从福利经济视角看居民拆迁意愿及安置补偿选择——基于温州市“大建大美”拆迁社区的数据分析

陈煦煦，陈凯

（温州职业技术学院，浙江 温州 325035）

一、引言

亚里士多德曾说：人们为了生活，聚居于城市；人们为了生活得更好，居留于城市。近年来，为了给居民提供一个更为舒适、宜居的城市人居环境，中国政府不断加大民生改善力度，在住房方面启动新的三年棚改攻坚计划。2018年全年棚户区住房改造620多万套，农村危旧房改造190万户[1]。温州市政府全面贯彻中央精神，在全市范围内开展“大拆大整，大建大美”专项行动，2018年全年开工项目252个，建成193个，城中村改造签约4.55万户，拆除旧房3.25万户[2]。“大建大美”作为一项重点民生工程，对城市进行有规划、有步骤的改造和更新，优化城市环境，增强城市功能，为城市提颜值、增品质。

然而，在“大建大美”的进程中，也暴露出了大量的问题：拆迁居民拆迁意愿低（如钉子户问题、政府强拆问题），安置补偿难协调，拆后生存问题（拆迁居民买不起房，老年拆迁户租房困难，就业、就医、就学问题）等。

二、理论基础

禀赋效应理论指出，拥有一件东西会让你高估它的价值。“禀赋效应”是由“损失厌恶”心理造成的，即一定量的损失给人们所带来的效用降低要高于相同的收益带来的效用的增加，这是一种现状偏向的心理状态[3]。因此，拆迁居民因为不愿意失去现有住房，在追求安置补偿的时候往往会要求更高的价格，在价格不符合心理预期时，做出拒不拆迁的“钉子户”行为。

约翰·普雷斯科特在《我们城市的未来，城市复兴白皮书》中指出，城市改造在确保经济发展的同时，还应关注居民在这一过程中所受到的不公平待遇，解决城市改造所带来的一系列的社会及环境问题，最终实现有利于广大人民的城市复兴[4]。白友涛和陈赟畅认为在旧城改造过程中，政府应该将拆迁对居民的生活影响、利益影响、其他非经济损失等方面造成的社会成本计入改造成本[5]。李梦玄等学者在对保障房社区居民搬迁的研究中，引入空间失配理论，得出如果环境变迁中缺少相应的福利配置设施，居民的空间失配概率就会上升[6]。福利经济学的代表人物阿玛蒂亚森提出功能性活动[7]的概念，即比衣食住行更高级的活动和状态，例如受到社会的认可与尊重、和睦的邻里关系，丰富的社区活动等。由此引申出的功能性福利往往比一般的经济补偿有着更高的效用。因此，拆迁安置不能仅仅从理性经济人的角度关注拆迁安置的经济补偿，还应该从功能性福利方面进行测度，包括社会福利及保障、就业机会、医疗教育配套、周边环境及基础设施、交通便捷性、社区归属感等，并关注弱势群体的民生诉求。

阿玛蒂亚森在可行能力理论中指出，因人与人之间的差异性，对福利的满意度不但受到经济收入、资源的影响，还会受到个人、家庭、环境、心理等因素的影响[8]。我们对温州市拆迁居民的调查发现，不同的拆迁居民个体及家庭对安置经济补偿、生活居住环境以及相应的社会福利及保障的需求都是不同的。基于以上理论，本文将从福利经济学角度建立多维测量指标，探讨拆迁居民的拆迁意愿以及安置选择的影响因素。

三、数据来源与研究设计

本文的研究对象为温州三大主城区（鹿城区、瓯海区、龙湾区）的拆迁居民（房屋近期已被拆迁或接到拆迁通知书的房屋产权所有者或其配偶），以三区主要街道的拆迁办为主要采样基地，按照温州三区人口基数进行分层抽样，获得拆迁居民有效样本1 072份，其中鹿城区358份，龙湾区230份，瓯海区484份（见表1）。

