户的作用过程。由于研究涉及不同维度和不同强度生计响应的影响因素识别,故采用多个多元回归模型加以实现。
Y = β 0 + ∑ i β i Urbantyp e i + ∑ j β j Exenviro n j + ∑ k β k Famfacto r k + ε
式中：被解释变量Y为生计响应指数（ LHR ）、生计资本响应指数（ LH R C ）、生计方式响应指数（ LH R w ）、生计产出响应指数（ LH R p ）、生计空间响应指数（ LH R s ）以及生计感知响应指数（ LH R a ）、生计意愿响应指数（ LH R i ）和生计行动响应指数（ LH R b ）;解释变量X涉及外部环境和家庭因素两大类,具体包括城镇化类型（基于3个典型案例地设置虚拟变量xzlx1、xzlx2）、地理区位（依据与最近县城的时间距离设定虚拟变量xcjl1、xcjl2、xcjl3）、发展程度（依据农户所在村的发展状况设置虚拟变量cjjj1、cjjj2、cjjj3）、自然条件（根据地形坡度的大小设置虚拟变量dxlx1、dxlx2、dxlx3）①(①武陵山片区为山区,在3个典型乡镇调研发现,在自然条件中,地形坡度相对于海拔、气候、土壤等更具差异性,能更好地表征自然条件对农户城镇化生计响应的影响。)、收入来源（针对主要收入来源设置虚拟变量srly1、srly2、srly3、srly4）、年龄结构（针对家庭成员年龄构成设置虚拟变量nljg1、nljg2、nljg3）、教育程度（依据家庭成员中最高教育程度设置虚拟变量zgjy1、zgjy2、zgjy3、zgjy4）、劳动力数量（根据家庭中实际劳动力人数设置虚拟变量ldls1、ldls2、ldls3）和社会网络（根据与在城市工作或生活的亲戚朋友等的联系强度设置虚拟变量csgz1、csgz2、csgz3）等28个解释变量; ε 为随机扰动项; β 0 为截距项; β i 、 β j 和 β k 为回归待定系数,表示各因素对各生计响应指数的影响程度。

4 结果分析

4.1 农户生计响应

基于调查数据和生计响应测度要素与方法,分别得到生计资本、生计方式、生计产出、生计空间4个维度以及综合响应指数,并对各指数中三类响应强度进行比较分析。生计响应测度前对量表进行了效度与信度检验,数据信度检验的Cronbach's α系数为0.607,效度检验的KMO值为0.715,Bartlett球体检验F值为0,说明数据存在良好的信度与效度。
4.1.1 生计资本响应 由表3可知,生计资本响应指数均值为3.55,处于“弱认同”状态,在4个维度中排第3位,强于生计空间响应,稍弱于生计产出和生计方式响应,但标准差在4个维度中最小,意味着农户的生计资本响应差异较小。对比3个乡镇,寨阳乡、长乐乡和塔卧镇的响应指数依次递减,分别为3.68、3.55和3.39,并且标准差也依次递减,这表明,虽然寨阳乡、长乐乡农户的生计资本响应程度总体更高,但农户之间的差异更大。进一步对比5类生计资本的响应指数发现：人力资本的响应程度最高（4.38）并且标准差最小（0.81）,达到“强认同”状态并被绝大部分农户认可;其次是自然资本响应,响应指数为3.75,但标准差最大（1.16）,表明自然资本虽然总体上受城镇化的影响比较大,但不同农户之间的差异比较明显;物质资本响应指数最小（2.90）,为唯一得分低于3的响应维度,意味着农户对住房、交通工具及家具等物质资本受城镇化影响的感知、意愿和行动认同度偏低。此外,3个乡镇中寨阳乡农户的自然资本、社会资本和金融资本响应指数最高,塔卧镇、长乐乡则物质资本和人力资本响应指数分别最高。
表3 三乡镇样本农户生计响应指数分维度比较

Tab. 3 Dimension comparison of representative farmer' livelihood response index among the three towns

