生计差异化农户宅基地退出意愿的影响研究——以湖北江汉平原为例

关江华

(黄冈师范学院旅游文化与地理科学学院，湖北黄冈 438000)

随着城市化、工业化进程的快速推进，发展进程中建设用地增长与耕地保护的矛盾更加尖锐。为解决这一矛盾，自2005年起，国务院实施了城乡建设用地增减挂钩的试点政策，这一政策的实施缓解了当前耕地保护和建设用地增长的压力，为地方政府获得了预算外财政收入，保障了地方社会的稳定发展。宅基地作为我国农村社会保障制度安排的一种产物，其退出涉及到数亿农民的生产、生活、社会保障和财产权益，关系到国家安全、社会稳定与经济发展[1]，在现有的法律框架和社会保障体系下，宅基地退出存在很大风险，理论界一致认为，宅基地退出是我国农村土地制度改革、城镇化发展的核心，应加强对宅基地退出机制的设想[2]。国内外研究人员对宅基地退出问题的研究主要集中在宅基地退出意愿[3-5]、退出驱动力及机制[6]、退出模式[7-8]、退出补偿及退出风险[9-10]等方面，并形成了支持与反对2派观点。支持派学者认为，宅基地赋予的福利功能具有时代特色，由于资源稀缺性，宅基地应该回归其资产属性，在当前的社会经济发展形势下，赋予农民更多的宅基地权益，使其获得经营性或财产性收入，有利于“同地、同权、同价”的城乡一体化市场建设，实现市场在土地资源配置中的决定性作用[11-12]。反对派学者认为，农村宅基地是基于社会公平的，其初始分配和使用具有很强的福利性，是农民最基本人权得以实现的保障；在农村社会保障体系不完善的条件下，宅基地退出会给农户家庭带来贫困、失业及流离失所等问题，增加了农户家庭面临风险的不确定因素，不利于农户及家庭成员的发展，与全面建成小康社会的目标背道而驰；同时，在农村规划缺失及土地管理中存在漏洞的情况下，宅基地退出可能会增加耕地保护压力[13-15]。

综合来看，正、反2派的观点均有其合理性，但这2种观点也存在研究目的、对象、内容等不同。笔者认为，作为理性经济人的农户，其决策的总目标是追求经济效用最大化，其是否参与宅基地退出是基于其自身的条件和外部环境的选择。因此基于“农户家庭特征差异化”“宅基地”及“外部条件”三维度，从微观视角研究农户宅基地退出意愿及影响因素，能丰富现有文献研究内容。本研究依据家庭生计资产的差异化对农户进行分类，并基于阿马蒂亚·森(Sen)的可行能力理论[16]，构建不同农户宅基地退出意愿及影响因素模型，研究在现有外部条件限制下理性农户宅基地退出的行为决策，探究差异化农户宅基地退出的意愿，厘清影响退出的深层次因素，旨在为宅基地退出及退出精准补偿研究提供理论依据。

1 研究区域与数据来源

1.1 研究区域概况

调查区域潜江市和仙桃市位于湖北省江汉平原腹地，2市的地理位置、地形地貌等自然条件相似，农村的村容村貌以及农民的风俗习惯相同。作为武汉城市圈内经济发展最活跃的地区，潜江市国土面积为2 004 km2，2016年总人口为 96.20 万人，国民生产总值为602.19亿元，城市化水平为 54.80%；仙桃市国土面积为2 538 km2，2016年总人口为156万人，国民生产总值为640亿元，城市化水平为54.60%，2市人均可支配收入都突破了2万元。近年来，由于经济发展势头强劲，2市都面临经济发展中用地供需矛盾。为解决土地供需矛盾，2市都开展了城乡建设用地增减挂钩、农户集中居住或宅基地置换及退出等项目，通过不同形式农村土地整治和农村治理活动，缓解了地方经济发展进程中用地压力，但也为农村社会的稳定与发展留下了隐患因素。

