農戶社會資本與宅基地退出意愿*
——基于抗險能力的中介效應分析

陳 霞，李哲敏，王玉庭

（1.中國農業科學院農業信息研究所，北京 100081；2.中國農業科學院研究生院，北京 100081；3.農業農村部規劃設計研究院，北京 100125）

0 引言

十九大以來，鄉村振興戰略成為新時代解決“三農”問題的關鍵舉措。在人口大規模流出、宅基地大量閑置的現實情境下，村莊規劃難以實施是鄉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“一號文件”《鄉村振興戰略規劃（2018—2022）》和《深化農村宅基地制度改革試點方案》等政策文件均對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村土地資源、優化城鄉建設布局，還能改善村莊環境、提高農民財產性收入，是實現鄉村振興的基礎[2]。作為宅基地有償退出的行動主體，農戶自愿是工作開展的根本前提，而如何提高農戶意愿是關鍵，為此，開展農戶宅基地退出意愿的影響因素研究，對建立完善宅基地退出政策具有重要意義。

近年來，學術界對農戶宅基地退出意愿影響因素的研究取得了豐碩的成果。縱觀現有研究，學者們大多關注了個人及家庭特征、宅基地及住房狀況、資源稟賦條件、權屬與功能認知、心理與情感、風險認知與抗險能力等內部因素[2-6]，也有學者研究了宅基地產權制度、宅基地退出市場機制、宅基地退出政策及安置情況等政策環境因素[7-9]，以及農戶分化、代際差異、代際剝削等社會因素的影響[10,11]。然而，處在“差序格局”農村社會[12]的農戶不僅是理性的“經濟人”，也是復雜的“社會人”，不僅受到正式制度的制約，也受到非正式制度的規范，會通過學習、模仿、互動、試錯等調整自身的行為意向[13]。社會資本作為重要的非正式制度，也是影響農戶行為意愿的關鍵因素，在農戶行為意愿選擇中具有一定的權威作用[14]。孫鵬飛等[14]研究發現社會資本的網絡、信任和參與3個維度正向影響宅基地退出行為，鄒秀清等[15]將社會資本劃分為網絡、信任、規范3個維度，也得到了相同的結論。邢大偉等[16]認為社會信任正向影響農戶宅基地退出意愿，袁宇峰等[17]基于資本稟賦的視角，研究發現社會資本的網絡、信任和參與均負向影響農戶宅基地退出意愿，而梁長軍等[18]運用DFID生計框架，用家中是否有村干部、社會保障情況、與村民合作程度來表示社會資本，得到了相反的結論。

整體來講，僅有少數學者意識到社會資本對農戶宅基地退出具有影響，且存在以下不足：一是農戶有退出意愿并不一定轉化為退出行為，兩者的影響因素也不盡相同，社會資本對退出行為影響的研究不能代替對退出意愿影響的研究，而且社會資本對退出意愿影響的研究多是基于其他理論前提開展的，對農戶社會資本的刻畫比較粗糙，導致了研究結論的不確定性；二是社會資本是多維異質性的[13]，現有社會資本對宅基地退出意愿影響的研究中遺漏了社會規范和社會聲望兩個維度的考察，也沒有研究整體影響，忽視了社會資本的整體性特征；三是農戶社會資本不僅直接影響農戶退出意愿，還對影響農戶退出意愿的抗險能力具有重要作用[19]，目前尚未有學者對其背后的傳導機制進行研究。鑒于此，文章利用蘇北地區沛縣、豐縣兩縣的實地調研數據，從社會網絡、社會信任、社會聲望、社會參與、社會規范5個維度構建農戶社會資本測度指標體系，采用Logit模型、中介效應模型，實證檢驗社會資本對農戶宅基地退出意愿的影響、各構成維度的影響差異，以及抗險能力的中介作用下的作用機理，彌補現有研究的不足，為發揮社會資本對宅基地退出工作的推動作用提供理論參考。

