不同經(jīng)濟發(fā)展水平區(qū)域的農(nóng)戶宅基地退出意愿
——基于江蘇省577個農(nóng)戶的調(diào)研

鄧春磊， 趙小風， 金志豐， 陸效平

(1.河海大學國土資源管理研究所，江蘇南京 211000； 2.江蘇省土地勘測規(guī)劃院，江蘇南京 210024； 3.江蘇省國土資源廳，江蘇南京 210017)

快速的工業(yè)化和城市化促進了農(nóng)民剩余勞動力轉(zhuǎn)移，從而引發(fā)了農(nóng)村宅基地閑置或廢棄現(xiàn)象加劇，但由于區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的差異性，致使村莊所處區(qū)位及受外力干預的不同，宅基地空置的發(fā)展演化進程也不盡相同[1]。宋偉等依托全國宅基地調(diào)研數(shù)據(jù)，分析得出我國三大地帶東部、中部、西部村莊宅基地的空心化率分別為14.82%、9.11%、7.15%，東部地區(qū)的宅基地空置現(xiàn)象尤為突出[2]。因此，如何正確引導不同區(qū)域的農(nóng)戶退出宅基地，提高農(nóng)村建設用地利用效率尤為重要?！蛾P于農(nóng)村土地征收、集體經(jīng)營性建設用地入市、宅基地制度改革試點工作的意見》強調(diào)，要探索進城落戶農(nóng)民在本集體經(jīng)濟組織內(nèi)部自愿有償退出或轉(zhuǎn)讓宅基地。各地也進行了多樣化的實踐探索，如天津市的“宅基地換房”、重慶市的“地票交易”和浙江省嘉興市“兩分兩換”、上海市宅基地置換等[3]。不論是國家政策還是地方探索，都非常強調(diào)尊重農(nóng)民意愿。因此，圍繞農(nóng)民宅基地退出意愿研究已成為熱點。

目前對農(nóng)村宅基地退出的相關研究聚焦于宅基地退出意愿和宅基地退出機制2個方面。許恒周認為，外出務工年限、家庭農(nóng)業(yè)收入占比、家庭供養(yǎng)系數(shù)等變量對農(nóng)戶宅基地退出補償受償意愿具有正向影響，而是否參加新型農(nóng)村合作醫(yī)療或其他保險、區(qū)位變量、非農(nóng)就業(yè)穩(wěn)定性變量則具有負面影響[4]。張宇辰等認為，農(nóng)民受教育程度、家中老人小孩數(shù)量、宅基地面積對農(nóng)民宅基地退出意愿有正向影響，而年齡、房屋建造成本、現(xiàn)居住滿意度對農(nóng)民宅基地退出意愿有負向影響[5]。陳霄認為，農(nóng)民的年齡和受教育程度、家庭收入狀況、家庭需贍養(yǎng)的老人數(shù)量、宅基地退出補償方式的多樣性選擇對農(nóng)民宅基地退出意愿有正向影響，而家庭成員務工工作變換頻率、家庭子女數(shù)量、現(xiàn)有住房面積、宅基地面積對農(nóng)民宅基地退出意愿有負向影響[6]。彭長生認為，影響農(nóng)戶退出宅基地的因素包括就業(yè)、養(yǎng)老、生活費用和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)[7]。歐陽安蛟等認為，建立以激勵機制和約束機制為核心的宅基地退出機制是改革和完善農(nóng)村宅基地使用管理制度的重要內(nèi)容[8]。彭小霞認為，完善宅基地退出的立法，完善宅基地退出的相關法律制度，打破政府對“土地財政”的依賴，提高農(nóng)民在宅基地退出中的主體地位，是引導農(nóng)村宅基地退出機制的關鍵[9]。程春麗認為，明晰宅基地產(chǎn)權，建立宅基地流轉(zhuǎn)市場，引入農(nóng)村房地產(chǎn)評估及借助整理規(guī)劃，是加快引導農(nóng)村宅基地自動退出的關鍵[10]。郭歡歡等通過研究不同情景下的人口遷移，認為應推行“復墾+流轉(zhuǎn)”的農(nóng)村閑置宅基地處置模式[11]。已有文獻大多側重于對影響農(nóng)戶宅基地退出意愿的影響因素及農(nóng)村宅基地退出機制的構建，而基于不同經(jīng)濟發(fā)展水平區(qū)域系統(tǒng)性分析農(nóng)戶宅基地退出意愿的研究則較少。

