生計差異化農戶宅基地退出意愿的影響研究
——以湖北江漢平原為例

關江華

(黃岡師范學院旅游文化與地理科學學院，湖北黃岡 438000)

隨著城市化、工業化進程的快速推進，發展進程中建設用地增長與耕地保護的矛盾更加尖銳。為解決這一矛盾，自2005年起，國務院實施了城鄉建設用地增減掛鉤的試點政策，這一政策的實施緩解了當前耕地保護和建設用地增長的壓力，為地方政府獲得了預算外財政收入，保障了地方社會的穩定發展。宅基地作為我國農村社會保障制度安排的一種產物，其退出涉及到數億農民的生產、生活、社會保障和財產權益，關系到國家安全、社會穩定與經濟發展[1]，在現有的法律框架和社會保障體系下，宅基地退出存在很大風險，理論界一致認為，宅基地退出是我國農村土地制度改革、城鎮化發展的核心，應加強對宅基地退出機制的設想[2]。國內外研究人員對宅基地退出問題的研究主要集中在宅基地退出意愿[3-5]、退出驅動力及機制[6]、退出模式[7-8]、退出補償及退出風險[9-10]等方面，并形成了支持與反對2派觀點。支持派學者認為，宅基地賦予的福利功能具有時代特色，由于資源稀缺性，宅基地應該回歸其資產屬性，在當前的社會經濟發展形勢下，賦予農民更多的宅基地權益，使其獲得經營性或財產性收入，有利于“同地、同權、同價”的城鄉一體化市場建設，實現市場在土地資源配置中的決定性作用[11-12]。反對派學者認為，農村宅基地是基于社會公平的，其初始分配和使用具有很強的福利性，是農民最基本人權得以實現的保障；在農村社會保障體系不完善的條件下，宅基地退出會給農戶家庭帶來貧困、失業及流離失所等問題，增加了農戶家庭面臨風險的不確定因素，不利于農戶及家庭成員的發展，與全面建成小康社會的目標背道而馳；同時，在農村規劃缺失及土地管理中存在漏洞的情況下，宅基地退出可能會增加耕地保護壓力[13-15]。

綜合來看，正、反2派的觀點均有其合理性，但這2種觀點也存在研究目的、對象、內容等不同。筆者認為，作為理性經濟人的農戶，其決策的總目標是追求經濟效用最大化，其是否參與宅基地退出是基于其自身的條件和外部環境的選擇。因此基于“農戶家庭特征差異化”“宅基地”及“外部條件”三維度，從微觀視角研究農戶宅基地退出意愿及影響因素，能豐富現有文獻研究內容。本研究依據家庭生計資產的差異化對農戶進行分類，并基于阿馬蒂亞·森(Sen)的可行能力理論[16]，構建不同農戶宅基地退出意愿及影響因素模型，研究在現有外部條件限制下理性農戶宅基地退出的行為決策，探究差異化農戶宅基地退出的意愿，厘清影響退出的深層次因素，旨在為宅基地退出及退出精準補償研究提供理論依據。

1 研究區域與數據來源

1.1 研究區域概況

調查區域潛江市和仙桃市位于湖北省江漢平原腹地，2市的地理位置、地形地貌等自然條件相似，農村的村容村貌以及農民的風俗習慣相同。作為武漢城市圈內經濟發展最活躍的地區，潛江市國土面積為2 004 km2，2016年總人口為 96.20 萬人，國民生產總值為602.19億元，城市化水平為 54.80%；仙桃市國土面積為2 538 km2，2016年總人口為156萬人，國民生產總值為640億元，城市化水平為54.60%，2市人均可支配收入都突破了2萬元。近年來，由于經濟發展勢頭強勁，2市都面臨經濟發展中用地供需矛盾。為解決土地供需矛盾，2市都開展了城鄉建設用地增減掛鉤、農戶集中居住或宅基地置換及退出等項目，通過不同形式農村土地整治和農村治理活動，緩解了地方經濟發展進程中用地壓力，但也為農村社會的穩定與發展留下了隱患因素。

1.2 數據來源與處理

筆者所在課題組于2013、2014年分別在潛江市、仙桃市2地7個鄉(鎮)12個村進行了問卷調查，并在2015年對研究區域農戶進行回訪調查，隨機抽取樣本270份，回收有效問卷243份，有效率為90%；潛江市有效問卷為133份，仙桃市有效問卷110份。本研究涉及連續性、非連續性變量，為避免指標計量單位的不統一對模型結果的影響，對各項指標初始數據進行標準化處理。參考曹賢忠等的研究[17]對數據進行處理，具體操作如下：