1.2 数据来源与处理

笔者所在课题组于2013、2014年分别在潜江市、仙桃市2地7个乡(镇)12个村进行了问卷调查，并在2015年对研究区域农户进行回访调查，随机抽取样本270份，回收有效问卷243份，有效率为90%；潜江市有效问卷为133份，仙桃市有效问卷110份。本研究涉及连续性、非连续性变量，为避免指标计量单位的不统一对模型结果的影响，对各项指标初始数据进行标准化处理。参考曹贤忠等的研究[17]对数据进行处理，具体操作如下：

(1)

(2)

式中：μi为标准化后数据；Xi为变量实际数据；Xmin为对应变量实际最小值；Xmax为对应变量实际最大值。

2 研究方法与变量选择

2.1 理论模型构建

阿马蒂亚·森于20世纪80年代提出可行能力理论，认为人的可行能力(capability)是此人可能实现的、各种可能的功能性活动(function)组合[16]。在现实中可行能力是指人通过物质生产生活获得基本生存资料的能力，从而过上自由自在的小康生活，这种可行能力既包括免受饥饿、避免疾病等基本可行能力，又包括接受教育、享有政治参与权等自由。同时，阿马蒂亚·森认为，可行能力中存在个人、社会与环境等差异的转换因素[16]，这些因素能阻碍或促进商品或服务向功能性活动转换，影响人们的生活质量，如个人的差异性、环境多样性与社会环境的差异性等[10]。宅基地退出的主体是农户，农户采取的决策涉及他们的主观判断，因此农户及家庭差异性是导致他们做出决策差异的转换因素。功能性活动反映一个人认为值得去做或达到的多种多样的事情或状态，阿马蒂亚·森认为，功能性活动指标包括家庭经济、社会保障、居住水平、社区生活、生活环境、发展空间及心理[16]。农村宅基地退出的主要推动者为政府部门，政府通过颁布政策、出台措施增加农户对宅基地退出重要性的认识，提高农户在家庭经济、居住水平、生活环境及发展空间等方面的功能性活动。因此基于阿马蒂亚·森的可行能力理论，综合已有研究文献[1，18-19]，对影响农户宅基地退出意愿的因素进行归纳，选取4组共15个指标作为自变量进入模型(变量名称、赋值说明见表1)，关于农户宅基地退出意愿及影响因素的计量模型归纳为

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

(3)

式中：Y表示农户参与意愿(愿意取值为1，不愿意取值为0)；Xi为自变量，i=1，2，…，15；ε为随机变量。

表1 变量名称与描述

2.2 生计资产差异化评价体系的构建与量化

农户生计资产差异化评价通过对农户家庭生计资产量化，计算生计资产值，进而对农户进行分类，研究资产差异化的农户宅基地退出行为决策。通过梳理现有文献研究成果，将目前农户家庭生计资产主要分成人力资产、自然资产、物质资产、金融资产和社会资产5大类，并构建评价指标体系，用于对贫困农户的精准识别与扶贫[20-21]。农村宅基地作为农户家庭生存的基础性生计资料，退出宅基地对农户家庭生存和发展会产生影响。本研究通过构建农户生计资产差异化评价体系[20](表2)，分析宅基地退出对农户行为决策及影响因素的差异化，直观地了解影响农户宅基地退出的主导因素，判断农户宅基地退出后家庭及成员的发展状况。

表2 农户差异化评价测度指标[20]

2.3 差异化农户宅基地退出意愿影响因素模型选择

在差异化农户宅基地退出意愿的影响因素研究中，由于农户宅基地退出行为是二分类变量，即愿意和不愿意，可以建立二值变量(binary variable)估计模型，其中Probit模型是理想的估计方法。根据Probit模型，宅基地退出决策行为(因变量Y)为离散变量Y*，取值范围为[0，1]，不能直接采用线性模型估计，可引入不可观测的潜变量，具体表达式为

Y*=βiXi+εi。

(4)

式中：Xi是可观测的自变量；βi为待估参数；εi是服从正态分布的随机变量。

Y与Y*之间关系为：若Y*≤0，则Y取值为0；若1≥Y*>0，则Y取值为1。

影响农户宅基地退出意愿的因素有i个，分别是X1，X2，…，Xi。给定Xi和Y取值0、1的概率为

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)是标准正态分布函数。模型中参数可以通过最大似然法进行估计。

