偏遠地區農戶宅基地退出影響因素與退出路徑銜接*
——以新疆瑪納斯縣為例

張 琳，劉新平※，田 童，王 晶，郭 茹

(1.新疆農業大學管理學院；2.中國人民大學統計學院)

0 引言

縱觀國內“農村宅基地退出機制”試點縣市，宅基地退出與城鄉建設用地增減掛鉤相結合是宅基地退出的主要途徑，主要形式為閑置宅基地的使用權以市場化、貨幣化的補償方式退出，退出的宅基地復墾為耕地的建設用地指標置換成城鎮的建設用地指標。宅基地交易的嚴格限制，加之農民不愿放棄劃撥分配宅基地，造成許多農民變為“兩棲居民”以及“持權進城”“離鄉不離土”的局面，影響宅基地的自由流轉和農村勞動力的轉移[1]。目前我國農村宅基地按照《土地管理法》嚴格審批，實行福利性分配和長期無償性使用制度，但在現實使用管理中“重批輕管”的現象普遍存在，批準后的監督和約束機制不完善，致使許多地方農戶“建新不騰舊”，加上家庭分戶、因災搬遷、改建和新農村建設等多方面原因，導致廣大農村地區“一戶多宅”現象十分普遍。引導農民有序退出宅基地，合理補償，既是我國新型城鎮化發展的要求[2]，也是新常態發展背景下促進農村建設用地節約集約利用、推進農村宅基地制度改革的必然選擇。

根據國務院《深化農村改革綜合性實施方案》文件精神，探索宅基地有償使用制度和自愿有償退出機制作為我國農村改革的頂層設計，關系到城鎮化進程的順利推進2016年12月29日中共中央國務院發布《關于穩步推進農村集體產權制度改革的意見》中明確指出新一輪土地制度改革將逐步構建歸屬清晰、權能完整、流轉順暢、保護嚴格的農村集體產權制度，農村集體財產的經營性權利確權到戶，并賦予了農民更多對集體資產的占有、收益、有償退出等財產權，同時也為農戶宅基地流轉指明了變革的方向[3]。2017年8月21日國土資源部和住房城鄉建設部下發關于《利用集體建設用地建設租賃住房試點方案》中指出建立購租并舉的宅基地改革新體系，閑置宅基地有序退出為農村集體建設租賃房提供了后備資源。貫徹“十九大”精神全面深化改革領導小組會議通過了《關于拓展農村宅基地制度改革試點的請示》，內容中明確指出農民進城落戶不得以宅基地退出為條件強制退出損害農民權益。

對宅基地退出模式眾多學者研究總結出不同置換方式，在全國15個試點地區不同程度地開展宅基地自愿有償退出工作，形成了獨具地方特色的退出模式，安徽省金寨縣對“一宅多戶”和非本村集體成員宅基地實行無償退出，對本村集體成員符合退出條件按照貨幣補償和宅基地置換退出模式[4]； 成都市彭州都宅基地以提高補償標準形成自愿有償退出方式，補償價格為30萬/667m2給予農戶一次性貨幣補貼和一定住房補貼退出方式。四川省瀘縣實行農民對于多占宅基地實行宅基地有償使用少占地者給予補償鼓勵農戶退宅騰地。新疆是絲綢之路經濟帶的核心地帶，其作為我國西部大開發的重點省區，擁有豐富的土地資源，土地收益對經濟社會發展的影響凸顯； 新疆為偏遠的少數民族集聚地區，區域間文化風俗差異不同，故農戶對宅基地依賴程度和思想觀念較其他地區具有明顯的區域性差異。文章通過對新疆瑪納斯縣宅基地有償退出影響因素及退出路徑進行探索，結合農戶退出意愿建立多樣退出方式，為激發農戶宅基地退出動力、盤活現有土地和促進新疆地區宅基地制度改革工作“由點及面”廣泛實施提供理論依據。

1 研究區域概況

瑪納斯縣位于新疆維吾爾自治區昌吉回族自治州最西部，土地總面積1.1萬km2，轄區內共14個鄉鎮場站、5個駐縣團場，總人口約28萬，主要民族有漢族、回族、哈薩克族和維吾爾族等，地理位置較為偏遠，農村經濟較新疆其他縣市相對發達，有宅基地退出的經濟基礎，農戶獲取信息量大，閑置宅基地面積較大，宅基地退出存在很大潛力[5]。