(1)

(2)

式中：μi為標準化后數據；Xi為變量實際數據；Xmin為對應變量實際最小值；Xmax為對應變量實際最大值。

2 研究方法與變量選擇

2.1 理論模型構建

阿馬蒂亞·森于20世紀80年代提出可行能力理論，認為人的可行能力(capability)是此人可能實現的、各種可能的功能性活動(function)組合[16]。在現實中可行能力是指人通過物質生產生活獲得基本生存資料的能力，從而過上自由自在的小康生活，這種可行能力既包括免受饑餓、避免疾病等基本可行能力，又包括接受教育、享有政治參與權等自由。同時，阿馬蒂亞·森認為，可行能力中存在個人、社會與環境等差異的轉換因素[16]，這些因素能阻礙或促進商品或服務向功能性活動轉換，影響人們的生活質量，如個人的差異性、環境多樣性與社會環境的差異性等[10]。宅基地退出的主體是農戶，農戶采取的決策涉及他們的主觀判斷，因此農戶及家庭差異性是導致他們做出決策差異的轉換因素。功能性活動反映一個人認為值得去做或達到的多種多樣的事情或狀態，阿馬蒂亞·森認為，功能性活動指標包括家庭經濟、社會保障、居住水平、社區生活、生活環境、發展空間及心理[16]。農村宅基地退出的主要推動者為政府部門，政府通過頒布政策、出臺措施增加農戶對宅基地退出重要性的認識，提高農戶在家庭經濟、居住水平、生活環境及發展空間等方面的功能性活動。因此基于阿馬蒂亞·森的可行能力理論，綜合已有研究文獻[1，18-19]，對影響農戶宅基地退出意愿的因素進行歸納，選取4組共15個指標作為自變量進入模型(變量名稱、賦值說明見表1)，關于農戶宅基地退出意愿及影響因素的計量模型歸納為

Y=f{g1(m),g2(n)g3(p),g4(r)}=f(X1,X2,…,X15)+ε。

(3)

式中：Y表示農戶參與意愿(愿意取值為1，不愿意取值為0)；Xi為自變量，i=1，2，…，15；ε為隨機變量。

表1 變量名稱與描述

2.2 生計資產差異化評價體系的構建與量化

農戶生計資產差異化評價通過對農戶家庭生計資產量化，計算生計資產值，進而對農戶進行分類，研究資產差異化的農戶宅基地退出行為決策。通過梳理現有文獻研究成果，將目前農戶家庭生計資產主要分成人力資產、自然資產、物質資產、金融資產和社會資產5大類，并構建評價指標體系，用于對貧困農戶的精準識別與扶貧[20-21]。農村宅基地作為農戶家庭生存的基礎性生計資料，退出宅基地對農戶家庭生存和發展會產生影響。本研究通過構建農戶生計資產差異化評價體系[20](表2)，分析宅基地退出對農戶行為決策及影響因素的差異化，直觀地了解影響農戶宅基地退出的主導因素，判斷農戶宅基地退出后家庭及成員的發展狀況。

表2 農戶差異化評價測度指標[20]

2.3 差異化農戶宅基地退出意愿影響因素模型選擇

在差異化農戶宅基地退出意愿的影響因素研究中，由于農戶宅基地退出行為是二分類變量，即愿意和不愿意，可以建立二值變量(binary variable)估計模型，其中Probit模型是理想的估計方法。根據Probit模型，宅基地退出決策行為(因變量Y)為離散變量Y*，取值范圍為[0，1]，不能直接采用線性模型估計，可引入不可觀測的潛變量，具體表達式為

Y*=βiXi+εi。

(4)

式中：Xi是可觀測的自變量；βi為待估參數；εi是服從正態分布的隨機變量。

Y與Y*之間關系為：若Y*≤0，則Y取值為0；若1≥Y*>0，則Y取值為1。

影響農戶宅基地退出意愿的因素有i個，分別是X1，X2，…，Xi。給定Xi和Y取值0、1的概率為

prob(Y=1/Xi)=prob(Y*>0/Xi)=1-F(-βiXi)；

(5)

prob(Y=0/Xi)=prob(Y*≤0/Xi)=prob(βiXi+εi≤0/Xi)=F(-βiXi)。

(6)