生计资本响应 生计方式响应 生计产出响应 生计空间响应 综合生计响应
均值 标准差 均值 标准差 均值 标准差 均值 标准差 均值 标准差
寨阳乡 3.68 0.65 3.52 1.12 3.83 0.73 3.38 0.85 3.59 0.71
塔卧镇 3.39 0.44 3.64 0.65 3.50 0.64 3.25 0.50 3.46 0.38
长乐乡 3.55 0.53 3.52 0.88 3.36 0.78 3.16 0.65 3.40 0.50
所有样本 3.55 0.57 3.56 0.93 3.57 0.76 3.27 0.70 3.49 0.57
自然资本响应 物质资本响应 人力资本响应 社会资本响应 金融资本响应
均值 标准差 均值 标准差 均值 标准差 均值 标准差 均值 标准差
寨阳乡 3.92 1.16 2.95 1.27 4.31 0.77 3.70 1.11 3.90 1.12
塔卧镇 3.57 1.03 3.05 0.77 4.05 0.83 3.19 0.88 3.36 0.91
长乐乡 3.73 1.23 2.72 1.09 4.75 0.83 3.67 0.88 3.45 0.91
所有样本 3.75 1.16 2.90 1.09 4.38 0.81 3.54 1.08 3.59 1.09
从三类响应强度来看（表4）,生计资本感知、意愿和行动响应指数均值分别为4.22、3.68和3.36。其中,感知和意愿响应指数在4个维度中得分最高,但行动响应指数低于生计产出维度的行动响应指数,排名第二。3个乡镇中,生计资本感知、意愿和行动响应指数均随寨阳乡、长乐乡、塔卧镇依次递减,与生计资本响应指数保持一致。在生计资本的五类资本中,仅有物质资本感知响应指数略低于4,最高的是人力资本感知响应,达到4.74。与此同时,人力资本的意愿、行动响应指数也在五类资本中最高,这表明绝大部分农户不仅感知到城镇化对人力资本的影响,而且在态度和行动上也积极改变自身的人力资本。意愿和行动响应指数最低的都是物质资本,特别是行动响应指数（仅为2.6）,这意味着样本农户在物质资本上对城镇化的扩散效应态度不够积极,行动上更为滞后。3个乡镇中,虽然五类资本的感知、意愿和行动响应指数各有差异,但总体上都遵循“感知大于意愿,意愿高于行动”的排序,行动与感知差距最大的是物质资本响应,差距最小的是人力资本响应,并且都以长乐乡最为突出。
Tab. 4 Mean comparison of representative farmer' livelihood response intensity index among the three towns
生计资本响应 生计方式响应 生计产出响应 生计空间响应 综合生计响应
感知 意愿 行动 感知 意愿 行动 感知 意愿 行动 感知 意愿 行动 感知 意愿 行动
寨阳乡 4.35 3.83 3.48 3.91 3.26 3.60 4.40 3.98 3.49 4.26 3.89 2.81 4.20 3.70 3.36
塔卧镇 4.09 3.48 3.20 4.07 3.73 3.44 3.68 3.34 3.51 3.79 3.36 3.03 3.91 3.50 3.31
长乐乡 4.19 3.69 3.36 4.47 3.83 3.01 3.54 3.30 3.32 3.90 3.01 3.05 4.05 3.47 3.16
所有样本 4.22 3.68 3.36 4.15 3.59 3.35 3.89 3.56 3.44 3.99 3.43 2.96 4.06 3.56 3.28
自然资本响应 物质资本响应 人力资本响应 社会资本响应 金融资本响应
感知 意愿 行动 感知 意愿 行动 感知 意愿 行动 感知 意愿 行动 感知 意愿 行动
寨阳乡 4.46 4.04 3.74 4.11 3.29 2.61 4.74 4.36 4.18 4.23 3.81 3.52 4.38 3.94 3.77
