陳 霞，李哲敏，王玉庭

（1.中國農(nóng)業(yè)科學(xué)院農(nóng)業(yè)信息研究所，北京 100081；2.中國農(nóng)業(yè)科學(xué)院研究生院，北京 100081；3.農(nóng)業(yè)農(nóng)村部規(guī)劃設(shè)計(jì)研究院，北京 100125）

0 引言

十九大以來，鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略成為新時(shí)代解決“三農(nóng)”問題的關(guān)鍵舉措。在人口大規(guī)模流出、宅基地大量閑置的現(xiàn)實(shí)情境下，村莊規(guī)劃難以實(shí)施是鄉(xiāng)村振興的主要制約因素，而開展宅基地有償退出成為解決這一問題的重要路徑[1]。近幾年的中央“一號(hào)文件”《鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃（2018—2022）》和《深化農(nóng)村宅基地制度改革試點(diǎn)方案》等政策文件均對(duì)宅基地有償退出工作做出部署和要求。宅基地有償退出不僅可以合理配置農(nóng)村土地資源、優(yōu)化城鄉(xiāng)建設(shè)布局，還能改善村莊環(huán)境、提高農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入，是實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村振興的基礎(chǔ)[2]。作為宅基地有償退出的行動(dòng)主體，農(nóng)戶自愿是工作開展的根本前提，而如何提高農(nóng)戶意愿是關(guān)鍵，為此，開展農(nóng)戶宅基地退出意愿的影響因素研究，對(duì)建立完善宅基地退出政策具有重要意義。

近年來，學(xué)術(shù)界對(duì)農(nóng)戶宅基地退出意愿影響因素的研究取得了豐碩的成果?？v觀現(xiàn)有研究，學(xué)者們大多關(guān)注了個(gè)人及家庭特征、宅基地及住房狀況、資源稟賦條件、權(quán)屬與功能認(rèn)知、心理與情感、風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知與抗險(xiǎn)能力等內(nèi)部因素[2-6]，也有學(xué)者研究了宅基地產(chǎn)權(quán)制度、宅基地退出市場(chǎng)機(jī)制、宅基地退出政策及安置情況等政策環(huán)境因素[7-9]，以及農(nóng)戶分化、代際差異、代際剝削等社會(huì)因素的影響[10,11]。然而，處在“差序格局”農(nóng)村社會(huì)[12]的農(nóng)戶不僅是理性的“經(jīng)濟(jì)人”，也是復(fù)雜的“社會(huì)人”，不僅受到正式制度的制約，也受到非正式制度的規(guī)范，會(huì)通過學(xué)習(xí)、模仿、互動(dòng)、試錯(cuò)等調(diào)整自身的行為意向[13]。社會(huì)資本作為重要的非正式制度，也是影響農(nóng)戶行為意愿的關(guān)鍵因素，在農(nóng)戶行為意愿選擇中具有一定的權(quán)威作用[14]。孫鵬飛等[14]研究發(fā)現(xiàn)社會(huì)資本的網(wǎng)絡(luò)、信任和參與3個(gè)維度正向影響宅基地退出行為，鄒秀清等[15]將社會(huì)資本劃分為網(wǎng)絡(luò)、信任、規(guī)范3個(gè)維度，也得到了相同的結(jié)論。邢大偉等[16]認(rèn)為社會(huì)信任正向影響農(nóng)戶宅基地退出意愿，袁宇峰等[17]基于資本稟賦的視角，研究發(fā)現(xiàn)社會(huì)資本的網(wǎng)絡(luò)、信任和參與均負(fù)向影響農(nóng)戶宅基地退出意愿，而梁長軍等[18]運(yùn)用DFID生計(jì)框架，用家中是否有村干部、社會(huì)保障情況、與村民合作程度來表示社會(huì)資本，得到了相反的結(jié)論。

整體來講，僅有少數(shù)學(xué)者意識(shí)到社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶宅基地退出具有影響，且存在以下不足：一是農(nóng)戶有退出意愿并不一定轉(zhuǎn)化為退出行為，兩者的影響因素也不盡相同，社會(huì)資本對(duì)退出行為影響的研究不能代替對(duì)退出意愿影響的研究，而且社會(huì)資本對(duì)退出意愿影響的研究多是基于其他理論前提開展的，對(duì)農(nóng)戶社會(huì)資本的刻畫比較粗糙，導(dǎo)致了研究結(jié)論的不確定性；二是社會(huì)資本是多維異質(zhì)性的[13]，現(xiàn)有社會(huì)資本對(duì)宅基地退出意愿影響的研究中遺漏了社會(huì)規(guī)范和社會(huì)聲望兩個(gè)維度的考察，也沒有研究整體影響，忽視了社會(huì)資本的整體性特征；三是農(nóng)戶社會(huì)資本不僅直接影響農(nóng)戶退出意愿，還對(duì)影響農(nóng)戶退出意愿的抗險(xiǎn)能力具有重要作用[19]，目前尚未有學(xué)者對(duì)其背后的傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行研究。鑒于此，文章利用蘇北地區(qū)沛縣、豐縣兩縣的實(shí)地調(diào)研數(shù)據(jù)，從社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)信任、社會(huì)聲望、社會(huì)參與、社會(huì)規(guī)范5個(gè)維度構(gòu)建農(nóng)戶社會(huì)資本測(cè)度指標(biāo)體系，采用Logit模型、中介效應(yīng)模型，實(shí)證檢驗(yàn)社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶宅基地退出意愿的影響、各構(gòu)成維度的影響差異，以及抗險(xiǎn)能力的中介作用下的作用機(jī)理，彌補(bǔ)現(xiàn)有研究的不足，為發(fā)揮社會(huì)資本對(duì)宅基地退出工作的推動(dòng)作用提供理論參考。