1 理論分析與研究假說

社會資本是一個社會學概念，由法國社會學家布迪厄[20]首次提出，用以描述物質資本和人力資本以外的第三種資本。隨后，Putnam[21]等眾多學者對社會資本的概念進行了闡述和擴展，使社會資本的概念日益豐富、應用日益廣泛。目前，關于“社會資本”的概念，學術界仍未形成共識，且缺乏統一的測度工具[22]，該文根據自身研究目的，將農戶社會資本定義為“嵌入在社會網絡關系當中的，可以獲取或利用的資源[23]”，不僅包括農戶與他人交往中形成的個人威望、對他人的信任，還包括與同村村民非正式交往中形成的社會規范。基于此，借鑒劉麗等[24]的劃分方法，該文將農戶的社會資本劃分為社會網絡、社會信任、社會聲望、社會參與、社會規范共5個維度，以探究社會資本與農戶宅基地退出意愿的關系及抗險能力的中介作用。

1.1 社會資本的直接影響

（1）社會網絡是農戶通過與其他個體間互動、交往形成的穩定關系網絡[25]。研究表明，社會網絡具有信息傳遞、風險分擔、勞動力遷移和就業、增加收入和消除貧困等作用[26-33]。調研中發現，宅基地退出工作推進過程中，社會網絡具有促進作用。一是宅基地退出政策制定階段，農戶間通過反復溝通交流，使自身需求更加明確，便于政府部門調查時能夠獲取農戶深思熟慮的意愿和訴求，提高政策制定的科學性。二是補償政策公平、合理的前提下，社會網絡規模越大、人員類型越豐富，農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，農戶對政策認識的準確性也越高。基于此，提出研究假設：

H1：社會網絡對農戶宅基地退出意愿具有正向影響。

（2）社會信任是社會交往過程中農戶對他人行為合乎社會規范、規則的心理期待[32]。研究表明，社會信任在農戶信貸、農村勞動力流動、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，社會信任可以通過信息互動機制提高相關信息的流通效率，通過擔保機制提高農戶退出宅基地的勇氣。一是對親朋好友的信任有利于農戶間的溝通交流，提高農戶對信息資源的接受程度，防止信息不對稱的發生[26]。二是農戶對政府部門及村集體的信任程度越高，政府部門、村干部的擔保機制越強，退出補償承諾越容易被信任，有利于消除農戶對宅基地退出風險的恐懼[8]。基于此，提出研究假設：

H2：社會信任對農戶宅基地退出意愿具有正向影響。

（3）社會聲望是農戶在社會交往過程中獲得的口碑、評價和認可，是他人對他的主觀評價，是農戶在村莊內社會地位的象征[20]。研究表明，社會聲望在提高收入、擺脫貧困、農業生產技術采用、公共物品供給等方面具有重要作用[24,32,36,37]。基于這種認可和崇拜，社會聲望高的農戶具有組織、號召農戶參與集體行動的優勢[36]，因此在宅基地退出工作的實際操作中，村干部會優先征求社會聲望高的農戶的意見，而他們往往會出于為他人做點好事或維持社會地位等目的，而選擇代表大部分農戶的態度。基于此，提出研究假設：

H3：社會聲望對農戶宅基地退出意愿具有重要影響，影響方向待驗證。

（4）社會參與是指農戶對村莊內各類活動和組織的參與情況[21]，反映了農戶對村莊社會各個方面的關心、了解與投入[13]。研究表明，社會參與在公共物品供給、農業生產技術采納、環境保護與改善行為、環境保護支付意愿等方面具有重要作用[24,36-39]。調研中發現，農戶社會參與程度越高，接受新事物的能力越高，嘗試新事物的意愿也越強，對村內公共事務的了解也比較深入，對國家宅基地制度改革的方向把握更準確，對宅基地退出在改善居住條件、提高財產性收入等方面的作用認識也更深刻，也更愿意退出宅基地。基于此，提出研究假設：

H4：社會參與對農戶宅基地退出意愿具有正向影響。

（5）社會規范是社會群體交往過程中形成的行為準則、約束機制，對農戶而言，則是對所在村莊的正式規范和非正式規范的認可程度。研究表明，良好的社會規范有利于約束個體行為、維護社會秩序[40,41]，對農戶參與公共物品供給、農業綠色生產、環境保護與治理等具有重要影響[24,37-39,42,43]。調研地區主要通過建設新型社區的方式保障農戶的居住權益，具有明顯的集體行動特征[44]。在熟人社會的鄉村，社會規范通過從眾、示范、攀比及利他、互惠行為等作用于農戶[3]，農戶出于改善村莊環境、提高土地利用效率等的考慮，而選擇對整個村集體有長遠利益的決定。基于此，提出研究假設：