塔卧镇 4.19 3.63 3.41 4.00 3.23 2.81 4.58 4.14 3.88 3.90 3.27 2.98 3.97 3.39 3.19
长乐乡 4.36 3.79 3.56 3.67 3.06 2.41 4.89 4.77 4.70 4.31 3.78 3.48 4.06 3.52 3.28
所有样本 4.35 3.84 3.58 3.92 3.19 2.60 4.74 4.44 4.27 4.16 3.64 3.35 4.15 3.64 3.43
4.1.2 生计方式响应 表3显示,生计方式响应指数均值为3.56,略低于生计产出响应指数,在4个维度中排名第二,处于“弱认同”状态,但标准差为0.93,在4个维度中最大,这意味着农户之间生计方式响应差异明显。3个乡镇中,塔卧镇的响应指数最高、标准差最小,表明塔卧镇农户对城镇化的生计响应最突出且彼此间差异最小,寨阳乡、长乐乡虽然响应指数均值相同,但前者的标准差远高于后者,即寨阳乡农户间的响应差异远大于长乐乡。从三类响应强度来看（表4）,感知、意愿和行动响应指数均值分别为4.15、3.59和3.35,前两者略低于生计资本响应,后者仅高于生计空间响应,在4个维度中排第二、第三位,行动与感知的差距小于生计空间和生计资本响应,排第三位。3个乡镇中,长乐乡的感知和意愿响应指数最高,寨阳乡则行动响应指数最高,行动与感知差距最大的是长乐乡,差距最小的是寨阳乡,这意味着长乐乡农户虽然感知到城镇化对生计方式带来的影响,并且也愿意进行调适,但可能受诸多因素的制约,生计方式的实际变化不大,而寨阳乡的行动力则更强。
4.1.3 生计产出响应 生计产出响应指数均值为3.57,在4个维度中最高,标准差为0.76,仅小于生计方式响应指数,在4个维度中排名第二,这意味着农户的生计产出虽然总体上受城镇化的影响大,但农户之间的差异却不容小觑。3个乡镇中,寨阳乡、塔卧镇和长乐乡的响应指数依次递减,长乐乡不仅响应指数最小,而且标准差最大,可见,长乐乡农户的城镇化生计产出响应相对迟缓且分化相对严重。从三类响应强度来看,感知响应指数在4个维度中最小,意愿响应指数仅高于生计空间响应,排名第三,行动响应指数则在4个维度中最高,可见,相对于其他维度而言,生计产出的行动响应最强。3个乡镇中,寨阳乡、塔卧镇和长乐乡生计产出感知、意愿响应指数依次递减,但塔卧镇的行动响应指数最高,行动与感知差距最小的是塔卧镇,差距最大的是寨阳乡,这意味着在生计产出响应方面塔卧镇的行动力要高于寨阳乡。
4.1.4 生计空间响应 生计空间响应指数均值为3.27,在4个维度中最小,标准差为0.70,在4个维度中排名第三,意味着农户在生计空间维度的响应相对滞后,并且农户之间的差异也相对较小。3个乡镇中,寨阳乡响应指数最高且标准差最大,农户间的分化明显,长乐乡响应指数最低、标准差居中,农户响应滞后,塔卧镇则响应指数居中、标准差最小,农户响应的一致性较高。从三类响应强度来看,感知响应指数略高于生计产出响应,排名第三,意愿响应指数和行动响应指数均在4个维度中垫底,特别是行动响应指数,均值仅为2.96,农户在生计空间上并没有发生明显的实质性改变。3个乡镇中,寨阳乡感知响应指数最高,行动响应指数最低,行动与感知之间的差距最大,这可能与寨阳乡因离市区近、基本公共服务均等化程度高且生态环境好,从而进城购房比例较低有关。塔卧镇与长乐乡的行动与感知响应指数差距相差不大,长乐乡的行动力略强。
4.1.5 综合生计响应 基于综合加权法可得到农户综合生计响应指数及三类强度指数（表3、表4）。综合生计响应指数均值为3.49,标准差为0.57。3个乡镇中,寨阳乡最高、标准差最大,塔卧镇居中、标准差最小,长乐乡最低、标准差居中。可见,在响应最积极和最消极的乡镇中,农户响应分化更明显,响应居中的乡镇,农户响应的趋同性相对较高。从三类响应强度来看,意愿和行动响应指数的排序一致,依寨阳乡、塔卧镇和长乐乡的顺序依次递减,感知响应上,寨阳乡最高,长乐乡则略高于塔卧镇。行动与感知差距最小的是塔卧镇,意味着塔卧镇农户能及时将城镇化对生计影响的认知转化为实际调适策略,行动力更强。