1 理論分析與研究假說

社會(huì)資本是一個(gè)社會(huì)學(xué)概念，由法國社會(huì)學(xué)家布迪厄[20]首次提出，用以描述物質(zhì)資本和人力資本以外的第三種資本。隨后，Putnam[21]等眾多學(xué)者對(duì)社會(huì)資本的概念進(jìn)行了闡述和擴(kuò)展，使社會(huì)資本的概念日益豐富、應(yīng)用日益廣泛。目前，關(guān)于“社會(huì)資本”的概念，學(xué)術(shù)界仍未形成共識(shí)，且缺乏統(tǒng)一的測(cè)度工具[22]，該文根據(jù)自身研究目的，將農(nóng)戶社會(huì)資本定義為“嵌入在社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系當(dāng)中的，可以獲取或利用的資源[23]”，不僅包括農(nóng)戶與他人交往中形成的個(gè)人威望、對(duì)他人的信任，還包括與同村村民非正式交往中形成的社會(huì)規(guī)范?；诖?，借鑒劉麗等[24]的劃分方法，該文將農(nóng)戶的社會(huì)資本劃分為社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)信任、社會(huì)聲望、社會(huì)參與、社會(huì)規(guī)范共5個(gè)維度，以探究社會(huì)資本與農(nóng)戶宅基地退出意愿的關(guān)系及抗險(xiǎn)能力的中介作用。

1.1 社會(huì)資本的直接影響

（1）社會(huì)網(wǎng)絡(luò)是農(nóng)戶通過與其他個(gè)體間互動(dòng)、交往形成的穩(wěn)定關(guān)系網(wǎng)絡(luò)[25]。研究表明，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)具有信息傳遞、風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)、勞動(dòng)力遷移和就業(yè)、增加收入和消除貧困等作用[26-33]。調(diào)研中發(fā)現(xiàn)，宅基地退出工作推進(jìn)過程中，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)具有促進(jìn)作用。一是宅基地退出政策制定階段，農(nóng)戶間通過反復(fù)溝通交流，使自身需求更加明確，便于政府部門調(diào)查時(shí)能夠獲取農(nóng)戶深思熟慮的意愿和訴求，提高政策制定的科學(xué)性。二是補(bǔ)償政策公平、合理的前提下，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)規(guī)模越大、人員類型越豐富，農(nóng)戶退出政策信息獲取的渠道越多、成本越低，得到的信息也越完善，農(nóng)戶對(duì)政策認(rèn)識(shí)的準(zhǔn)確性也越高。基于此，提出研究假設(shè)：

H1：社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)農(nóng)戶宅基地退出意愿具有正向影響。

（2）社會(huì)信任是社會(huì)交往過程中農(nóng)戶對(duì)他人行為合乎社會(huì)規(guī)范、規(guī)則的心理期待[32]。研究表明，社會(huì)信任在農(nóng)戶信貸、農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)、公共物品供給等方面具有重要作用[33-35]。在宅基地退出過程中，社會(huì)信任可以通過信息互動(dòng)機(jī)制提高相關(guān)信息的流通效率，通過擔(dān)保機(jī)制提高農(nóng)戶退出宅基地的勇氣。一是對(duì)親朋好友的信任有利于農(nóng)戶間的溝通交流，提高農(nóng)戶對(duì)信息資源的接受程度，防止信息不對(duì)稱的發(fā)生[26]。二是農(nóng)戶對(duì)政府部門及村集體的信任程度越高，政府部門、村干部的擔(dān)保機(jī)制越強(qiáng)，退出補(bǔ)償承諾越容易被信任，有利于消除農(nóng)戶對(duì)宅基地退出風(fēng)險(xiǎn)的恐懼[8]?；诖?，提出研究假設(shè)：

H2：社會(huì)信任對(duì)農(nóng)戶宅基地退出意愿具有正向影響。

（3）社會(huì)聲望是農(nóng)戶在社會(huì)交往過程中獲得的口碑、評(píng)價(jià)和認(rèn)可，是他人對(duì)他的主觀評(píng)價(jià)，是農(nóng)戶在村莊內(nèi)社會(huì)地位的象征[20]。研究表明，社會(huì)聲望在提高收入、擺脫貧困、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)采用、公共物品供給等方面具有重要作用[24,32,36,37]。基于這種認(rèn)可和崇拜，社會(huì)聲望高的農(nóng)戶具有組織、號(hào)召農(nóng)戶參與集體行動(dòng)的優(yōu)勢(shì)[36]，因此在宅基地退出工作的實(shí)際操作中，村干部會(huì)優(yōu)先征求社會(huì)聲望高的農(nóng)戶的意見，而他們往往會(huì)出于為他人做點(diǎn)好事或維持社會(huì)地位等目的，而選擇代表大部分農(nóng)戶的態(tài)度?；诖?，提出研究假設(shè)：

