农村宅基地制度改革与农民增收——基于6个试点县(市、区)面板数据的双重差分分析

张公望，朱明芬

(杭州行政学院 a. 社会学教研部；b. 市情研究所，浙江 杭州 310024)

自改革开放以来，我国宅基地制度改革从未间断。在20世纪末(1978—1999)，国家高度重视农民建房需求，于1986年出台了《中华人民共和国土地管理法》，规定农村宅基地属农民集体所有，依法申请，无偿使用，但该制度运行中也出现了“一户多宅”、超面积占用等违法现象。全国多个省(自治区、直辖市)曾探索实施宅基地有偿使用，但是因受多因素制约而中断。进入21世纪，在快速工业化和逆城镇化双重推拉下，农村宅基地的财产属性日益凸显，国家一方面推行城乡建设用地增减挂钩，置换部分宅基地补充城市建设用地需求，另一方面针对农村宅基地隐性流转，加大了农村宅基地利用规治力度。自党的十七届三中全会以来，国家通过两轮农村综合改革示范区建设，将宅基地制度改革作为推进城乡区域一体化的重大突破口，成都、温州等地探索了宅基地政策性联建、有条件流转、抵押贷款等利用方式，有力地促进了农民增收[1]。近年来，随着城市化和美丽乡村建设的不断推进，农民对宅基地“同地同权”的诉求日益高涨，与之相应，国务院出台了《关于授权在北京市大兴区等33个试点县(市、区)行政区域暂时调整实施有关法律规定的决定》[2]。这是一场覆盖面最大、历时最长的全国性宅基地制度改革试点。按照国家对宅基地制度改革的相关部署，2015—2017年全国33个县(市、区)分别开展了宅基地、农村经营性建设用地、征地制度改革试点，其中，浙江省义乌市、江西省余江区等15个县(市、区)被列为宅基地制度改革试点，明确要求在严格保障农村集体土地所有权不变、农民利益不变、耕地红线不变“三条底线”的前提下[3]，保障农民住房权益，盘活宅基地资产，增加农民财产净收入。本轮改革重在保障农民住房权益的前提下盘活宅基地资产，促进农民增收。那么，历时4 a的宅基地制度改革试点是否实现了这一目标？目标实现程度如何？为此，本文特选择6个宅基地改革试点县(市、区)进行深入调研，试图通过问卷调查，掌握第一手数据，采用计量方法，量化改革成效。

自2015年国内开始农村宅基地制度改革试点以来，学界主要从经验分析与实证检验2个维度围绕宅基地制度改革成效进行研究。在经验分析方面，党国英[4]充分肯定农村宅基地制度改革的正当性和合法性，预估我国近7 000 hm2的闲置农村宅基地合理利用后可以增加135万亿元以上的GDP，并提高农村土地资源利用效率，促进农户财产权的平等保护，带动农民增收。刘守英等[5]以四川省泸县宅基地制度改革为个案，分析发现，宅基地制度改革显化和实现了宅基地价值，增加了农民财产净收入，实现了城乡融合发展，撬动了村庄转型。鲍建平[6]以浙江省义乌市为个案，指出义乌市农村宅基地制度改革实现了集体增收入、农民增权益、社会增稳定、发展增活力的“四增”目标。叶红玲[7]通过比较云南省大理市和浙江省义乌市两地宅基地制度改革成果，认为大理宅基地制度改革的最大亮点在于结合旅游城市特色，鼓励和规范宅基地使用权“入市”经营，发展乡村旅游，促进农民增收。孔祥智[8]在纵向比较我国宅基地制度改革历程后指出，我国宅基地制度改革试点已取得了明显成效，促进了农村“沉睡”农房资产的价值实现，并带动农民增收。但是，也有部分学者对宅基地制度改革促进农民增收的观点提出了质疑。其中，贺雪峰等[9]认为，在农民城市化问题尚未得到根本解决的背景下，农村宅基地试点改革的目标注定难以实现。在农村宅基地“三权分置”改革中，放开使用权、允许城市资本投资农民宅基地，可能会掏空农户宅基地资格权，更难谈得上促进农民增收[10]。