4.2 农户生计响应的影响因素

结合现有研究[17],选取外部环境与内部家庭两大类共9个因子作为解释变量,通过多元回归分析得到各因子对不同响应维度、不同响应强度②(② 限于篇幅,文中没有完整报告生计感知响应、生计意愿响应和生计行动响应三类响应强度的回归结果。)的影响效应（表5）。
表5 农户生计响应维度影响因素的识别结果

Tab. 5 Identification results of factors that have impact on rural households’ livelihood response dimensions

模型 模型1 模型2 模型3 模型4 模型5
因变量 LHR LHRC LHRw LHRp LHRs
自变量
外部环境
城镇特征
 xzlx1 0.14（0.29） -0.01（0.96） -0.07（0.76） 0.13（0.50） 0.53***（0.00）
xzlx2 -0.18（0.16） -0.30*（0.05） -0.02（0.94） -0.46**（0.02） -0.02（0.91）
自然条件 dxlx1 0.14（0.24） 0.03（0.78） -0.07（0.71） 0.33*（0.07） 0.29**（0.04）
dxlx2 0.10（0.65） 0.31（0.19） 0.16（0.55） -0.34（0.29） 0.30（0.19）
dxlx3 0.02（0.93） -0.22（0.16） -0.46（0.15） 0.75**（0.01） 0.09（0.70）
区位条件
 xcjl1 -0.09（0.60） -0.04（0.84） -0.01（0.96） -0.10（0.72） -0.21（0.30）
xcjl2 0.03（0.86） 0.14（0.35） 0.03（0.87） 0.11（0.67） -0.16（0.35）
xcjl3 -0.00（0.99） 0.07（0.74） -0.04（0.87） 0.38（0.23） -0.38*（0.09）
村级经济 cjjj1 -0.24（0.23） 0.26（0.29） -0.28（0.34） -0.33（0.15） -0.48*（0.09）
cjjj2 -0.08（0.62） 0.12（0.58） -0.13（0.56） -0.18（0.39） -0.08（0.75）
cjjj3 -0.30*（0.06） 0.04（0.84） -0.42**（0.04） -0.59***（0.00） -0.10（0.65）
家庭因素
收入来源 Srly1 0.18（0.20） -0.00（0.99） 0.30（0.29） 0.51***（0.00） -0.20（0.26）
Srly2 0.04（0.75） 0.03（0.90） 0.35（0.20） 0.23（0.20） -0.55***（0.00）
Srly3 0.34**（0.01） 0.18（0.49） 0.43（0.14） 0.64***（0.00） 0.03（0.85）
Srly4 -0.63***（0.00） -0.41（0.22） -0.76**（0.04） -0.27（0.40） -0.96***（0.00）
年龄结构 nljg1 0.25**（0.01） 0.28**（0.01） 0.28*（0.09） 0.21*（0.07） 0.19（0.12）
nljg2 0.10（0.27） 0.18*（0.05） 0.04（0.79） 0.18（0.11） 0.04（0.67）
nljg3 -0.21（0.14） -0.09（0.57） -0.18（0.45） -0.24（0.20） -0.29*（0.08）
教育程度 zgjy1 -0.20*（0.05） -0.15（0.17） -0.23（0.18） -0.25*（0.06） -0.13（0.26）
zgjy2 -0.17（0.15） -0.18（0.13） -0.12（0.57） -0.18（0.22） -0.21（0.13）
zgjy3 -0.08（0.48） -0.06（0.67） 0.03（0.87） -0.28*（0.05） -0.30（0.84）
zgjy4 0.12（0.74） -0.17（0.48） 0.13（0.81） 0.27（0.55） 0.17（0.53）
劳力数量 ldls1 0.21（0.34） -0.07（0.65） 0.28（0.46） 0.17（0.45） 0.36（0.16）
ldls2 0.15（0.51） -0.12（0.43） 0.15（0.69） 0.17（0.45） 0.31（0.22）
ldls3 0.17（0.47） -0.18（0.31） 0.24（0.55） 0.17（0.47） 0.31（0.26）
社会网络 csgz1 0.17*（0.06） 0.13（0.20） 0.21（0.19） -0.06（0.58） 0.38***（0.00）
csgz2 0.15*（0.09） 0.01（0.94） 0.16（0.29） 0.16（0.21） 0.23*（0.05）
csgz3 -0.23**（0.03） -0.27**（0.01） -0.16（0.48） -0.38***（0.00） -0.13（0.34）
Loglikelihood -176.06 -186.37 -313.92 -240.50 -225.88
Adj.R2 0.24 0.18 0.12 0.27 0.26
Prob(F-statistic) 0.00 0.01 0.07 0.00 0.00

