滕 淦，張全景，翟騰騰，傅倩倩，竇圣超

(曲阜師范大學 地理與旅游學院，山東 日照 276826)

宅基地“三權(quán)分置”是繼農(nóng)村承包地“三權(quán)分置”之后對農(nóng)村土地制度改革的再一次深化，對實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興、統(tǒng)籌城鄉(xiāng)融合發(fā)展有著重大意義。在新型城鎮(zhèn)化不斷加速發(fā)展的今天，城鎮(zhèn)建設(shè)用地需求增加與建設(shè)用地供給短缺矛盾不斷突出[1]。與此同時，大量農(nóng)村勞動力涌入城市，農(nóng)村地區(qū)宅基地出現(xiàn)“減人反增地”的現(xiàn)象，造成了大量宅基地閑置與浪費，宅基地利用效率低下的問題日趨凸顯[12]。城鎮(zhèn)化在促進勞動力合理分配布局、提高農(nóng)民生活質(zhì)量的同時，也增加了鄉(xiāng)村治理成本、社會秩序不穩(wěn)定等安全隱患[3]。

目前國內(nèi)學界對農(nóng)民進城后宅基地處置主要有兩種思路：一是在完善農(nóng)村土地退出機制的前提下，引導(dǎo)農(nóng)民自愿、有償退出宅基地；二是在不改變土地權(quán)屬的情況下，允許農(nóng)民帶地進城落戶。大部分學者更加認同前一種思路[4]。對于宅基地流轉(zhuǎn)或有償退出風險的研究主要集中于宅基地流轉(zhuǎn)風險評價、宅基地制度改革風險、農(nóng)戶對宅基地退出的風險認知、宅基地制度改革風險防范等方面[5]。劉雙良、秦玉瑩從物權(quán)視角出發(fā)，剖析了“三權(quán)分置”背景下宅基地流轉(zhuǎn)的顯性和隱性風險，提出構(gòu)建國家、市場、集體多元主體參與聯(lián)動的風險防范機制[6]；梁發(fā)超、林彩云基于農(nóng)戶的微觀福利視角，開展了不同模式下宅基地退出的風險綜合評價，提出了有針對性的風險防范對策[5]；楊保勤、陳景春從程序規(guī)范、實體制度、配套措施等方面對宅基地使用權(quán)退出機制進行了探索[7]；孫奇、張曉峰、舒坤良通過對長春市九臺縣試點地區(qū)宅基地退出現(xiàn)狀的研究，剖析了宅基地退出階段農(nóng)戶安置、農(nóng)民收益、社會保障和法律等方面的風險，提出建立宅基地退出社會保障機制、收益風險監(jiān)管機制、專項法律制度等增強風險防范的建議[8]；徐巖將宅基地退出風險分為自然風險、社會風險、政治風險、經(jīng)濟風險，分析宅基地退出過程中存在的各種風險，提出了保障措施[9]。

目前國內(nèi)對于宅基地“三權(quán)分置”改革風險的研究視角多元化，研究內(nèi)容也更加多樣，但關(guān)于農(nóng)戶宅基地流轉(zhuǎn)和有償退出風險認知的對比分析成果還較少?；诖耍疚囊陨綎|省宅基地三權(quán)分置改革試點單位五蓮縣的農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，采用定量方法分析了農(nóng)戶對宅基地流轉(zhuǎn)與宅基地退出風險認知影響因素的異同，以期為宅基地“三權(quán)分置”深入實施提供實證案例，為完善宅基地“三權(quán)分置”的運行機制提供政策參考。

1 研究區(qū)概況與數(shù)據(jù)來源

1.1 研究區(qū)概況

五蓮縣隸屬于山東省日照市，位于山東半島東南部，屬于魯東南低山丘陵區(qū)，山地面積占全縣總面積的50%，森林覆蓋率達46.4%，耕地面積3.9933萬hm2，人均耕地面積800m2；屬溫帶季風性氣候，一年四季周期性變化明顯。全縣轄1個街道、9個鎮(zhèn)、2個鄉(xiāng)。2019年末，全縣實現(xiàn)國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)194.13億元，比上年增長了2.5%。2019年末，全縣常住人口50萬人，戶籍總?cè)丝?1.16萬人，常住人口城鎮(zhèn)化率達到48.88%，比2017年提高了0.06個百分點。