在评价方法上，大多数学者采用个案或多案例比较的方法，从经济、社会、生态、文化、治理等宏观层面对农村宅基地制度改革进行价值判断，或分析农村宅基地制度改革中村集体、农民、政府等相关改革主体的受益程度。少部分学者建立指标体系进行综合(模糊)评判，其中，比较有代表性的如：范思婕等[11]以成都市温江区、郫县等5区(县、市)11村365户农户的问卷调查为数据基础，从农村面貌、农业生产和农民生活3个维度设置了17个二级指标，利用熵权法确定各评价指标权重，判定5区(县、市)农村宅基地制度改革的综合绩效良好，其中村容村貌方面的成效最为显著；吴九兴等[12]运用阿马蒂亚·森(Amartya Sen)的可行能力理论，设计农户家庭经济条件、居住状况、生活环境、情感归属4类指标，应用层次分析法发现退出宅基地后农户总体福利水平有一定程度的提高。此外，还有部分学者运用Logit、Extreme、Probit等计量模型分析了宅基地制度改革某个方面，如有偿退出、有偿使用、有条件流转等的影响因素[13-16]。

在国外，相关研究主要集中于农村住宅用地流转影响因素及其效应方面。从农村住宅用地增长原因看，“城市病”倒逼城市精英在综合考虑投资成本、时间成本、交通成本和生态环境等因素后更倾向于选择乡村居住，因此导致农村居民点用地增加[17]。从增长方式看，西方国家20世纪70年代农村住宅用地流转主要发生在同一社区，20世纪80年代后农村住宅用地流转以远距离流转为主。从增长效应看，新移民的涌入改变了乡村的人口结构、环境和农民就业结构，对活化乡村具有积极推动作用。

综上，国内外相关研究已从多层面、多维度对农村宅基地制度改革成效(包括促进农民增收)进行了研究，既有正面肯定，又有反面批评；既做效益评判，又有风险担忧。但是，前述研究仍存在以下几个方面的不足：一是前述研究基于个案研究的居多，“大样本”分析比较缺乏，导致研究结论大相径庭；二是一些研究虽然注意到了宅基地制度改革促进农民增收的效果与农户家庭特征、经济社会发展、法律法规完善等多重因素之间存在关系，但大部分的分析讨论都局限于经验分析，缺乏计量研究；三是在计量研究中采用的数据大都依赖单点(或同一地级市内不同镇村)的截面数据，几乎都没有考虑到固定农户和固定时间条件下的对照组实验，难以剔除掉其他共时性因素的影响。因此，也难以得出宅基地制度改革政策实施后对促进农民增收的净效益。针对这些局限，本研究将农户分设为实验组和对照组，并以宅基地制度改革前1 a作为固定时间，采用双重差分(DID)精准分析涉及宅基地制度改革农户在参与改革后的净收入增长情况，在此基础上，深入探讨推进宅基地制度改革的政策建议。

1 材料与方法

1.1 评价方法

课题组通过对浙江省义乌市、江西省余江区等6个宅基地制度改革试点县(市、区)的实地调研发现，宅基地制度改革对农民增收的影响是多方面的。一是宅基地自愿有偿退出促进农民直接增收。农户自愿有偿退出“一户多宅”、辅助性用房、猪圈牛栏、废弃堆场等宅基地或长期占用的硬化土地，一般都可以获得一定数额的退出补助(少数试点除外，如江西省余江区90%左右的宅基地退出为无偿退出)。在建设用地指标紧缺的试点县(市、区)，农民还可以将退出的宅基地由村集体代为垦造成耕地，通过城乡建设用地增减挂钩，实现复垦耕地指标的交易收益。如浙江省义乌市规定，除以村集体统筹复垦并以“集地券”置换(645万元·hm-2)增加村集体经济收入、再二次分配给农户外，还可以以农户为单元实现退出宅基地复垦为“集地券”，直接与政府置换现金、房屋等。二是宅基地制度配套改革促进农民间接增收。比如，农户退出宅基地后，新聚集规划建设的农民居住区更靠近城镇，这为农民提供了更好的就近非农就业的环境，可以明显增加其非农务工机会和收入；再如，部分试点县(市、区)将宅基地制度改革与土地征收、房屋拆迁等相关改革配套进行，部分城郊村、镇郊村的农户在参与宅基地制度改革后，住房性质转变为城镇商品房，且每户可分到2～3套并部分用于出租，从而增加了农户房屋市值和租金收入；又如，部分农户受村庄或区域宅基地制度改革的正外部性影响，利用闲置农房开办农家乐、便利店等，增加了家庭非农经营性收入。三是宅基地抵押贷款提升农民增收能力。改革中，几乎所有试点县(市、区)都探索了农户宅基地使用权有条件流转，对于那些已经在城镇购买了商品房或准备在城镇购买商品房的农户，宅基地使用权有条件流转可以部分解决其购买城镇商品房的资金问题；对于部分打算建新房屋但缺乏资金的农户，通过退出部分宅基地并流转给符合条件的受让人，可以解决部分建房资金；对于部分急需资金周转的农户，通过办理宅基地和房屋不动产权证，可从金融机构获得一定的抵押贷款，从而增强农户的资金融通能力和经营增收能力。