江蘇省經(jīng)濟社會發(fā)展水平位于全國前列，但省內(nèi)存在很大的區(qū)域差異。2014年蘇南地區(qū)生產(chǎn)總值達到3.89萬億元，是蘇中及蘇北地區(qū)生產(chǎn)總值總和的1.4倍；蘇南地區(qū)農(nóng)民人均純收入達到20 954元，分別是蘇中、蘇北地區(qū)的1.35、1.65 倍。區(qū)域經(jīng)濟社會發(fā)展和城市化水平的差異，也導致不同區(qū)域農(nóng)民兼業(yè)化程度、農(nóng)戶宅基地退出意愿以及政府的宅基地退出政策有所差異。因此，探索江蘇省不同經(jīng)濟發(fā)展水平區(qū)域的農(nóng)戶宅基地退出意愿及其影響因素，不僅可以為制定差別化的農(nóng)村宅基地退出政策提供依據(jù)，還可為制定就地城鎮(zhèn)化和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化政策提供參考。

1 數(shù)據(jù)來源與方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

基于對農(nóng)戶宅基地退出的影響因素相關研究[12-17]，影響農(nóng)戶宅基地退出意愿的因素既包括受教育程度、家庭人口數(shù)、家庭資產(chǎn)狀況等內(nèi)部因素，也包括外出務工收入及財產(chǎn)性收入等外部因素，還包括農(nóng)戶對宅基地產(chǎn)權的認知程度等，這些因素通過影響農(nóng)戶的家庭特征、收入結構、資產(chǎn)特性進而影響農(nóng)戶宅基地退出意愿。據(jù)此，本研究選取了以下解釋變量：(1)家庭特征。主要包括被調(diào)查對象的性別、年齡、居住時間、受教育程度、上班距離、外出務工人口數(shù)、被撫養(yǎng)人數(shù)。(2)收入結構。主要包括農(nóng)戶的經(jīng)營性收入、工資性收入、財產(chǎn)性收入、轉(zhuǎn)移性收入。具體而言，家庭經(jīng)營性收入指住戶或住戶成員從事生產(chǎn)經(jīng)營活動所獲得的凈收入，是全部經(jīng)營收入中扣除經(jīng)營費用、生產(chǎn)性固定資產(chǎn)折舊和生產(chǎn)稅之后得到的凈收入；工資性收入指通過各種途徑得到的全部勞動報酬和各種福利，包括受雇于單位或個人、從事各種自由職業(yè)、兼職和零星勞動得到的全部勞動報酬和福利；財產(chǎn)性收入指住戶或住戶成員將其所擁有的金融資產(chǎn)、住房等非金融資產(chǎn)和自然資源交由其他機構單位、住戶或個人支配而獲得的回報并扣除相關費用之后得到的凈收入；轉(zhuǎn)移性收入是指國家、單位、社會團體對住戶的各種經(jīng)常性轉(zhuǎn)移支付和住戶之間的經(jīng)常性收入轉(zhuǎn)移。(3)資產(chǎn)特性。主要包括宅基地面積、建筑年代、宅基地數(shù)量、房屋結構類型、房屋使用情況、是否有城鎮(zhèn)住房等。

數(shù)據(jù)主要來源于2015年7—9月對蘇南地區(qū)(蘇州市永聯(lián)村、李袁村)、蘇中地區(qū)(揚州市茆舍村、夏集村)、蘇北地區(qū)(宿遷市毛集村、許莊村)農(nóng)戶所做的抽樣問卷調(diào)查。從每個村隨機選取不同年齡、性別、教育程度、職業(yè)的農(nóng)戶，由調(diào)研人員根據(jù)調(diào)研內(nèi)容與農(nóng)戶交流，對宅基地退出相關問題進行詢問。共發(fā)放問卷577份(表1)，其中蘇南地區(qū)180份、蘇中地區(qū)196份、蘇北地區(qū)201份。