H3：社會(huì)聲望對(duì)農(nóng)戶宅基地退出意愿具有重要影響，影響方向待驗(yàn)證。

（4）社會(huì)參與是指農(nóng)戶對(duì)村莊內(nèi)各類活動(dòng)和組織的參與情況[21]，反映了農(nóng)戶對(duì)村莊社會(huì)各個(gè)方面的關(guān)心、了解與投入[13]。研究表明，社會(huì)參與在公共物品供給、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)采納、環(huán)境保護(hù)與改善行為、環(huán)境保護(hù)支付意愿等方面具有重要作用[24,36-39]。調(diào)研中發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶社會(huì)參與程度越高，接受新事物的能力越高，嘗試新事物的意愿也越強(qiáng)，對(duì)村內(nèi)公共事務(wù)的了解也比較深入，對(duì)國家宅基地制度改革的方向把握更準(zhǔn)確，對(duì)宅基地退出在改善居住條件、提高財(cái)產(chǎn)性收入等方面的作用認(rèn)識(shí)也更深刻，也更愿意退出宅基地?；诖?，提出研究假設(shè)：

H4：社會(huì)參與對(duì)農(nóng)戶宅基地退出意愿具有正向影響。

（5）社會(huì)規(guī)范是社會(huì)群體交往過程中形成的行為準(zhǔn)則、約束機(jī)制，對(duì)農(nóng)戶而言，則是對(duì)所在村莊的正式規(guī)范和非正式規(guī)范的認(rèn)可程度。研究表明，良好的社會(huì)規(guī)范有利于約束個(gè)體行為、維護(hù)社會(huì)秩序[40,41]，對(duì)農(nóng)戶參與公共物品供給、農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)、環(huán)境保護(hù)與治理等具有重要影響[24,37-39,42,43]。調(diào)研地區(qū)主要通過建設(shè)新型社區(qū)的方式保障農(nóng)戶的居住權(quán)益，具有明顯的集體行動(dòng)特征[44]。在熟人社會(huì)的鄉(xiāng)村，社會(huì)規(guī)范通過從眾、示范、攀比及利他、互惠行為等作用于農(nóng)戶[3]，農(nóng)戶出于改善村莊環(huán)境、提高土地利用效率等的考慮，而選擇對(duì)整個(gè)村集體有長遠(yuǎn)利益的決定。基于此，提出研究假設(shè)：

H5：社會(huì)規(guī)范對(duì)農(nóng)戶宅基地退出意愿具有正向影響。

基于H1—H5的分析，提出第6條研究假設(shè)：

H6：社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶宅基地退出意愿具有正向影響。

1.2 抗險(xiǎn)能力的中介作用

農(nóng)戶生產(chǎn)生活在自然、經(jīng)濟(jì)和社會(huì)環(huán)境中，面臨著健康危機(jī)、經(jīng)濟(jì)危機(jī)、失業(yè)危機(jī)、自然災(zāi)害等多方面的風(fēng)險(xiǎn)[45]，這些風(fēng)險(xiǎn)作為一種無法預(yù)估的損失而存在[46]，農(nóng)戶的抗險(xiǎn)能力則是指農(nóng)戶對(duì)這些風(fēng)險(xiǎn)的應(yīng)對(duì)能力。目前，我國農(nóng)村社會(huì)保障制度還不健全，城鄉(xiāng)社會(huì)保障體制尚未實(shí)現(xiàn)有效銜接，致使農(nóng)戶退出宅基地后，可能面臨社會(huì)保障變化、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率變化、經(jīng)濟(jì)損失以及住房安置不及時(shí)等風(fēng)險(xiǎn)[47]。當(dāng)農(nóng)戶預(yù)計(jì)在退出宅基地后面臨風(fēng)險(xiǎn)沖擊時(shí)，其抗險(xiǎn)能力對(duì)其退出意愿的形成具有決定性作用[4]，農(nóng)戶抗險(xiǎn)能力越強(qiáng)，其退出意愿也越強(qiáng)，農(nóng)戶抗險(xiǎn)能力越弱，則退出意愿減弱。農(nóng)戶的抗險(xiǎn)能力主要表現(xiàn)在自我保險(xiǎn)和風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)兩個(gè)方面[48]，其中，自我保險(xiǎn)主要受家庭資產(chǎn)存量、收入狀況、供養(yǎng)壓力、城鎮(zhèn)住房擁有情況等因素的影響，且家庭資產(chǎn)越豐厚、收入水平越高、供養(yǎng)壓力越小、擁有城鎮(zhèn)住房越多，自我保險(xiǎn)能力越強(qiáng)；風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)主要有正規(guī)保險(xiǎn)、正規(guī)借貸和非正規(guī)借貸等方式，而農(nóng)民在退出宅基地后面臨風(fēng)險(xiǎn)時(shí)，非正式借貸是其首選的風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)方式。可以說，農(nóng)戶在宅基地退出中的抗險(xiǎn)能力主要體現(xiàn)在自身經(jīng)濟(jì)物質(zhì)條件和非正式借貸能力兩個(gè)方面。而社會(huì)資本作為一種潛在的資本，對(duì)農(nóng)戶抵御宅基地退出風(fēng)險(xiǎn)的能力具有重要影響?，F(xiàn)有研究[26-39,49]表明，社會(huì)資本可以通過信息交互機(jī)制，促進(jìn)農(nóng)民就業(yè)，進(jìn)而提高收入水平，改善家庭經(jīng)濟(jì)狀況和物質(zhì)條件，可以通過信任擔(dān)保機(jī)制、行為約束機(jī)制提高農(nóng)戶非正規(guī)借貸的可得性及數(shù)量；各維度中，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)信任、社會(huì)聲望、社會(huì)參與有利于提高農(nóng)戶收入，而社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)信任、社會(huì)聲望、社會(huì)規(guī)范對(duì)農(nóng)戶非正規(guī)借貸有促進(jìn)作用，即社會(huì)資本及各維度均有利于提高農(nóng)戶的抗險(xiǎn)能力?；诖?，提出研究假設(shè)：

