劉同山， 陳曉萱

(1. 南京林業(yè)大學 農(nóng)村政策研究中心， 江蘇 南京 210037；

2. 南京林業(yè)大學 經(jīng)濟管理學院， 江蘇 南京 210037)

近年來，隨著工業(yè)化、城鎮(zhèn)化的持續(xù)推進，同時受計劃生育政策的影響，農(nóng)業(yè)農(nóng)村人口持續(xù)減少。國家統(tǒng)計局的數(shù)據(jù)顯示，中國鄉(xiāng)村人口的數(shù)量在1995年達到8.59億人(占比70.97%)的峰值后逐年減少，至2018年已經(jīng)減少到5.64億人(占比40.42%)。20余年來農(nóng)村人口減少了近3億人，從理論上講，農(nóng)村人口數(shù)量減少應當伴隨著農(nóng)村建設用地規(guī)模的縮小，但中國的實際情況恰恰相反，在鄉(xiāng)村人口大量減少、農(nóng)民持續(xù)向城鎮(zhèn)遷移的背景下，主要被用作宅基地的農(nóng)村建設用地不僅沒有減少，反而大幅增加。中共中央、國務院印發(fā)的《國家新型城鎮(zhèn)化規(guī)劃(2014—2020年)》中的數(shù)據(jù)顯示，2000—2011年，在農(nóng)村人口減少1.33億人的情況下，以農(nóng)村宅基地為主的農(nóng)村居民點建設用地反而增加了3045萬畝。2011年以后，這種情況仍未得到扭轉(zhuǎn)。原國土資源部的土地利用變更調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，至2016年，全國村莊用地面積達到28800.5萬畝，短短5年時間，又在2011年的基礎上增加了747.2萬畝。農(nóng)村宅基地大量閑置浪費，是造成上述不合理現(xiàn)象的一個重要原因。

農(nóng)村宅基地是房屋之基。長期以來，農(nóng)村宅基地交易受到法律法規(guī)和政策的嚴格限制，加之“房地一體”，這實際上也導致農(nóng)民的房屋財產(chǎn)權難以實現(xiàn)，因此，在城鎮(zhèn)化進程中與農(nóng)村宅基地低效率利用相伴的是大量農(nóng)村房屋的長期閑置。國家統(tǒng)計局的數(shù)據(jù)顯示，2012年，中國農(nóng)村居民人均住房面積為37.1平方米，每平方米的住房價值為689.1元，假如從農(nóng)村向城鎮(zhèn)遷移的人口以2018年的1790萬人計算，則農(nóng)村每年將會新增6.64億平方米的閑置住房，折合市場價值超過4570億元。一旦考慮到存量，農(nóng)村長期閑置房屋的價值將十分驚人。農(nóng)民是弱勢群體，農(nóng)村是落后地區(qū)，大量的農(nóng)村房屋資產(chǎn)長期閑置，對農(nóng)民進城、鄉(xiāng)村振興乃至中國經(jīng)濟發(fā)展毫無益處。

在城鎮(zhèn)化繼續(xù)推進和鄉(xiāng)村振興的大背景下，如何消除因農(nóng)村人口向城鎮(zhèn)遷移引發(fā)的農(nóng)村宅基地以及房屋閑置是一個十分緊迫而重要的問題。一方面，農(nóng)村宅基地及房屋長期閑置，造成了土地資源的浪費。農(nóng)民進城后，城市建設用地自然就會增加，問題是進城農(nóng)民沒有退出他們在農(nóng)村的建設用地(主要是宅基地)，從而造成了土地資源的嚴重“浪費”[1]和城鄉(xiāng)建設用地的“冰火兩重天”[2]。另一方面，鄉(xiāng)村振興需要資金，而農(nóng)民最值錢的財富是土地及房屋。激活農(nóng)村閑置宅基地及房屋交易市場，實施農(nóng)村閑置宅基地及房屋有償退出，提高其財產(chǎn)功能，有助于為鄉(xiāng)村振興籌集資金等。[3-4]正因如此，國家啟動了宅基地制度改革，陸續(xù)推進和完善相關制度和政策。[5]2018年9月，中共中央、國務院印發(fā)的《鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃(2018-2022年)》指出，要“維護進城落戶農(nóng)民宅基地使用權，引導進城落戶農(nóng)民依法自愿有償轉(zhuǎn)讓宅基地使用權；建立健全依法公平取得、節(jié)約集約使用、自愿有償退出的宅基地管理制度”。2019年5月，在此基礎上，中共中央、國務院發(fā)布的《關于建立健全城鄉(xiāng)融合發(fā)展體制機制和政策體系的意見》中增加了“探索對增量宅基地實行集約有獎、對存量宅基地實行退出有償”的政策?？梢?，農(nóng)村閑置宅基地退出和集約利用已經(jīng)成為農(nóng)村改革的前沿領域。調(diào)查分析農(nóng)村閑置宅基地及房屋閑置情況，進而考察農(nóng)戶的閑置宅基地及房屋自愿有償退出意愿及其影響因素，對于更好地落實國家的大政方針、提高農(nóng)村建設用地尤其是宅基地利用效率[6]、保障農(nóng)民房屋的財產(chǎn)權利，都有著重要的理論和現(xiàn)實價值。