注：① 模型1~5分别为生计资本响应、生计方式响应、生计产出响应、生计空间响应和综合生计响应的影响因素识别;② 所有模型均经过多重共线性、异方差等检验修正,并采用White异方差一致性估计量估计;③ ***、**、*分别表示在1%、5%和10%的显著性水平上显著。

4.2.1 外部环境因素的影响 外部环境对样本农户城镇化生计响应的总体影响不是特别明显,但对不同响应维度和不同响应强度的影响存在明显差异。
（1）城镇化特征对生计响应的资本、产出、空间维度以及感知响应有显著影响。以长乐乡为参照组,以寨阳乡（xzlx1）、塔卧镇（xzlx2）为比较组的虚拟变量回归结果显示,相对于长乐乡（县城近郊特色农业驱动型城镇化）,寨阳乡（区域中心城市郊区休闲型城镇化）有更高的生计空间响应,在1%的显著性水平下指数值高出0.53,塔卧镇（革命老区红色旅游带动型城镇化）则有更低的生计资本响应、生计产出响应和生计感知响应,指数分别要低0.30、0.46和0.42。
（2）自然条件对生计产出和生计空间响应有影响。以坡度≥30°的地区为参照组,以坡度20°~30°的地区（dxlx1）、坡度10°~20°的地区（dxlx2）和坡度≤10°的地区（dxlx3）为比较组的虚拟变量回归结果显示,相对于坡度≥30°的地区,坡度20°~30°的地区有更高的生计产出和生计空间响应,指数分别在10%和5%的显著性水平下高出0.33和0.29。居住在坡度≤10°的地区的农户生计产出响应指数也要高出0.75,在5%的显著性水平下显著。这表明,地势相对平缓的乡镇,农户城镇化的生计产出和生计空间响应更明显。
（3）区位条件仅对生计空间响应有影响。在10%的显著性水平下,以离县城30 min时间距离为参照,离县城时间距离1~2h（xcjl3）的农户其生计空间响应指数低0.38,30~45 min（xcjl1）,45 min~1 h（xcjl2）之内的农户与半小时以内的农户间没有显著差异。这表明,在县城1小时圈内,农户的生计空间响应没有显著区别,但超过1小时,农户的生计空间响应开始显著下降。
（4）村级经济状况对生计响应的影响较广。以乡镇中的富裕村为参照,以中等发展水平村（cjjj1）、一般贫困村（cjjj2）和重点贫困村（cjjj3）为比较组的虚拟变量回归结果显示,中等发展水平村的农户生计空间响应指数在10%的显著性水平下要低0.48,而重点贫困村农户的生计方式、生计产出和生计综合响应指数分别在5%、1%和10%的显著性水平下低0.42、0.59和0.30。在生计感知响应和意愿响应上,重点贫困村的响应指数分别在1%、5%的显著性水平下低0.27和0.47。
4.2.2 家庭因素的影响 相对于外部环境而言,家庭因素对城镇化的农户生计响应影响更为广泛。除劳动力数量（ldls1、ldls2、ldls3）变量以外,收入来源、年龄结构、教育程度和社会网络等对生计响应的不同维度、不同强度产生了差异化的影响。
（1）收入来源对生计方式、生计产出、生计空间、综合生计响应以及意愿响应和行为响应均有显著影响。以其他收入来源为参照组,以务工收入（Srly1）、种植或养殖收入（Srly2）、经商收入（Srly3）、政府转移性收入（Srly4）为家庭主要收入来源为比较组的虚拟变量回归结果显示,以政府转移性支付为主要收入来源的家庭的生计响应指数在5%的显著性水平下低0.76,以务工、经商为主要收入来源的家庭的生计产出响应指数在1%的显著性水平下分别高出0.51和0.64,在1%的显著性水平下,以种植或养殖和转移性支付为主要收入来源的农户的生计空间响应指数分别低0.55和0.96。从综合响应指数来看,经商的农户与依赖转移支付的农户的响应指数分别高0.34或低0.64,统计上都显著。响应强度方面,经商的农户与依赖转移支付的农户在意愿响应和行动响应上均存在显著差异,前者比参照组分别高出0.41和0.34,后者则分别低出0.57和0.76。
（2）年龄结构对生计响应不同维度和不同强度的影响一致性较高。以“有14岁以下小孩和60岁以上老人”的家庭为参照组,以“有14岁以下小孩,无60岁以上老人”（nljg1）、“无14岁以下小孩,有60岁以上老人”（nljg2）、“所有人年龄都在14~60岁”（nljg3）的家庭为比较组的虚拟变量回归结果显示,“有14岁以下小孩,无60岁以上老人”的农户在生计资本、生计方式、生计产出以及综合响应指数上均显著更高,分别高出0.28、0.28、0.21和0.25,类似地,感知、意愿和行动响应指数也分别高出0.27、0.24和0.24。“无14岁以下小孩,有60岁以上老人”的农户则生计资本响应指数在10%的显著性水平下高出0.18。“所有人年龄都在14~60岁”的农户的生计空间响应指数以及行动响应指数在1%和5%的显著性水平下低0.29和0.39。这表明,“有小孩无老人”的农户对城镇化的生计响应更积极,而“既无小孩也无老人”的农户对城镇化的生计响应更消极,“无小孩有老人”的农户在生计资本维度上也有较积极的表现。
（3）教育程度对农户生计响应的影响比预期的要小。以“研究生及以上学历”为参照组,以家庭成员中最高教育程度为“小学及以下”（zgjy1）、“初中”（zgjy2）、“高中”（zgjy3）、“大专或本科”（zgjy4）的农户为比较组的虚拟变量回归结果表明,教育程度对农户生计响应的影响主要表现在生计产出维度和意愿响应指数上。相对于家庭成员中具有研究生及以上学历的农户而言,最高教育程度为“小学及以下”“高中”的农户的生计产出响应指数在1%的显著性水平下低0.25和0.28,意愿响应指数在1%和5%的显著性水平下低0.32和0.31。最高教育程度为“初中”的农户的意愿响应指数也在5%的显著性水平下低0.32。此外,最高教育程度为“小学及以下”的农户的综合生计响应略消极,指数在1%的显著性水平下略低0.2。
（4）社会网络对农户的生计资本、产出、空间维度的响应有显著影响,并且以行动响应影响为主。以“没有亲戚或朋友在城市工作”的农户为参照组,以“有且联系较多”（csgz1）、“有但只是偶尔联系”（csgz2）、“有但从不联系”（csgz3）的农户为比较组的虚拟变量回归结果显示,“有且联系较多”“有但只是偶尔联系”的农户分别在1%和10%的显著性水平下有更积极的生计空间响应,指数分别高出0.38和0.23,并且行动响应指数也在1%和5%的显著性水平上高0.32和0.26,综合响应指数则高出0.17和0.15。“有但从不联系”的农户的生计资本响应、生计产出响应和综合生计响应指数分别在5%、1%和5%的显著性水平下低0.27、0.38和0.23,并且感知响应指数和行动响应指数也在1%和5%的显著性水平下低0.41和0.22。