H7：抗險(xiǎn)能力在社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶宅基地退出意愿的影響中具有中介作用；

H8：抗險(xiǎn)能力在社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)農(nóng)戶宅基地退出意愿的影響中具有中介作用；

H9：抗險(xiǎn)能力在社會(huì)信任對(duì)農(nóng)戶宅基地退出意愿的影響中具有中介作用；

H10：抗險(xiǎn)能力在社會(huì)聲望對(duì)農(nóng)戶宅基地退出意愿的影響中具有中介作用；

H11：抗險(xiǎn)能力在社會(huì)參與對(duì)農(nóng)戶宅基地退出意愿的影響中具有中介作用；

H12：抗險(xiǎn)能力在社會(huì)規(guī)范對(duì)農(nóng)戶宅基地退出意愿的影響中具有中介作用。

綜上所述，將社會(huì)資本、抗險(xiǎn)能力以及農(nóng)戶宅基地退出意愿納入同一分析框架（圖1），針對(duì)社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶宅基地退出意愿的影響及內(nèi)在機(jī)理進(jìn)行分析，檢驗(yàn)抗險(xiǎn)能力在社會(huì)資本提升其宅基地退出意愿過程中的中介作用，以期為提升農(nóng)戶的宅基地退出意愿提供一個(gè)新的視角。

2 數(shù)據(jù)來源與變量說明

2.1 數(shù)據(jù)來源

樣本數(shù)據(jù)來源于課題組2020年11月赴蘇北地區(qū)沛縣和豐縣兩縣的專項(xiàng)調(diào)查。調(diào)查內(nèi)容主要包括5個(gè)部分：一是家庭基本情況，含家庭成員基本信息、工作及收入狀況等；二是家庭居住條件，含宅基地及農(nóng)房、城鎮(zhèn)住房等的情況；三是農(nóng)戶社會(huì)資本情況；四是宅基地退出意愿與訴求，含宅基地退出意愿、住房安置意愿、抗險(xiǎn)能力等；五是宅基地政策了解情況。為確保數(shù)據(jù)的可比性和準(zhǔn)確性，調(diào)查采用分層抽樣與隨機(jī)抽樣相結(jié)合的方法，首先以“開展過宅基地退出工作且已進(jìn)行退出意愿摸底調(diào)查”為條件，篩選了8個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)的共15個(gè)具有代表性的行政村，然后在尚未開展宅基地退出的自然村中隨機(jī)選擇農(nóng)戶，進(jìn)行一對(duì)一訪談，共發(fā)放452份農(nóng)戶問卷，剔除無效問卷后，共得到411份有效問卷樣本，樣本有效率為90.93%。

2.2 變量選取

（1）被解釋變量：農(nóng)戶宅基地退出意愿，愿意賦值為1，否則為0。

（2）核心解釋變量：農(nóng)戶社會(huì)資本及各維度數(shù)值。關(guān)于農(nóng)戶社會(huì)資本的測(cè)度，借鑒現(xiàn)有研究[13-15,24,32,36]，構(gòu)建農(nóng)戶社會(huì)資本測(cè)度指標(biāo)體系，測(cè)度指標(biāo)設(shè)置及賦值見表1，然后采用因子分析法計(jì)算綜合得分反映農(nóng)戶的社會(huì)資本狀況。因子分析前，先對(duì)調(diào)研樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行信度和效度檢驗(yàn)，結(jié)果顯示：克朗巴哈系數(shù)（Cronbach’sα）值為0.715，大于0.6，通過了異質(zhì)性檢驗(yàn)；KMO值為0.644，大于最低標(biāo)準(zhǔn)0.5，Bartlett球形檢驗(yàn)的近似卡方值為1641.712（Sig.=0.000），顯著性良好，表明適合做因子分析。然后，運(yùn)用最大方差法對(duì)因子進(jìn)行旋轉(zhuǎn)，共得到5個(gè)特征值大于1的公因子，方差貢獻(xiàn)率分別為23.768%、16.019%、13.016%、9.075%、8.172%，分別在社會(huì)規(guī)范（SS）、社會(huì)信任（ST）、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)（SN）、社會(huì)參與（SP）、社會(huì)聲望（SR）的指標(biāo)上的因子載荷最大，累計(jì)方差貢獻(xiàn)率為70.049%，大于70%，可以較好地測(cè)度農(nóng)戶社會(huì)資本的總體情況。據(jù)此，社會(huì)資本的計(jì)算公式為SC=(SS×23.768+ST×16.019+SN×13.016+SP×9.075+SR×8.172)∕70.049，各維度得分為提取公因子后標(biāo)準(zhǔn)化計(jì)算的數(shù)值。