式中：F(X)是標準正態分布函數。模型中參數可以通過最大似然法進行估計。

3 實證結果與分析

3.1 研究區域農戶生計資產差異化分析

根據農戶生計資產差異化評價法，對被調查農戶的生計資產值進行測算，結果表明，差異化的資產配置使得不同農戶家庭生計資產值分布在不同的區間。通過梳理文獻研究成果[20]結合研究區域農戶生計資產測算值及當地社會經濟發展現狀，將研究區域的被調查農戶劃分成單一資產缺乏型(53戶)、多元資產缺乏型(33戶)、資產普通型(83戶)、資產富裕型(74戶)。由于問卷數量的限制性，為提高研究結論的可信度，在模型分析中本研究從資產缺乏型和資產均衡型2類農戶的角度分析生計資產差異化農戶家庭在宅基地退出中的行為選擇決策，差異化農戶家庭特征及分值見表3[22]。

表3 差異化農戶生計資產分值區間

3.2 差異化農戶宅基地退出意愿的影響因素分析

3.2.1 差異化農戶宅基地退出意愿的描述性分析 通過對調查樣本問卷的整理、分析發現，調查樣本中各類農戶的宅基地退出意愿所表現的比例比較接近(表4)。從總調查樣本來看，不愿意退出的農戶有193戶，占總樣本的79.42%；愿意退出的農戶有50戶，占總樣本的20.58%，這與筆者在以前的研究中得出的結論[1]相近。從差異化農戶家庭來看，在86戶資產缺乏型家庭中，不愿意退出的農戶比例高達80.23%，高于總體水平；而愿意退出的僅有17戶，占調查樣本的 19.77%；在157戶資產均衡型農戶家庭中，自愿退出的農戶有33戶，占樣本農戶的21.02%，不愿意退出的農戶為124戶，占樣本的78.98%。

3.2.2 回歸模型分析 根據公式(5)、公式(6)，本研究建立了總樣本回歸模型(模型1)、資產缺乏型樣本回歸模型(模型2)、資產均衡型樣本回歸模型(模型3)3個模型來進行檢驗，采用SPSS 17.0統計軟件進行顯著性檢驗。

表4 差異化農戶宅基地退出意愿統計

3.2.2.1 總樣本回歸模型結果分析 模型1系數綜合檢驗顯示，回歸方程顯著，總樣本回歸似然比率指數為 231.255，說明模型擬合度比較理想，NagelkerkeR2值為0.475,模型回歸總預測正確率為91.13%，可以采用此模型進行分析。模型1回歸結果(表5)表明，農戶宅基地退出意愿顯著性影響因素有戶主年齡、戶主受教育程度、家庭生計資產總值、農戶對身份的認同感、農戶對居住環境的主觀感受、社會保障。

表5 模型總體回歸結果

注：*、**、***分別表示在0.1、0.05、0.01水平上顯著相關。表6同。

(1)戶主年齡與宅基地退出的意愿呈負相關關系，與預期結果相同，同相關研究人員的結論[21]不一致，這與研究者在研究中的被調查對象不同有關。本研究被調查農戶戶主平均年齡為46歲左右，其中，39歲及以下戶主占總樣本的 21.81%，40～59歲樣本戶主占總樣本的71.18%，且主要集中在45～59歲。根據對問卷統計分析及對研究區周邊企業的調查發現，政府在實施宅基地退出政策時，對45～59歲年齡段的農戶退出后的就業、培訓及保障沒有出臺具體政策和措施，周邊企業實行“一刀切”的用工政策，即不接受年齡超過45歲的農戶。農戶擔心宅基地退出后，會就業無門、種田無地、生活無著落，因而不如安于現狀。

(2)戶主受教育程度與宅基地退出的意愿呈正相關關系。黃敬寶認為，受教育程度在就業與創業中起著決定作用，受教育時間越長，獲得工作或創業的機會就越多[23]。調查發現，被調查對象中受教育年限X2≤6年的占11.52%，受教育年限X2>6年占88.48%；受教育年限X2≥9年的占 23.05%，而這些農戶家庭都屬于家庭經濟較好或有一技之長，能在城里打工或就業，因而傾向于支持政府的退出政策。而不愿退出的農戶普遍學歷低、無技術，家里勞動力缺乏，只能從事農業生產，他們認為退出宅基地后未來的生活、就業、養老等無法得到保障。