H5：社會規范對農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：

H6：社會資本對農戶宅基地退出意愿具有正向影響。

1.2 抗險能力的中介作用

農戶生產生活在自然、經濟和社會環境中，面臨著健康危機、經濟危機、失業危機、自然災害等多方面的風險[45]，這些風險作為一種無法預估的損失而存在[46]，農戶的抗險能力則是指農戶對這些風險的應對能力。目前，我國農村社會保障制度還不健全，城鄉社會保障體制尚未實現有效銜接，致使農戶退出宅基地后，可能面臨社會保障變化、農業生產效率變化、經濟損失以及住房安置不及時等風險[47]。當農戶預計在退出宅基地后面臨風險沖擊時，其抗險能力對其退出意愿的形成具有決定性作用[4]，農戶抗險能力越強，其退出意愿也越強，農戶抗險能力越弱，則退出意愿減弱。農戶的抗險能力主要表現在自我保險和風險分擔兩個方面[48]，其中，自我保險主要受家庭資產存量、收入狀況、供養壓力、城鎮住房擁有情況等因素的影響，且家庭資產越豐厚、收入水平越高、供養壓力越小、擁有城鎮住房越多，自我保險能力越強；風險分擔主要有正規保險、正規借貸和非正規借貸等方式，而農民在退出宅基地后面臨風險時，非正式借貸是其首選的風險分擔方式。可以說，農戶在宅基地退出中的抗險能力主要體現在自身經濟物質條件和非正式借貸能力兩個方面。而社會資本作為一種潛在的資本，對農戶抵御宅基地退出風險的能力具有重要影響。現有研究[26-39,49]表明，社會資本可以通過信息交互機制，促進農民就業，進而提高收入水平，改善家庭經濟狀況和物質條件，可以通過信任擔保機制、行為約束機制提高農戶非正規借貸的可得性及數量；各維度中，社會網絡、社會信任、社會聲望、社會參與有利于提高農戶收入，而社會網絡、社會信任、社會聲望、社會規范對農戶非正規借貸有促進作用，即社會資本及各維度均有利于提高農戶的抗險能力。基于此，提出研究假設：

H7：抗險能力在社會資本對農戶宅基地退出意愿的影響中具有中介作用；

H8：抗險能力在社會網絡對農戶宅基地退出意愿的影響中具有中介作用；

H9：抗險能力在社會信任對農戶宅基地退出意愿的影響中具有中介作用；

H10：抗險能力在社會聲望對農戶宅基地退出意愿的影響中具有中介作用；

H11：抗險能力在社會參與對農戶宅基地退出意愿的影響中具有中介作用；

H12：抗險能力在社會規范對農戶宅基地退出意愿的影響中具有中介作用。

綜上所述，將社會資本、抗險能力以及農戶宅基地退出意愿納入同一分析框架（圖1），針對社會資本對農戶宅基地退出意愿的影響及內在機理進行分析，檢驗抗險能力在社會資本提升其宅基地退出意愿過程中的中介作用，以期為提升農戶的宅基地退出意愿提供一個新的視角。

2 數據來源與變量說明

2.1 數據來源

樣本數據來源于課題組2020年11月赴蘇北地區沛縣和豐縣兩縣的專項調查。調查內容主要包括5個部分：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，含宅基地及農房、城鎮住房等的情況；三是農戶社會資本情況；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、抗險能力等；五是宅基地政策了解情況。為確保數據的可比性和準確性，調查采用分層抽樣與隨機抽樣相結合的方法，首先以“開展過宅基地退出工作且已進行退出意愿摸底調查”為條件，篩選了8個鄉鎮的共15個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選擇農戶，進行一對一訪談，共發放452份農戶問卷，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：農戶社會資本及各維度數值。關于農戶社會資本的測度，借鑒現有研究[13-15,24,32,36]，構建農戶社會資本測度指標體系，測度指標設置及賦值見表1，然后采用因子分析法計算綜合得分反映農戶的社會資本狀況。因子分析前，先對調研樣本數據進行信度和效度檢驗，結果顯示：克朗巴哈系數（Cronbach’sα）值為0.715，大于0.6，通過了異質性檢驗；KMO值為0.644，大于最低標準0.5，Bartlett球形檢驗的近似卡方值為1641.712（Sig.=0.000），顯著性良好，表明適合做因子分析。然后，運用最大方差法對因子進行旋轉，共得到5個特征值大于1的公因子，方差貢獻率分別為23.768%、16.019%、13.016%、9.075%、8.172%，分別在社會規范（SS）、社會信任（ST）、社會網絡（SN）、社會參與（SP）、社會聲望（SR）的指標上的因子載荷最大，累計方差貢獻率為70.049%，大于70%，可以較好地測度農戶社會資本的總體情況。據此，社會資本的計算公式為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準化計算的數值。

