鄧春磊， 趙小風， 金志豐， 陸效平

(1.河海大學國土資源管理研究所，江蘇南京 211000； 2.江蘇省土地勘測規(guī)劃院，江蘇南京 210024； 3.江蘇省國土資源廳，江蘇南京 210017)

快速的工業(yè)化和城市化促進了農民剩余勞動力轉移，從而引發(fā)了農村宅基地閑置或廢棄現象加劇，但由于區(qū)域經濟發(fā)展的差異性，致使村莊所處區(qū)位及受外力干預的不同，宅基地空置的發(fā)展演化進程也不盡相同[1]。宋偉等依托全國宅基地調研數據，分析得出我國三大地帶東部、中部、西部村莊宅基地的空心化率分別為14.82%、9.11%、7.15%，東部地區(qū)的宅基地空置現象尤為突出[2]。因此，如何正確引導不同區(qū)域的農戶退出宅基地，提高農村建設用地利用效率尤為重要?！蛾P于農村土地征收、集體經營性建設用地入市、宅基地制度改革試點工作的意見》強調，要探索進城落戶農民在本集體經濟組織內部自愿有償退出或轉讓宅基地。各地也進行了多樣化的實踐探索，如天津市的“宅基地換房”、重慶市的“地票交易”和浙江省嘉興市“兩分兩換”、上海市宅基地置換等[3]。不論是國家政策還是地方探索，都非常強調尊重農民意愿。因此，圍繞農民宅基地退出意愿研究已成為熱點。

目前對農村宅基地退出的相關研究聚焦于宅基地退出意愿和宅基地退出機制2個方面。許恒周認為，外出務工年限、家庭農業(yè)收入占比、家庭供養(yǎng)系數等變量對農戶宅基地退出補償受償意愿具有正向影響，而是否參加新型農村合作醫(yī)療或其他保險、區(qū)位變量、非農就業(yè)穩(wěn)定性變量則具有負面影響[4]。張宇辰等認為，農民受教育程度、家中老人小孩數量、宅基地面積對農民宅基地退出意愿有正向影響，而年齡、房屋建造成本、現居住滿意度對農民宅基地退出意愿有負向影響[5]。陳霄認為，農民的年齡和受教育程度、家庭收入狀況、家庭需贍養(yǎng)的老人數量、宅基地退出補償方式的多樣性選擇對農民宅基地退出意愿有正向影響，而家庭成員務工工作變換頻率、家庭子女數量、現有住房面積、宅基地面積對農民宅基地退出意愿有負向影響[6]。彭長生認為，影響農戶退出宅基地的因素包括就業(yè)、養(yǎng)老、生活費用和農業(yè)生產[7]。歐陽安蛟等認為，建立以激勵機制和約束機制為核心的宅基地退出機制是改革和完善農村宅基地使用管理制度的重要內容[8]。彭小霞認為，完善宅基地退出的立法，完善宅基地退出的相關法律制度，打破政府對“土地財政”的依賴，提高農民在宅基地退出中的主體地位，是引導農村宅基地退出機制的關鍵[9]。程春麗認為，明晰宅基地產權，建立宅基地流轉市場，引入農村房地產評估及借助整理規(guī)劃，是加快引導農村宅基地自動退出的關鍵[10]。郭歡歡等通過研究不同情景下的人口遷移，認為應推行“復墾+流轉”的農村閑置宅基地處置模式[11]。已有文獻大多側重于對影響農戶宅基地退出意愿的影響因素及農村宅基地退出機制的構建，而基于不同經濟發(fā)展水平區(qū)域系統(tǒng)性分析農戶宅基地退出意愿的研究則較少。

江蘇省經濟社會發(fā)展水平位于全國前列，但省內存在很大的區(qū)域差異。2014年蘇南地區(qū)生產總值達到3.89萬億元，是蘇中及蘇北地區(qū)生產總值總和的1.4倍；蘇南地區(qū)農民人均純收入達到20 954元，分別是蘇中、蘇北地區(qū)的1.35、1.65 倍。區(qū)域經濟社會發(fā)展和城市化水平的差異，也導致不同區(qū)域農民兼業(yè)化程度、農戶宅基地退出意愿以及政府的宅基地退出政策有所差異。因此，探索江蘇省不同經濟發(fā)展水平區(qū)域的農戶宅基地退出意愿及其影響因素，不僅可以為制定差別化的農村宅基地退出政策提供依據，還可為制定就地城鎮(zhèn)化和農業(yè)現代化政策提供參考。