1.2 數(shù)據(jù)來源及處理

調(diào)查組成員于2020年9月6日—20日，分層隨機選取五蓮縣5個鄉(xiāng)鎮(zhèn)和1個街道的12個村莊進行入戶調(diào)研，在農(nóng)戶總體中隨機抽取調(diào)研樣本，開展問卷調(diào)查。樣本區(qū)域分布在五蓮縣的叩官鎮(zhèn)、潮河鎮(zhèn)、松柏鎮(zhèn)、戶部鄉(xiāng)、洪凝街道、街頭鎮(zhèn)。鑒于農(nóng)戶文化水平較低，對于問卷中部分問題理解不夠透徹，故采取結(jié)構(gòu)式訪談的方法，以提高本次調(diào)研的準確性。本次調(diào)研共發(fā)放問卷306份，最終獲得有效問卷298份，問卷有效率為97.4%。在數(shù)據(jù)處理之前，運用SPSS25.0軟件對原始數(shù)據(jù)進行效度檢驗，KMO檢驗值大于0.6，Bartlett球形檢驗值小于0.01，表明原始數(shù)據(jù)能反映主體特征真實度。

2 研究方法與變量選擇

2.1 理論模型構(gòu)建與假設(shè)分析

風險認知一般指個體對風險情境的風險程度的主觀判斷和認識[10]。風險常常伴隨決策產(chǎn)生，因此對風險有一個科學的認識是有效規(guī)避風險、高效決策的前提?；谝延醒芯?，農(nóng)戶對宅基地風險認知受制于自身水平與外部環(huán)境雙重影響。其中，自身水平包括性別、年齡、受教育水平、家庭結(jié)構(gòu)特征、家庭經(jīng)濟條件等因素，外部環(huán)境主要由風險特征決定。個體的風險認知程度會極大地影響宅基地處置過程(流轉(zhuǎn)、退出)中的決策結(jié)果。當農(nóng)戶在宅基地處置過程中獲得的邊際效益大于留守宅基地的邊際成本時，農(nóng)戶才會產(chǎn)生宅基地流轉(zhuǎn)或者退出的意愿[11]。對農(nóng)戶而言，由于特殊的生產(chǎn)環(huán)境與生活習俗，自身水平是影響認知的最直觀因素，而外部環(huán)境在自身認知水平基礎(chǔ)上間接影響了風險認知水平?；诖?，本文提出以下假設(shè)：

個體特征：戶主的年齡、性別、受教育水平、是否擔任村干部、目前職業(yè)等都可能對宅基地處置決策產(chǎn)生影響。戶主年紀較大者，往往會對宅基地的處置采取更加保守的留守宅基地方式，不愿意流轉(zhuǎn)或者退出；戶主的受教育水平越高，對于宅基地風險更加清晰的認識，反之則對認知風險不敏感；是否擔任村干部、現(xiàn)階段職業(yè)等經(jīng)歷，使之接觸政策性事物的可能性增加，進而對宅基地風險產(chǎn)生更加清晰的認識。

家庭特征：非農(nóng)收入占總收入比重、家庭常住人口、城中購房情況可能影響農(nóng)戶決策。非農(nóng)收入占比越高，意味著農(nóng)戶非農(nóng)收入相較于農(nóng)業(yè)收入更加穩(wěn)定，抵御風險的能力也更強；家庭常住人口的多少會直接影響未來生計壓力的大小；如果在城中購房，則宅基地的住房、養(yǎng)老等保障功能會進一步弱化，也會影響農(nóng)戶宅基地風險認知。

政策認知情況：政策認知情況包括知否宅基地“三權(quán)分置”政策、知否“一戶一宅”規(guī)定等，政策認知情況是影響農(nóng)戶處置宅基地過程中的重要思想基礎(chǔ)。一般來說，農(nóng)戶了解政策程度越高，做出正確決策的可能性會越大。

預(yù)期風險：我國的土地收益分配機制還尚未完善，在宅基地流轉(zhuǎn)、退出的過程中存在戶主市場投機行為、管理者從中牟利等現(xiàn)象，且宅基地流轉(zhuǎn)或退出后農(nóng)民補償安置問題的解決也不盡人意，農(nóng)戶擔心無法適應(yīng)進城后就業(yè)、公共服務(wù)、鄰里關(guān)系、鄉(xiāng)村倫理等方面的變化。這些都可能會成為未來社會不穩(wěn)定的隱形因素，使農(nóng)戶對宅基地流轉(zhuǎn)或者退出產(chǎn)生抵觸心理。