表1 農戶社會資本測度指標設置及賦值

（3）中介變量：該文的中介變量為農戶的抗險能力。采用問卷中農戶對“您家是否有能力應對宅基地退出后可能面臨的風險？”回答結果的得分。

（4）控制變量：借鑒現有研究[2-11]，選擇戶主年齡、戶主受教育程度、家庭總人口、非農收入占比等作為農戶特征變量，房屋使用年限為住房特征變量，對周邊村莊退出宅基地時的補償政策的了解程度（簡稱為“對以往退出政策的了解程度”）為政策變量。

各變量定義、賦值及描述性統計分析見表2。

表2 變量定義與描述性統計分析

3 研究方法

3.1 基準回歸模型

該文對農戶宅基地退出意愿的賦值，是典型的二分變量，故采用Logit模型來進行實證分析。具體模型構建如下：

式（1）中，Y為農戶宅基地退出意愿，并設定當農戶愿意時取值為“1”，否則為“0”，X為影響農戶宅基地退出意愿的解釋變量，這里包括社會資本及控制變量，α為常數項，m為解釋變量的個數，xi為第i個解釋變量，βi為解釋變量xi的回歸系數，ε為隨機誤差項。p為“Y=1”的概率，1-p為“Y=0”的概率，對兩者之比取對數，得到如下函數形式：

式（2）中，p∕(1-p)為事件發生比，簡稱odds。

3.2 中介效應模型

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，構建模型為：

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

鑒于系數b與a、c與c′屬于不同尺度，要求中介效應，需要對回歸系數進行等量尺化。借鑒MacKinnon等[51]的研究，等量尺化計算公式為：

式（8）至式（10）中，bstd、cstd、c′std為等量尺化后的標準化系數；利用原始數據可計算SD(Ability）、SD(S）、SD(Y′）、SD(Y′′）的計算公式為：

式（13）中，Abilityp為中介效應占比，abstd為中介效應量。

4 結果與分析

4.1 基準模型回歸分析

運用stata16.0軟件進行Logit回歸分析。對解釋變量進行多重共線性檢驗和異方差檢驗，結果顯示所有變量的VIF值均在1～2，且通過了white檢驗，模型擬合結果可信。社會資本對農戶退出意愿的影響（模型1）、各維度對農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結果見表3，兩個模型的P值均為0，模型構建有意義、擬合優度較好。

表3 社會資本對農戶宅基地退出意愿影響的回歸分析結果

4.1.1 社會資本及各維度的影響

結果（表3）顯示，社會資本及各維度均具有顯著的正向影響，研究假設1～6得到驗證。具體分析如下。

（1）社會網絡在1%的顯著性水平上具有正向影響，且每增加1個單位，農戶愿意退出的概率提高0.065個單位。農戶社會網絡的規模越大、頻率越高、差異越大，農戶獲取各類資源的能力就越強，在遇到困難時可以尋求的幫助也越多，有利于提高農戶的退出意愿，這與調研結果一致。

（2）社會信任在10%的顯著性水平上具有正向影響，且每增加1個單位，農戶愿意退出的概率提高0.032個單位。對村干部、鄉鎮政府的信任，可以增強農戶對政府部門和村集體補償政策落實能力的信心，降低對補償措施不到位的擔憂，而對親朋好友的信任，可以提升發生突發狀況時可以獲得幫助的預期，從而增強農戶的退出意愿。

（3）社會聲望在10%的顯著性水平上具有正向影響，且每增加1個單位，農戶愿意退出的概率增加0.031個單位。影響方向為正，可能是因為各村莊的樣本農戶中愿意退出宅基地的農戶占比均在50%以上，愿意退出是大多數農戶的意向，社會聲望高的農戶為了維系在村里的社會地位，也會愿意退出宅基地。