5 城镇化农户生计响应的机制与路径

上述城镇化农户生计响应维度、强度和影响因素分析表明,农户对城镇化的生计响应是从资本、方式、产出到空间,从感知、意愿到行动的多维度、多层次的综合反应,是外部环境和家庭因素共同作用的结果,这一过程如图2所示。
图1 研究区示意图

Fig. 1 Location of the study area

图2 城镇化农户生计响应机制与路径的示意图

Fig. 2 The mechanism and path diagram of rural households' livelihood response to urbanization

（1）宏观环境的动态规制与诱导效应。城乡二元体制、新型城镇化与乡村振兴战略是当前城镇化最重要的外部宏观环境。一方面,城乡二元体制在城乡二元发展、城乡二元松动、城乡统筹发展中不断演变,户籍、土地和公共资源配置等城乡分割制度对城镇化的农户生计响应的制约效应“由强变弱”,特别是,随着乡村振兴和城乡融合机制体制改革上升为国家战略后,这一趋势将进一步加速,但制度惯性与路径依赖使得城乡二元体制的制约效应在短期内仍不可忽视。另一方面,强调“以人为本”和“人口、产业、土地”协调的新型城镇化战略及配套政策则为农户的城镇化生计响应提供了引导与支持,但在空间布局与边界上受制于全国主体功能区规划和城镇体系规划。武陵山片区等连片特困区无论是城乡关系演变阶段还是制度改革进程都相对滞后,城乡分割的制度惯性和路径依赖对城镇化的农户生计响应的制约效应更强。同时,该区域在主体功能区规划中多为限制开发和禁止开发区域,在城镇体系规划中处于“外围”区域。因而,武陵山片区城镇化的农户生计响应的宏观环境规制效应更强,诱导效应较弱。
（2）外部条件、城镇聚落的吸附与扩散效应。城镇化本质上是“人业地”关系重构的过程,表现为“城乡连续体”中乡村聚落的要素组合向城镇聚落转移和转型。而在这一过程中,自然条件、地理区位和发展程度决定了要素组合转移和转型的方式（类型）、进程（阶段）和质量,进而对农户的城镇化生计响应产生影响。由于这类影响来自于农户家庭之外的外部环境及城镇聚落的吸附力和扩散力,故称其为“吸附与扩散效应”。前面的实证分析表明,较平缓的地理类型、距离县城较近的区位条件、较高的经济发展水平以及区域性中心城市郊区休闲驱动型城镇化类型对应于更广和更高的农户城镇化生计响应广度和强度。不过,外部吸附和扩散效应在生计响应的不同维度、不同强度上有着明显差异,如发展程度相对于区位条件对更多生计响应维度有影响,并且在响应强度上对生计感知、意愿的影响也强于对行动的影响。总之,外部吸附和扩散效应是来自于“城乡连续体”中城镇聚落一端的综合影响,是农户城镇化生计响应的“拉力”。武陵山片区虽内部乡镇之间存在一定差异,但整体而言自然条件相对恶劣、地理区位相对偏远、发展程度明显滞后,外部环境、城镇聚落的吸附与扩散效应总体偏弱,从而农户城镇化生计响应的“拉力”不足。
（3）家庭因素的内部驱动效应。农户生计响应是家庭决策行为与结果,是在宏观环境的“动态规制与诱导”下,面对城镇聚落的“吸附力和扩散力”,所做出的积极或消极的回应。作为家庭决策行为,家庭因素是内核驱动力,这些因素分别或相互影响,形成了农户特定的生计响应表现。前面的家庭因素影响识别分析表明,家庭因素相对于外部环境因素而言,对农户的城镇化生计响应有着更显著的影响,收入来源以经商、务工为主,家庭成员中有小孩或有老人,有较高教育程度家庭成员以及社会资本较高（有在县城工作的亲戚朋友且联系紧密）的家庭有着更广维度和更高强度的生计响应。不过,家庭因素中各因子对农户生计响应各维度、各响应强度的驱动效应也具有异质性,如社会网络对生计空间响应的影响要大于生计资本、生计方式和生计产出响应,教育程度对生计意愿响应的影响大于感知响应和行动响应。与外部环境、城镇聚落的吸附和扩散效应对应,家庭因素作为内部驱动因子在农户城镇化生计响应中起着“推力”的作用,同时,作为内核驱动力,家庭因素的影响更为关键。贫困地区农户多为“弱质”家庭,或者劳动力少、抚养比高,或者受教育程度低、健康状况堪忧,或者社会资本缺乏,使得农户家庭脆弱性高、城镇化适应能力弱,进而城镇化农户生计响应的“推力”不足,家庭内部驱动效应弱。

6 结论与讨论

6.1 结论

基于农户的城镇化生计响应测度、影响因素识别及响应机制与路径的系统分析,研究结论如下：① 农户生计响应是“城乡连续体”的“人业地”关系重构中乡村聚落的决策单元对城镇聚落吸附与扩散效应的综合反应,从广度上可以分为生计资本、方式、产出和空间响应4个维度,在强度上则表现为感知、意愿和行动三种类型;② 基于综合加权法测度的生计综合响应指数、各维度指数和强度指数表明,区域性中心城市郊区、革命老区红色旅游景区和县城近郊特色农业种植区周边农户的生计综合响应、生计空间响应和生计产出响应依次递减,但生计资本和生计方式响应及各维度的响应强度排序不一致;③ 农户的城镇化生计响应是宏观环境“动态规制与诱导”效应、外部条件和城镇聚落的“吸附和扩散”效应以及家庭因素的“内部驱动”效应共同作用的结果;④ 宏观环境中城乡二元体制的演变与新型城镇化战略、乡村振兴战略动态地规制与诱导农户,使其生计响应与国家阶段性战略目标相适应。外部环境方面,较平缓的地理类型、距离县城较近的区位条件、较高的经济发展水平以及区域性中心城市郊区休闲驱动型城镇化类型对应于更广和更高的农户城镇化生计响应广度和强度。家庭因素方面,收入来源以经商、务工为主,家庭成员中有小孩或有老人,有较高教育程度家庭成员以及社会资本较高的农户有着更广维度和更高强度的生计响应。