表1 農(nóng)戶社會(huì)資本測(cè)度指標(biāo)設(shè)置及賦值

（3）中介變量：該文的中介變量為農(nóng)戶的抗險(xiǎn)能力。采用問卷中農(nóng)戶對(duì)“您家是否有能力應(yīng)對(duì)宅基地退出后可能面臨的風(fēng)險(xiǎn)？”回答結(jié)果的得分。

（4）控制變量：借鑒現(xiàn)有研究[2-11]，選擇戶主年齡、戶主受教育程度、家庭總?cè)丝?、非農(nóng)收入占比等作為農(nóng)戶特征變量，房屋使用年限為住房特征變量，對(duì)周邊村莊退出宅基地時(shí)的補(bǔ)償政策的了解程度（簡(jiǎn)稱為“對(duì)以往退出政策的了解程度”）為政策變量。

各變量定義、賦值及描述性統(tǒng)計(jì)分析見表2。

表2 變量定義與描述性統(tǒng)計(jì)分析

3 研究方法

3.1 基準(zhǔn)回歸模型

該文對(duì)農(nóng)戶宅基地退出意愿的賦值，是典型的二分變量，故采用Logit模型來進(jìn)行實(shí)證分析。具體模型構(gòu)建如下：

式（1）中，Y為農(nóng)戶宅基地退出意愿，并設(shè)定當(dāng)農(nóng)戶愿意時(shí)取值為“1”，否則為“0”，X為影響農(nóng)戶宅基地退出意愿的解釋變量，這里包括社會(huì)資本及控制變量，α為常數(shù)項(xiàng)，m為解釋變量的個(gè)數(shù)，xi為第i個(gè)解釋變量，βi為解釋變量xi的回歸系數(shù)，ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。p為“Y=1”的概率，1-p為“Y=0”的概率，對(duì)兩者之比取對(duì)數(shù)，得到如下函數(shù)形式：

式（2）中，p∕(1-p)為事件發(fā)生比，簡(jiǎn)稱odds。

3.2 中介效應(yīng)模型

考慮到被解釋變量為二分類變量，我們參考劉紅云[50]的研究，構(gòu)建模型為：

式（3）至式（7）中，Ability為中介變量抗險(xiǎn)能力，S為社會(huì)資本，Y′為農(nóng)戶宅基地退出意愿，Y′′為加入抗險(xiǎn)能力后的農(nóng)戶宅基地退出意愿；a為S對(duì)Ability的影響，b為Ability對(duì)Y′′的影響，c為S對(duì)Y′的影響，c′為加入中介變量Ability后S對(duì)Y′′的影響，i1、i2、i3為常數(shù)項(xiàng)，ε1、ε2、ε3為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

鑒于系數(shù)b與a、c與c′屬于不同尺度，要求中介效應(yīng)，需要對(duì)回歸系數(shù)進(jìn)行等量尺化。借鑒MacKinnon等[51]的研究，等量尺化計(jì)算公式為：

式（8）至式（10）中，bstd、cstd、c′std為等量尺化后的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)；利用原始數(shù)據(jù)可計(jì)算SD(Ability）、SD(S）、SD(Y′）、SD(Y′′）的計(jì)算公式為：

式（13）中，Abilityp為中介效應(yīng)占比，abstd為中介效應(yīng)量。

4 結(jié)果與分析

4.1 基準(zhǔn)模型回歸分析

運(yùn)用stata16.0軟件進(jìn)行Logit回歸分析。對(duì)解釋變量進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)和異方差檢驗(yàn)，結(jié)果顯示所有變量的VIF值均在1～2，且通過了white檢驗(yàn)，模型擬合結(jié)果可信。社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶退出意愿的影響（模型1）、各維度對(duì)農(nóng)戶宅基地退出意愿的影響（模型2）的回歸分析及各變量邊際效應(yīng)結(jié)果見表3，兩個(gè)模型的P值均為0，模型構(gòu)建有意義、擬合優(yōu)度較好。

表3 社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶宅基地退出意愿影響的回歸分析結(jié)果

4.1.1 社會(huì)資本及各維度的影響

結(jié)果（表3）顯示，社會(huì)資本及各維度均具有顯著的正向影響，研究假設(shè)1～6得到驗(yàn)證。具體分析如下。

（1）社會(huì)網(wǎng)絡(luò)在1%的顯著性水平上具有正向影響，且每增加1個(gè)單位，農(nóng)戶愿意退出的概率提高0.065個(gè)單位。農(nóng)戶社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的規(guī)模越大、頻率越高、差異越大，農(nóng)戶獲取各類資源的能力就越強(qiáng)，在遇到困難時(shí)可以尋求的幫助也越多，有利于提高農(nóng)戶的退出意愿，這與調(diào)研結(jié)果一致。

