經濟快速發展地區農戶宅基地上市流轉意愿及其影響因素的實證分析

鄭沃林++謝昊++譚建純

摘要：通過對廣州轄區內城中村、近郊村及遠郊村的農戶進行宅基地流轉意愿問卷調查，采用Logistic模型，分析影響農戶宅基地上市流轉的影響因素。研究結果表明：不同類型行政村的農戶宅基地上市流轉意愿度并不一致，主要影響農戶宅基地上市流轉意愿的因素為宅基地的現狀利用、受教育水平、家庭宅基地的數量、居住現狀滿意度、住房等級、改變土地用途作為宅基地使用；家庭總人數及宅基地管理滿意度并不是影響農戶宅基地上市流轉意愿的主要因素。建議根據不同類型行政村農戶宅基地上市流轉的意愿度及具體影響其上市流轉意愿的因素有針對性地構建宅基地上市流轉機制，并在經濟快速發展地區建立宅基地流轉示范點，形成宅基地“退出—收購—補償—安置—流轉”的良性循環。

關鍵詞：農戶意愿；宅基地；上市流轉；影響因素

中圖分類號：F301.2 文獻標志碼： A文章編號：1002-1302（2016）05-0588-04

工業化和城鎮化進程的加速不可避免地導致城市擴張對土地的需求加劇。擴張的土地大部分來源于農村土地國有化。但是在農村土地征收過程中，衍生大量問題。對于城中村和近郊村而言，大多數宅基地建設缺乏規劃，受房屋出租等的利益驅使，宅基地違法使用問題突出，比如未批先建、少批多占、非法流轉等，土地資源集約利用水平低下；對于遠郊村而言，城鎮化進程中勞動力外遷導致大量宅基地閑置，內地部分地區甚至出現“空心村”，造成農村土地的低效利用和浪費現象[1-3]。可見，產生于20世紀60年代的宅基地制度在社會主義市場經濟體制轉型以及快速城鎮化的過程中暴露出許多問題，阻礙了改革進程，在一定程度上也成為干擾經濟建設進一步持續發展的因素之一[4-7]。因此，學術界開始針對宅基地流轉的問題在土地產權制度改革、征地制度改革、土地發展權、集體建設用地入市、宅基地使用制度改革等方面提出具體的對策建議，以探索和構建一體化的宅基地退出、收購及上市流轉的市場運行機制[8-12]。然而，目前宅基地隱形流轉現象已經相對普遍，但實際上卻缺少具體的宅基地流轉意愿調查數據及相關聯的影響宅基地流轉意愿的因素而無法構建有針對性的宅基地流轉系統性的機制，成為城鄉土地市場建設的短板。

本研究以廣東省廣州市城中村、近郊村及遠郊村為例，在調查問卷與實地調研基礎上，將Logistic模型引入農戶宅基地上市流轉意愿的分析中，進一步探索經濟快速發展地區農戶對宅基地上市流轉的意愿度及影響宅基地上市流轉意愿的關鍵因素，為提高宅基地利用的效益，健全城鄉土地市場及政府部門制定宅基地上市流轉政策提供實質性建議。

1研究區域及調查方法

2009年至今，廣州市相繼出臺《加快形成城鄉經濟社會發展一體化新格局的實施意見》《廣州市城鄉統籌土地管理制度創新試點方案》等文件，成為經濟快速發展地區積極探索空閑宅基地收購和退出機制改革及城鄉統籌土地管理制度創新試點城市。為此，本項目組從2015年2月開始以廣州市市轄區的荔灣、海珠、天河、黃埔、白云、蘿崗、番禺、花都、南沙9區作為研究區域。值得指出的是，越秀區范圍內村不多，面積小，又被城市緊密包圍，研究意義不大，故未被選取。考慮到相鄰村的總體情況相似度較高；在充分論證后，選定15個行政村作為研究對象，并根據行政村與區域中心之間的關系，將選定行政村劃分為城中村、近郊村及遠郊村3類村進行研究（表1）。

調查以隨機性抽樣方式為主，共發放問卷600份，由于受調研成員對問卷不熟悉，未能進行延伸式訪談，個別村干部戒備心強不愿接受調研，以及部分村民對調研問題較敏感存有抗拒心理三大主要方面影響，截至2015年6月，共回收問卷472份，回收率達到78.6%，剔除無效問卷后，有效問卷為375份，有效率達到79.5%。