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

（5）社會規范在1%的顯著性水平上具有正向影響，且每增加1個單位，農戶愿意退出的概率增加0.116個單位。調研所在村莊周圍均有村莊已開展過宅基地有償退出，農戶對于宅基地退出已經進行了深入的了解和商討，當村莊內大部分的農戶愿意退出時，農戶在社會規范的規制作用下，出于對他人退出后居住環境的擔憂、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）社會資本在1%的顯著性水平上具有正向影響，且每提升1個單位，農戶愿意退出的概率提升0.285個單位。在農村地區，社會資本通過信息交互、行為約束等機制影響農戶的退出意愿。與控制變量相比，社會資本的回歸系數最大，說明在這些影響因素中社會資本的影響程度最大，是影響農戶宅基地退出意愿的主導因素。

4.1.2 控制變量的影響

結果（表3）顯示，戶主年齡均在1%的顯著性水平上具有負向影響，農戶年齡越大，越看重宅基地的居住養老、代際傳承功能[14]，調研地區建設的新型社區房屋為非電梯樓房，上樓不便及退出后生活成本的提高，會削弱大齡農戶的退出意愿。戶主受教育程度沒有影響，隨著多年的工作與生活，學歷導致的認知與學習能力差距逐步減少，對宅基地退出的認知將主要取決于社會經驗。家庭總人口分別在1%和5%的顯著性水平上具有負向影響，調研中發現，選擇將建設新型社區作為住房安置方式的農戶占比高達98.68%，按照以往安置標準，大多數農戶居住空間減少，農戶家庭人口越多，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。非農收入占比均在5%的顯著性水平上具有正向影響，農戶非農收入占比越高，對農業生產的依賴程度越低，對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，調研中發現，房屋建造年限越短，房屋越新、相關配套設施越完備，農戶對退出后的損失預期越高，退出意愿也越弱，反之退出意愿越強。對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，據調查，周邊村莊已退出宅基地的農戶，住房安置滿意程度為比較滿意及以上的比重高達84.95%，說明在以往退出農戶的滿意度較高的情況下，農戶越了解退出政策越愿意退出宅基地。

4.2 中介效應檢驗分析

考慮到中介效應模型的穩健性，為檢驗抗險能力在各維度影響中的中介作用，借鑒王恒等[52]的做法，將每個維度單獨納入模型進行檢驗。由于，前文已對社會資本與退出意愿的關系進行了分析，按照逐步回歸法的思路，首先檢驗每個維度分別對退出意愿的影響（表4）。結合表4和表3中模型1結果可知，社會資本對農戶的退出意愿在1%的顯著性水平上具有正向影響；每個維度單獨納入模型時，各維度均在1%的顯著性水平上具有正向影響。然后，檢驗社會資本及各維度單獨對抗險能力的影響（表5）。結果顯示，社會資本在1%的顯著性水平上對農戶抗險能力具有正向影響，社會網絡、社會聲望、社會參與、社會規范4個維度在1%的顯著性水平上具有正向影響，社會信任在5%的顯著性水平上具有正向影響，說明無論是社會資本還是各構成維度的提升都可以提高農戶的抗險能力。

表4 各維度單獨對農戶宅基地退出意愿影響的回歸分析

表5 社會資本及各維度單獨對農戶抗險能力影響的回歸分析

接下來，將社會資本和每個維度分別與抗險能力共同納入模型進行回歸分析（表6），并利用公式（8）～（13）計算得到標準化系數及中介效應占比（表7）。結果（表6、7）顯示，6個模型中抗險能力均在1%的顯著性水平上對退出意愿具有正向影響，說明抗險能力的提升確實有利于增強農戶的宅基地退出意愿。加入抗險能力后，社會資本、社會網絡、社會信任、社會聲望、社會規范均在1%的顯著性水平上對退出意愿具有正向影響，社會參與在5%的顯著性水平上具有正向影響。對照加入抗險能力前后的回歸結果發現，加入后各模型的似然比檢驗的卡方值（LR chi2）、判定系數（Pseudo R2）均大于加入前對應模型的，模型擬合效果都有所提升；社會資本和各維度系數的標準化數值也均有不同程度的下降，表明社會資本及各維度對農戶宅基地退出意愿的影響中，抗險能力均具有正向部分中介效應。即社會資本及各維度不僅直接影響農戶的宅基地退出意愿，還通過抗險能力間接影響農戶的退出意愿，假說H7～H12得到驗證。從中介效應占比來看，社會資本對農戶宅基地退出意愿的影響中，通過抗險能力的中介效應占比為30.4%，小于50%，影響以直接影響為主；在5個維度的影響路徑中，抗險能力的中介效應占比從大到小依次為：社會參與（33.7%）＞社會網絡（28.4%）＞社會聲望（28.0%）＞社會規范（22.0%）＞社會信任（19.5%），也都小于50%，說明各維度的影響也以直接影響為主。總體而言，社會資本存量高的農戶，可以掌握的資源和尋求的幫助越多，其抗風險能力也就越強，也就更加愿意退出宅基地。