6.2 讨论

党的十九大提出乡村振兴战略,中央农村工作会议进一步将“重塑城乡关系、走城乡融合发展之路”作为乡村振兴七大路径之首。随着乡村振兴战略的实施和推进,倒逼城乡融合体制机制改革,城乡二元分割将向城乡融合不断演进。然而,在乡村振兴战略实施过程中,必须遵循城乡关系演变规律,顺势而为。与其他连片特困地区类似,武陵山片区不仅乡村衰败,而且城镇化滞后,面临着乡村振兴和城镇化推进的双重压力。如何在二者之间寻求平衡,实现协同发展是这一类型区域面临的特殊课题。乡村聚落和城镇聚落是“城乡连续体”的两端,农户是连接两端的核心能动要素,在城镇化程度较低的贫困地区,城镇化仍是主导方向,也是减缓农村贫困的重要途径,农户的城镇化生计响应直接影响城镇化的减贫效应、城乡融合协同发展。深入探讨连片特困区这类特殊类型区域城镇化过程中农户的生计响应测度、影响因素、响应机制与路径等基础性问题,既是对现有城镇化理论的微观基础的有益补充,也是农户地理论、乡村地理论在特殊类型区域的“本土化”和“情境化”,具有重要的理论意义。同时,也对提升连片特困区城镇化的减贫效应、协同推进乡村振兴与新型城镇化、加快深度贫困区发展有现实的指导和借鉴意义。遗憾的是,现有的研究较少关注贫困地区农户的城镇化生计响应,缺乏对农户城镇化生计响应维度、强度以及影响因素的深入考察。本文通过构建农户城镇化生计响应测度要素体系,调查访谈3个典型乡镇355户农户,定量考察了农户的城镇化生计响应及其影响因素,并尝试阐释了农户生计响应的机制与路径。不过,主要依赖数据而定性分析深度有限是本文的不足,考虑更多类型的乡镇,扩大调研样本,结合深度的案例分析,特别是典型家族城乡迁移的长时序的多案例比较研究很有必要,这既是课题组下一步研究的重要内容,也是解决连片贫困地区乡村振兴与新型城镇化协同推进、城乡融合发展难题的客观要求。

参考文献

原文顺序 | 文献年度倒序 | 文中引用次数倒序
[1]
蔺雪芹, 王岱, 任旺兵 , 等. 中国城镇化对经济发展的作用机制. 地理研究, 2013,32(4):691-700.

[ Lin Xueqin, Wang Dai, Ren Wangbin , et al. Research on the mechanism of urbanization to economic increase in China. Geographical Research, 2013,32(4):691-700.]

[2]
游俊, 冷志明, 丁建军 . 中国连片特困区发展报告(2014—2015). 北京: 社会科学文献出版社, 2015.

[ You Jun, Leng Zhiming, Ding Jianjun. The Development Report of China Contiguous Destitute Areas (2014-2015). Beijing: Social Sciences Academic Press ( China), 2015.]

[3]
丁建军, 周书应 . 武陵山片区城镇化减贫的空间异质性. 中南民族大学学报: 人文社会科学版, 2018,38(2):78-83.

[ Ding Jianjun, Zhou Shuying . Spatial heterogeneity of urbanization's poverty alleviation effects of Wuling Mountain Area. Journal of South-Central University for Nationalities: Humanities and Social Sciences, 2018,38(2):78-83.]

[4]
夏庆杰, 王大树 . 城市化与贫困: 文献综述. 中国国际扶贫中心研究报告, 2013, (10), , 2018-05-06.

[ Xia Qingjie, Wang Dashu. Literature review on poverty and urbanization. Report of IPRCC, 2013, (10), , 2018-05-06.]

[5]
Simon D , McGregor D, Nsiah-Gyabaah K. The changing urban-rural interface of African cities: Definitional issues and an application to Kumasi, Ghana. Environment and Urbanization, 2004,16(3):235-248.

[6]
Simon D . Urban environments: Issues on the peri-urban fringe. Annual Review of Environment and Resources, 2008,33(2):167-185.

[7]
Tho N . Livelihoods of people living in a peri-urban area of Ho Chi Minh city case study Hung Long commune, Binh Chanh district, Ho Chi Minh city, Vietnam. Campus Ultuna: Master Dissertation of Swedish University of Agricultural Sciences, 2006.

[8]
Tran Q T, Steven L, Michael P C . Responding to loss of farmland: The role of social capital. The Senshu Social Capital Review, 2013,12(4):482-506.

[9]
Ghuncha F, Ateeque A . Impact analysis of urbanization on rural livelihood: An empirical study of an urban center of Delhi, India. International Journal of Urban Sciences, 2011,15(3):147-160.

[10]
Minsun K . Peri-urbanization and its impacts on rural livelihoods in Mumbai's urban fringe, 48th ISOCARP Congress , 2012.

[11]
Nasrin B , Shahab F. Urban Fringe: Sustainability of Livelihoods and Well-being of Urban Fringe Households. ‎Berlin: Springer International Publishing, 2016.

[12]
Abdissa. Urban expansion and the livelihood of the peri-urban agricultural community: The case of Addis Abeba. Addis Ababa: Master Dissertation of Addis Abeba University, 2005.

[13]
Leulsegged K, Gete Z, Dawit A , et al. Impact of urbanization of Addis Abeba city on peri-urban environment and livelihoods. Addis Ababa: Working Paper of Addis Abeba University, 2007.

[14]
Feyera A, Terefe D. Urbanization and changing livelihoods: The case of farmers' displacement in the expansion of Addis Ababa. In: The Demographic Transition and Development in Africa. Berlin: Springer Netherlands, 2010, 215-235.

[15]
Tsega G M, Mary O . Growth, peri-urbanization and income diversification: Evidence from peri-urban Tigray, Northern Ethiopia. The Conference of IGA Economies and Somalia Federalism, 2014.

[16]
Tsega G M . Welfare impacts of urban expansion: Micro perspective from peri-urban northern Ethiopia, the Conference on Centre for the Study of African Economies, 2015.