表1 调查问卷的发放、回收、样本分布的具体情况统计表

首先，我们从个体、家庭、环境、安置福利四个维度分别引入多个指标变量（见表2），测试“大建大美”政策下影响拆迁居民的拆迁意愿及货币安置、实物安置选择的相关因素。然后，以量表的形式搜集各受访者对每一变量的重要度评价，采用态度量化方法进行赋分（“非常重要”100分；“比较重要”80分；“一般重要”60分；“不太重要”40分；“不重要”0分），获得原始数据。最后，运用SPSS软件进行数据处理，对变量进行降维，提取主成分，进行回归分析，找出影响拆迁及安置意愿的相关变量。

表2 拆迁意愿&安置选择的变量表

四、拆迁意愿的实证结果分析

拆迁意味着居民暂时或是永久搬离其生活的区域，对其经济能力以及拆迁后的生活适应性都是很大的挑战。对拆迁意愿的调查发现，73.81%的拆迁居民表示愿意被拆迁，26.19%的居民不支持拆迁，大多数人对“大建大美”政策是持支持态度的。

为了探讨影响拆迁居民拆迁意愿的相关因素，使用SPSS软件进行因子分析。KMO取样适当性因子分析及巴氏球形因子分析结果发现，KMO值为0.849，因子分析有价值；巴氏球形检验结果Sig=0.000，呈显著性，数据适合作因子分析。

由于该部分变量较多，首先，我们对“年龄”“拆迁地居住时间”“社区归属感”“家庭年收入”“年生活成本”“租房价格”“市场房价”“居住环境”“居住地治安”“安置条件”“拆迁补贴”这11个变量进行降维，来简化数据分析的复杂程度。

用主成分分析法抽取公共因子，以因子载荷量绝对值大于0.5为标准，保留五个公共因子（见表3）：因素一由“居住环境”“居住地治安”这两个相关程度较高的变量构成，因子载荷量分别为0.866、0.862，特征值为3.517，可解释方差量为26.588%，命名为“环境治安因素”；因素二由“年生活成本”、“家庭年收入”两个变量构成，因子载荷量分别是-0.863、0.847，特征值为2.181，可解释方差量为17.251%，命名为“家庭经济因素”；因素三由“社区归属感”“拆迁地居住时间”“年龄”三个变量构成，因子载荷量分别是0.861、0.724、0.676，特征值为1.711，可解释方差量为13.162%，命名为“生活适应因素”；因素四由“安置条件”“拆迁补贴”两个变量构成，载荷因子为0.843、0.829，其特征值为1.394，可解释方差为10.725%，命名为“安置福利因素”；因素五由“租房价格”“市场房价”两个变量构成，载荷因子为0.757、0.71的变量构成，其特征值为1.155，可解释方差为8.884%，命名为“租购房价格因素”。

将五个主因子“环境治安因素”、“家庭经济因素”、“生活适应因素”、“安置福利因素”和“租购房价格因素”作为自变量，“拆迁意愿”作为因变量，进行回归分析（见表4），多元相关系数（R）为0.941，判定系数（R2）为0.886，说明因变量“拆迁意愿”对该模型有很强的依赖性。

表3 拆迁意愿影响因素主成分分析结果

表4 DW &F检验

Durbin-Watson检验统计量值为1.861，接近中间值2，各因子间无自相关，残差独立。检验回归模型整体意义的方差分析结果显示P值为0，具有显著性，表明所拟合的多重线性回归方程具有统计学意义。

T检验结果（见表5）显示公因子安置福利因素、租购房价格因素和常量的偏回归系数检验的P值均小于0.05，呈显著性；而环境治安因素、家庭经济因素、生活适应因素的P值大于0.05，则不纳入模型中分析。