3 实证结果与分析

3.1 研究区域农户生计资产差异化分析

根据农户生计资产差异化评价法，对被调查农户的生计资产值进行测算，结果表明，差异化的资产配置使得不同农户家庭生计资产值分布在不同的区间。通过梳理文献研究成果[20]结合研究区域农户生计资产测算值及当地社会经济发展现状，将研究区域的被调查农户划分成单一资产缺乏型(53户)、多元资产缺乏型(33户)、资产普通型(83户)、资产富裕型(74户)。由于问卷数量的限制性，为提高研究结论的可信度，在模型分析中本研究从资产缺乏型和资产均衡型2类农户的角度分析生计资产差异化农户家庭在宅基地退出中的行为选择决策，差异化农户家庭特征及分值见表3[22]。

表3 差异化农户生计资产分值区间

3.2 差异化农户宅基地退出意愿的影响因素分析

3.2.1 差异化农户宅基地退出意愿的描述性分析 通过对调查样本问卷的整理、分析发现，调查样本中各类农户的宅基地退出意愿所表现的比例比较接近(表4)。从总调查样本来看，不愿意退出的农户有193户，占总样本的79.42%；愿意退出的农户有50户，占总样本的20.58%，这与笔者在以前的研究中得出的结论[1]相近。从差异化农户家庭来看，在86户资产缺乏型家庭中，不愿意退出的农户比例高达80.23%，高于总体水平；而愿意退出的仅有17户，占调查样本的 19.77%；在157户资产均衡型农户家庭中，自愿退出的农户有33户，占样本农户的21.02%，不愿意退出的农户为124户，占样本的78.98%。

3.2.2 回归模型分析 根据公式(5)、公式(6)，本研究建立了总样本回归模型(模型1)、资产缺乏型样本回归模型(模型2)、资产均衡型样本回归模型(模型3)3个模型来进行检验，采用SPSS 17.0统计软件进行显著性检验。

表4 差异化农户宅基地退出意愿统计

3.2.2.1 总样本回归模型结果分析 模型1系数综合检验显示，回归方程显著，总样本回归似然比率指数为 231.255，说明模型拟合度比较理想，NagelkerkeR2值为0.475,模型回归总预测正确率为91.13%，可以采用此模型进行分析。模型1回归结果(表5)表明，农户宅基地退出意愿显著性影响因素有户主年龄、户主受教育程度、家庭生计资产总值、农户对身份的认同感、农户对居住环境的主观感受、社会保障。

表5 模型总体回归结果

注：*、**、***分别表示在0.1、0.05、0.01水平上显著相关。表6同。

(1)户主年龄与宅基地退出的意愿呈负相关关系，与预期结果相同，同相关研究人员的结论[21]不一致，这与研究者在研究中的被调查对象不同有关。本研究被调查农户户主平均年龄为46岁左右，其中，39岁及以下户主占总样本的 21.81%，40～59岁样本户主占总样本的71.18%，且主要集中在45～59岁。根据对问卷统计分析及对研究区周边企业的调查发现，政府在实施宅基地退出政策时，对45～59岁年龄段的农户退出后的就业、培训及保障没有出台具体政策和措施，周边企业实行“一刀切”的用工政策，即不接受年龄超过45岁的农户。农户担心宅基地退出后，会就业无门、种田无地、生活无着落，因而不如安于现状。

(2)户主受教育程度与宅基地退出的意愿呈正相关关系。黄敬宝认为，受教育程度在就业与创业中起着决定作用，受教育时间越长，获得工作或创业的机会就越多[23]。调查发现，被调查对象中受教育年限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%，而这些农户家庭都属于家庭经济较好或有一技之长，能在城里打工或就业，因而倾向于支持政府的退出政策。而不愿退出的农户普遍学历低、无技术，家里劳动力缺乏，只能从事农业生产，他们认为退出宅基地后未来的生活、就业、养老等无法得到保障。