一、文獻綜述：影響宅基地退出意愿的經(jīng)濟、社會與制度因素

近年來，伴隨著農(nóng)民向城鎮(zhèn)遷移以及農(nóng)村宅基地制度改革的深化，越來越多的學者對農(nóng)民宅基地退出意愿的影響因素進行了研究?？傮w而言，大部分學者強調(diào)城鎮(zhèn)化進程中的農(nóng)戶分化是一些農(nóng)戶尤其是“離農(nóng)、進城”農(nóng)戶想要有償退出農(nóng)村宅基地的根本驅(qū)動因素[7-9]。農(nóng)村宅基地不僅有經(jīng)濟功能，還有社會功能，而且其功能的發(fā)揮受法律法規(guī)政策的約束，據(jù)此可以把影響農(nóng)民閑置宅基地及房屋退出意愿的因素大致分為三類。

(一)經(jīng)濟因素

隨著農(nóng)村宅基地由基本居住保障性向資產(chǎn)性轉(zhuǎn)變，其功能重心亦發(fā)生轉(zhuǎn)移，保障功能逐步削弱，財產(chǎn)功能逐步增強[10]，因而農(nóng)村宅基地退出“利大于弊”還是“弊大于利”[11]，或者說退出的成本收益是影響農(nóng)民宅基地退出決策的關鍵[9]。因此，農(nóng)村宅基地退出的補償標準越高，農(nóng)民退出宅基地的意愿越強[10]；而退出補償?shù)?，無疑會抑制農(nóng)民的宅基地退出意愿[11]。

除了外在的經(jīng)濟因素，農(nóng)戶家庭自身的經(jīng)濟狀況也至關重要。一些研究發(fā)現(xiàn)，家庭人均財富、家庭年收入越高的農(nóng)戶，越愿意以獲得貨幣化補償?shù)姆绞酵顺鲛r(nóng)村宅基地；[7，12-15]家庭宅基地地塊數(shù)(或面積)與其宅基地退出意愿呈負相關[16-17]；家庭需撫養(yǎng)的子女數(shù)量對農(nóng)民宅基地退出意愿有負向影響[13，18]；城鎮(zhèn)生活穩(wěn)定性強或者說擁有更為充分的城市社會保障，對農(nóng)民的農(nóng)村宅基地退出意愿有正向影響[19-21]。

(二)社會因素

農(nóng)村宅基地是農(nóng)民“生于斯、老于斯”的情感寄托，也是其生活居住及社會交往最重要的場所，宅基地的保留對于他們而言就是保留了鄉(xiāng)愁。王靜等(2015)基于天津市靜海縣140戶農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，對不愿退出農(nóng)村宅基地的原因，分別有45.7%和36.4%的受訪者認為人際環(huán)境的改變和不適應城鎮(zhèn)的生活是導致他們不愿意退出宅基地的非常重要的因素。[20]從另一個角度來說，若是城鎮(zhèn)社會網(wǎng)絡能夠滿足農(nóng)民在城鎮(zhèn)的情感訴求[22]，從而增強其對城市生活的適應性和認同感，就能弱化其對農(nóng)村傳統(tǒng)社會網(wǎng)絡的依賴。

龔宏齡(2017)對重慶7個區(qū)縣651份農(nóng)戶調(diào)查問卷分析發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村宅基地的社會功能不僅包括情感寄托功能，還有歸屬承繼功能，兩者都對農(nóng)民的宅基地退出意愿有顯著影響。[23]這兩方面的社會功能越強，農(nóng)民越不愿意退出農(nóng)村宅基地。劉嘉豪等(2020)通過對贛南地區(qū)12個自然村進行調(diào)查研究發(fā)現(xiàn)，在宗族型農(nóng)村，宅基地也被大部分村民視為祖業(yè)，宅基地退出態(tài)度受祖業(yè)觀念影響顯著，宅基地退出意愿表現(xiàn)為總體偏弱，且呈現(xiàn)出年紀越大越不愿意退出的特征。[24]在這些農(nóng)民看來，祖業(yè)的傳承十分重要，多數(shù)農(nóng)村宅基地都是祖輩遺留下來的。這就正如費孝通在《江村經(jīng)濟》一書中提到的“傳給兒子最好的東西就是地，地是活的家產(chǎn)”，一定程度上解釋了為何家庭撫養(yǎng)子女數(shù)會對宅基地退出意愿產(chǎn)生負向作用。