为了科学估计宅基地制度改革对农民增收的实际效果，最直接的方法是比较宅基地制度改革前后的农民收入差异。但是，农户收入差异除了关系到农户是否涉及宅基地制度改革外，还可能受到同一时期其他因素的影响，如城乡一体化改革、农村征地制度改革、集体经营性建设用地制度改革、农村集体产权制度改革、乡村振兴战略实施等。为了剔除诸如此类的共时性因素的干扰，本研究引入双重差分法，即在对农户进行问卷调查时，随机抽取涉及宅基地制度改革和未涉及宅基地制度改革的2类农户，其中，未涉及宅基地制度改革的农户主要在涉及宅基地制度改革农户的同村或同乡镇的邻村抽取，且要求在2014—2017年间未涉及宅基地制度改革的任何事项，这些农户在宅基地制度改革前后的收入差异反映了除宅基地制度改革外的其他共时性因素的影响，再经倾向评分匹配，将涉及宅基地制度改革农户在改革前后的收入差异减去倾向评分匹配后的未涉及宅基地制度改革农户的收入差异，即可得到剔除掉其他共时性因素影响的净效果。分别设定农民年人均收入、农民年人均财产性收入为被解释变量，通过控制宅基地制度改革基期(2014年)和同村或同乡镇邻村未涉及宅基地制度改革农户的同类指标，以及增加必要的协变量，即可综合量化评判农村宅基地制度改革对农民增收的影响程度。

双重差分法计量公式如下：

Yit=α+β·Zit+γXit+ut+vt+εit。

(1)

式(1)中：Yit是农户i在第t年的被解释变量；Zit表征农户i在第t年是否涉及宅基地制度改革，如涉及，则Zit=1，否则，Zit=0；Xit表示其他影响农户收入的个人特征、家庭特征、区位特征等协变量，包括地区固定效用值、户主年龄、学龄、职业、家庭人口、家庭类型、务工人数、耕地面积、享受医保人数、交养老金人数、宅基地有偿使用面积等；ut和vt分别表示农户固定效应和时间固定效应；εit为随机扰动项；α、β、γ是待估计参数，其中β是最主要的参数，可以反映宅基地制度改革对农户收入增长的影响程度。

1.2 实验对象选取

在试点县(市、区)选择上，通过文献比较和面上调研，结合各地特色做法和初步成效，按区域选择有代表性的试点作为实验对象：以浙江省义乌市和江苏省武进区作为东部地区的样本，以湖北省宜城市、江西省余江区作为中部地区的样本，以云南省大理市、四川省泸县作为西部地区的样本。在样本农户的选择上，按照严格的双重差分定义，应进行理想的随机实验，并且应当在宅基地制度改革尚未进行的2014年就选择好实验组和对照组，但现实中，课题立项是2017年，同时受研究经费限制，也很难在课题开题后选择未实施宅基地制度改革的相邻县(市、区)符合条件的农户作为对照组。为此，课题组基于前人研究和面上调查，首先随机抽取已经推进宅基地制度改革乡(镇)、村(社)的农户作为实验组，再按涉及宅基地制度改革农户的同村(社)或同乡(镇)邻村随机抽取未涉及宅基地制度改革的农户作为对照组，要求对照组备选农户没有实施任何宅基地制度改革政策，包括宅基地自愿有偿退出、超面积有偿使用、竞价择位、不动产登记抵押、宅基地使用权流转等法定改革内容，也没有在宅基地制度改革前后发生过宅基地使用权隐性交易、联合开发等有助于增加财产性收入的行为。基于这些原则，在试点县(市、区)选择在宅基地制度改革试点实施后已发生前述宅基地制度改革内容之一的农户进入实验组，选择那些在宅基地制度改革试点实施后尚未涉及前述宅基地制度改革内容之一的农户进入对照组，分别对2组农户实施问卷调查。问卷调查时间为2018年3—7月，故样本选取时点设定为2014—2017年，且所有样本基期设定为2014年。由于各试点县(市 、区)宅基地制度改革进程均系先试点再逐步推广的方式，因此进入试验组的样本农户参与改革的时间进度是不一致的。为此，特在问卷设计中增设了“你家于哪一年涉及宅基地制度改革？”的题目，得到样本农户进入实验组的时序(表1)。