表1 變量解釋與說明

1.2 樣本基本情況

被調(diào)查的577份樣本農(nóng)戶中，農(nóng)戶年齡主要集中在40～60歲之間，平均年齡為53.11歲，其中男性農(nóng)戶為443人(占被調(diào)研對象的76.78%)，女性農(nóng)戶為134人(占被調(diào)研對象的23.22%)。238戶農(nóng)戶愿意退出宅基地，占41.24%；317戶農(nóng)戶不愿意退出宅基地，占54.94%；22戶并不關心是否退出宅基地，占3.81%。蘇南、蘇中、蘇北地區(qū)愿意將宅基地退出的農(nóng)戶比例分別為40.56%、41.32%、41.79%。樣本基本統(tǒng)計情況如表2所示。

1.3 模型選擇

由于被調(diào)查者的退出意愿分為愿意和不愿意2類，因此可采用二分類因變量的Logistic回歸建立農(nóng)戶宅基地退出意愿模型，通過數(shù)據(jù)抽樣，確定每個自變量的回歸系數(shù)，以各自變量回歸系數(shù)為依據(jù)解釋農(nóng)戶宅基地退出意愿的概率，從而揭示各解釋變量在預測空間變化發(fā)生概率的作用和強度[18]。根據(jù)二元Logistic模型，設定農(nóng)戶愿意退出宅基地取值為1，農(nóng)戶不愿意退出宅基地取值為0。影響農(nóng)戶宅基地退出意愿的因素有17個，分別是X1，X2，…，X17。構建的Logistic模型為：

(1)

式中：p為農(nóng)戶贊成宅基地退出的發(fā)生概率，即退出意愿度；β1，β2，…，β17是Logistic回歸待定系數(shù)。

2 結果與分析

為保證模型的穩(wěn)定性和準確性，需要對自變量進行多重共線性檢測。本研究選擇容忍度(Tolerance)進行多重共線性檢測，相關系數(shù)矩陣顯示，蘇南、蘇中、蘇北地區(qū)因變量的Tolerance值全部大于0.1的標準值。模型系數(shù)的綜合檢測顯示，蘇南、蘇中、蘇北3個地區(qū)的對數(shù)似然值分別為138.100、93.671、50.285；蘇南、蘇中、蘇北3個地區(qū)NagelkerkeR2值分別為0.337、0.278、0.463，回歸方程較顯著，說明采用該模型合理。

2.1 蘇南地區(qū)

居住時間、上班距離、被撫養(yǎng)人數(shù)、宅基地面積、宅基地數(shù)量、是否有城鎮(zhèn)住房等因素對蘇南地區(qū)農(nóng)戶宅基地退出意愿有顯著影響(表2)。其中，居住時間與宅基地面積有負向影響，其余變量有正向影響。原因可能是由于農(nóng)戶居住時間越長，一方面其工作與生活能力逐漸下降，另一方面其鄉(xiāng)土情結更為強烈，導致其居住時間越長越不愿退出宅基地。上班距離較遠的農(nóng)戶希望退出宅基地，一方面由于工作不穩(wěn)定且舉家搬遷的費用過高，另一方面一部分上班距離較遠的農(nóng)戶將子女安置于打工地點附近使得宅基地空置，另一部分將老人及子女留在宅基地的農(nóng)民，則希望通過退出宅基地使老人及子女能在安置區(qū)得到更好的照顧。被撫養(yǎng)人數(shù)與農(nóng)戶宅基地退出意愿呈正相關，隨著經(jīng)濟水平提高，農(nóng)戶撫養(yǎng)子女壓力也越來越大，蘇南地區(qū)農(nóng)戶安置機制日益完善，農(nóng)戶退出宅基地后的福利水平也逐年提高，使得撫養(yǎng)子女壓力較大的家庭可通過退出宅基地來緩解生活壓力。宅基地面積對農(nóng)戶宅基地退出意愿有正向影響，而宅基地數(shù)量有負向影響，可能是由于農(nóng)村宅基地缺乏有效的法律約束，導致農(nóng)村一戶多宅的現(xiàn)象普遍，擁有宅基地數(shù)量較多的農(nóng)戶希望通過宅基地退出來獲得經(jīng)濟利益，尤其是涉及到法律糾紛的宅基地，農(nóng)戶更希望通過退出宅基地來擺脫占地紛爭，而擁有宅基地數(shù)量較少的農(nóng)戶的退出意愿則相對偏低。