明晰的宅基地產權是宅基地有序退出的必要條件，自新疆實行宅基地確權制度以來，已經有若干地區作為試點開始實施，瑪納斯縣作為新一輪確權實施的試點，為宅基地合理、有序退出做了良好鋪墊，將使新疆農村地區閑置的宅基地資源得到有效配置，對于新疆社會政治穩定、糧食安全和經濟可持續發展至關重要。鑒于此，筆者對新疆瑪納斯縣北五岔鎮魏家場村、荒工地村和涼州戶鎮西涼州戶村、東涼州戶村進行入戶調查。

圖1 瑪納斯縣在新疆的位置示意圖

2 理論框架

2.1 研究假設

由于農戶對于宅基地退出意愿受較多因素的影響，通過查閱調研以及實際調查，該文將影響宅基地退出意愿影響因素分為農戶個體特征、農戶的家庭收入特征、農戶宅基地資源稟賦與政策認知三個方面提出以下預期假設：

假設一：農戶個體特征對其宅基地退出意愿有影響，農戶個體特征主要包括性別、年齡、受教育程度和職業類型，其中農戶的受教育程度對農戶宅基地退出意愿有正向影響作用，而性別、年齡和族別對農戶宅基地退出意愿有負影響作用，對宅基地退出意愿有顯著因素。陳霄[6]、王兆林[7]等認為農民的受教育程度和收入水平對宅基地退出意愿有正向影響。徐四桂[8]等認為農戶宅基地退出補償方式多樣性對宅基地退出意愿有正向影響； 孫艷梅[9]等研究表明農戶的族別對宅基地退出意愿有顯著的負影響。

假設二：農戶的家庭收入情況對宅基地退出意愿有影響，農戶的家庭特征影響因素中農戶職業類型和非農收入所占的比重對農戶的宅基地退出意愿有正向影響作用，而生活成本滿意度、費用支出情況和家庭勞動力人數對宅基地退出有負影響。陳美球[10]研究得出常年居住在家人口數量、人均年收入對農戶集約利用農村居民點用地的意愿有著顯著的影響。

假設三：農戶的宅基地和房屋狀況對其宅基地退出意愿有影響，農戶的宅基地資源稟賦中宅基地擁有的數量和多余宅基地處置方式對農戶退出意愿有正影響作用，而宅基地使用年限、面積、有無證書、沒有證書的原因、宅基地預期估算價值和交通便利程度對宅基地退出意愿有負影響作用。楊玉珍[11]在研究宅基地退出影響因素中指出宅基地資源稟賦效應無形中抬高了農戶對于宅基地的主觀估價，對其產生負向影響的作用。

2.2 模型選擇

使用Probit二元選擇模型借助Eviews7.0系統軟件，Probit模型被廣泛地應用于計量分析中[12]，是一種廣義的線性模型，模型選取的變量為連續隨機變量且服從正態分布，多用來分析自變量變化和因變量之間的因果關系，并解釋兩者之間發生的概率，分析各種微觀因素對不同類型農戶宅基地退出意愿的影響因素。

根據二元選擇模型的一般原理，擬建成的二元選擇模型的一般公式如下：

(1)

式(1)中，Y是被解釋變量；c為常數項；Xi(i=1，…， 7)Li(i=1，…， 6)Hi(i=1，…， 10)F分別表示農戶個體特征、收入和就業情況、土地資源稟賦特征、宅基地退出方式特征的解釋變量；ai(i=1，…， 7)βi(i=1，…， 6)γi(i=1，…， 10)μ分別表示各特征解釋變量的待估計參數。

2.3 數據來源

該文數據來源于課題組對新疆瑪納斯縣農戶意愿的調查數據。課題組于2016年9月對新疆瑪納斯縣北五岔鎮魏家場村、荒工地村和涼州戶鎮西涼州戶村和東涼州戶村進行入戶調查。樣本點根據宅基地確權情況和宅基地利用情況中篩選出具有代表性村鎮，對當地農戶采取隨機入戶形式進行調查，調查內容主要包括被調查農戶的基本情況、農戶宅基地利用的基本情況、關于宅基地政策的認知程度和社會生活滿意度調查4個方面，其樣本的選取具有較強的代表性。該次調研共發放問卷180份，除去漏答未收回等無法統計的問卷外，共計有效問卷167份，占發放問卷總數的92.7%。