(三)制度因素

現(xiàn)行的戶籍制度黏附著城鄉(xiāng)差別化的入學、住房、養(yǎng)老保障等權利配置功能，嚴重制約著宅基地的社保功能向資產(chǎn)功能的轉(zhuǎn)化，是影響農(nóng)戶宅基地退出意愿的關鍵因素，隨著戶改力度的加大，農(nóng)戶宅基地退出意愿有所提高。[12]同時，當前我國城鄉(xiāng)二元的社會形態(tài)依然存在，黏附于戶籍制度上的城鄉(xiāng)之間的住房、醫(yī)療、養(yǎng)老、教育等制度體系還存在一定的差異，相關研究發(fā)現(xiàn)，為農(nóng)民提供的社會保障水平越高，農(nóng)民對于土地的依賴性就會越小，同時解決了社會保障問題的農(nóng)民往往更愿意到大城市發(fā)展，退出宅基地的意愿就更加強烈。[25]盡管農(nóng)民工進城，甚至在城鎮(zhèn)購買了住房，但是如果其不能享有城鎮(zhèn)居民的各種社會保障待遇，且其子女在入學受教育方面，往往存在很大困難，這將導致進城農(nóng)民工在城鎮(zhèn)生活的成本遠遠高于城市居民，在一定程度上影響了其留城定居的積極性，進而影響到其對于農(nóng)村閑置宅基地退出的行為選擇。[26]

農(nóng)村宅基地的退出涉及到不同主體之間的產(chǎn)權交易。對于農(nóng)村宅基地而言，幾十年來的限制交易，可能會影響農(nóng)民對農(nóng)村宅基地的產(chǎn)權認知狀況，進而影響其退出意愿。有學者發(fā)現(xiàn)，如果農(nóng)民認為農(nóng)村宅基地可以自由交易，則其宅基地退出意愿會顯著提高。[7]許恒周等(2013)基于天津248份農(nóng)民工調(diào)查問卷發(fā)現(xiàn)，對于新生代農(nóng)民工而言，宅基地權證能夠顯著提高其農(nóng)村宅基地退出意愿。[27]鄒偉等(2017)對江蘇省1456個農(nóng)戶(其中有過農(nóng)村宅基地退出行為的農(nóng)戶102戶)計量分析發(fā)現(xiàn)，有無農(nóng)村宅基地權證，會顯著影響農(nóng)戶的宅地基退出行為，擁有宅基地權證的農(nóng)戶退出宅基地的概率更高。[9]但是，彭長生等(2019)對安徽、湖南兩省512戶農(nóng)戶的調(diào)查數(shù)據(jù)計量分析發(fā)現(xiàn)，確權對農(nóng)村宅基地流轉(zhuǎn)的影響不顯著，而且會讓農(nóng)民更不愿意接受征地。[28]這一結(jié)論意味著，確權可能會降低農(nóng)民的宅基地退出意愿。

上述文獻雖然為進一步研究宅基地退出奠定了重要基礎，但是，現(xiàn)有文獻在考察農(nóng)民宅基地退出意愿時，主要是籠統(tǒng)地詢問農(nóng)民是否愿意退出宅基地，卻沒有具體分析農(nóng)戶家里是不是有閑置宅基地。擁有一處宅基地和擁有多處宅基地的農(nóng)民，影響其農(nóng)村宅基地退出決策的因素顯然不盡相同。對于只有一處農(nóng)村宅基地的農(nóng)民而言，農(nóng)村宅基地退出不僅關系到退出收益，還關系到其農(nóng)民身份和生活方式的轉(zhuǎn)變。如龔宏齡(2017)所指出的，當農(nóng)戶只在農(nóng)村擁有一處住宅時，宅基地對于他們而言意義非凡，不僅是其全家安身之所，也是心靈的最終歸屬地和情感寄托之物。[23]而且，無論是多處還是一處，沒有閑置宅基地的農(nóng)民，與有閑置宅基地的農(nóng)民，二者的農(nóng)村宅基地退出意愿也明顯不同。因為提高農(nóng)村宅基地利用效率是我們研究的出發(fā)點，所以從農(nóng)村人口向城鎮(zhèn)遷移引發(fā)的農(nóng)村宅基地和房屋閑置出發(fā)，針對有閑置宅基地和房屋的農(nóng)戶進行重點分析，不僅更加合情合理，其政策含義也更加清晰。

二、農(nóng)村宅基地占有及宅基地、房屋閑置情況：基于兩次農(nóng)戶調(diào)查

(一)兩次農(nóng)戶調(diào)查及相關情況說明

考察農(nóng)民的閑置宅基地有償退出意愿的影響因素，一個基本前提應當是找到家里有閑置宅基地的農(nóng)戶。我們于2018年1—3月在黃淮海農(nóng)區(qū)6省20縣做了1026戶農(nóng)戶問卷調(diào)查，在有宅基地的1011戶農(nóng)戶(有些樣本農(nóng)戶因村莊撤并和集中居住而沒有宅基地)中，164戶農(nóng)戶家里有閑置宅基地，占比16.22%。考慮到有閑置宅基地的農(nóng)戶樣本數(shù)量偏少，對農(nóng)民的宅基地退出意愿進行計量分析的說服力不夠強，2019年7—8月，我們又在蘇、魯、皖三省補充做了935份農(nóng)戶問卷調(diào)查，其中有閑置宅基地的農(nóng)戶樣本為104份。兩次調(diào)查，共得到268份有閑置宅基地的農(nóng)戶樣本。