表2 樣本數(shù)據(jù)基本情況

表3 模型估計結果

注：“*”“**”“***”分別表示在10%、5%、1%水平下顯著。

蘇南地區(qū)相較于蘇中及蘇北地區(qū)而言，是否有城鎮(zhèn)住房成為影響農(nóng)戶退出宅基地意愿的關鍵因素。隨著農(nóng)戶逐步流轉(zhuǎn)出農(nóng)地經(jīng)營權，居住在農(nóng)村的農(nóng)戶越來越少，部分農(nóng)戶選擇不翻建現(xiàn)有住房而是購置城鎮(zhèn)住房，因城鎮(zhèn)住房相對于宅基地住房而言，不僅可以自由買賣，而且周邊教育、醫(yī)療等生活基礎設施更加完備。而擁有城鎮(zhèn)住房的農(nóng)戶多選擇在城鎮(zhèn)中居住，其宅基地住房則多選擇出租或空置，導致其宅基地退出意愿更為強烈。

2.2 蘇中地區(qū)

上班距離、外出務工人數(shù)、財產(chǎn)性收入、建筑年代是蘇中地區(qū)對農(nóng)戶宅基地退出意愿有顯著影響的因素(表2)。其中，上班距離、外出務工人數(shù)、財產(chǎn)性收入對農(nóng)戶宅基地退出有正向影響，而建筑年代對農(nóng)戶宅基地退出呈負向影響，說明蘇中地區(qū)農(nóng)戶家庭成員上班距離越遠、外出務工人數(shù)越多、財產(chǎn)性收入越高則其退出宅基地意愿越強烈，而宅基地建筑年代越短，則退出意愿越弱。蘇中地區(qū)農(nóng)戶上班距離對宅基地退出的影響與蘇南地區(qū)原因相類似；外出務工人數(shù)對宅基地退出有正向影響，是由于外出人口數(shù)較多的家庭中，只有老人和孩子留守，而打工者又不能隨時回來照看，這造成蘇中地區(qū)部分農(nóng)戶家庭希望通過退出宅基地使家人在集中區(qū)得到更好地安置；財產(chǎn)性收入對宅基地退出有正向影響，這是由于蘇中地區(qū)農(nóng)民的財產(chǎn)性收入的主要來源于生產(chǎn)資料和有形不動產(chǎn)，農(nóng)民財產(chǎn)種類少且收入較低，微薄的財產(chǎn)性收入在緩解農(nóng)民生活壓力中遠未發(fā)揮作用，因此對于財產(chǎn)性收入相對較高的農(nóng)戶家庭而言，希望能夠更快將房產(chǎn)轉(zhuǎn)化為現(xiàn)金，以換得更好的生活保障；建筑年代與農(nóng)戶宅基地退出意愿呈負相關，是由于農(nóng)戶宅基地住房經(jīng)歷了不同時期的翻建，尤其是20世紀90年代以后翻建的住房，農(nóng)戶家庭投入了較多的翻建費用及裝修費用，這是農(nóng)戶不愿退出宅基地的主要原因。