2.4 變量選取

2.4.1 因變量

把農戶退出意愿作為被解釋變量，用字母Y表示，其中，Y=0表示所調查的農戶不愿意退出宅基地，Y=1則表示農戶在給予適當的補償下愿意退出宅基地。將愿意與不愿意同時納入到Probit模型進行回歸分析，研究瑪納斯縣農戶宅基地退出的影響意愿。根據調查結果統計，不愿意退出宅基地農戶為96人，占調查樣本總數的57.5%； 愿意在有償條件下退出的農戶為71人，占總樣本數的42.5%(表1)。

表1 農戶退出意愿的調查統計

頻率百分比有效百分比累積百分比不愿意退出宅基地農戶9657.557.557.5 愿意退出宅基地農戶7142.542.542.5合計167100100100.0 數據來源:由調查問卷統計得出

2.4.2 自變量

結合相關研究成果與實際調查，從農戶個體特征、家庭收入特征和宅基地資源稟賦特征等綜合因素考慮，遴選出18個對該研究區農戶退出宅基地意愿的變量進行分析，除年齡、勞動力人數、宅基地面積和家庭擁有宅基地數量以外，其他自變量均為分類變量，各個變量的含義、賦值及描述性統計分析的結果見表2。

表2 變量定義與描述性統計分析結果

變量變量含義及賦值均值標準差預期方向因變量是否愿意退出宅基地(Y)0=不愿意; 1=愿意0.430.496農戶個體特征X性別(X1)0=男; 1=女0.220.412-年齡(X2)數值型數據以實際調查值為準45.8610.242-族別(X3)1=漢族; 2=少數民族1.130.026-受教育程度(X4)1=初中以下; 2=高中; 3=中專或大專; 4=本科以上1.30.741+農戶家庭收入特征L職業類型(L1)1=純農業; 2.以農業為主兼業; 3=非農業為主兼業; 4=非農業1.250.74+非農收入比重(L2)1=20%以下; 2=20%～40%; 3=40%～60%; 4=60%～80%; 5=80%以上1.591.137+生活成本(L3)1=很不滿意; 2=較滿意; 3=滿意; 4=很滿意2.20.562-家庭主要費用支出(L4)1=生活成本; 2=供子女上學; 3=承包地及生產支出; 4=經營性投入; 5=醫療支出; 6=其他2.720.981勞動力人數(L5)數值型數據以實際調查值為準2.530.968-宅基地資源稟賦特征H使用年限(H1)1=0～15年; 2=15～30年; 3=30～45年; 4=45年以1.930.762-宅基地面積(667m2)(H2)數值型數據以實際調查值為準1.40.777-擁有宅基地數量(H3)數值型數據以實際調查值為準1.290.504+多余宅基地處置方式(H4)1=自己保留(閑置); 2=出售; 3=出租; 4=贈送給親戚; 5=適當補償下交還給村集體; 6=其他1.821.538有無證書(H5)1=宅基地土地使用權證; 2=房屋所有權證; 3=不清楚; 4=以上都沒有; 5=以上都有3.351.354無證的原因(H6)1=申請未發證; 2=不知道如何申請; 3=知道但沒有申請; 4=其他2.740.995宅基地預期估算價值(元/667m2)(H7)1=2 700～4 000; 2=4 000～5 400; 3=5 400～6 700; 4=6 700以上3.281.149-交通便利情況(H8)1=很不滿意; 2=較滿意; 3=滿意; 4=很滿意2.910.937-退出補償方式(F)1=一次性貨幣補償; 2=住房安置; 3=制度保障(農村醫保、養老保險、低保等)1.470.726 數據來源:由調查問卷統計得出

變量之間多重共線性會影響到模型的準確性，因此需對變量進行多重共線性檢驗。選取17個變量作為解釋變量，通過Eviews7.0軟件對變量進行多重共線性檢驗，結果提取方差膨脹因子(VIF)和置信區間在95%時的條件指數(CI)來說明變量是否存在多重共線性，檢驗輸出如表3所示。

表3 多重共線性診斷

自變量編號變量名稱(常量)VIF-CI1自變量編號變量名稱(常量)VIF-CI1X1男/女1.5540.725H1使用年限1.7665.108X2年齡3.6031.139H2宅基地面積2.2735.36X3族別1.421.485H3如何處置宅基地2.1155.83X4受教育程度2.81.265H4有幾處宅基地2.4037.542L1職業類型2.1091.667H5有無證書2.3218.942L2非農收入比重2.3733.429H6無證的原因2.2628.789L3生活成本1.653.031H7宅基地預期估算價值2.3818.93L4家庭主要費用支出2.0673.519H8交通便利情況1.5889.281L5勞動力人數1.4784.392F退出補償方式1.7029.634 數據來源:由Eviews7.0計算得出