[17]
Fred W K . Livelihoods, urbanization and the rural-urban interface in African growth-based economies: The case of Botswana. Human Settlement Development, 2016,22(4):363-367.

[18]
李小建 . 农户地理论. 北京: 科学出版社, 2009.

[ Li Xiaojian. Geography of Rural Households. Beijing: Science Press, 2009.]

[19]
李彩霞 . 城镇化对农民生计方式变迁的影响. 石河子: 石河子大学硕士学位论文, 2014.

[ Li Caixia . Impact of urbanization on the way of farmers' livelihood change. Shihezi: Master Dissertation of Shihezi University, 2014.]

[20]
刘自强, 李静 . 宁夏农户生计资本对城镇化的响应及提升路径. 北方民族大学学报: 哲学社会科学版, 2017, ( 2):127-132.

[ Liu Ziqiang, Li Jing . The response and improvement path of farmer's livelihood capital to urbanization in Ningxia province. Journal of Beifang University of Nationalities: Philosophy and Social Science Edition, 2017, ( 2):127-132.]

[21]
游和远, 李依灵 . 生计资本对农地转出户分层城镇化选择意愿的影响分析. 农村经济与科技, 2016,27(17):197-200.

[ You Heyuan, Li Yiling . Analysis of the influence of livelihood capital on rural land transfers' stratified urbanization choice. Rural Economy and Science Technology, 2016,27(17):197-200.]

[22]
苏芳, 周亚雄 . 新型城镇化背景下劳动力转移对农户生计策略选择的影响分析. 数理统计与管理, 2017, ( 1):15-22.

[ Su Fang, Zhou Yaxiong . Effects analysis of transferring of rural labor on farmers' livelihood strategies under a background of new urbanization. Journal of Applied Statistics and Management, 2017, ( 1):15-22.]

[23]
李伯华, 曹冬, 杨森 . 城乡边缘区农户家庭就业空间行为模式及机制研究. 云南地理环境研究, 2012,24(3):25-30.

[ Li Bohua, Cao Dong, Yang Sen . Employment spatial behavior models and mechanism of households in urban-rural fringe. Yunan Geographic Environment Research, 2012,24(3):25-30.]

[24]
任国平, 刘黎明, 付永虎, 等 . 基于 GWR模型的都市城郊村域农户生计资本空间差异分析. 资源科学, 2016,38(8):1594-1608.

DOI

[ Ren Guoping, Liu Liming, Fu Yonghu , et al. Spatial differentiation of rural household livelihood capital in metropolitan suburbs based on GWR model. Resources Science, 2016,38(8):1594-1608.]

[25]
镇玲, 孙丽丽 . 城市近郊被征地农户生计变化分析. 华中农业大学学报: 社会科学版, 2013, ( 5):106-112.

[ Zhen Ling, Sun Lili . Analysis on changes of livelihoods of lost-land farmers in outskirts of city. Journal of Huazhong Agricultural University: Social Sciences Edition, 2013, ( 5):106-112.]

[26]
丁士军, 张银银, 马志雄 . 被征地农户生计能力变化研究. 农业经济问题, 2016, ( 6):25-33.

[ Ding Shijun, Zhang Yinyin, Ma Zhixiong . Research on changes of livelihood capabilities of rural households encountered by land acquisition. Agricultural Economic Question, 2016, ( 6):25-33.]

[27]
安祥生, 陈园园, 凌日平 . 基于结构方程模型的城镇化农民可持续非农生计分析. 地理研究, 2014,33(11):2021-2033.

[ An Xiangsheng, Chen Yuanyuan, Ling Riping . Analysis of sustainable non-agricultural livelihoods of urbanized farmers based on Structural Equation Model. Geographical Research, 2014,33(11):2021-2033.]

[28]
冯建喜, 汤爽爽, 杨振山 . 农村人口流动中的“人地关系”与迁入地创业行为的影响因素. 地理研究, 2016,35(1):148-16.

[ Feng Jianxi, Tang Shuangshuang, Yang Zhenshan . Determinants of entrepreneurial behavior of rural migrants in urban society: From the perspective of 'human-environment relationship'. Geographical Research, 2016,35(1):148-16.]

[29]
陈佳, 张丽琼, 杨新军 , 等. 乡村旅游开发对农户生计和社区旅游效应的影响. 地理研究, 2017,36(9):1709-1724.

[ Chen Jia, Zhang Liqiong, Yang Xinjun , et al. The impact of tourism development on changes of households' livelihood and community tourism effect. Geographical Research, 2017,36(9):1709-1724.]

[30]
赵雪雁 . 地理学视角的可持续生计研究: 现状、问题与领域. 地理研究, 2017,36(10):1859-1872.

[ Zhao Xueyan . Sustainable livelihoods research from the perspective of geography: The present status, questions and priority areas. Geographical Research, 2017,36(10):1859-1872.]

[31]
杨锡涛, 周学红, 张伟 . 基于熵值法的我国野生动物资源可持续发展研究. 生态学报, 2012,32(22):7230-7238.

DOI

[ Yang Xitao, Zhou Xuehong, Zhang Wei . Research of wildlife resources sustainable development based on entropy method in China. Acta Ecologica Sinica, 2012,32(22):7230-7238.]

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