農(nóng)村宅基地的主要用途是蓋房。一般而言，農(nóng)民認為只有沒蓋房的、“完全閑著”的宅基地，才是閑置宅基地，已經(jīng)蓋上房屋的宅基地不能被稱為閑置宅基地(1)2018年黃淮海農(nóng)區(qū)和2019年蘇魯皖三省的調(diào)查數(shù)據(jù)，農(nóng)戶家里是否有閑置宅基地和是否有閑置房屋的相關系數(shù)為分別為0.45和0.41，表明是否有閑置宅基地和是否有閑置房屋有相關性但相關性不強，二者不是一回事。。然而，從提高農(nóng)村宅基地利用效率和人地資源匹配的角度看，農(nóng)村宅基地蓋上房子但房屋閑置的，其宅基地實際上并沒有得到有效利用，因此，本文將有閑置房屋的也認定為有閑置宅基地。兩次調(diào)研，共得到有閑置房屋的農(nóng)戶樣本281份，其中，2018年黃淮海農(nóng)區(qū)調(diào)研和2019年蘇魯皖三省調(diào)研得到的有閑置房屋的農(nóng)戶樣本數(shù)分別為142份、139份。

下面將以2018年黃淮海農(nóng)區(qū)調(diào)研數(shù)據(jù)為主，以2019年蘇魯皖三省調(diào)研數(shù)據(jù)作為補充，分析農(nóng)村的閑置宅基地和房屋情況，進而考察影響農(nóng)民閑置宅基地退出意愿的因素。

(二)一戶多宅、面積超標與宅基地及房屋閑置

農(nóng)村宅基地集約化利用程度不高的一個直觀表現(xiàn)，是“一戶多宅”和人均宅基地面積過大。兩次農(nóng)戶調(diào)研發(fā)現(xiàn)，無論是在黃淮海農(nóng)區(qū)，還是在蘇魯皖三省，當前農(nóng)村的“一戶多宅”和人均宅基地面積過大現(xiàn)象都非常嚴重。

“一戶多宅”方面，通過對2018年黃淮海1026戶農(nóng)戶樣本數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，除15戶農(nóng)戶因本村實施宅基地退出、集中上樓居住導致自家擁有的宅基地總面積為0外，剩余的1011戶農(nóng)戶平均有1.57處宅基地(SD=0.72)，其中有2戶農(nóng)戶的宅基地多達6處，家里卻分別只有7口人和13口人?！耙粦舳嗾钡闹苯雍蠊褪寝r(nóng)戶擁有的宅基地面積過大。調(diào)查的1011戶擁有農(nóng)村宅基地的農(nóng)戶，平均每戶占有的宅基地面積接近0.66畝(SD=0.48)，約合437.44平方米，其中1戶宅基地面積竟然多達8畝。以山東省為例，《山東省農(nóng)村宅基地管理辦法》規(guī)定：“平原地區(qū)的村莊，每戶面積不得超過200平方米；占用未利用土地的，可適當放寬，但最多不得超過264平方米?！钡牵綎|省有農(nóng)村宅基地的270戶受訪農(nóng)戶中，237戶農(nóng)戶(占比87.78%)的宅基地面積都超過了200平方米，戶均宅基地面積高達426.1平方米?？梢姡r(nóng)戶實際占有的農(nóng)村宅基地面積，遠高于政府確定的面積標準上限。

人均宅基地面積是比“一戶一宅”更為合理的一個指標。這是因為農(nóng)戶可以分戶，父子分戶甚至夫妻分戶，(2)農(nóng)業(yè)農(nóng)村部《中國農(nóng)村經(jīng)營管理統(tǒng)計年報(2015-2018年)》的數(shù)據(jù)顯示，2015年，全國農(nóng)戶數(shù)量為2.67億戶，2016年增加至2.69億戶，2018年進一步增加至2.73億戶。在2018年農(nóng)村人口向城鎮(zhèn)遷移1790萬人的情況下，農(nóng)戶數(shù)量不減反增，無疑是分戶造成的。而人卻是不可再分的最小核算單位。那么，黃淮海農(nóng)區(qū)農(nóng)戶家庭人均占有多少宅基地呢？1011戶農(nóng)戶，家庭人均占有的宅基地面積接近0.14畝，亦即92.27平方米，其中，73戶農(nóng)戶(占比7.2%)家庭人均宅基地面積超過0.30畝(200平方米)。也就是說，僅農(nóng)戶家里一個人占有的宅基地面積就已經(jīng)達到了《山東省農(nóng)村宅基地管理辦法》中規(guī)定的平原地區(qū)村莊每戶的宅基地面積。