（2）社會(huì)信任在10%的顯著性水平上具有正向影響，且每增加1個(gè)單位，農(nóng)戶愿意退出的概率提高0.032個(gè)單位。對(duì)村干部、鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府的信任，可以增強(qiáng)農(nóng)戶對(duì)政府部門和村集體補(bǔ)償政策落實(shí)能力的信心，降低對(duì)補(bǔ)償措施不到位的擔(dān)憂，而對(duì)親朋好友的信任，可以提升發(fā)生突發(fā)狀況時(shí)可以獲得幫助的預(yù)期，從而增強(qiáng)農(nóng)戶的退出意愿。

（3）社會(huì)聲望在10%的顯著性水平上具有正向影響，且每增加1個(gè)單位，農(nóng)戶愿意退出的概率增加0.031個(gè)單位。影響方向?yàn)檎?，可能是因?yàn)楦鞔迩f的樣本農(nóng)戶中愿意退出宅基地的農(nóng)戶占比均在50%以上，愿意退出是大多數(shù)農(nóng)戶的意向，社會(huì)聲望高的農(nóng)戶為了維系在村里的社會(huì)地位，也會(huì)愿意退出宅基地。

（4）社會(huì)參與在1%的顯著性水平上具有正向影響，且每增加1個(gè)單位，農(nóng)戶愿意退出的概率增加0.064個(gè)單位。社會(huì)參與程度高的農(nóng)戶，對(duì)村莊公共事務(wù)、合作社等社會(huì)組織、紅白喜事、民俗文化活動(dòng)等的參與意愿及頻率越高，在村莊開展宅基地退出時(shí)，社會(huì)參與程度高的農(nóng)戶更有可能是積極響應(yīng)的群體。

（5）社會(huì)規(guī)范在1%的顯著性水平上具有正向影響，且每增加1個(gè)單位，農(nóng)戶愿意退出的概率增加0.116個(gè)單位。調(diào)研所在村莊周圍均有村莊已開展過宅基地有償退出，農(nóng)戶對(duì)于宅基地退出已經(jīng)進(jìn)行了深入的了解和商討，當(dāng)村莊內(nèi)大部分的農(nóng)戶愿意退出時(shí)，農(nóng)戶在社會(huì)規(guī)范的規(guī)制作用下，出于對(duì)他人退出后居住環(huán)境的擔(dān)憂、臨近村莊成功案例的示范及與周圍村民的攀比等原因，而提高其退出意愿。

（6）社會(huì)資本在1%的顯著性水平上具有正向影響，且每提升1個(gè)單位，農(nóng)戶愿意退出的概率提升0.285個(gè)單位。在農(nóng)村地區(qū)，社會(huì)資本通過信息交互、行為約束等機(jī)制影響農(nóng)戶的退出意愿。與控制變量相比，社會(huì)資本的回歸系數(shù)最大，說明在這些影響因素中社會(huì)資本的影響程度最大，是影響農(nóng)戶宅基地退出意愿的主導(dǎo)因素。

4.1.2 控制變量的影響

結(jié)果（表3）顯示，戶主年齡均在1%的顯著性水平上具有負(fù)向影響，農(nóng)戶年齡越大，越看重宅基地的居住養(yǎng)老、代際傳承功能[14]，調(diào)研地區(qū)建設(shè)的新型社區(qū)房屋為非電梯樓房，上樓不便及退出后生活成本的提高，會(huì)削弱大齡農(nóng)戶的退出意愿。戶主受教育程度沒有影響，隨著多年的工作與生活，學(xué)歷導(dǎo)致的認(rèn)知與學(xué)習(xí)能力差距逐步減少，對(duì)宅基地退出的認(rèn)知將主要取決于社會(huì)經(jīng)驗(yàn)。家庭總?cè)丝诜謩e在1%和5%的顯著性水平上具有負(fù)向影響，調(diào)研中發(fā)現(xiàn)，選擇將建設(shè)新型社區(qū)作為住房安置方式的農(nóng)戶占比高達(dá)98.68%，按照以往安置標(biāo)準(zhǔn)，大多數(shù)農(nóng)戶居住空間減少，農(nóng)戶家庭人口越多，宅基地退出后安置住房不夠用的可能性越大，不利于退出意愿的形成。非農(nóng)收入占比均在5%的顯著性水平上具有正向影響，農(nóng)戶非農(nóng)收入占比越高，對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的依賴程度越低，對(duì)宅基地居住功能越不看重，也就更愿意退出宅基地。房屋使用年限均在5%的顯著性水平上具有正向影響，調(diào)研中發(fā)現(xiàn)，房屋建造年限越短，房屋越新、相關(guān)配套設(shè)施越完備，農(nóng)戶對(duì)退出后的損失預(yù)期越高，退出意愿也越弱，反之退出意愿越強(qiáng)。對(duì)以往退出政策的了解程度均在1%的顯著性水平上具有正向影響，據(jù)調(diào)查，周邊村莊已退出宅基地的農(nóng)戶，住房安置滿意程度為比較滿意及以上的比重高達(dá)84.95%，說明在以往退出農(nóng)戶的滿意度較高的情況下，農(nóng)戶越了解退出政策越愿意退出宅基地。