1 數據來源與方法

1.1 數據來源

基于對農戶宅基地退出的影響因素相關研究[12-17]，影響農戶宅基地退出意愿的因素既包括受教育程度、家庭人口數、家庭資產狀況等內部因素，也包括外出務工收入及財產性收入等外部因素，還包括農戶對宅基地產權的認知程度等，這些因素通過影響農戶的家庭特征、收入結構、資產特性進而影響農戶宅基地退出意愿。據此，本研究選取了以下解釋變量：(1)家庭特征。主要包括被調查對象的性別、年齡、居住時間、受教育程度、上班距離、外出務工人口數、被撫養(yǎng)人數。(2)收入結構。主要包括農戶的經營性收入、工資性收入、財產性收入、轉移性收入。具體而言，家庭經營性收入指住戶或住戶成員從事生產經營活動所獲得的凈收入，是全部經營收入中扣除經營費用、生產性固定資產折舊和生產稅之后得到的凈收入；工資性收入指通過各種途徑得到的全部勞動報酬和各種福利，包括受雇于單位或個人、從事各種自由職業(yè)、兼職和零星勞動得到的全部勞動報酬和福利；財產性收入指住戶或住戶成員將其所擁有的金融資產、住房等非金融資產和自然資源交由其他機構單位、住戶或個人支配而獲得的回報并扣除相關費用之后得到的凈收入；轉移性收入是指國家、單位、社會團體對住戶的各種經常性轉移支付和住戶之間的經常性收入轉移。(3)資產特性。主要包括宅基地面積、建筑年代、宅基地數量、房屋結構類型、房屋使用情況、是否有城鎮(zhèn)住房等。

數據主要來源于2015年7—9月對蘇南地區(qū)(蘇州市永聯(lián)村、李袁村)、蘇中地區(qū)(揚州市茆舍村、夏集村)、蘇北地區(qū)(宿遷市毛集村、許莊村)農戶所做的抽樣問卷調查。從每個村隨機選取不同年齡、性別、教育程度、職業(yè)的農戶，由調研人員根據調研內容與農戶交流，對宅基地退出相關問題進行詢問。共發(fā)放問卷577份(表1)，其中蘇南地區(qū)180份、蘇中地區(qū)196份、蘇北地區(qū)201份。

表1 變量解釋與說明

1.2 樣本基本情況

被調查的577份樣本農戶中，農戶年齡主要集中在40～60歲之間，平均年齡為53.11歲，其中男性農戶為443人(占被調研對象的76.78%)，女性農戶為134人(占被調研對象的23.22%)。238戶農戶愿意退出宅基地，占41.24%；317戶農戶不愿意退出宅基地，占54.94%；22戶并不關心是否退出宅基地，占3.81%。蘇南、蘇中、蘇北地區(qū)愿意將宅基地退出的農戶比例分別為40.56%、41.32%、41.79%。樣本基本統(tǒng)計情況如表2所示。

1.3 模型選擇

由于被調查者的退出意愿分為愿意和不愿意2類，因此可采用二分類因變量的Logistic回歸建立農戶宅基地退出意愿模型，通過數據抽樣，確定每個自變量的回歸系數，以各自變量回歸系數為依據解釋農戶宅基地退出意愿的概率，從而揭示各解釋變量在預測空間變化發(fā)生概率的作用和強度[18]。根據二元Logistic模型，設定農戶愿意退出宅基地取值為1，農戶不愿意退出宅基地取值為0。影響農戶宅基地退出意愿的因素有17個，分別是X1，X2，…，X17。構建的Logistic模型為：

(1)