顯然，農(nóng)民不需要如此多的農(nóng)村宅基地。更不要說隨著大量農(nóng)民常年外出務工，當前很多家庭早已舉家遷移至城鎮(zhèn)——在2015年外出的1.69億農(nóng)民工中，舉家外出的農(nóng)民工就占22.78%(3)數(shù)據(jù)來源：國家統(tǒng)計局農(nóng)村社會經(jīng)濟調(diào)查司2016年出版的《中國農(nóng)村經(jīng)濟主要數(shù)據(jù)(1978-2015)》。。由于“供大于求”且限制流轉(zhuǎn)，進城農(nóng)民閑置的宅基地沒有退出的通道，所以大量的農(nóng)村宅基地被閑置，一些宅基地即使蓋上房屋，也無人居住，導致“房地一體”長期閑置。2018年黃淮海農(nóng)區(qū)調(diào)查獲得的1011戶擁有農(nóng)村宅基地的樣本農(nóng)戶中，有16.22%的農(nóng)戶(164戶)家里有閑置宅基地，有13.85%的農(nóng)戶(140戶)家里有閑置房屋。

2019年7—8月筆者對蘇、魯、皖三省的補充調(diào)研也發(fā)現(xiàn)，927戶(其他8戶因已經(jīng)上樓集中居住而沒有宅基地)家里有宅基地的樣本農(nóng)戶，平均每戶有宅基地1.44處，戶均宅基地面積367.78平方米。人均來看，蘇、魯、皖樣本農(nóng)戶家庭人均占有宅基地面積為77.12平方米，雖然低于黃淮海農(nóng)區(qū)的戶均或人均宅基地面積，但這次調(diào)查同樣發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶宅基地存在面積過大的問題。此外，15.31%的樣本農(nóng)戶家里有閑置房屋，是農(nóng)戶宅基地面積過大且使用效率低的一個證據(jù)。

在2019年的蘇、魯、皖三省調(diào)研中，有930戶樣本農(nóng)戶回答“你家有閑置宅基地嗎？”。結(jié)果表明，有104戶(占比11.18%)農(nóng)戶家里有閑置宅基地，這一比例低于2018年調(diào)研的黃淮海農(nóng)區(qū)中有閑置宅基地農(nóng)戶的比例(16.22%)，而且蘇、魯、皖三省農(nóng)戶買賣過宅基地的比例為8.47%，也低于2018年黃淮海農(nóng)區(qū)買賣過宅基地的農(nóng)戶比例(12.21%)。

圖1 農(nóng)村宅基地及房屋閑置比例

蘇、魯、皖三省擁有閑置宅基地農(nóng)戶的比例之所以顯著低于黃淮海地區(qū)的農(nóng)戶比例，除樣本選擇區(qū)域、人地關系等原因外，還有兩個可能的原因：一是農(nóng)戶建造的房屋更多，從而減少了宅基地閑置比例——蘇、魯、皖三省農(nóng)戶擁有閑置房屋的比例(15.31%)高于黃淮海農(nóng)區(qū)擁有閑置房屋的農(nóng)戶比例(13.85%)；二是兩次調(diào)查的時間不同，2018年黃淮海農(nóng)區(qū)調(diào)查是在1—3月份春節(jié)前后，此時農(nóng)民工集中返鄉(xiāng)，因此選擇偏差較小，而2019年蘇、魯、皖三省調(diào)查則在7—8月份年中開展，受訪者主要是留在農(nóng)村發(fā)展的人員，與常年外出務工、經(jīng)商甚至舉家遷移至城市的人相比，留在農(nóng)村發(fā)展的家庭宅基地使用需求更大(擁有的閑置房屋更少也可以佐證這一觀點)，因而家里有閑置宅基地的比例較低。

三、變量說明與計量方法

(一)變量說明

因為要考察影響農(nóng)民閑置宅基地退出意愿的因素，且前文已經(jīng)說明，將擁有閑置房屋視作有閑置宅基地看待，所以計量分析時，將農(nóng)民的閑置宅基地退出意愿、農(nóng)村閑置房屋退出意愿兩個變量作為被解釋變量。借鑒現(xiàn)有文獻[7，13，14，23，28]，本文把影響農(nóng)民閑置宅基地退出意愿的因素，或者說解釋變量，分為經(jīng)濟因素(包括家庭人均收入、非農(nóng)收入占比、農(nóng)戶層面的非農(nóng)就業(yè)穩(wěn)定性等)、社會因素(包括是否有子孫、是否有人城鎮(zhèn)定居、社區(qū)民主參與等)、制度因素(土地產(chǎn)權認知、是否有宅基地權證、人均宅基地面積等)。由于在調(diào)查詢問時，已將閑置宅基地退出價格設定為當?shù)厥袌鰞r格，且假定受訪人知道這一價格，這相當于控制了閑置宅基地退出的價格。