4.2 中介效應(yīng)檢驗(yàn)分析

考慮到中介效應(yīng)模型的穩(wěn)健性，為檢驗(yàn)抗險(xiǎn)能力在各維度影響中的中介作用，借鑒王恒等[52]的做法，將每個(gè)維度單獨(dú)納入模型進(jìn)行檢驗(yàn)。由于，前文已對(duì)社會(huì)資本與退出意愿的關(guān)系進(jìn)行了分析，按照逐步回歸法的思路，首先檢驗(yàn)每個(gè)維度分別對(duì)退出意愿的影響（表4）。結(jié)合表4和表3中模型1結(jié)果可知，社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶的退出意愿在1%的顯著性水平上具有正向影響；每個(gè)維度單獨(dú)納入模型時(shí)，各維度均在1%的顯著性水平上具有正向影響。然后，檢驗(yàn)社會(huì)資本及各維度單獨(dú)對(duì)抗險(xiǎn)能力的影響（表5）。結(jié)果顯示，社會(huì)資本在1%的顯著性水平上對(duì)農(nóng)戶抗險(xiǎn)能力具有正向影響，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)聲望、社會(huì)參與、社會(huì)規(guī)范4個(gè)維度在1%的顯著性水平上具有正向影響，社會(huì)信任在5%的顯著性水平上具有正向影響，說明無論是社會(huì)資本還是各構(gòu)成維度的提升都可以提高農(nóng)戶的抗險(xiǎn)能力。

表4 各維度單獨(dú)對(duì)農(nóng)戶宅基地退出意愿影響的回歸分析

表5 社會(huì)資本及各維度單獨(dú)對(duì)農(nóng)戶抗險(xiǎn)能力影響的回歸分析

接下來，將社會(huì)資本和每個(gè)維度分別與抗險(xiǎn)能力共同納入模型進(jìn)行回歸分析（表6），并利用公式（8）～（13）計(jì)算得到標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)及中介效應(yīng)占比（表7）。結(jié)果（表6、7）顯示，6個(gè)模型中抗險(xiǎn)能力均在1%的顯著性水平上對(duì)退出意愿具有正向影響，說明抗險(xiǎn)能力的提升確實(shí)有利于增強(qiáng)農(nóng)戶的宅基地退出意愿。加入抗險(xiǎn)能力后，社會(huì)資本、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)信任、社會(huì)聲望、社會(huì)規(guī)范均在1%的顯著性水平上對(duì)退出意愿具有正向影響，社會(huì)參與在5%的顯著性水平上具有正向影響。對(duì)照加入抗險(xiǎn)能力前后的回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，加入后各模型的似然比檢驗(yàn)的卡方值（LR chi2）、判定系數(shù)（Pseudo R2）均大于加入前對(duì)應(yīng)模型的，模型擬合效果都有所提升；社會(huì)資本和各維度系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)化數(shù)值也均有不同程度的下降，表明社會(huì)資本及各維度對(duì)農(nóng)戶宅基地退出意愿的影響中，抗險(xiǎn)能力均具有正向部分中介效應(yīng)。即社會(huì)資本及各維度不僅直接影響農(nóng)戶的宅基地退出意愿，還通過抗險(xiǎn)能力間接影響農(nóng)戶的退出意愿，假說H7～H12得到驗(yàn)證。從中介效應(yīng)占比來看，社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶宅基地退出意愿的影響中，通過抗險(xiǎn)能力的中介效應(yīng)占比為30.4%，小于50%，影響以直接影響為主；在5個(gè)維度的影響路徑中，抗險(xiǎn)能力的中介效應(yīng)占比從大到小依次為：社會(huì)參與（33.7%）＞社會(huì)網(wǎng)絡(luò)（28.4%）＞社會(huì)聲望（28.0%）＞社會(huì)規(guī)范（22.0%）＞社會(huì)信任（19.5%），也都小于50%，說明各維度的影響也以直接影響為主?？傮w而言，社會(huì)資本存量高的農(nóng)戶，可以掌握的資源和尋求的幫助越多，其抗風(fēng)險(xiǎn)能力也就越強(qiáng)，也就更加愿意退出宅基地。

表6 社會(huì)資本、抗險(xiǎn)能力對(duì)農(nóng)戶宅基地退出意愿影響的回歸分析

表7 標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)及效應(yīng)結(jié)果

4.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)表3模型估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，首先，用Tobit模型替換Logit模型，對(duì)原變量進(jìn)行回歸分析，輸出模型20和模型21。二是借鑒現(xiàn)有研究[14,36]，用代理變量替代各維度得分，即用“網(wǎng)絡(luò)關(guān)系中公務(wù)員、村干部、教師等的數(shù)量”“村里能否保證補(bǔ)償落實(shí)到位”“別人家有重要事情經(jīng)常找您商量”“參與村中公共事務(wù)的頻率”“愿意為改善村莊環(huán)境退出宅基地”分別作為社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)信任、社會(huì)聲望、社會(huì)參與、社會(huì)規(guī)范的代理變量，并構(gòu)建Logit模型進(jìn)行分析，輸出模型22。結(jié)果（表8）顯示，社會(huì)資本及各維度得分均具有顯著的正向影響，顯著性及影響方向與模型1、2一致；各維度代理變量也具有正向影響，社會(huì)信任代理變量的顯著性水平不變，社會(huì)聲望代理變量的顯著性水平提高，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)參與、社會(huì)規(guī)范代理變量的顯著性水平下降，這可能是由于代理變量不能夠完全代表各維度的實(shí)際情況所致，但影響方向不變。因此，得出的研究結(jié)論較為穩(wěn)健。