(3)家庭生計資產值對農戶宅基地退出意愿有正面影響，與預期一致。有研究者認為，家庭生計資產值與家庭規避風險的能力呈正相關關系，即家庭生計資產值越高，家庭擁有的資源越豐富，家庭應對未來不確定性因素帶來災害的能力越強[23]。宅基地及房屋作為農戶的自然資產和物質資產，是農戶生存和家庭規避風險的主要生計資產，同時也是農戶家庭增收創收的主要載體。政府主導下的宅基地退出政策，可能對農戶的居住、就業及家庭經濟收入產生很大影響。生計資產值較高的農戶家庭具有豐富資源，實施宅基地退出后，能獲得一筆不菲的補償，能提升他們退出宅基地后的家庭福利，因而其宅基地退出的意愿較高；宅基地退出會對資產值較低農戶家庭造成就業困難、經濟收入減少、生活成本增加的問題，因而其宅基地退出意愿較低。據走訪或回訪了解到，贊成同意退出宅基地的農戶大多屬于生計資產值較高的家庭，生計資產值較低的農戶屬于生計資產缺乏性家庭。

(4)對身份的認同感與農戶宅基地退出意愿呈正相關關系，這和預期一致。城市是人類社會文明產物，城市便捷、完善的基礎設施能為人們提供舒適、安全、方便的工作、學習和生活環境，對城市生活的向往和追求是人的本質。而當前政府主導的宅基地退政策就是為了改善農民的生產條件、生活環境，促進農村城鎮化，最終實現城鄉一體化發展。在調查過程中發現，贊成實施宅基地退出的農戶希望農村能有和城市一樣的交通、基礎設施，也希望能像城里人“休閑”的生活。因此對身份認同感越強烈，農戶就越能接受退出后的生活方式，其退出的意愿度就越高。

(5)對居住環境的主觀感受與農戶宅基地退出意愿呈負相關關系，與預期一致。宅基地是農村建房的承載體，住房是人們對家的歸屬感的體現形式。農戶對居住環境的主觀感受主要表現為住房區位、房屋結構及環境認識等。調查發現，主要從事農業生產的農民有較強的宅基地情結，其認為，退出宅基地后，在陌生的城市里很難找到工作，無法體面地生存和生活；在農村，有自己的宅基地，有自己的房子，能從事農業生產，能快樂地生活。因此，農戶對居住環境主觀感受越強，其退出宅基地的意愿越弱。

(6)社會保障與農戶宅基地退出意愿呈正相關關系，與預期一致。社會保障是國家以法律的形式保障社會成員基本權利的一種制度安排，社會保障具體內容包括養老、醫療、失業、最低生活保障等。目前我國的農村社會保障制度還處于滯后、不完善、保障水平較低的階段，落后于城市居民社會保障體系。宅基地是農戶最基本的生存、生活必需品，是農村居民養老、醫療、就業、居住等保障的替代。因此在實施宅基地退出政策后，通過建立和實施完善社會保障體系，可以弱化農村宅基地的福利和社會保障功能，解除農村居民的養老、醫療、居住等后顧之憂。

3.2.2.2 差異化農戶回歸模型結果分析 表6為模型2和模型3回歸結果。模型2回歸結果顯示，在資產缺乏型樣本回歸模型中，農戶退出意愿顯著性影響因素有戶主年齡、戶主受教育程度、家庭主要收入來源、農戶對退出政策的認知度、農戶對居住環境的主觀感受、就業機會，其中戶主年齡和農戶對居住環境的主觀感受對農戶宅基地退出意愿有負向影響，其他因素對農戶宅基地退出意愿有正向影響。模型3回歸結果顯示，在資產均衡型樣本回歸模型中，農戶退出意愿顯著性影響因素有戶主年齡、戶主受教育程度、家庭主要收入來源、農戶對身份的認同感、農戶對居住環境的主觀感受、社會保障，其中戶主年齡、戶主受教育程度及農戶對居住環境的主觀感受對農戶宅基地退出意愿有負向影響，其他因素對農戶宅基地退出意愿有正向影響。