2.2 計量模型構(gòu)建

本文考察的是農(nóng)戶宅基地流轉(zhuǎn)與退出的風險認知影響因素，且假定風險認知選擇只有兩種：認為有風險與認為無風險，屬于二分類選擇問題。綜合考慮自變量類型情況，建立二分類因變量農(nóng)戶宅基地流轉(zhuǎn)風險認知模型及宅基地退出風險認知模型。農(nóng)戶的宅基地風險認知分析因變量P，影響農(nóng)戶宅基地風險認知的各因素為xm，采用二元Logistic回歸模型描述自變量和因變量的關(guān)系。模型如下：

(1)

式中，P為宅基地流轉(zhuǎn)風險的概率。本文設(shè)定農(nóng)戶認為宅基地流轉(zhuǎn)有風險時，P為1；農(nóng)戶認為宅基地流轉(zhuǎn)沒有風險時，P為0。β0是常數(shù)值，表示自變量值全部為0時，比數(shù)的自然對數(shù)值；xm是影響農(nóng)戶對宅基地流轉(zhuǎn)風險認知程度的因素；βm是偏回歸系數(shù)，表示xm對P的影響程度。

2.3 變量描述及賦值

因變量農(nóng)戶宅基地流轉(zhuǎn)風險認知、宅基地退出風險認知取離散值，有兩種選擇：認為有風險=1，認為無風險=0。本文將影響農(nóng)民宅基地流轉(zhuǎn)、退出風險認知的影響因素分為農(nóng)民個人特征、農(nóng)戶家庭特征、政策認知情況、預(yù)期風險4組變量，相關(guān)變量含義及賦值結(jié)果見表1。

表1 變量釋義、賦值與預(yù)期作用方向

2.4 變量統(tǒng)計性分析

顯變量描述性統(tǒng)計分析：本文將個人特征、家庭特征、政策認知情況3組變量歸為顯變量，并對其統(tǒng)計結(jié)果(表2)進行了簡要的分析。戶主性別為男性的有227戶，性別為女性的有71戶，男性戶主占總樣本的比例為76.17%；被調(diào)查人年齡集中在60歲以上的比例最高，占總樣本35.57%，50歲以下的農(nóng)戶占30.54%，50—60歲占33.89%，被調(diào)查者年齡整體偏大；被調(diào)查者受教育水平整體不高，初中及以下有278戶，占總樣本數(shù)的93.29%，高中或中專及以上的占比為6.71%，本科及以上僅有兩戶；被調(diào)查者是村干部的比例為16.44%；樣本整體兼業(yè)化現(xiàn)象較明顯，純務(wù)農(nóng)者占總樣本的50.34%，其他39.26%均為以農(nóng)業(yè)為主或以非農(nóng)業(yè)為主的兼業(yè)者，純非農(nóng)業(yè)工作者和未就業(yè)者占10.4%，其中未就業(yè)者均為年齡偏大的老人；家庭常住人口數(shù)在4人及以上的占53.36%，2—3人的農(nóng)戶占37.92%。非農(nóng)收入占比高低可以衡量農(nóng)戶的傳統(tǒng)生計方式變化與否，非農(nóng)業(yè)收入占家庭總收入比例大于80%的農(nóng)戶有154戶，占總樣本的51.68%，非農(nóng)收入占比在30%—80%之間的占11.41%。被調(diào)查農(nóng)戶大部分已經(jīng)不依靠單純農(nóng)業(yè)收入來支撐家庭支出，且根據(jù)實際調(diào)研情況來看，純農(nóng)業(yè)年收入較兼業(yè)年收入或純非農(nóng)業(yè)年收入差距較大，無法滿足常住人口較多的農(nóng)戶生計；被調(diào)查農(nóng)戶在城中購房比例較少，僅占22.15%，可能是因為受家庭生活與生產(chǎn)方式還未完全脫離鄉(xiāng)村、城市生活成本較高等因素的影響。政策知悉方面，對于宅基地“三權(quán)分置”、“一戶一宅”政策等較為了解的比例分別是60.74%、71.14%，被調(diào)查者政策認知情況整體良好，完全不了解的農(nóng)戶分別占12.75%、28.86%。