表5 T检验表

建立如下模型：

拆迁意愿=3.727+0.508安置福利-0.649租购房价格

结果表明，影响拆迁居民的拆迁意愿的主要因素为安置福利因素（安置条件、拆迁补贴）和租购房价格因素（拆迁后租房价格因素、市场房价）（见图1），而环境适应因素和生活适应因素对拆迁意愿影响不大。

图1 拆迁意愿思维导图

安置福利因素与拆迁意愿间的关系为正相关，安置福利每上升一个点，拆迁居民的拆迁意愿就上升0.508个点。即安置条件是否合意与拆迁补贴的多少直接影响到拆迁居民的拆迁意愿。拆迁居民受禀赋效应、损失厌恶以及现状偏向影响，他们对安置补偿的心理估值都会高于政府以房屋成本和市场平均价格为依据制定的补偿价格。对拆迁意愿低的居民调查发现，七成以上原因是政府的安置条件与拆迁补贴不合心意，希望以更高的价格来补偿自己的福利损失。

租购房价格因素与拆迁意愿间的关系为负相关，即租购房价格每下降一个百分点，拆迁意愿就上升0.649个百分点。温州市区这次拆迁大多推行的是货币安置的政策，现阶段房价的高低在一定程度上影响了他们的拆迁意愿。面对高企的房价，很多家庭拿着货币安置款还是很难在市区买到一套理想的住房。另外，大多数拆迁家庭原有房子被拆后，到货币安置购买新房前或是等待实物安置交付都要经历一段或长或短的租房居住的日子，租房市场的价格也是他们考虑的因素之一。

五、拆迁居民对安置补偿方式的选择

根据卡尔多-希克斯补偿检验标准，如果政府的拆迁可以做到提升城市品质的同时，安置补偿方案又能使拆迁居民得到完全补偿，没有福利损失，那这项民生政策就达到了卡尔多-希克斯效率[9]。

目前温州市场上的安置补偿方式主要有货币安置与实物安置两大类，其中货币安置为一次性现金补偿的方式；实物安置即政府建设新房来置换被拆迁房产，分为就地还建和异地还建两类。就地还建是在原拆迁地块上进行安置房建设，而异地还建将拆迁居民迁移至其他区域进行安置。

温州市区的安置政策基本以货币安置为主，到2018年底，由于政府资金紧张，部分货币安置被叫停，由实物安置代替，但大多数采用异地还建的形式，安置地段离原居住地较远，或是接近郊区，居民接受意愿低。调查发现，61.90%的拆迁居民倾向于选择货币安置，38.10%选择实物安置。在偏好实物安置的居民中，86.43%更愿意选择就地还建，13.57%倾向于异地还建（见图2）。为了进一步探讨拆迁居民安置选择的影响因素，我们分别对货币安置意愿以及实物安置意愿进行实证建模。

图2 拆迁户安置选择图

（一）货币安置意愿的影响因素分析

货币安置是此次全国范围内棚改的主要安置方式，拆迁户拿到拆迁安置款，相当于把拆迁房以市场价格卖给政府，再去市场上选择心仪的房子，拆迁居民的住房选择更加多样化，可以满足不同的居住需求。

本模块引入“年龄”、“家庭人口”、“家庭年收入”、“货币安置每平方米单价”、“市场房价”、“个性化的居住选择”、“贷款利率”7个变量来测试其对货币安置意愿的影响。为使用SPSS软件进行因子分析，首先将相关数据进行KMO和Bartlett检验，结果显示，KMO值为0.875，大于0.8，Bartlett检验Sig=0.000，呈显著性，适合做因子分析。

为了简化数据分析的复杂程度，通过主成分分析法进行降维，以因子载荷量绝对值大于0.5为标准，保留两个公共因子（见表6）：公共因子一主要是由“贷款利率”“货币安置每平方米价格”“家庭年收入”“市场房价”四个相关程度较高的变量构成，特征值为3.694，可解释方差量为52.775%。由于这几个因素涉及购房所要考虑的必备因素，因此，将公共因子一命名为“购房因素”；公共因子二主要由“个性化的居住选择”“家庭人口”两个变量构成，特征值为1.216，解释方差量为17.375%，因不同的个体与家庭对住房的需求不同，故将其命名为“个性因素”。