1.3 理论假设

尽管前人研究和本文经验分析大都支持“农村宅基地制度改革促进农民增收”的推论，但是，农村宅基地制度改革促进农民增收的具体机理还是有待深入分解。

1.3.1 农户参与改革时间越早越能促进家庭增收

随着农村城镇化加速推进，宅基地的多功能和潜在价值凸现，部分城郊(镇郊)、风景名胜、古村落或自然环境优美乡村的宅基地和房屋成为首批受益者，一些城市精英、连锁酒店纷纷进军乡村民宿、电商、健康、文创等新型产业，还出现了城市资本与农民联合建房的个别案例[18]，让农民分享了宅基地增值收益。但是，这些开发利用行为长期游走在法律边缘。实施宅基地制度改革后，这些宅基地利用行为可免受法律风险的困扰，农户和宅基地利用方都可以合法地进行宅基地流转，并取得收益。这样，农户参与宅基地制度改革的时间越早，就能越早地享受宅基地流转收益，也就越有利于促进家庭增收。因此，本研究设定参与改革年份为宅基地制度改革对农民增收的解释变量，并假设其影响方向为正。

表1 各地区先后进入宅基地改革实验组的农户数量(户)

1.3.2 区位条件差异影响农户因宅基地制度改革增收的程度

由于宅基地供给是有限的，因此即使最差位置的宅基地也会因有需求而存在绝对地租。但宅基地所在的区位条件各不相同，不同经济发展水平和城市化程度地区的宅基地的绝对地租也不尽相同，即便在同一行政区域内，距离城市(中心镇)、风景名胜、古村落越近的宅基地的绝对地租也越高。现实中，东部发达地区由于区域经济发达，交通便利，农村基础设施和公共服务相对完善，宅基地的绝对地租相对较高，农户流转或开发利用宅基地的潜在收益也相对较大，促进农民家庭收入或财产性收入增长的幅度也相对较高。而相应地，中、西部地区经济欠发达，交通不便利，农村基础设施和公共服务相对滞后，其宅基地的绝对地租相对较低，农户流转或开发利用宅基地的潜在收益相对较小，促进农民家庭收入或财产性收入增长的幅度也较低。据统计，2014—2017年间，分别位于东部、西部的浙江省义乌市、四川省泸县农民人均可支配收入年均分别增长8.75%和7.03%(表2)。因此，对于来源于不同地区的农户样本需要设置一个地区虚变量，以体现不同宅基地区位在促进农户增收中的地域差异。

1.3.3 农户家庭特征影响其因宅基地制度改革增收的能力

宅基地退出、利用与流转都是以农户为单元进行的，家庭类型、劳动力数量、耕地面积、家庭打工人数、享受医保人数、交养老金人数等或多或少地影响农户对宅基地退出、流转、抵押等行为的决策，进而影响因宅基地制度改革而增收的效果。那些家庭结构相对单一、劳动力数量不多、耕地面积较少、房屋建设年限较早的农户更有可能退出或流转宅基地，这样既能改善住房条件又能促进家庭增收。相反，那些家庭结构复杂、家庭人口较多、耕地面积较多、房屋建设年限较晚的农户对宅基地和房屋的依赖性更强，较难自愿退出或流转宅基地。但其他情形也是存在的，比如前一类农户中，部分家庭经济条件相对较好，因此以增收为目的的宅基地制度改革(包括有偿退出、有条件流转等)对其并没有太大吸引力，抑或部分经济条件相对较好的家庭为了攀比，希望流转更多宅基地，建造别墅大院，以彰显实力。此外，部分农户或因宅基地面积大、辅助用房多、院子宽敞，加上其他条件叠加，希望通过出租房屋或利用宅基地和房屋开办农家乐等产业而成为宅基地制度改革的消极者。因此，本文把农户家庭特征作为影响因宅基地制度改革增收的重要协变量组，但并不确定其影响方向。