表2 顯變量統(tǒng)計

對于農(nóng)戶風險認知情況，問卷內(nèi)設(shè)計“您認為宅基地流轉(zhuǎn)是否有風險”、“您認為宅基地退出是否有風險”等問題來調(diào)查。其中，認為宅基地流轉(zhuǎn)有風險的有265戶，認為無風險的有33戶，分別占88.93%、11.07%；認為宅基地退出有風險的有272戶，認為無風險的有26戶，分別占91.28%、8.72%；實際有流轉(zhuǎn)行為的農(nóng)戶有32戶，占10.74%。實際有退出行為的農(nóng)戶有26戶，占4.70%。農(nóng)戶認為宅基地退出有風險的比例略高于認為宅基地流轉(zhuǎn)有風險的比例，可能是因為宅基地退出較宅基地流轉(zhuǎn)相比，對于宅基地使用權(quán)的改變程度更甚，大部分農(nóng)戶認為流轉(zhuǎn)后，宅基地使用權(quán)還可以在集體內(nèi)其他權(quán)利主體中發(fā)揮效用，而宅基地退出則要完全將宅基地使用權(quán)交回集體，由集體繼續(xù)享用其占用、使用、收益等權(quán)能。

具體統(tǒng)計結(jié)果如表3所示。

表3 農(nóng)戶宅基地風險認知及行為統(tǒng)計

潛變量描述性統(tǒng)計分析：農(nóng)民失去宅基地使用權(quán)之后對于未來生計的風險預(yù)期，也會影響宅基地風險認知情況。對于宅基地流轉(zhuǎn)與退出，本文選取以下幾個變量來調(diào)查。①影響宅基地流轉(zhuǎn)風險認知的有：村干部是否為個人撈取好處，是否認為宅基地流轉(zhuǎn)過程中有開發(fā)商造成市場投機行為，是否認為有農(nóng)民會利用宅基地投資房地產(chǎn)過度而導(dǎo)致房地產(chǎn)過熱，是否認為會有宅基地管理不善而損害宅基地。②影響宅基地退出風險認知的有：村干部是否為個人撈取好處，是否擔心宅基地退出后居住環(huán)境發(fā)生變化，是否擔心宅基地退出以后享受的公共服務(wù)發(fā)生變化，是否擔心宅基地退出以后就業(yè)機會發(fā)生變化。

具體統(tǒng)計描述結(jié)果見表4。

表4 潛變量統(tǒng)計

樣本內(nèi)，宅基地流轉(zhuǎn)過程中村干部撈取好處的比例占79.19%，明顯高于宅基地退出過程中所占的比重(13.42%)。在實際調(diào)研中了解到，被調(diào)查者流轉(zhuǎn)宅基地期限多為1年，出租金額一年一交，且流轉(zhuǎn)前后用途皆有變化，流轉(zhuǎn)次數(shù)較多，所以村干部撈取好處的可行性也較退出過程大。在影響宅基地流轉(zhuǎn)風險認知的預(yù)期風險中，有81.88%的農(nóng)戶擔心在允許宅基地自由交易后，宅基地被用于房地產(chǎn)開發(fā)，出現(xiàn)開發(fā)商囤房炒房、市場投機等不良現(xiàn)象；還有79.53%的農(nóng)戶認為宅基地自由交易后，會引導(dǎo)村民過度投資房地產(chǎn)，導(dǎo)致房地產(chǎn)市場過熱；認為流轉(zhuǎn)后宅基地由于流入方管理不善而造成宅基地損害的農(nóng)戶占75.17%。在影響宅基地退出風險認知的預(yù)期風險中，分別有82.55%、92.95%、96.31%的農(nóng)戶擔心宅基地退出后居住環(huán)境、享受的公共服務(wù)、就業(yè)機會發(fā)生變化。宅基地退出后農(nóng)民(僅有1戶宅基地)不得不尋求其他居住場所，伴隨而來的是享受公共服務(wù)、就業(yè)機會的變化。由于我國現(xiàn)行二元結(jié)構(gòu)的戶籍制度還不完善，受教育程度較低、生計方式較單一的農(nóng)民相對于城鎮(zhèn)居民處于弱勢地位[12]，在享有醫(yī)療條件、教育條件、文娛活動、就業(yè)選擇等方面也會相對落后甚至完全被排除在外。