式中：p為農戶贊成宅基地退出的發(fā)生概率，即退出意愿度；β1，β2，…，β17是Logistic回歸待定系數。

2 結果與分析

為保證模型的穩(wěn)定性和準確性，需要對自變量進行多重共線性檢測。本研究選擇容忍度(Tolerance)進行多重共線性檢測，相關系數矩陣顯示，蘇南、蘇中、蘇北地區(qū)因變量的Tolerance值全部大于0.1的標準值。模型系數的綜合檢測顯示，蘇南、蘇中、蘇北3個地區(qū)的對數似然值分別為138.100、93.671、50.285；蘇南、蘇中、蘇北3個地區(qū)NagelkerkeR2值分別為0.337、0.278、0.463，回歸方程較顯著，說明采用該模型合理。

2.1 蘇南地區(qū)

居住時間、上班距離、被撫養(yǎng)人數、宅基地面積、宅基地數量、是否有城鎮(zhèn)住房等因素對蘇南地區(qū)農戶宅基地退出意愿有顯著影響(表2)。其中，居住時間與宅基地面積有負向影響，其余變量有正向影響。原因可能是由于農戶居住時間越長，一方面其工作與生活能力逐漸下降，另一方面其鄉(xiāng)土情結更為強烈，導致其居住時間越長越不愿退出宅基地。上班距離較遠的農戶希望退出宅基地，一方面由于工作不穩(wěn)定且舉家搬遷的費用過高，另一方面一部分上班距離較遠的農戶將子女安置于打工地點附近使得宅基地空置，另一部分將老人及子女留在宅基地的農民，則希望通過退出宅基地使老人及子女能在安置區(qū)得到更好的照顧。被撫養(yǎng)人數與農戶宅基地退出意愿呈正相關，隨著經濟水平提高，農戶撫養(yǎng)子女壓力也越來越大，蘇南地區(qū)農戶安置機制日益完善，農戶退出宅基地后的福利水平也逐年提高，使得撫養(yǎng)子女壓力較大的家庭可通過退出宅基地來緩解生活壓力。宅基地面積對農戶宅基地退出意愿有正向影響，而宅基地數量有負向影響，可能是由于農村宅基地缺乏有效的法律約束，導致農村一戶多宅的現象普遍，擁有宅基地數量較多的農戶希望通過宅基地退出來獲得經濟利益，尤其是涉及到法律糾紛的宅基地，農戶更希望通過退出宅基地來擺脫占地紛爭，而擁有宅基地數量較少的農戶的退出意愿則相對偏低。

表2 樣本數據基本情況

表3 模型估計結果

注：“*”“**”“***”分別表示在10%、5%、1%水平下顯著。

蘇南地區(qū)相較于蘇中及蘇北地區(qū)而言，是否有城鎮(zhèn)住房成為影響農戶退出宅基地意愿的關鍵因素。隨著農戶逐步流轉出農地經營權，居住在農村的農戶越來越少，部分農戶選擇不翻建現有住房而是購置城鎮(zhèn)住房，因城鎮(zhèn)住房相對于宅基地住房而言，不僅可以自由買賣，而且周邊教育、醫(yī)療等生活基礎設施更加完備。而擁有城鎮(zhèn)住房的農戶多選擇在城鎮(zhèn)中居住，其宅基地住房則多選擇出租或空置，導致其宅基地退出意愿更為強烈。

2.2 蘇中地區(qū)

上班距離、外出務工人數、財產性收入、建筑年代是蘇中地區(qū)對農戶宅基地退出意愿有顯著影響的因素(表2)。其中，上班距離、外出務工人數、財產性收入對農戶宅基地退出有正向影響，而建筑年代對農戶宅基地退出呈負向影響，說明蘇中地區(qū)農戶家庭成員上班距離越遠、外出務工人數越多、財產性收入越高則其退出宅基地意愿越強烈，而宅基地建筑年代越短，則退出意愿越弱。蘇中地區(qū)農戶上班距離對宅基地退出的影響與蘇南地區(qū)原因相類似；外出務工人數對宅基地退出有正向影響，是由于外出人口數較多的家庭中，只有老人和孩子留守，而打工者又不能隨時回來照看，這造成蘇中地區(qū)部分農戶家庭希望通過退出宅基地使家人在集中區(qū)得到更好地安置；財產性收入對宅基地退出有正向影響，這是由于蘇中地區(qū)農民的財產性收入的主要來源于生產資料和有形不動產，農民財產種類少且收入較低，微薄的財產性收入在緩解農民生活壓力中遠未發(fā)揮作用，因此對于財產性收入相對較高的農戶家庭而言，希望能夠更快將房產轉化為現金，以換得更好的生活保障；建筑年代與農戶宅基地退出意愿呈負相關，是由于農戶宅基地住房經歷了不同時期的翻建，尤其是20世紀90年代以后翻建的住房，農戶家庭投入了較多的翻建費用及裝修費用，這是農戶不愿退出宅基地的主要原因。