蘇中地區(qū)相較蘇南及蘇北地區(qū)而言，建筑年代成為影響蘇中地區(qū)農(nóng)戶家庭是否退出宅基地的關鍵原因。出現(xiàn)這一結果的原因可能是因為部分村莊只是劃定了農(nóng)戶宅基地面積而不限制容積率，導致農(nóng)戶不斷增高宅基地住房層數(shù)及增加裝修成本，退出意愿也隨之降低。隨著農(nóng)戶工資性收入水平的提高及家庭人口的增加，越來越多的農(nóng)戶有條件翻建宅基地住房；另一方面退出宅基地后的城鎮(zhèn)及安置小區(qū)住宅往往滿足不了農(nóng)戶對于住宅大面積的需求。

2.3 蘇北地區(qū)

被撫養(yǎng)人數(shù)和財產(chǎn)性收入是對蘇北地區(qū)農(nóng)戶宅基地退出意愿有顯著正向影響的因素。被撫養(yǎng)人數(shù)對農(nóng)戶宅基地退出的意愿影響有正向作用，可能是由于蘇北地區(qū)部分已退出宅基地的農(nóng)戶得到了很好安置，有的宅基地面積較大的農(nóng)戶家庭退出宅基地后甚至得到了7～8套住房，完全滿足了生活需要，還可以出租部分房屋帶來額外收益。

蘇北地區(qū)相較于蘇南及蘇中地區(qū)而言，財產(chǎn)性收入因素的顯著性更為明顯，成為影響這個地區(qū)農(nóng)戶家庭是否退出宅基地的關鍵原因。即這個地區(qū)財產(chǎn)性收入狀況越好的農(nóng)戶家庭，農(nóng)民宅基地退出意愿越強烈。出現(xiàn)這一結果的原因可能是，相對于發(fā)達地區(qū)而言，這一地區(qū)農(nóng)民的財產(chǎn)種類相對較少，金融財產(chǎn)也相對缺乏，對于基金、股票、債券更是很少接觸，房屋是這些家庭最主要的有形財產(chǎn)，但由于房產(chǎn)租賃和買賣市場的不確定性，很容易導致宅基地閑置，對家庭收入造成損失，致使這些家庭希望退出宅基地。

3 結論

通過構建Logistic回歸模型，從家庭特征、收入結構、資產(chǎn)特性3個方面探討了江蘇省不同經(jīng)濟發(fā)展水平區(qū)域農(nóng)戶宅基地退出意愿的影響因素，得出如下結論：(1)蘇南、蘇中、蘇北3個區(qū)域愿意將宅基地退出的農(nóng)戶比例分別為40.56%、41.32%、41.79%。(2)蘇南地區(qū)農(nóng)戶宅基地退出意愿的影響因素主要包括居住時間、上班距離、被撫養(yǎng)人數(shù)、宅基地面積、宅基地數(shù)量、是否有城鎮(zhèn)住房。此區(qū)域農(nóng)戶相較于其他2個調(diào)研地區(qū)農(nóng)戶的可支配收入水平更高，導致收入結構對其意愿影響相對較小，而是更多地考慮鄉(xiāng)土情結；另一方面此類農(nóng)戶以自愿退出為主，擁有城鎮(zhèn)住房對其家庭是否退出宅基地影響較大。(3)蘇中地區(qū)對農(nóng)戶宅基地退出意愿的影響因素主要為上班距離、外出務工人數(shù)、財產(chǎn)性收入、建筑年代。此區(qū)域農(nóng)戶相較于其他2個調(diào)研地區(qū)的農(nóng)戶可支配收入水平居中，退出宅基地后是否擁有完善的社會保障成為其是否退出考慮的主要因素；此區(qū)域多數(shù)村莊只是劃定了農(nóng)戶宅基地面積而不限制容積率，導致其資產(chǎn)屬性中的建筑年代對其是否退出宅基地影響較大。(4)蘇北地區(qū)對農(nóng)戶宅基地退出意愿的影響因素主要為被撫養(yǎng)人數(shù)、財產(chǎn)性收入。此區(qū)域農(nóng)戶相較于其他2個調(diào)研地區(qū)農(nóng)戶的可支配收入水平最低，導致家庭收入水平及撫養(yǎng)壓力成為其是否退出宅基地的主要影響因素。

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