表6 货币安置意愿影响因素主成分分析结果

将公因子“购房因素”和“个性因素”作为自变量，货币安置意愿作为因变量，进行回归分析，结果显示多元相关系数（R）为0.915，判定系数（R2）为0.837，说明因变量“货币安置意愿”对该模型有很强的依赖性。Durbin-Watson检验统计量为1.892，接近于中间值2，说明各因子之间无自相关。方差分析结果显示（见表7），F检验中P值为0.002，小于0.05，在α=0.05的检验水准下，所拟合的多重线性回归方程具有统计学意义。

表7 DW &F检验

T检验结果显示购房因素和常量的偏回归系数检验的P值均小于0.05（见表8），在α=0.05的检验水准下，有统计学显著性，而个性因素的P值＞0.05，则不纳入模型中分析。

表8 T检验表

建立模型为：

货币安置意愿=4.333+0.633购房因素

说明影响拆迁户货币安置意愿的主要因素是购房因素（贷款利率、货币安置每平方米单价、家庭年收入、市场房价）（见图3），购房因素每提高一个百分点，货币安置意愿就上升0.633个百分点。而个性因素（个性化的居住选择、家庭人口）对货币安置意愿影响不大。

图3 货币安置意愿思维导图

2017年两会上政府提出楼市“去库存”和“棚改货币化”，该项政策提振了温州房地产市场。拆迁居民拿着货币安置款去市场上买房，帮助温州房地产市场快速去库存，房价也开始上行，近一年来，温州市三区平均房价在17 382元/平方，且呈上升趋势（见图4）。银行贷款利率也由2016年以来的基准利率打8.5折、9折，到2018年的基准上浮10%。另外，在我们调查的拆迁居民样本中，71.43%的居民没有住房公积金补助，贷不到低息的住房公积金贷款，给购房带来了一定的资金压力。

图4 温州市三区平均房价走势图

面对日益高企的房价和贷款利率，拆迁户的购房成本大大升高，大多数拆迁居民都希望在和政府的博弈中获得更高的货币安置补偿。我们通过各街道访谈发现，52.35%的被拆迁居民认为政府给出的拆迁安置价格普遍低于其预期（见图5）。其中，城市中心区（鹿城区）拆迁居民满意度最低，究其原因，大多数市中心的被拆迁的老旧住房面积较小，很多家庭都蜗居在不到六十平方米的房子里，即使拆迁后以市场价格给与货币安置，总额却不多，他们拿着安置款仍然买不起房。

图5 货币安置补偿价格预期

（二）实物安置意愿的影响因素分析

为了进一步分析拆迁居民实物安置意愿的影响因素，以同样的方法引入“年龄”“家庭人口”“家庭年收入”“安置地段”“安置周期”“安置补贴”“租房成本”七个自变量。将相关数据进行KMO和Bartlett检验，KMO值 为0.892大于0.8，且Bartlett检验Sig=0.000，呈显著性，说明适合做因子分析。

通过主成分分析法进行降维，保留两个公共因子（见表9）：公共因子一命名为安置利益因素，主要由“安置地段”“安置周期”“安置补贴”“租房成本”四个因子载荷量大于0.5的变量组成，可解释方差为40.531%；公因子二命名为家庭因素，主要由“家庭年收入”“年龄”“家庭人口”三个相关程度较高的变量构成，可解释方差为20.045%。

将公共因子“安置利益因素”和“家庭因素”作为自变量，实物安置意愿作为因变量，进行回归分析，结果如表10所示：Durbin-Watson检验值为1.976，接近于2，说明因子之间不存在自相关，残差独立。F检验结果P值为0，在α=0.05的检验水准下，所拟合的多重线性回归方程具有统计学意义。