3 結(jié)果及分析

3.1 宅基地流轉(zhuǎn)實證分析

本文應(yīng)用SPSS 25.0軟件對統(tǒng)計數(shù)據(jù)進行了二元Logistic回歸分析。模型系數(shù)綜合檢驗顯示，Cox &Snell R2”、“Nagelkerke R2”、“Hosmer &Lemeshow”均大于0.1，表示該模型擬合優(yōu)度比較理想，解釋能力較強，因此可以采用該模型進行回歸分析。

模型估計結(jié)果見表5。

表5 宅基地流轉(zhuǎn)風險認知模型估計結(jié)果

(續(xù)表5)

對模型起到顯著性作用的變量有8個：X2----年齡、X3----受教育水平、X6----家庭常住人口數(shù)、X7----非農(nóng)收入占比、X8----是否城中購房、X11----村干部是否撈好處、X13----投資過度房地產(chǎn)過熱、X14----宅基地管理不善。其中，起正向作用的有：X2----年齡、X3----受教育水平、X7----非農(nóng)收入占比、X8----是否城中購房、X11----村干部是否撈好處、X13----投資過度房地產(chǎn)過熱、X14----宅基地管理不善；起負向作用的僅有1項：X6----家庭常住人口數(shù)。

個體特征方面：X2----年齡對農(nóng)戶宅基地流轉(zhuǎn)風險認知有正向影響，原因是年齡較大者通常比年輕者更加警惕風險，基于未來生計與養(yǎng)老的種種不確定性，就越不會貿(mào)然放棄宅基地[13]；X3----受教育水平對農(nóng)戶宅基地流轉(zhuǎn)風險認知具有正向作用，通常認為受教育水平越高，一個人的社會資本積累就越多，對政策了解也越深，風險認知水平也會更高。這與周小平、王情、谷曉坤等的研究一致[14]。

家庭特征方面：X6----家庭常住人口數(shù)越多，意味著家庭生產(chǎn)勞動力也越多，勞動力數(shù)量、質(zhì)量對家庭生計都起到支撐性作用，也可以衡量一個家庭退地之后的風險規(guī)避能力；X7----非農(nóng)收入占比標志一個家庭是否有穩(wěn)定的非農(nóng)業(yè)收入，擁有穩(wěn)定非農(nóng)業(yè)收入的家庭通常具有較高的風險規(guī)避能力，對農(nóng)村土地的依賴性降低，對未來風險的認知和評判也會更加準確[4]；X8----是否城中購房對宅基地流轉(zhuǎn)、退出風險認知均有顯著正向影響，因為在城中擁有穩(wěn)定住所，宅基地的住房保障功能就會下降，農(nóng)戶對于宅基地依賴性也會下降，也會有更高程度的風險認知。

預(yù)期風險方面：X11----村干部是否撈好處對宅基地風險認知有正向影響，由于我國土地收益分配制度還尚未完善，在土地流轉(zhuǎn)交易過程過所得收益能落入農(nóng)戶手中的比例很少，對農(nóng)戶處置宅基地的行為有負向抑制作用，認為有失去宅基地潛在收益的風險；X13----投資過度房地產(chǎn)過熱和X14----宅基地管理不善均對宅基地流轉(zhuǎn)風險認知有正向影響，農(nóng)戶擔心在允許宅基地自由交易之后，有開發(fā)商利用宅基地搞房地產(chǎn)建設(shè)導(dǎo)致房地產(chǎn)業(yè)過熱或宅基地流入方管理不善破壞宅基地，農(nóng)戶的擔心程度本身就是對宅基地流轉(zhuǎn)風險認知的一種表現(xiàn)，越擔心未來宅基地流轉(zhuǎn)結(jié)果，風險認知也越高。

3.2 宅基地退出實證分析

對模型起到顯著性作用的變量主要有：X2----年齡、X8----是否城中購房、X15----居住環(huán)境變化、X16----公共服務(wù)變化、X17----就業(yè)機會變化，且影響方向均為正向。