(1)戶主年齡、戶主受教育程度、農戶對居住環境的主觀感受、家庭主要收入來源對此2類農戶宅基地退出意愿有顯著影響，其中戶主年齡、農戶對居住環境的主觀感受與模型總體回歸結果相同，但是戶主受教育程度此2類對農戶的退出意愿呈現差異性。調查發現，受訪的資產缺乏型農戶多數接受過初中教育，其認為支持政府實施的退出政策至少能加強本村的基礎設施建設，改善村莊環境，有利于農業生產或外出打工或創業，因而這類農戶贊成宅基地退出政策。對于資產均衡型農戶，受訪對象以中老年為主，盡管他們的受教育程度是初中或以上，但由于年齡偏大，家里住房條件較好，不愿意折騰，從而不贊成退出宅基地。

表6 差異化農戶回歸模型結果

(2)家庭主要收入來源與此2類農戶宅基地退出意愿呈正相關關系。調查發現，家庭收入主要來源于非農收入的農戶有很高的宅基地退出意愿，這類家庭在住房條件、生活質量等方面有很高的期望，希望通過宅基地退出的補償來改善居住環境和條件；而以農業收入為主的農戶對宅基地退出政策的表現比較冷談，認為如果集中居住或上樓，由于農業生產效益偏低會造成家庭經濟收入減少，家庭生產、生活成本增加會導致退出后家庭未來不確定因素增多，因而多數不贊成退出。

(3)對于資產缺乏型農戶，影響其退出意愿的因素還包括農戶對退出政策的認知度和就業機會，二者對退出意愿具有正向影響，這與理性經濟人利益最大化的決策目標相一致，同趙國玲等的研究結論[22]相吻合。與資產缺乏型農戶相比，影響資產均衡型農戶退出意愿的因素主要在于社會保障和農戶對身份的認同感，二者對退出意愿具有正向影響。家庭生存不是資產均衡型農戶家庭的主要問題，其主要問題是追求精神層面或自我價值的實現，宅基地是私人財產，通過退出宅基地獲得相應補償，增加創業的資本或改善進城后的生活質量，將來能成為城里人，享有各種社會保障。因此完善進城農戶的社會保障，增強他們對身份的認同感，可提高他們支持宅基地退出的意愿。

4 研究結論與政策啟示

本研究基于宅基地退出農戶的調查數據，分析了宅基地退出農戶家庭的差異化，探討了差異化農戶宅基地退出意愿及其影響因素。結果表明，農戶宅基地退出的總體意愿僅為20.58%，資產缺乏型、資產均衡型農戶的退出意愿分別為19.77%、21.02%。根據實證研究結論得出的政策啟示如下。

4.1 實施差異化宅基地退出方式、政策，實現對農戶家庭瞄準補償與資助

是否參與宅基地退出，農戶以自身的效用最大化為出發點。實施差異化宅基地退出方式、制定差異化的政策就是政府因戶制宜地制定宅基地退出政策，根據農戶家庭差異化狀況采取不同的措施，實現對退出農戶的補償、支助，防止因“退出”“上樓”或集中居住而成為貧困家庭。因此要改變單一貨幣或經濟補償方式，因戶制宜實施“輸血”與“造血”相結合的退出方式和政策，確保農戶家庭在退出宅基地后實現其基本目標，至少給農戶生活、生產提供基本保障及就業發展機會，實現農戶及家庭成員的可持續發展。

4.2 建立和完善居民點的基礎設施、公共服務體系及社會保障體系

現行的宅基地退出模式在實踐中都存在糾紛和農戶福利受損的狀況。農戶是否退出宅基地關鍵在于生存與改變。在調查中發現，許多農戶對宅基地退出處于矛盾的心態，一方面他們傾心于基礎設施完善、交通方便、環境優美的居住區，退出后能提高他們的生活質量，另一方面他們擔心未來生活、就業、子女教育和養老等得不到保障。因此政府應加強對新居民點的選址、基礎設施和人文環境的建設，建立符合農戶意愿的居住點，同時完善落實農戶落戶的社會保障內容，有助于農戶支持宅基地退出。

4.3 注重公眾參與農戶的生存發展，確保退出農戶宅基地權益實現

農村宅基地退出涉及主體多樣性，是否退出是利益主體權益之間的博弈[24]。作為宅基地退出的主體，農戶參與宅基地退出是實現農戶宅基地福利屬性與資產屬性的保障，也是阿馬蒂亞·森的政治自由功能[16]的體現。在現行政府主導下宅基地退出中，農戶缺乏對退出政策、方式及保障措施的了解，他們的參與權、決策權被忽視，導致農戶的退出意愿低。因此通過參與退出決策能實現農戶的基本權益、強化農戶對項目實施的認可和提升農戶對自我價值實現的信心。