表9 实物安置意愿影响因素主成分分析结果

表10 DW &F检验

T检验结果显示（见表11），公因子安置利益因素、家庭因素和常量的偏回归系数检验的P值均小于0.05，具有显著性，可纳入到最终的回归模型中。

表11 T检验表

建立模型为：

实物安置意愿=4.382+0.647安置利益因素+0.349个人与家庭因素

因此，影响拆迁户选择实物安置主要是安置利益因素（安置地段、安置周期、安置补贴、租房成本）和个人与家庭因素（家庭年收入、年龄、家庭人口）两方面（见图6）。

图6 实物安置意愿思维导图

安置利益因素直接影响被拆迁居民的实物安置意愿，安置利益上升一个点，包括更合适的安置地段、更短的安置周期、更为满意的安置补贴以及低廉的租房价格，实物安置意愿就上升0.647。我们调查的样本中71.43%居民在拆迁地居住15年以上，他们已经习惯了居住社区周边的生活以及社交圈，更倾向于就地还建。就地还建既可以满足拆迁居民改善住房条件的愿望，又可以让其在原居住地继续生活，在一定程度上补偿了拆迁居民的主观情感损失，幸福感较强。但缺点是安置房建设周期较长，很多被拆迁居民担心安置房建设进展缓慢，无法按期回迁，安置房交付前大部分拆迁居民需租房居住，因此房租价格以及政府的安置补贴能否涵盖租房成本都是拆迁居民所考虑的主要因素；实物安置的另一种方式--异地还建，即将拆迁居民安置到城市的其他区域。拆迁居民被迫离开原居住地，安置地点的地理位置以及周边生活配套是他们考虑的主要因素。在现阶段温州去库存的大环境下，大多数异地还建的安置住房为现房，具备安置周期短的优点，但很多城市中心区域的拆迁居民被安置到城郊结合部，周边商业、医疗、教育配套都比较欠缺，居民安置意愿较低。

个人与家庭因素也在一定程度上影响被拆迁居民的实物安置意愿。我们抽样调查的样本数据显示，50岁以上的拆迁居民占总样本的半数以上，其中60岁以上的老人占25.51%；33.33%的家庭年收入在10万元以下。可见，拆迁社区的低收入性与老龄化现象普遍。对于低收入家庭来说，实物安置可以换得一套适宜的住房，相对货币安置没有购房压力。而大多数年龄大于六十岁的拆迁居民因为老年人租房困难、政府提供的临时安置点居住舒适性差等原因，并不愿意等待较长的安置周期获得一套实物安置的住房，安置周期和效率是他们考虑的重点。最后，家庭人口在一定程度上也影响了拆迁居民的实物安置意愿，我们调查发现，四口之家及以上家庭实物安置意愿较低，家庭成员人数让他们对空间要求更高，更倾向于去市场上购买合适的住房，另外实物安置不利于多子女家庭财产分配。

六、结论与政策建议

（一）结论

本文基于可行能力理论、功能性活动理论、禀赋效应、损失厌恶理论以及卡尔多-希克斯补偿检验标准，以温州“大建大美”行动拆迁社区拆迁居民为研究样本，从福利经济学角度建立多维测量指标，探讨拆迁居民的拆迁意愿以及安置选择的影响因素。本研究有如下发现：

第一，拆迁居民受禀赋效应与损失厌恶的影响，其拆迁意愿与安置福利因素（安置条件、拆迁补贴）有显著的正相关关系，提高安置条件与拆迁补贴在一定程度上将提高其拆迁意愿。另外，拆迁意愿与租购房价格因素（租房价格、市场房价）呈显著的负相关关系。现阶段的购房、租房价格，以及拆后的居住质量直接影响到他们的拆迁意愿。