另外，前文已經(jīng)說明，對農(nóng)民而言，閑置宅基地和閑置房屋不是一回事。理論上看，有閑置宅基地的農(nóng)戶，如果家里還有閑置房屋，則閑置宅基地退出的意愿更強——因為他已經(jīng)有閑置的房屋，以后用閑置宅基地建房的可能性大幅減少；反之亦然——因為如果需要，農(nóng)戶可以將閑置舊房屋轉(zhuǎn)讓后，再用閑置宅基地建設新房屋。雖然二者相互影響，但是是否有閑置宅基地和是否有閑置房屋，是由人口分化、職業(yè)分化、城鄉(xiāng)遷移以及制度因素決定的，并不是內(nèi)生的(4)也就是說，一個農(nóng)戶有閑置宅基地，并不必然會有未蓋房屋的閑置宅基地；反之亦然。，故可以不考慮互為因果造成的內(nèi)生性問題。因此，計量分析農(nóng)民的閑置宅基地或閑置房屋退出意愿時，要分別將家里是否有閑置房屋、是否有閑置宅基地納入計量模型。

對選定的變量檢驗發(fā)現(xiàn)，除非農(nóng)收入占比與非農(nóng)就業(yè)穩(wěn)定性、非農(nóng)收入占比與是否有子孫的相關系數(shù)最大，都為0.33以外，其他變量間的相關系數(shù)絕大部分都在0.30以下，而且變量間的條件數(shù)為16.97，可以認為變量之間不存在多重共線性，適合進行計量分析。

表1 變量、指標與具體測量標準

(二)計量模型設定

理論分析部分已經(jīng)論述，閑置宅基地退出，是追求效用最大化邏輯下的農(nóng)戶層面上的決策?？梢约俣ㄗ鳛槭茉L者的戶主或家里的主事人，會綜合考慮其家庭的各種情況而不是完全基于自身偏好，給出對于家庭而言最優(yōu)的選擇。因此，本文沒有將受訪者的個人特征納入模型。入戶調(diào)查時，調(diào)查員鼓勵家庭成員就是否愿意有償退出自家閑置宅基地和房屋的問題充分交流后，由受訪人代表全家做出選擇，這也在一定程度上減少了將受訪人意愿作為農(nóng)戶家庭意愿產(chǎn)生的偏差。

受訪者報告的其家庭閑置宅基地退出意愿只有“愿意=1”和“不愿意=0”兩種，是典型的二值選擇問題，故可以采用二值Logistic模型進行計量分析，建立如下回歸模型：

(1)

式(1)中，y代表農(nóng)民是否愿意退出農(nóng)村閑置宅基地，y=1表示愿意退出，y=0表示不愿意退出；p代表農(nóng)民愿意退出閑置宅基地的概率；xi(i=1，2，…，n)表示可能影響農(nóng)民農(nóng)村閑置宅基地退出意愿的第i種因素。

上述轉(zhuǎn)換過程即所謂的Logit變換，經(jīng)過Logit變換后的Logistic回歸方程為

Logit(p)=α+β1x1+…+βixi+ε

(2)

式(2)中，α表示常數(shù)項，βi是回歸系數(shù)，ε是隨機誤差項。

四、實證結(jié)果分析

如何以“再配置”實現(xiàn)城鎮(zhèn)化進程中農(nóng)村土地資源的優(yōu)化利用是我們關注的核心問題。本文首先關注農(nóng)戶離農(nóng)、進城和農(nóng)村宅基地利用狀況對農(nóng)民閑置宅基地退出意愿的影響，然后再考慮其他因素的作用，納入是否有宅基地權證、土地產(chǎn)權認知等變量，并利用Stata15計量軟件，得到如表2所示的回歸結(jié)果。

表2 農(nóng)民閑置宅基地退出意愿的回歸結(jié)果

本文對模型1和模型2的回歸結(jié)果的擬合優(yōu)度進行H-L(Hosmer-Lemeshow)檢驗，發(fā)現(xiàn)兩次回歸的模型顯著性水平p值都遠大于0.1，表明數(shù)據(jù)擬合良好，適合進行Logistic回歸分析。