2研究方法及變量選擇

2.1研究方法

由于農戶對宅基地流轉意愿的回答是一個“是”與“否”類別所屬區村名說明發放數量

（份）問卷有效率

（%）宅基地利用現狀城中村荔灣區增滘村分布在城市內圍，土地權屬、戶籍、4082.86宅基地違法使用問題明顯，主要有南漖村行政管理體制保留農村模式的村落4075.86一戶多宅、超標準占地、“未批先建”等；海珠區龍潭村4084.00建房缺乏規劃約束，總量及人均住房建天河區柯木塱4088.57筑面積過大等；農民法律意識薄弱，“證黃埔區夏園村4079.41地”“證人”不符、多數宅基地房屋無完近郊村白云區陳洞村分布在城市外圍，離城市較近，村內生活習慣與城市有相似性4079.49善批準手續、宅基地的非法轉讓等；宅秀水村4072.00基地的配置效率及利用率低，大量宅基、番禺區海心村4076.47地閑置建新不拆舊等官坑村4074.07蘿崗區燕塘村4075.00遠郊村花都區東升村分布在郊區，遠離城市，生活習慣與城市不一致，有較強的農村生活氛圍4077.42聯民村4086.67南沙區新興村4075.68小虎村4072.73民立村4087.10

的二分變量，即本研究反映的是分類數據（離散數據的一種）。因此，無法直接使用多元線性回歸方法進行量化解讀，而需要轉化為效用模型進行估計。作為應用最為廣泛、結果分析最為理想的效用模型，Logistic模型一直被用于個體決策行為的客觀數理反映分析，模型表達如下：

Y=lnP1P2=β0+β1X1+…+β13X13；

通過公式變換可得：

Y=β0+β1X1+…+β13X13。

式中：Y是因變量，表示村民是否愿意上市流轉宅基地；P1表示村民愿意宅基地上市流轉，P2表示村民不愿意宅基地上市流轉；Xi是自變量，用 X1～X13分別表示影響宅基地流轉的若干因素；βi為影響因子的回歸系數，β0為常數項。通過分析自變量和因變量之間的相關關系，可以清楚地反映影響農村宅基地流轉的因素及其貢獻值。

2.2變量選擇及說明

2.2.1因變量的確定本研究主要探討城中村、近郊村及遠郊村農戶宅基地上市流轉意愿的影響因素。在問卷中，將問卷定為“您是否愿意上市流轉宅基地”，選擇答案設定為“愿意”和“不愿意”2種情況。P1表示村民愿意上市流轉宅基地，P2表示村民不愿意上市流轉宅基地。在受訪的375個農戶中，選擇愿意上市流轉宅基地的有204戶，占有效問卷總數的54.4%，選擇不愿意上市流轉宅基地的有171戶，占有效問卷總數的45.6%；其中，不同類型行政村農戶流轉意愿的比例存在一定的差異，成非均質化分布，總體上看，近郊村的意愿強于城中村，遠郊村意愿強于近郊村（表2）。

表2研究區域農戶宅基地流轉意愿情況%

流轉意愿城中村近郊村遠郊村愿意上市流轉14.9317.8721.60不愿意上市流轉19.7313.0712.80

2.2.2自變量的確定借鑒現有的宅基地流轉研究成果及調研的實際情況，以農戶人口特征變量、家庭宅基地及住宅特征變量、滿意度特征變量及宅基地管理特征變量的4類變量作為解釋變量。其中，農戶人口特征變量包括年齡、文化程度、家庭總人數及職業4類測度；家庭宅基地及住宅特征變量包括家庭宅基地數量、宅基地利用情況及住房等級3類測度；住房滿意度特征變量包括居住現狀滿意度及宅基地管理滿意度2類測度；改變土地用途作為宅基地使用、未經申報改建房屋、未經批準改建房屋及村集體的管理作用4類測度（表3）。表3影響農戶宅基地流轉意愿的相關變量

變量代碼變量說明農戶人口特征年齡（歲）X1≤30=1，31～40=2，41～50=3，51～60=4，>60=5文化程度X2不識字或初識字=1，小學=2，初中=3，高中（包括中專、職高）=4，大專、大學本科=5，研究生以上=6家庭總人數X3人數職業X4農民=1，工人=2，個體戶=3，企業主=4，其他=5家庭宅基地及住宅特征家庭宅基地數量X50處=1，1處=2，2處=3，3處=4，≥4處=5宅基地利用情況X6最高=1，較高=2，一般=3，較低=4，很低=5住房等級X7最好=1，一般=2，較差=3，臨時=4住房滿意度特征居住現狀滿意度X8滿意=1，比較滿意=2，一般=3，不太滿意=4，很不滿意=5宅基地管理滿意度X9滿意=1，比較滿意=2，一般=3，不太滿意=4，很不滿意=5宅基地管理特征改變土地用途作為宅基地使用X10不存在=1，很少=2，一般=3，較多=4，大量存在=5未經申報改建房屋X11沒有=1，很少=2，一般=3，較多=4，大量存在=5未經批準改建房屋X12沒有=1，很少=2，一般=3，較多=4，大量存在=5村集體的管理作用X13基本沒用=1，有但作用不大=2，很大作用=3