個體特征方面：X2----年齡對宅基地退出風險認知有正向影響，且認為宅基地退出有風險的農(nóng)戶比例(91.28%)要多于宅基地流轉(zhuǎn)(88.93%)。結(jié)合實際調(diào)研發(fā)現(xiàn)，被調(diào)查者宅基地流轉(zhuǎn)大部分有周期短微收益的特點，即使年齡較大也可以通過宅基地流轉(zhuǎn)的方式獲取收益，但退出就意味著宅基地使用權(quán)要交回集體經(jīng)濟組織，原權(quán)利主體將無法再享有收益權(quán)益，因此風險認知也相對較高。

家庭特征方面：X8----是否城中購房對宅基地退出風險認知具有正向影響。如果在城中購房，對原宅基地的依賴性會相對降低，宅基地的資產(chǎn)屬性較保障功能更為凸顯，農(nóng)戶風險規(guī)避能力較高，反之則不然。

預(yù)期風險方面：X15----居住環(huán)境變化與X16----公共服務(wù)變化均對宅基地退出風險認知有正向影響。在宅基地退出后，絕大多數(shù)農(nóng)戶要遷入城鎮(zhèn)生活，周邊居住環(huán)境的改變和享受公共服務(wù)的變化在短時間內(nèi)難以適應(yīng)，同時受戶籍制度的影響，農(nóng)民進城之后很可能在選擇居住環(huán)境、享受醫(yī)療教育等方面較城鎮(zhèn)居民處于弱勢地位，所以擔心居住環(huán)境變換、公共服務(wù)變化，是對未來產(chǎn)生風險的一種認知。X17----就業(yè)機會變化對宅基地退出有風險認知有正向影響。結(jié)合實際調(diào)研發(fā)現(xiàn)，有超過63.09%的被調(diào)查農(nóng)戶有30%以上的非農(nóng)業(yè)收入，且非農(nóng)年收入均在1萬元以上，表明被調(diào)查地大部分農(nóng)戶已經(jīng)可以通過非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)獲得不小的收益，對于宅基地的收益依賴性降低，對于就業(yè)機會變化的擔心程度減弱，所以在退出后農(nóng)戶風險規(guī)避能力有所提高，退出風險認知也相對減弱。

表6 宅基地退出風險認知模型估計結(jié)果

3.3 流轉(zhuǎn)與退出風險認知影響異同

個體特征方面：X2----年齡共同影響宅基地流轉(zhuǎn)和退出風險認知。在去除預(yù)期風險因素之后再次進行二元Logistic回歸分析(排除自變量之間的相互影響)，發(fā)現(xiàn)年齡對于宅基地流轉(zhuǎn)風險認知的影響要略大于宅基地退出風險認知，推測與宅基地流轉(zhuǎn)周期、流轉(zhuǎn)收益金額等方面有關(guān)。

家庭特征方面：X8----是否城中購房對兩者均產(chǎn)生正向影響。去除預(yù)期風險因素再回歸分析之后發(fā)現(xiàn)，對宅基地流轉(zhuǎn)風險認知影響更大，推測原因是擁有城中穩(wěn)定住所后，對宅基地依賴性下降，但是宅基地有可能多次流轉(zhuǎn)，產(chǎn)生多次流轉(zhuǎn)收益，所以對流轉(zhuǎn)的風險認知要高于宅基地退出過程。

政策認知方面：無顯著影響因素，且沒有共同影響因素。

預(yù)期風險方面：X13----投資過度、房地產(chǎn)過熱，X14----宅基地管理不善均對宅基地流轉(zhuǎn)風險認知產(chǎn)生正向影響，擔心程度越大，表明對宅基地流轉(zhuǎn)后的風險認知越高?？紤]到宅基地退出過程可能是永久性和不可逆的，影響因素主要從農(nóng)戶退地之后的生計變化方面選取，X15----居住環(huán)境變化、X16----公共服務(wù)變化、X17----就業(yè)機會變化均對宅基地退出風險認知產(chǎn)生正向影響，且X15----居住環(huán)境變化的影響明顯高于變量X16、X17。推測原因是，農(nóng)戶在退地之后，生活住所問題考慮要優(yōu)于就業(yè)與公共服務(wù)。