研究表明如果方差膨脹因子大于10，則存在共線性，表3中VIF最大值為3.603，小于10； 如果條件指數大于10則存在共線性[9]，表3中CI最大值為9.634，小于10。因此認為該文選取的18個變量通過多重共線性檢驗。

3 結果與分析

根據Eviews7.0的輸出結果，對調查的數據進行Probit回歸分析，結果見表4。

表4 農戶宅基地退出意愿影響因素的Probit模型估計結果

模型變量模型一模型二系數標準誤差t值P值系數標準誤差t值P值常數項C41.079 7910.753 063.820 2870.000 113.650 352.898 3954.709 6240.000 0性別X1-1.139 389*0.631 65-1.803 8310.071 3年齡X2-0.070 6980.050 257-1.406 7210.159 5族別X33.073 632***0.911 1463.373 3680.000 72.000 581***0.591 5883.381 7150.000 7受教育程度X4-3.380 282***1.155 44-2.925 5380.003 4-1.026 547***0.283 935-3.615 4340.000 3職業類型L11.755 342***0.613 1512.862 820.004 20.992 809***0.262 6123.780 5160.000 2非農收入比重L20.427 2630.375 4781.137 9190.255 2家庭主要費用支出L4-0.469 55*0.276 113-1.700 5680.089 0勞動力人數L5-0.470 589**0.227 914-2.064 7610.038 9使用年限H1-2.968 661***0.921 668-3.220 9660.001 3-1.252 673***0.335 975-3.728 4720.000 2宅基地面積H20.001 079*0.000 591.828 3830.067 5擁有宅基地數量H31.215 831**0.521 8412.329 8870.019 81.205 39***0.382 7453.149 3340.001 6多余宅基地處置方式H41.656 597***0.471 7643.511 4960.000 40.902 771***0.211 6124.266 1610.000 0有無證書H5-0.999 303***0.310 652-3.216 7960.001 3-0.607 595***0.163 259-3.721 6570.000 2無證的原因H6-2.564 541***0.648 949-3.951 8370.000 1-1.339 3***0.307 852-4.350 4630.000 0宅基地預期價值評估(667m2)H7-1.532 603***0.440 131-3.482 1530.000 5-0.966 831***0.258 193-3.744 60.000 2交通便利情況H8-2.513 086***0.635 184-3.956 4710.000 1-1.286 418***0.306 034-4.203 5070.000 0退出補償方式F-0.044 5680.371 911-0.119 8350.904 6 注:*、**和***分別表示變量系數在10%、5%和1%的統計水平上顯著數據來源:運用Eviews7.0軟件進行逐步回歸得出

結果顯示，模型的LR統計量符合顯著性要求，對于相對應的t值可知，回歸系數在a=0.1的水平下是顯著的，考慮到所有自變量對因變量的影響得到模型一，其中剔除回歸系數不符合實際意義的變量后，依據相伴概率值(P值)按從大到小的順序逐步剔除不顯著的變量，直至變量相伴概率值<0.01得到模型二，可以認為回歸方程擬合度的效果較好，可以利用模型進行解釋，從所給出的18個變量中經過逐步歸回得到10個自變量，可認為這對被解釋變量Y影響較顯著。

3.1 農民個體特征對宅基地退出意愿的影響

3.1.1 文化的融合對宅基地退出意愿有較強的影響作用

少數民族農戶更注重院落景觀效應，即喜歡有院落的宅院，所以預測少數民族較漢族退出意愿較弱。但實際調查結果顯示農戶族別對宅基地退出有正影響作用，且少數民族農戶較漢族農戶退出意愿強，這與預期結果存在偏差。究其原因在于調查區域內漢族人口較多而少數民族人口較少，少數民族大多為外來常住人口，對土地依賴程度不高，而且各族人民長時間混合居住形成思想和文化的融合。

3.1.2 教育程度較高且從事農村建設基礎工作的農戶對宅基地退出意愿較弱

教育程度與宅基地退出發生概率成負向變動關系，即農戶學歷越高越不愿意退出宅基地，這與預期結果不符。此次調查對象中教育程度在初中以下的為141人，占被調查樣本總數的84.4%，高中學歷為6人，中專學歷為16人，本科學歷為4人，其中學歷較高的調查對象大多為村干部、經營合作社理事長和從事技術工作的農戶，他們對農村建設起決定性作用。