蘇中地區(qū)相較蘇南及蘇北地區(qū)而言，建筑年代成為影響蘇中地區(qū)農戶家庭是否退出宅基地的關鍵原因。出現這一結果的原因可能是因為部分村莊只是劃定了農戶宅基地面積而不限制容積率，導致農戶不斷增高宅基地住房層數及增加裝修成本，退出意愿也隨之降低。隨著農戶工資性收入水平的提高及家庭人口的增加，越來越多的農戶有條件翻建宅基地住房；另一方面退出宅基地后的城鎮(zhèn)及安置小區(qū)住宅往往滿足不了農戶對于住宅大面積的需求。

2.3 蘇北地區(qū)

被撫養(yǎng)人數和財產性收入是對蘇北地區(qū)農戶宅基地退出意愿有顯著正向影響的因素。被撫養(yǎng)人數對農戶宅基地退出的意愿影響有正向作用，可能是由于蘇北地區(qū)部分已退出宅基地的農戶得到了很好安置，有的宅基地面積較大的農戶家庭退出宅基地后甚至得到了7～8套住房，完全滿足了生活需要，還可以出租部分房屋帶來額外收益。

蘇北地區(qū)相較于蘇南及蘇中地區(qū)而言，財產性收入因素的顯著性更為明顯，成為影響這個地區(qū)農戶家庭是否退出宅基地的關鍵原因。即這個地區(qū)財產性收入狀況越好的農戶家庭，農民宅基地退出意愿越強烈。出現這一結果的原因可能是，相對于發(fā)達地區(qū)而言，這一地區(qū)農民的財產種類相對較少，金融財產也相對缺乏，對于基金、股票、債券更是很少接觸，房屋是這些家庭最主要的有形財產，但由于房產租賃和買賣市場的不確定性，很容易導致宅基地閑置，對家庭收入造成損失，致使這些家庭希望退出宅基地。

3 結論

通過構建Logistic回歸模型，從家庭特征、收入結構、資產特性3個方面探討了江蘇省不同經濟發(fā)展水平區(qū)域農戶宅基地退出意愿的影響因素，得出如下結論：(1)蘇南、蘇中、蘇北3個區(qū)域愿意將宅基地退出的農戶比例分別為40.56%、41.32%、41.79%。(2)蘇南地區(qū)農戶宅基地退出意愿的影響因素主要包括居住時間、上班距離、被撫養(yǎng)人數、宅基地面積、宅基地數量、是否有城鎮(zhèn)住房。此區(qū)域農戶相較于其他2個調研地區(qū)農戶的可支配收入水平更高，導致收入結構對其意愿影響相對較小，而是更多地考慮鄉(xiāng)土情結；另一方面此類農戶以自愿退出為主，擁有城鎮(zhèn)住房對其家庭是否退出宅基地影響較大。(3)蘇中地區(qū)對農戶宅基地退出意愿的影響因素主要為上班距離、外出務工人數、財產性收入、建筑年代。此區(qū)域農戶相較于其他2個調研地區(qū)的農戶可支配收入水平居中，退出宅基地后是否擁有完善的社會保障成為其是否退出考慮的主要因素；此區(qū)域多數村莊只是劃定了農戶宅基地面積而不限制容積率，導致其資產屬性中的建筑年代對其是否退出宅基地影響較大。(4)蘇北地區(qū)對農戶宅基地退出意愿的影響因素主要為被撫養(yǎng)人數、財產性收入。此區(qū)域農戶相較于其他2個調研地區(qū)農戶的可支配收入水平最低，導致家庭收入水平及撫養(yǎng)壓力成為其是否退出宅基地的主要影響因素。

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