第二，货币安置意愿与购房因素呈显著正相关。拆迁居民拿到安置款后到市场上购房，购房的资金来源（货币安置每平方米价格、家庭年收入）与购房成本（贷款利率、市场房价）决定了拆迁居民货币安置的意愿。

第三，实物安置意愿与安置利益因素（安置地段、安置周期、安置补贴、租房成本）、个人与家庭因素（家庭年收入、年龄、家庭人口）呈显著正相关关系。安置地段与安置周期是居民选择实物安置考虑的首要因素。其次，等待安置房交付期间的安置补贴与租房成本也直接关系到他们的居住质量。低收入性与老龄化是我们调查的拆迁社区普遍存在的问题，低收入家庭更倾向于实物安置，而老年人却不愿意花几年时间等待安置房交付。

（二）政策建议

根据上述结论，本文提出如下政策建议：

1.市场化的安置补偿机制与激励政策并行，提高居民的拆迁意愿。政府应以等价有偿为基本准则，结合被拆迁房产的地理位置、房龄、市场价格等因素，制定科学合理的安置补偿机制，实现安置补偿标准与市场价格接轨，保障拆迁居民的现实权益。增加拆迁激励（如按时签约激励费、拆迁居民购房税费优惠、房贷利率折扣等），鼓励群众配合拆迁。另外，各拆迁办要做到公开透明，落实“阳光拆迁”，让拆迁居民知晓拆迁的相关政策及法律法规，公布各社区拆迁安置的补偿价格及评估标准，提高政策透明度。拆迁居民应积极配合政府的拆迁工作，学会换位思考，多方面了解拆迁补偿政策，合理要求拆迁补偿，避免出现为寻求自身利益最大化而拖延工程进度的行为。

2.安置选择多元化，满足不同个体与家庭的差异性需求。不同的拆迁居民，其年龄、收入、家庭情况不同，对拆迁安置的需求也不尽相同。为了解决安置补偿难协调的问题，政府应同时提供货币安置、就地还建、异地还建等多元化的安置选择，满足拆迁居民不同的住房安置需求。对于偏远的异地还建小区，给予面积增购、价格折扣等优惠，增加其吸引力。推广模拟安置[10]与集中安置相结合的安置方式，即以模拟的方式确定征收补偿安置房的面积及价格，并给与一定的增购政策优惠，提前锁定拆迁居民的安置需求，政府再按区域来建设集中安置点，实行集中安置，提高安置效率，降低安置成本。

3.提高安置房建设的质量与效率，推进安置社区的功能性福利。在实物安置中，应坚持经济补偿与功能性福利并重的原则。拆迁居民拒绝异地还建很大部分原因是安置房建设周期长，安置社区地理位置偏远，周边生活配套缺失，对新社区没有归属感。开发商应从拆迁居民的要求出发进行安置房建设，保障安置房工期，做好相应的配套基础设施建设，合理设计安置房的套型及配套的文化娱乐设施，做到低容积率、高绿化率、高建造标准，美化小区及周边环境。政府应给与拆迁居民更多的功能性福利配置设施，降低居民空间失配的概率：如在新社区周边规划好相应的商业服务综合体、教育、医院等配套资源；保留拆迁家庭在原拆迁地施教区幼儿园、小学、初中的入学资格；部分拆迁居民（如个体商户）因拆迁导致失业，政府应给与失业金补偿，并提供相应的就业培训，帮助其再就业。

4.推进保障性住房政策，解决居民拆后住房问题。拆迁社区的低收入性和老龄化现象普遍，很多拆迁居民即使拿到拆迁款也买不起房，老年人租房困难。政府应维稳房价，防止因拆迁导致的购房需求增加，短期房价大涨的现象。关注拆后居民的生活质量，大力推进保障性住房建设，增加对低保户、困难拆迁户的政策帮扶，减少其购房压力；落实国家租购并举的住房制度，开发廉租房项目，解决部分拆迁居民租房困难问题，让群众买得起房，租得到房，居有所安。