3.2 純農業戶對宅基地退出意愿的影響

純農業戶對宅基地退出意愿有顯著的正向影響，即純農業戶對土地依賴程度較高，不希望退出宅基地，與預期結果相符，其回歸系數為0.993，從模型的量化結果來看，當純農業戶轉向以農業為主兼業、非農業為主兼業或者非農業時，每變換一種農戶類型宅基地退出意愿的發生概率上升或下降0.993。

3.3 宅基地特征和政策認知程度對宅基地退出意愿的影響

3.3.1 農戶對宅基地資本投入影響宅基地退出意愿

宅基地使用年限對農戶退出意愿有顯著的負影響，宅基地使用時間越長越不愿意退出，與預期方向一致，即使用年限越長的農戶越不愿意改變現狀，資本投入也相對較高，其退出意愿較弱，回歸系數為1.252，農戶使用宅基地年限每增長15年，退出宅基地發生概率減少1.252。

3.3.2 宅基地退出為一戶多宅的產權主體提供解決途徑

擁有宅基地的數量對宅基地退出意愿有顯著的正影響，宅基地擁有的數量越多越愿意退出宅基地，回歸系數為1.205。從模型的量化結果來看，農戶宅基地數量多1套，退出宅基地發生概率增加1.205。農戶有冗余的宅基地可能會選擇多種方式，若農戶只有一處宅基地的就不愿退出宅基地，調查過程對農戶訪談中有26%農戶擁有兩塊或兩塊以上宅基地，除去現狀用途為居住以外其余的多數為閑置，家庭擁有宅基地數量較多的，宅基退出的可能性較大。

3.3.3 偏遠地區的多余宅基地處置方式嚴重受限

冗余宅基地處置方式對宅基地退出意愿有顯著的正影響，對于有較多宅基地的農戶，處置方式越多樣化農戶退出的意愿越強。與農戶交談中得知就現在新疆農村宅基地出售來說很難有市場，房屋的出租也受季節、農民收入和農作物市場價格的影響，所以閑置的宅基地較多，同時農戶對通過退出置換成住房或一次性現金補償也較為認可。

3.3.4 宅基地確權工作增強了農戶對宅基地退出的積極性

有無證書和沒有證書的原因均對宅基地退出意愿有顯著的負影響，有無宅基地土地使用權證書和房屋產權證書決定了農戶對宅基地政策的認知程度，已經確權的農戶對土地產權有安全感，宅基地退出的意愿強烈。宅基地確權工作是退出的前提，通過宅基地確權給農戶宅基地頒發“身份證”，確認宅基地產權主體、位置和面積對于土地流轉或退出提供了客觀依據，提高了農戶退出和流轉的積極性，退出意愿較強。

3.3.5 農戶對宅基地預估價值與退出后補償價值的不對稱影響其退出意愿

宅基地預期估算價值對宅基地退出意愿有顯著的負影響，回歸系數為0.967。假設被調查的農戶均為理性的經濟人，做出的決定都能使自己的利益最大化，加上投入資本和長久擁有的土地情節，農戶對自己擁有的宅基地估算的最高心里價值往往高于市場價，另一方面錨定心理使農戶對政府給予補償期望值不高，遠遠達不到農戶對宅基地的估算價值，所以農戶對宅基地預期估算價值越高就越不愿意退出宅基地。

3.3.6 宅基地區位因素對農戶退出意愿及退出后的可操作性有雙重作用

交通便利程度對宅基地退出意愿有顯著的負影響，即宅基地所處的區位交通越便利農戶越不愿意退出宅基地，模型回歸系數為1.286。交通位置較好的宅基地大部分處在街道兩旁，可從事商品售賣等經營性行業，其宅基地價值較高，能夠為產權主體創造更高的利益，所以其退出意愿較弱，且區位因素較好的宅基地有相對健全的配套基礎設施，開發潛力大，退出后可供建設住宅小區等。宅基地交通不便利的農戶雖有退出意愿但又面臨宅基地價值不高，退出后得到的補償不能從城市購買住房的兩難局面。

3.4 宅基地資源稟賦顯著影響農戶宅基地退出意愿

從研究結果中可以看出，在經濟不發達的偏遠地區，農戶宅基地退出影響因素中宅基地資源稟賦對于農戶宅基地退出意愿的影響最顯著，這與孫艷梅[9]研究結果一致。因為在調查過程中由于年輕人都外出打工或者外出求學，被調查對象大多為50～60歲之間的中老年人，而步入中年后男性和女性對于渴望改變和冒險的個體特性區別也在逐漸縮小，所以農戶年齡和性別特征對宅基地的退出意愿影響不顯著。而對經濟收入普遍較少地區的農戶來說，宅基地的使用年限、數量、處置方式和區位因素等客觀條件顯著影響農戶的主觀認識。