(3)家庭生计资产值对农户宅基地退出意愿有正面影响，与预期一致。有研究者认为，家庭生计资产值与家庭规避风险的能力呈正相关关系，即家庭生计资产值越高，家庭拥有的资源越丰富，家庭应对未来不确定性因素带来灾害的能力越强[23]。宅基地及房屋作为农户的自然资产和物质资产，是农户生存和家庭规避风险的主要生计资产，同时也是农户家庭增收创收的主要载体。政府主导下的宅基地退出政策，可能对农户的居住、就业及家庭经济收入产生很大影响。生计资产值较高的农户家庭具有丰富资源，实施宅基地退出后，能获得一笔不菲的补偿，能提升他们退出宅基地后的家庭福利，因而其宅基地退出的意愿较高；宅基地退出会对资产值较低农户家庭造成就业困难、经济收入减少、生活成本增加的问题，因而其宅基地退出意愿较低。据走访或回访了解到，赞成同意退出宅基地的农户大多属于生计资产值较高的家庭，生计资产值较低的农户属于生计资产缺乏性家庭。

(4)对身份的认同感与农户宅基地退出意愿呈正相关关系，这和预期一致。城市是人类社会文明产物，城市便捷、完善的基础设施能为人们提供舒适、安全、方便的工作、学习和生活环境，对城市生活的向往和追求是人的本质。而当前政府主导的宅基地退政策就是为了改善农民的生产条件、生活环境，促进农村城镇化，最终实现城乡一体化发展。在调查过程中发现，赞成实施宅基地退出的农户希望农村能有和城市一样的交通、基础设施，也希望能像城里人“休闲”的生活。因此对身份认同感越强烈，农户就越能接受退出后的生活方式，其退出的意愿度就越高。

(5)对居住环境的主观感受与农户宅基地退出意愿呈负相关关系，与预期一致。宅基地是农村建房的承载体，住房是人们对家的归属感的体现形式。农户对居住环境的主观感受主要表现为住房区位、房屋结构及环境认识等。调查发现，主要从事农业生产的农民有较强的宅基地情结，其认为，退出宅基地后，在陌生的城市里很难找到工作，无法体面地生存和生活；在农村，有自己的宅基地，有自己的房子，能从事农业生产，能快乐地生活。因此，农户对居住环境主观感受越强，其退出宅基地的意愿越弱。

(6)社会保障与农户宅基地退出意愿呈正相关关系，与预期一致。社会保障是国家以法律的形式保障社会成员基本权利的一种制度安排，社会保障具体内容包括养老、医疗、失业、最低生活保障等。目前我国的农村社会保障制度还处于滞后、不完善、保障水平较低的阶段，落后于城市居民社会保障体系。宅基地是农户最基本的生存、生活必需品，是农村居民养老、医疗、就业、居住等保障的替代。因此在实施宅基地退出政策后，通过建立和实施完善社会保障体系，可以弱化农村宅基地的福利和社会保障功能，解除农村居民的养老、医疗、居住等后顾之忧。

3.2.2.2 差异化农户回归模型结果分析 表6为模型2和模型3回归结果。模型2回归结果显示，在资产缺乏型样本回归模型中，农户退出意愿显著性影响因素有户主年龄、户主受教育程度、家庭主要收入来源、农户对退出政策的认知度、农户对居住环境的主观感受、就业机会，其中户主年龄和农户对居住环境的主观感受对农户宅基地退出意愿有负向影响，其他因素对农户宅基地退出意愿有正向影响。模型3回归结果显示，在资产均衡型样本回归模型中，农户退出意愿显著性影响因素有户主年龄、户主受教育程度、家庭主要收入来源、农户对身份的认同感、农户对居住环境的主观感受、社会保障，其中户主年龄、户主受教育程度及农户对居住环境的主观感受对农户宅基地退出意愿有负向影响，其他因素对农户宅基地退出意愿有正向影响。

(1)户主年龄、户主受教育程度、农户对居住环境的主观感受、家庭主要收入来源对此2类农户宅基地退出意愿有显著影响，其中户主年龄、农户对居住环境的主观感受与模型总体回归结果相同，但是户主受教育程度此2类对农户的退出意愿呈现差异性。调查发现，受访的资产缺乏型农户多数接受过初中教育，其认为支持政府实施的退出政策至少能加强本村的基础设施建设，改善村庄环境，有利于农业生产或外出打工或创业，因而这类农户赞成宅基地退出政策。对于资产均衡型农户，受访对象以中老年为主，尽管他们的受教育程度是初中或以上，但由于年龄偏大，家里住房条件较好，不愿意折腾，从而不赞成退出宅基地。