模型1的回歸結(jié)果表明，標準化后的家庭人均收入、是否有人城鎮(zhèn)定居和家里是否有閑置房屋，都會顯著影響農(nóng)民的閑置宅基地退出意愿。具體來看，在其他條件不變時，標準化處理后的農(nóng)戶“家庭人均收入”的回歸系數(shù)為-0.396，且在10%的水平上顯著，表明所在家庭人均收入與農(nóng)民的閑置宅基地退出意愿呈反向關系，又因發(fā)生概率比Exp(B)為0.673，表明標準化后的家庭人均收入每提高1個單位，會導致農(nóng)民愿意退出閑置宅基地的概率降低32.70%；“是否有人城鎮(zhèn)定居”的回歸系數(shù)為正(0.893)且發(fā)生概率比Exp(B)為2.442，且在5%的水平上顯著，表明與沒有家人在城鎮(zhèn)定居的農(nóng)戶相比，家里有人在城鎮(zhèn)定居，會讓農(nóng)民愿意退出閑置宅基地的概率提高144.20%。在樣本數(shù)量大致接近的前提下，本文在陳霄(2012)提出的“在城鎮(zhèn)購房情況對農(nóng)民宅基地退出意愿影響不顯著”[13]的結(jié)論基礎上略有發(fā)展，不過也有可能是本文的調(diào)查研究區(qū)域城鎮(zhèn)化率相較而言略高的原因所致?！凹依锸欠裼虚e置房屋”的回歸系數(shù)為正(0.754)且發(fā)生概率比Exp(B)為2.125，同樣在5%的水平上顯著，表明與沒有閑置房屋的農(nóng)戶相比，家里有閑置房屋的農(nóng)戶愿意退出農(nóng)村閑置宅基地的概率提升了112.50%。

模型2的回歸結(jié)果表明，加入制度、社會等方面的5個解釋變量后，模型的Wald卡方檢驗、偽R2和H-L卡方檢驗都有所改善——比如偽R2從模型1的0.091增加至0.114，模型具有更好的擬合度。模型2中，在給定的顯著性水平上，“土地產(chǎn)權認知”變量與農(nóng)民的閑置宅基地退出意愿呈正相關(0.383)且發(fā)生概率比Exp(B)為1.466，表明與認為“農(nóng)村土地所有權屬于自己家”的農(nóng)戶相比，如果農(nóng)戶認為農(nóng)村土地屬于集體所有，他們愿意退出閑置宅基地的意愿將會提高46.6%。這反過來也表明，農(nóng)村土地確實具有稟賦效應，認為宅基地是自己的農(nóng)民，會更加“惜地”而不愿退出[7]。但是，在模型2中，“家庭人均收入”變量對農(nóng)民的閑置宅基地退出意愿的影響不再顯著，這說明“家庭人均收入”可能會影響農(nóng)民的宅基地退出意愿。此外，“是否有人城鎮(zhèn)定居”和“家里是否有閑置房屋”兩個變量的回歸系數(shù)和顯著性變化不大，意味著兩個變量對農(nóng)民的閑置宅基地處置意愿有穩(wěn)定的影響。

總的來看，農(nóng)民向城鎮(zhèn)遷移后，如果在城鎮(zhèn)有了穩(wěn)定居所，其處置農(nóng)村閑置宅基地的意愿將大幅提高。如果一個農(nóng)戶除了閑置宅基地外，還有閑置房屋，則與沒有閑置房屋者相比，該農(nóng)戶退出閑置宅基地的意愿會顯著提升。因為農(nóng)村建成的房屋被閑置，亦是農(nóng)民向城鎮(zhèn)遷移的結(jié)果，所以上述結(jié)論表明，農(nóng)村人口向城鎮(zhèn)遷移是農(nóng)民想要退出閑置宅基地的重要驅(qū)動力。此外，正如Kahneman等(1990)所言，“一旦個人擁有了某個物品，那么他們賦予物品的價值就會急劇上升?！盵29]當前的漸進式賦權無疑會強化農(nóng)民“宅基地是自己家的”這一認知，在稟賦效應的作用下，農(nóng)民將更加“惜地”而不愿意退出。

同樣，對模型3和模型4回歸結(jié)果的擬合優(yōu)度進行H-L(Hosmer-Lemeshow)卡方檢驗發(fā)現(xiàn)，兩次回歸的模型顯著性水平p值都遠大于0.1，表明數(shù)據(jù)擬合良好，適合對農(nóng)民的閑置房屋退出意愿進行Logistic回歸分析。對表3中兩個模型的估計結(jié)果比較后發(fā)現(xiàn)，模型4的回歸結(jié)果全面優(yōu)于只有部分變量的模型3，故接下來本文僅對模型4的結(jié)果進行討論。