表6 社會資本、抗險能力對農戶宅基地退出意愿影響的回歸分析

表7 標準化系數及效應結果

4.3 穩健性檢驗

為檢驗表3模型估計結果的穩健性，首先，用Tobit模型替換Logit模型，對原變量進行回歸分析，輸出模型20和模型21。二是借鑒現有研究[14,36]，用代理變量替代各維度得分，即用“網絡關系中公務員、村干部、教師等的數量”“村里能否保證補償落實到位”“別人家有重要事情經常找您商量”“參與村中公共事務的頻率”“愿意為改善村莊環境退出宅基地”分別作為社會網絡、社會信任、社會聲望、社會參與、社會規范的代理變量，并構建Logit模型進行分析，輸出模型22。結果（表8）顯示，社會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，社會信任代理變量的顯著性水平不變，社會聲望代理變量的顯著性水平提高，社會網絡、社會參與、社會規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際情況所致，但影響方向不變。因此，得出的研究結論較為穩健。

表8 基準歸回穩健性檢驗:替換模型與代理變量

中介效應的穩健性檢驗，主要采用KHB模型替代的方法，檢驗結果見表9。結果表明，6條影響路徑的間接效應均在不同的顯著性水平上通過了檢驗，雖然計算方法的不同導致各路徑的中介效應占比與表7中結果不同，但中介效應占比也都小于50%。結果說明，社會資本及各維度對農戶宅基地退出意愿的影響中，抗險能力具有中介作用、影響以直接影響為主的結論沒變，驗證了前文中介效應結論的穩健性。

表9 中介效應穩健性檢驗：KHB模型

5 結論與啟示

該文基于蘇北兩縣的實地調研數據，采用Logit模型、中介效應模型實證檢驗了社會資本對農戶宅基地退出意愿的影響及作用機制。研究表明：一是社會資本對農戶的宅基地退出意愿具有顯著正向影響，社會資本的提升可以提高農戶的退出意愿；二是各維度對農戶的宅基地退出意愿的影響方向均為正，各維度的效用強度依次為社會規范（0.116）、社會網絡（0.065）、社會參與（0.064）、社會信任（0.032）、社會聲望（0.031），社會資本主要通過社會規范、社會網絡、社會參與3個維度來影響農戶的宅基地退出意愿；三是抗險能力在社會資本及各維度對農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，社會資本還可以通過提升農戶的抗險能力來提高退出意愿，但抗險能力在社會資本及各維度的影響中的中介效應占比不足一半，影響都以直接效應為主。

針對以上結論，得到以下啟示：一是注重社會資本的培育，發揮社會資本在宅基地退出工作中的推動作用。搭建信息共享與交流平臺，加強文化娛樂、生產互助、生產競賽等活動組織力度，提升農戶間的互動頻率，提升農戶的網絡與參與資本；規范村鎮干部行為，加強村鎮干部與村民的溝通交流，將村鎮干部為民辦事納入考核體系，解決農民“急難愁盼”，提升信任資本；建立村民互助制度，提升聲望資本；完善村規民約、村民公約等，提高農戶的規范資本。二是提高農民收入，完善風險分擔機制，提高農戶抵御風險的能力。完善農民收入增長機制，健全農民就業服務體系，強化農戶就業技能培訓，拓展農民增收渠道；健全農村金融體制機制，豐富金融產品，創新服務方式，拓展抵押質押物范圍，提高農戶融資能力；健全農村社會保障體系，完善農業保險制度，提高農業保險覆蓋面、保障水平及服務領域，分散農業生產經營風險，加大村鎮保障性住房資金投入力度，多元化保障退出宅基地農戶的居住權益。

該研究的調研地區為典型的分裂型村莊社會結構，但我國地域遼闊，受自然生態及村莊歷史的影響，各區域農村社會結構差異明顯[53]，農戶社會資本的構成及對農戶行為意愿的影響均有差異，在后續的研究中，可選擇團結型、分散型村莊作為案例，進一步探討社會資本對宅基地退出意愿的影響是否一致。