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

本文從農(nóng)戶認知視角切入，根據(jù)在山東省五蓮縣的實地調(diào)研獲取的宅基地流轉(zhuǎn)及退出數(shù)據(jù)，運用Logistic模型研究了影響宅基地流轉(zhuǎn)及退出風險認知情況及其影響因素。不論是從個人未來生計角度，還是公共利益角度，目前大部分農(nóng)戶都認為宅基地流轉(zhuǎn)與退出存在著風險，有88.93%的農(nóng)戶認為宅基地流轉(zhuǎn)有風險，91.28%的農(nóng)戶認為宅基地退出有風險。影響宅基地流轉(zhuǎn)風險認知的因素依次是：X14----宅基地管理不善、X8----是否城中購房、X11----村干部是否撈好處、X13----投資過度房地產(chǎn)過熱、X7----非農(nóng)收入占比、X6----家庭常住人口數(shù)、X2----年齡、X3----受教育水平；影響宅基地退出風險認知的因素依次是：X15----居住環(huán)境變化、X17----就業(yè)環(huán)境變化、X8----是否城中購房、X16----公共服務(wù)變化、X2----年齡。

從影響因素來看，預(yù)期風險方面對宅基地流轉(zhuǎn)或退出風險認知影響比較顯著，且均為正向影響；其次是個體特征和家庭特征方面，主要體現(xiàn)在年齡、受教育水平、非農(nóng)收入等因素；政策認知方面在本文研究中未體現(xiàn)出明顯的影響效應(yīng)，數(shù)據(jù)結(jié)果不具備統(tǒng)計學意義，推測可能與政策認知因素選取有關(guān)；宅基地流轉(zhuǎn)和退出風險認知共同影響因素有：X2----年齡、X8----是否城中購房，主要集中在個體特征與家庭特征這些客觀因素上。

4.2 建議

基于以上結(jié)論，為深入推進農(nóng)村宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)和資格權(quán)退出，本文提出以下建議：

一是尊重農(nóng)民主體地位、保護農(nóng)民的合法權(quán)益。宅基地對于農(nóng)戶生計、養(yǎng)老等方面具有支撐性的保障作用，在流轉(zhuǎn)和退出過程中凸顯農(nóng)民的主體核心地位很重要。要依法保護農(nóng)民的宅基地資格權(quán)，鼓勵農(nóng)民自愿、有償退出宅基地；保障農(nóng)民宅基地處置知情權(quán)、參與權(quán)等基本權(quán)益，提高農(nóng)民的風險防范意識和風險規(guī)避能力；加強對村干部的思想道德教育，防范村集體損害農(nóng)民利益的行為。

二是完善宅基地退地多元補償機制、規(guī)范宅基地流轉(zhuǎn)程序。從研究結(jié)果來看，農(nóng)戶對未來退地后的風險預(yù)期會顯著影響對宅基地的風險認知，而且風險常常伴隨著決策，農(nóng)民對于未來風險預(yù)期越高，越不利于宅基地流轉(zhuǎn)或有償退出。通過逐步降低農(nóng)民宅基地處置后的預(yù)期風險，確保退地農(nóng)民生活保障水平不降低；加強宅基地流轉(zhuǎn)的行政審查環(huán)節(jié)，包括宅基地面積審查、宅基地流轉(zhuǎn)范圍審查、宅基地市場風險評估等環(huán)節(jié)；盡快建立宅基地流轉(zhuǎn)相關(guān)的法律體系，便于宅基地流轉(zhuǎn)過程中各權(quán)利主體依法盡職盡責。

三是因地制宜實施退地政策，鼓勵支持農(nóng)民退地行為。根據(jù)不同區(qū)域發(fā)展狀況、區(qū)位差異、區(qū)域內(nèi)人群不同特征等，制定相應(yīng)的宅基地退地政策，同時鼓勵和支持對閑置宅基地進行整理與復(fù)墾，推進農(nóng)村地區(qū)人居環(huán)境整體提升，合理村莊布局，新安置點要便于農(nóng)民生產(chǎn)生活。同時，要消除農(nóng)民進城落戶障礙、完善宅基地相關(guān)法律，政府應(yīng)該強化城鄉(xiāng)統(tǒng)一的社會保障體系建設(shè)，加大保障性住房建設(shè)力度，做到青年易購買，中年易置換，老年易安置。