表6 差异化农户回归模型结果

(2)家庭主要收入来源与此2类农户宅基地退出意愿呈正相关关系。调查发现，家庭收入主要来源于非农收入的农户有很高的宅基地退出意愿，这类家庭在住房条件、生活质量等方面有很高的期望，希望通过宅基地退出的补偿来改善居住环境和条件；而以农业收入为主的农户对宅基地退出政策的表现比较冷谈，认为如果集中居住或上楼，由于农业生产效益偏低会造成家庭经济收入减少，家庭生产、生活成本增加会导致退出后家庭未来不确定因素增多，因而多数不赞成退出。

(3)对于资产缺乏型农户，影响其退出意愿的因素还包括农户对退出政策的认知度和就业机会，二者对退出意愿具有正向影响，这与理性经济人利益最大化的决策目标相一致，同赵国玲等的研究结论[22]相吻合。与资产缺乏型农户相比，影响资产均衡型农户退出意愿的因素主要在于社会保障和农户对身份的认同感，二者对退出意愿具有正向影响。家庭生存不是资产均衡型农户家庭的主要问题，其主要问题是追求精神层面或自我价值的实现，宅基地是私人财产，通过退出宅基地获得相应补偿，增加创业的资本或改善进城后的生活质量，将来能成为城里人，享有各种社会保障。因此完善进城农户的社会保障，增强他们对身份的认同感，可提高他们支持宅基地退出的意愿。

4 研究结论与政策启示

本研究基于宅基地退出农户的调查数据，分析了宅基地退出农户家庭的差异化，探讨了差异化农户宅基地退出意愿及其影响因素。结果表明，农户宅基地退出的总体意愿仅为20.58%，资产缺乏型、资产均衡型农户的退出意愿分别为19.77%、21.02%。根据实证研究结论得出的政策启示如下。

4.1 实施差异化宅基地退出方式、政策，实现对农户家庭瞄准补偿与资助

是否参与宅基地退出，农户以自身的效用最大化为出发点。实施差异化宅基地退出方式、制定差异化的政策就是政府因户制宜地制定宅基地退出政策，根据农户家庭差异化状况采取不同的措施，实现对退出农户的补偿、支助，防止因“退出”“上楼”或集中居住而成为贫困家庭。因此要改变单一货币或经济补偿方式，因户制宜实施“输血”与“造血”相结合的退出方式和政策，确保农户家庭在退出宅基地后实现其基本目标，至少给农户生活、生产提供基本保障及就业发展机会，实现农户及家庭成员的可持续发展。

4.2 建立和完善居民点的基础设施、公共服务体系及社会保障体系

现行的宅基地退出模式在实践中都存在纠纷和农户福利受损的状况。农户是否退出宅基地关键在于生存与改变。在调查中发现，许多农户对宅基地退出处于矛盾的心态，一方面他们倾心于基础设施完善、交通方便、环境优美的居住区，退出后能提高他们的生活质量，另一方面他们担心未来生活、就业、子女教育和养老等得不到保障。因此政府应加强对新居民点的选址、基础设施和人文环境的建设，建立符合农户意愿的居住点，同时完善落实农户落户的社会保障内容，有助于农户支持宅基地退出。

4.3 注重公众参与农户的生存发展，确保退出农户宅基地权益实现

农村宅基地退出涉及主体多样性，是否退出是利益主体权益之间的博弈[24]。作为宅基地退出的主体，农户参与宅基地退出是实现农户宅基地福利属性与资产属性的保障，也是阿马蒂亚·森的政治自由功能[16]的体现。在现行政府主导下宅基地退出中，农户缺乏对退出政策、方式及保障措施的了解，他们的参与权、决策权被忽视，导致农户的退出意愿低。因此通过参与退出决策能实现农户的基本权益、强化农户对项目实施的认可和提升农户对自我价值实现的信心。