表8 基準(zhǔn)歸回穩(wěn)健性檢驗(yàn):替換模型與代理變量

中介效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，主要采用KHB模型替代的方法，檢驗(yàn)結(jié)果見表9。結(jié)果表明，6條影響路徑的間接效應(yīng)均在不同的顯著性水平上通過了檢驗(yàn)，雖然計(jì)算方法的不同導(dǎo)致各路徑的中介效應(yīng)占比與表7中結(jié)果不同，但中介效應(yīng)占比也都小于50%。結(jié)果說明，社會(huì)資本及各維度對(duì)農(nóng)戶宅基地退出意愿的影響中，抗險(xiǎn)能力具有中介作用、影響以直接影響為主的結(jié)論沒變，驗(yàn)證了前文中介效應(yīng)結(jié)論的穩(wěn)健性。

表9 中介效應(yīng)穩(wěn)健性檢驗(yàn)：KHB模型

5 結(jié)論與啟示

該文基于蘇北兩縣的實(shí)地調(diào)研數(shù)據(jù)，采用Logit模型、中介效應(yīng)模型實(shí)證檢驗(yàn)了社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶宅基地退出意愿的影響及作用機(jī)制。研究表明：一是社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶的宅基地退出意愿具有顯著正向影響，社會(huì)資本的提升可以提高農(nóng)戶的退出意愿；二是各維度對(duì)農(nóng)戶的宅基地退出意愿的影響方向均為正，各維度的效用強(qiáng)度依次為社會(huì)規(guī)范（0.116）、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)（0.065）、社會(huì)參與（0.064）、社會(huì)信任（0.032）、社會(huì)聲望（0.031），社會(huì)資本主要通過社會(huì)規(guī)范、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)參與3個(gè)維度來影響農(nóng)戶的宅基地退出意愿；三是抗險(xiǎn)能力在社會(huì)資本及各維度對(duì)農(nóng)戶宅基地退出意愿的影響過程中均存在正向部分中介效應(yīng)，社會(huì)資本還可以通過提升農(nóng)戶的抗險(xiǎn)能力來提高退出意愿，但抗險(xiǎn)能力在社會(huì)資本及各維度的影響中的中介效應(yīng)占比不足一半，影響都以直接效應(yīng)為主。

針對(duì)以上結(jié)論，得到以下啟示：一是注重社會(huì)資本的培育，發(fā)揮社會(huì)資本在宅基地退出工作中的推動(dòng)作用。搭建信息共享與交流平臺(tái)，加強(qiáng)文化娛樂、生產(chǎn)互助、生產(chǎn)競(jìng)賽等活動(dòng)組織力度，提升農(nóng)戶間的互動(dòng)頻率，提升農(nóng)戶的網(wǎng)絡(luò)與參與資本；規(guī)范村鎮(zhèn)干部行為，加強(qiáng)村鎮(zhèn)干部與村民的溝通交流，將村鎮(zhèn)干部為民辦事納入考核體系，解決農(nóng)民“急難愁盼”，提升信任資本；建立村民互助制度，提升聲望資本；完善村規(guī)民約、村民公約等，提高農(nóng)戶的規(guī)范資本。二是提高農(nóng)民收入，完善風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)機(jī)制，提高農(nóng)戶抵御風(fēng)險(xiǎn)的能力。完善農(nóng)民收入增長機(jī)制，健全農(nóng)民就業(yè)服務(wù)體系，強(qiáng)化農(nóng)戶就業(yè)技能培訓(xùn)，拓展農(nóng)民增收渠道；健全農(nóng)村金融體制機(jī)制，豐富金融產(chǎn)品，創(chuàng)新服務(wù)方式，拓展抵押質(zhì)押物范圍，提高農(nóng)戶融資能力；健全農(nóng)村社會(huì)保障體系，完善農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)制度，提高農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)覆蓋面、保障水平及服務(wù)領(lǐng)域，分散農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)，加大村鎮(zhèn)保障性住房資金投入力度，多元化保障退出宅基地農(nóng)戶的居住權(quán)益。

該研究的調(diào)研地區(qū)為典型的分裂型村莊社會(huì)結(jié)構(gòu)，但我國地域遼闊，受自然生態(tài)及村莊歷史的影響，各區(qū)域農(nóng)村社會(huì)結(jié)構(gòu)差異明顯[53]，農(nóng)戶社會(huì)資本的構(gòu)成及對(duì)農(nóng)戶行為意愿的影響均有差異，在后續(xù)的研究中，可選擇團(tuán)結(jié)型、分散型村莊作為案例，進(jìn)一步探討社會(huì)資本對(duì)宅基地退出意愿的影響是否一致。