表2 义乌市和泸县农民2014—2017年人均可支配收入情况

1.3.4 农民个人特征影响农户宅基地制度改革的家庭决策及其增收状况

农户户主，尤其是中西部农村的男性户主在家庭的地位较高，宅基地是否退出(包括退出多少)、是否参与农房集聚建设、是否流转宅基地使用权、宅基地和房屋是否用于抵押贷款等重大决策一般都是由户主说了算。因此，本研究将户主列为影响因素之一，但其影响方向不确定。同时，本研究还假设受访者性别、年龄、学历等为对宅基地制度改革的家庭决策起决定性作用的因素，但这些个人特征对因宅基地制度改革增收的影响方向及其影响程度具有很多不确定性。比如，当下女性受教育程度越来越高，部分农村地区女性平均学龄高于男性(据本课题组对885个受访者的统计，女性平均学龄9.3 a，男性仅8.7 a)，加上中、西部农村男女性别倒挂、男子娶妻难等社会因素，这些地区女性在家庭中的话语权越来越大。因此，本文把这些个人特征因素作为影响因宅基地制度改革增收的重要协变量组，但并不确定其影响方向。

1.4 数据描述、变量构建与样本匹配

为了实证分析农村宅基地制度改革对农民增收的影响程度，课题组于2018年3—7月份赴江苏省武进区、浙江省义乌市、湖北省宜城市、江西省余江区、四川省泸县、云南省大理市进行实地调研，在进行县(市、区)专题座谈会的基础上，再在各县(市、区)分别抽取4个乡(镇、街道)8个村(社)130个农户进行问卷调查，并将各县(市、区)的130个农户分别分为实验组和对照组，共获得农户调查问卷1 040份，其中有效问卷885份。按地域分：东部地区354份，中部地区233份，西部地区298份。

依据前述理论假设，本研究分别以农民年人均收入(此处本应与现行统计口径一致，即采用“农民年人均可支配收入”，但由于该变量需要进行扣除相应成本才能获得，而仅通过农户问卷调查很难核实，故问卷题目设置为“××年您家庭总收入有多少”，这里的收入相当于但不等于纯收入)和农民年人均财产性收入(目前官方统计口径上使用的是“农民年人均财产净收入”，但在问卷调查时很难将取得财产性收入的相关成本剔除，所以本研究仍沿用农民年人均财产性收入的说法)作为被解释变量(A)，检验宅基地制度改革对农民增收的影响程度，同时设定区域环境变量(B)、个人特征变量(C)、家庭特征变量(D)和改革时间变量(E)4类16个协变量，相关变量的解释、编码，及其预期影响方向归纳在表3中。

表3 变量解释及其预期方向

续表3 Continued Table 3

在双重差分之前，须首先对样本进行倾向评分匹配。匹配时选用前述理论假设的4个层面的所有指标对实验组和对照组进行样本匹配，匹配方法为共同取值范围内个体样本匹配，默认使用倾向评分，并按Logit估计倾向评分几率[p/(1-p)]进行匹配，样本匹配后各变量的特征值汇总见表4。

2 结果与分析

根据前述理论假设，本研究分别以农民年人均收入和农民年人均财产性收入作为被解释变量进行农户参与农村宅基地制度改革的双重差分估计。如表5所示，改革前实验组与对照组农民年人均收入差异为1 740.1元(在10%水平显著)，改革后实验组与对照组农民年人均收入差异达到3 940.2元(在1%水平显著)，改革后2组收入差距扩大了1.3倍，但实验组与对照组在固定年份效应和固定农户效应下的双重差分结果显著性水平较低，表明宅基地制度改革对农民年人均收入的促进作用相对较弱，基本上否定了原假设。当被解释变量更换为农民年人均财产性收入时，改革前，实验组与对照组农民年人均财产性收入差额为44.04元，不存在统计意义上的显著差异；改革后，2组样本的财产性收入差异扩大到212.64元(在1%水平显著)，改革后2组农民的年人均财产性收入差距扩大了3.8倍。同时，实验组与对照组固定年份效应和固定农户效应的双重差分值达到168.60元(在1%水平显著)。可见，农村宅基地制度改革对促进农民财产性收入增长具有明显正影响，支持原假设。