圖2 宅基地退出工作程序

4 結論與退出路徑銜接

該文基于瑪納斯縣農村宅基地實地調查數據，運用Probit模型分析了影響宅基地退出意愿的影響因素，其結果表明對宅基地退出有正向影響的因素包括：族別、職業類型、擁有宅基地的數量、多余宅基地處置方式； 對農戶宅基地退出意愿有負影響的影響因素包括：受教育程度、使用年限、有無證書、無證書的原因、宅基地預期估算價值、交通便利情況； 在經濟不發達的偏遠地區，農戶宅基地退出意愿宅基地資源稟賦影響最顯著。宅基地退出工作程序見圖2。

4.1 宅基地退出前期準備工作

科學制定農村居民點體系規劃，逐步推進宅基地退出。目前，宅基地村落的無序和散亂布局，大大增加公共基礎設施的投入成本，造成投資的低效。所以，根據村鎮的路網、公共建筑設施、公用工程設施、綠化等基礎設施建設要求進行整體規劃，將宅基地退出工作由易到難逐步推進，按照集中規劃原農村居民點的原則統一建設新型農村城鎮化社區，提高公共基礎設施投資效率、降低財政壓力。村鎮規劃與建設部門和社會保障部門對退出后農戶安置工作進行良好銜接，并作出合理的宅基地退出資金預算。

4.2 宅基地退出中的資金保障

宅基地退出后備資金來源大多是財政撥款； 可以通過PPP模式進行融資，開發農村城鎮化社區，加入農村建房保險，實現“利益共享，風險分擔”的利益共同體； 也可以將退出宅基地復墾為耕地或養殖基地； 合作社可對退出宅基地農戶的補償作價入股，新疆呼圖壁縣北五岔鎮十戶村已經開始籌劃和實施。

4.3 宅基地退出的實施流程

加大對村集體農戶進行宣傳，介紹宅基地退出流程，見圖3。有意愿退出宅基地的農戶首先通過填寫申請表提出宅基地退出申請，村集體對預退出地塊進行產權審核和價值評估，經過鄉鎮政府對宅基地產權進行審查后公示，上報縣級政府工作小組審批后，村集體組織與宅基地產權主體簽訂自愿退出宅基地協議，房屋騰空驗收后根據產權個體基本情況不同自行選擇退出補償方式，最后建檔管理宅基地基礎信息。

圖3 宅基地退出申請流程

4.4 宅基地退出后落實保障

強化在退出過程中政府的引導與保障作用。若農戶退出后不能承擔面臨的風險，農戶的幸福指數和家庭福利降低，將會影響新疆農村社會的穩定。政府應根據農戶個體基本條件的差異建立多樣性退出補償方式，解除農戶宅基地退出的后顧之憂。

建立分期貨幣補償，針對新疆少數民族儲蓄觀念不強的農戶，在能保證“住有所居”的情況下建立分期貨幣補償機制，使其擁有“老有所依”的養老保障。

虛擬化補償，將退出的宜耕宅基地復墾為耕地種植經濟作物； 退出的不宜耕土地用來建設養殖場所或大型耕作機械停車場，農戶將退出的宅基地實行作價入股，全部由合作社經營管理，所得利潤定期和農戶分紅，這樣不僅可以解決村集體對宅基地退出資金的融資難問題，還可以增加農民收入，提高農民對退出后宅基地管理的積極性。

新農村統建房屋補償，通過農用地綜合整治、拆舊建新等工程，為希望住樓房的農民提供途徑，讓其真正感受到生活水平的提高和完善的基礎設施，激勵農民主動退出宅基地。

城市內購房，對于城鎮內已有穩定的收入來源，還沒有房子的農戶可以置換市鎮安居房，舊房拆除復墾或整理； 對于向往城市生活但目前沒有穩定收入的農戶，村集體可以建立進城農戶穩定就業的長效機制和培訓機構，促進農戶進城就業。在實地采訪過程中50歲以下農戶在農村大多數以農業為主維持生計，他們擔心宅基地退出后進入城市因沒有一技之長，收入過低，面對高昂的房價和缺少信貸的支持致使農戶們不能真正將生活轉移到城市，所以建立農戶進城穩定就業的培訓機構也是伴隨農戶宅基地退出后提供的社會保障之一。