（1）年齡。一般情況下，農戶的年齡越大，其思想觀念相對保守、“戀地”情結相對強烈；并制約其就業技能的二次學習能力，不利于城鎮非農就業的發展[13]。本研究假設農戶年齡對宅基地的上市流轉有負向影響。

（2）文化程度。一般認為，農戶文化程度越高，越容易接受新事物；同時，文化程度越高越利于其在城鎮獲取非農就業機會，一定程度上降低其對宅基地的依賴程度[14]。本研究假設農戶的文化程度越高，越愿意宅基地上市流轉，從而獲得高額的宅基地流轉補償。

（3）家庭總人數。家庭總人數是家庭規模的反映[15]。本研究假設家庭總人數越大，越傾向于將宅基地作為生活資料保留，對宅基地流轉有負向的影響作用。

（4）職業。農戶的職業影響農戶對宅基地的流轉意愿，一般而言從事農業的農戶對宅基地的依賴程度較高，從事非農行業的農戶對宅基地的依賴程度相對較低[16]。本研究假設職業因素對宅基地上市流轉有正向的影響作用。

（5）家庭宅基地數量。宅基地的數量與宅基地上市流轉后獲得的補償成一定正比例，即宅基地數量越多，可以進行上市流轉并獲得的補償也越多[13]。本研究假設家庭宅基地數量與宅基地上市流程意愿成正比。

（6）宅基地利用情況。不同的宅基地利用現狀可能對農戶的宅基地流轉意愿產生不同的影響。本研究假設無序的宅基地利用現狀對宅基地上市流轉產生正向影響。

（7）住房等級。對于大部分農戶，宅基地是作為生活資料的功能。本研究認為住房等級較高，即房屋結構和質量較好，影響農戶宅基地上市流轉的意愿。

（8）居住現狀滿意度。居住現狀滿意度受區位、環境、鄰里關系等因素的影響，并直接影響農戶的宅基地上市流轉的意愿。本研究認為居住現狀滿意度較低的農戶，一般較為傾向對宅基地進行上市流轉。

（9）宅基地管理滿意度。宅基地管理滿意度較高的農戶越傾向于保留宅基地的自主管理權。假設農戶宅基地管理滿意度與宅基地上市流轉的意愿成一定程度的反比例。

（10）改變土地用途作為宅基地使用。假設改變土地用途作宅基地對于宅基地上市流轉起到正向作用。

（11）未經申報改建房屋。假設未經批準改建房屋對于宅基地上市流轉起到正向作用。

（12）未經批準改建房屋。假設未經批準改建房屋對于宅基地上市流轉起到正向作用。

（13）村集體的管理作用。假設村集體的管理對于宅基地上市流轉起到負向作用。

3結果與分析

3.1模型檢驗

基于設定的模型和農戶調查所得的數據，以“農戶宅基地上市流轉意愿”為因變量，選取5%的統計顯著水平。將模型中的所有自變量進行似然比檢驗，由表4可知，將13個變量都包含在內的進入方式算得卡方值為19.015，小于0.05水平上13個自由度的檢驗值22.36，而且P值也大于0.05，故而將13個變量都考慮在內的情況下模型擬合程度不好。

經計算可得，步驟4的卡方值是大于5%的統計顯著水平上的10個自由度的臨界值18.31，而且其Sig值也小于 0.05，這說明從步驟4開始才是模型擬合程度較好的情況。因為Step所包含的變量最多，所以我們采用步驟4中所采用的擬合進行研究。最終選取的10個變量以及顯著性檢驗結果見表6。

3.2模型結果展示及分析

宅基地的現狀利用情況是影響農村宅基地流轉意愿的首要因素。這充分說明，宅基地的現狀利用情況越低，村民越傾向于宅基地上市流轉。這可能是因為部分村民已申請了宅基地，但是由于某些原因不在本村居住或者仍在本村居住但是缺少建房資金，導致宅基地閑置；或者是將擁有的宅基地出售給城鎮居民建房所用。對這部分人而言，他們非常支持宅基地上市流轉，其目的在于獲取較現在的利用現狀更大收益。

受教育水平是影響宅基地流轉意愿的第二大因素，系數為3.536。受教育水平對流轉意愿的影響是正向，即文化程度越高，對宅基地的流轉意愿越強烈。這是因為受教育水平越高的村民，其思維、視野較受教育水平低的村民更容易接觸宅基地上市流轉的理念及對流轉的新政策實行更多地抱一種理性的態度。