表4 样本匹配后主要变量描述性统计

3 讨论

实证分析表明，本轮宅基地制度改革通过宅基地使用权流转和金融功能开发，带动了宅基地资源向资产转化，促进了农民财产性收入增长，基本实现了改革促增收的目标。但是，基于学术研究的严谨性和政策完善的有效性，仍有几点讨论有待呈明。

表5 宅基地制度改革对农民增收成效的双重差分估计结果

3.1 宅基地制度改革对促进农民总收入增长的影响有限

前人部分经验研究认为，宅基地制度改革可以促进农民增收[4，8]。但本研究的实证结果拒绝了宅基地改革促进农民年人均收入增长的原假设。其主要原因可能是，虽然农民参与宅基地制度改革后财产性收入有较大幅度增长，但农民财产性收入在农民总收入中的比重较小，财产性收入这一匹“小马”难以拉动农民收入这一辆“大车”。在本研究中，涉及宅基地改革的农户2017年人均财产性收入(未剔除成本)为691.1元，占当年人均收入的4.1%，而工资性收入、家庭经营性净收入和转移性收入等合计占比为95.9%。从全国的情况看，2017年全国农民人均财产净收入为308.9元，占可支配收入的2.3%，而工资性收入、家庭经营性净收入和转移性收入等合计占比为97.7%。

3.2 通过农村宅基地制度改革来促进农民增收需要聚焦财产性收入

正如部分前人研究[5]结论一样，宅基地制度改革可以明显促进农民财产性收入的增长。本研究的样本农户中，涉及宅基地制度改革的农户在2014—2017年间财产性收入年均增长14.7%，而同期未涉及宅基地制度改革农户的这一指标值仅为8.1%。因此，要通过农村宅基地制度改革来促进农民增收，需要重点聚焦如何提高农民财产性收入。

3.3 加快农村配套改革是通过宅基地制度改革促进农民财产性收入增长的根本路径

通过宅基地制度改革促进农民财产性收入增长的核心问题在于优化宅基地资产化的外部环境，如采取推进城镇化、引入市场机制、配套相关改革等措施，促进宅基地资源在区域间、城乡间有序流动。

3.3.1 加快推进城镇化

现实中，城镇化水平越高，城镇对农村宅基地改革的需求越旺，政府财政对宅基地退出的补贴越高，越有利于促进农民财产性收入的增长。同时，城镇化水平越高，社会资本进入农村宅基地领域越活跃，越容易带动农村发展民宿、电商、康养等新型产业，更能够促进农民财产性收入的增长。因此，深化农村宅基地制度改革，需要重点推进农村城镇化，促进城乡人口、土地、资金流动，增强农村发展动能。

3.3.2 积极引入市场机制

调研发现，引入市场机制，让农民从宅基地制度改革中获得实实在在的利益，是激活宅基地制度改革的根本法宝。义乌市通过宅基地有偿退出、超面积有偿使用和择位竞价等改革措施，明显增加了农户财产性收入，显化了宅基地价值[19]。四川省泸县虽然地处经济欠发达的西部地区，但通过有偿退出、集体留用、集聚建设等半市场化手段也在一定程度上有效激励了农民退出宅基地，并分享集聚建设中的公共福利和集体经济发展红利。

3.3.3 配套相关改革

宅基地制度改革是一项牵一发而动全身的改革事项，需要配套相关改革才能产生更大叠加效应。比如，在宅基地制度改革中协同推进农村产权制度、基础设施建设、财政金融制度、社会保障与就业、公共服务均等配置等各项制度改革，势必进一步增强宅基地改革成效。其中，四川省泸县在宅基地制度改革中积极协同推进农村产权制度、供销社体制、农村金融制度等多项改革，通过整合土地资源、建立特色产业园，加快土地与资本结合，促进农民就业增收，取得了良好的宅基地改革成效[20]。