表3 農(nóng)民閑置房屋退出意愿的回歸結(jié)果

模型4的回歸結(jié)果表明，控制其他變量后，在5%的顯著性水平上，“非農(nóng)收入占比”“家里是否有閑置宅基地”以及“是否參與村里選舉投票”都會對農(nóng)民的閑置房屋退出意愿產(chǎn)生影響。具體而言，在其他條件不變時，農(nóng)戶家庭“非農(nóng)收入占比”回歸系數(shù)為負數(shù)(-0.948)且發(fā)生概率比Exp(B)為0.387，表明非農(nóng)收入提高一個點，比如從0增加為1——即從完全沒有非農(nóng)收入到非農(nóng)收入占比為1，農(nóng)民愿意轉(zhuǎn)讓閑置房屋的比例會降低61.3%。正如鄒偉等(2017)所提出的“非農(nóng)戶中的高收入農(nóng)戶會權衡退地帶來的短期收益與留地帶來的長遠收益，顯然保留宅基地能帶來更多長遠收益，因此會保留宅基地”這一論斷[9]，期待農(nóng)民離農(nóng)、進城后自愿放棄農(nóng)村閑置房屋不太現(xiàn)實。這反過來也意味著，兼業(yè)程度不高的農(nóng)戶更愿意轉(zhuǎn)讓農(nóng)村閑置房屋。農(nóng)戶“家里是否有閑置宅基地”回歸系數(shù)為正數(shù)(0.677)且發(fā)生概率比Exp(B)為1.967，表明在其他條件不變時，相對于沒有閑置宅基地的農(nóng)戶，有閑置宅基地的農(nóng)戶愿意“房地一體”退出房屋和宅基地的比例會提高96.7%。正如前文分析所指出的，由于另有一處閑置宅基地，農(nóng)戶將閑置舊房屋連同其下的宅基地一起轉(zhuǎn)讓后，如果需要，還可以再用閑置宅基地建設新房屋，因此，該變量對農(nóng)民的閑置房屋連同宅基地一體轉(zhuǎn)讓有顯著的正向作用。

此外，家里有人參加村委會選舉投票農(nóng)戶，也更愿意將自家閑置房屋連同宅基地一體轉(zhuǎn)讓。上述結(jié)果的一個可能原因是參與村兩委投票的農(nóng)戶，一般擁有更多的社會資本和更大的關系網(wǎng)絡，因而知道的當?shù)亻e置房屋交易的事件更多，根據(jù)行為模仿理論，他們愿意處置自家閑置房屋的可能性也更大。

五、結(jié)論與政策啟示

本文在梳理影響農(nóng)民宅基地退出意愿的經(jīng)濟、社會和制度因素基礎上，基于200多戶有閑置宅基地和閑置房屋的農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，計量分析了影響農(nóng)戶閑置宅基地退出意愿的具體因素。研究發(fā)現(xiàn)，家里有人在城鎮(zhèn)定居且有閑置房屋的農(nóng)戶，相對更愿意有償退出閑置宅基地，而且認為農(nóng)村土地屬于自家所有的農(nóng)戶，閑置宅基地退出意愿相對較低；非農(nóng)收入對農(nóng)戶的閑置房屋連同宅基地退出意愿有負向作用；家庭中有成員參與村委會選舉投票的農(nóng)戶也更傾向于愿意退出閑置房屋。總的來看，隨著城鎮(zhèn)化進程的推進，將會有越來越多的離農(nóng)、進城農(nóng)戶愿意放棄農(nóng)村宅基地，但不斷強化農(nóng)地產(chǎn)權和持續(xù)增加的非農(nóng)收入，會抑制農(nóng)戶的閑置宅基地及房屋的退出意愿。

針對上述研究結(jié)論，可以得出以下政策啟示：第一，對于在城鎮(zhèn)已購房的農(nóng)民，應建立健全進城落戶農(nóng)民的宅基地與農(nóng)村房屋有償退出制度；對于暫時沒有定居在城鎮(zhèn)的農(nóng)民，政府應當為其提供保障性住房，保證其居住條件，并同時提升他們的非農(nóng)就業(yè)能力，以保障其退出農(nóng)村宅基地及房屋后的生活質(zhì)量。總體而言，要根據(jù)不同農(nóng)戶的綜合特征制定相應的退出補償標準，保障農(nóng)民的財產(chǎn)權利，促進其自愿有償退出農(nóng)村閑置宅基地、轉(zhuǎn)讓閑置房屋。第二，繼續(xù)推進農(nóng)村宅基地制度改革，完善相關法律法規(guī)，通過法律形式對農(nóng)村宅基地的產(chǎn)權予以確認，擴大農(nóng)民對自家宅基地的產(chǎn)權認知，從而有序推進宅基地確權工作，同時也能穩(wěn)定農(nóng)民對宅基地退出補償?shù)念A期，促進其有償退出的意愿加強。第三，村委會要落實好村民的民主權利，尤其應做好有關宅基地和房屋退出的政策宣傳和信息公開工作，盡量減少信息不對稱對農(nóng)戶退出宅基地和房屋意愿的影響。第四，要把完善離農(nóng)、進城農(nóng)民的社會保障體系作為各個政府的民生工程，納入其指標考核綱要中。由于農(nóng)民不像城鎮(zhèn)居民那樣具備良好的經(jīng)濟和社會基礎，為了切實筑牢農(nóng)民的保障防線，政府應當加快城鄉(xiāng)一體化建設，為其提供與城鎮(zhèn)居民一樣的公共服務和養(yǎng)老、醫(yī)療、教育等保障，切實解決其退地、退房的后顧之憂。