家庭宅基地的數量影響宅基地流轉意愿的第三大因素。這充分說明，家庭擁有的宅基地數量越多，支持宅基地上市流轉的意愿越強。其原因在于宅基地的數量與房屋的數量不一定成正比，即不能說明宅基地多就能建造更多的房屋進行出租或出售營利。大部分農戶的家庭條件一般，并沒有足夠資金去建造余量的房屋。當農戶預計本村不在政府征地計劃范圍內，過多的宅基地并不能給予他們足額的收益，往往更傾向于進行宅基地上市流轉以獲取邊際效益。

對居住現狀的不滿意以及想要改善自己生活條件的訴求也是促使村民支持宅基地上市流轉的重要因素。不難看出，住房等級及居住現狀滿意度的系數超過1.5。這充分說明，住宅結構越差或居民對居住現狀越不滿意，村民越傾向于宅基地上市流轉。居民住宅結構較差、對居住現狀不滿意，在他們生活條件得到提高的時候，他們便對改變這種不滿意現狀有了一種訴求。但是這種訴求卻促進了他們對宅基地流轉的支持，可能由以下2個方面原因造成：一是他們想新建住宅，但是又想保留老住宅作他用，從而希望再擁有一處宅基地；二是他們想移居新的住處（比如城區），對原來的宅基地希望通過出售獲取收益。而現有的宅基地管理政策在一定程度上限制了前一種訴求，因此他們更希望宅基地上市流轉實現自身利益的最大化。

改變土地用途作為宅基地使用對影響宅基地的流轉意愿有相對較強的正面作用，系數為1.998。村民將農用土地改作宅基地使用的情況主要由2種原因造成，一是欲建新房而無宅基地，二是獲取宅基地用于出售或者租賃，其目的均是滿足自己的切身利益。欲建新房而無宅基地這一點集中體現了目前農村宅基地管理的不合理性，一戶一宅是否在當今仍然適用值得進一步研究、論證。而獲取宅基地用于出售或者租賃則說明了目前農村宅基地在社會上具有很好的市場。在商品房價位居高不下甚至不斷上升的情況下，很多城鎮居民在住房問題上所面臨的經濟壓力越來越大，很多城鎮居民無奈之下選擇購買價格較為便宜的農村宅基地，并在其基礎之上建造房屋以供居住。這說明農村宅基地上市流轉在一定程度上能夠緩解城鎮居民的居住壓力。

家庭人口數并不是影響宅基地流轉意愿的關鍵性因素，二者相關性很小。一般認為，當村民對宅基地的流轉有了訴求，很有可能是因為家庭人口數的增多造成的居住空間不足。然而，通過量化分析卻發現二者并沒有特別強的因果關系。這是因為受訪者的家庭人口數多集中于4～8口人的范圍內，但是家庭的宅基地面積較大，多處于100～149 m2的區間內，房屋的建筑總面積更大，大部分在200 m2以上。因此，目前的房屋建筑面積完全可容納受訪者家庭成員的居住需求，居住空間不足的現象在調研區域并不存在，并不是影響宅基地上市流轉意愿的關鍵性因素。

現狀宅基地的管理情況，村集體在管理宅基地過程中起到的作用對受訪者宅基地的流轉意愿基本沒有影響。這說明無論宅基地的現狀管理好壞，村集體管理宅基地的作用強弱，支持宅基地流轉的仍然是支持，反對的依舊反對。這也進一步反映了宅基地的流轉意愿不取決于現狀管理的情況。值得思考的是在商品經濟高度發達的今天，原有的宅基地政策可能已經不適用于當今社會，如果不能順應時代發展重新制定，那么它將很有可能大大制約農村居民生活質量的提高。

4結論與啟示

通過調研及量化分析，愿意進行宅基地上市流轉的農戶約占總樣本的一半以上。從行政村分布區域來看，由于城中村土地非農化價值最高，近郊村其低，遠郊村最次，導致城中村居民惜地如金，宅基地上市流轉意愿最弱；遠郊村居民寄望通過宅基地上市流轉享受城鎮化及工業化帶來的土地巨額收益，宅基地上市流轉意愿最強。從影響宅基地上市流轉意愿因素來看，宅基地的現狀利用情況、村民受教育水平、家庭宅基地的數量及居住現狀滿意度等是影響宅基地上市流轉的關鍵性因素。

充分尊重不同行政村農戶上市流轉的意愿，考慮不同行政村區位差異及影響農戶宅基地上市流轉的主要因素，根據宅基地利用現狀效益、家庭宅基地數量有針對性地擬定宅基地退出機制、宅基地收購及補償流程及宅基地上市流轉政策，可以在經濟快速發展地區內村民受教育水平較高或對居住現狀相當不滿意的行政村建立宅基地流轉示范點，形成宅基地“退出—收購—補償—安置—流轉”的良性循環。

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