確權抑制農戶宅基地退出意愿了嗎
——來自川豫皖三省的微觀調查

高 原，高晨曦，趙 凱

（西北農林科技大學經濟管理學院，陜西 楊陵 712100）

城鎮化的快速推進和農村人口大量外流引發鄉村人地關系變動，導致農村宅基地利用低效和城市建設用地供給不足的矛盾并存[1]。基于宅基地的功能定位、宅基地地上農房的資產屬性以及中國宅基地制度的現實情況，中央提出穩慎推進農村宅基地制度改革，探索引導農戶自愿有償退出宅基地[2]。其中，確權作為改革的重要一環，旨在保護農民合法權益的同時，提高農戶參與宅基地制度改革的積極性，實現土地的高效利用[3]。近年來，中央一號文件多次強調要加快房地一體宅基地確權登記頒證，探索宅基地所有權、資格權、使用權“三權分置”有效實現形式。

理論上而言，確權能夠保障農戶家庭土地產權的安全性、穩定性和完整性[4]，為激勵農戶自愿有償退出宅基地發揮作用。然而現實中，無論是試點地區還是非試點地區，農戶自愿有償退出宅基地的積極性并不高[5]。學界對于確權能否推動農戶宅基地退出也存在爭論：一種觀點認為，確權對新生代農民工宅基地退出意愿有顯著正向影響[6]，也能夠提升城郊農戶宅基地流轉的概率[3]，在多種補償條件下，確權能夠顯著促進農民工退出農村的意愿[7]。相反的觀點認為，由于確權強化了農戶對宅基地私有的認知，因此相較于廉價流轉和被動退出，確權使得農戶更愿意選擇永久保留宅基地[8]。農戶對產權排他性的認知越強，越不愿意退出[9]，即心理所有權抑制了農戶宅基地退出行為[10]。

雖然當前學者已經關注到確權作為正式制度的主要表現形式，會對農戶宅基地利用方式產生影響，但相關研究仍存在一定的補充空間。從制度理論出發，制度系統包含正式制度與非正式制度[11]。中國農村是一個傳統的關系型社會，因此農戶對土地的權利行使不僅與國家推行的政策制度有關，還與社會網絡和社會信任等社會資本有關[12]。社會資本作為非正式制度的表現形式之一[13]，是農戶生存和發展的基礎資源，可以為社會結構中的個體或組織帶來便利或經濟效益[14]。忽略社會資本這類非正式制度的補充與調適，從單一視角分析難以充分體現農戶對確權政策的響應。另外，現有研究大多集中于確權對宅基地流轉的影響，但宅基地退出與宅基地流轉在產權表達、交易對象和方式上存在顯著差異，政府和市場在其中的角色也不盡相同[15]。因此確權對宅基地退出的影響不能等同于確權對宅基地流轉的影響，確權如何影響農戶宅基地退出意愿有待進一步補充和細化。基于以上分析，本文利用川豫皖三省農戶調研數據，分析以確權為代表的正式制度對農戶宅基地退出意愿的影響，揭示其作用機理，并探討社會資本這一非正式制度在確權效應中的作用，為優化農戶宅基地退出決策、推進農村宅基地制度改革提供參考。

相較于已有研究，本文可能的邊際貢獻在于：第一，研究內容上，本文不僅探討了確權對農戶宅基地退出意愿的影響，而且關注到社會資本在確權效應中的補充作用，從而將以確權為代表的正式制度和以社會資本為代表的非正式制度納入同一分析框架，更全面地考察確權與農戶宅基地退出意愿之間的邏輯關系。第二，研究視角上，本文運用稟賦效應這一理論揭示確權影響農戶宅基地退出意愿的內在機理，進一步拓展了宅基地退出的研究思路，為回答確權如何影響農戶宅基地退出意愿提供經驗證據。

1 理論分析與研究假說

1.1 確權對宅基地退出意愿的影響

按照產權理論，明確權利并允許其交易會激發有效市場，促進生產要素自由流動[16]。因此，宅基地確權在理論上有利于活躍農村土地要素市場，促進要素交易，從而增強農戶對宅基地經濟價值的認識。然而，在當前政府引導為主的宅基地退出實踐中，宅基地的使用和管理受到嚴格的政府調控，其經濟價值不能完全體現在市場交換中。這也導致當前宅基地退出補償中普遍存在標準較低，方式單一等問題，不僅難以滿足農戶不斷增長的經濟利益需求，也難以抵御宅基地退出中面臨的生活成本、醫療社保和居住環境等發生變化的風險[7]。換言之，確權并未從根本上改變農戶對宅基地退出的高成本低收益預期[17]。而產權證書作為宅基地轉讓或出租的合法憑證，為農戶擴展宅基地多元利用方式提供了有力產權保障。因此作為理性經濟人，農戶根據成本收益最大化原則選擇宅基地處置的最優方式，譬如流轉、出租或入股等。確權后農戶可以合法地將宅基地使用權作為抵押物用于融資，以擴大農業生產規模，或開展電商經營、農村旅游等經濟活動來提升收入改善家庭經濟條件，這種情況下，確權可能會對農戶宅基地退出意愿表現出抑制作用。另外，與一般意義上的私有財產不同，在鄉土社會環境中，宅基地這類基于祖業的財產凝結著農戶的情感與寄托，承載著情感聯結和家族紐帶的功能。對于鄉土依戀情結較重的農戶而言，即便宅基地已處于閑置狀態，他們仍然將其看作一份潛在的遺產保留[18]。而確權從法律意義上明晰了宅基地空間邊界和權利主體，國家層面對宅基地使用權的承認和保護進一步加深了農戶對宅基地的“依戀感”和“歸屬感”。因此，相較于被動退出，農戶更傾向于保留與繼承宅基地。由此提出假說：

H1：確權對農戶宅基地退出意愿具有負向影響。

實質上，無論是確權所帶來的產權安全保障對宅基地利用方式的擴展，還是產權邊界確定對農戶家宅繼承觀念的加深，本質都是農戶對宅基地功能和情感的依賴，表現為農戶對宅基地資產屬性的發掘和心理價值的高估，而這正是稟賦效應的體現。稟賦效應最早由THALER 提出，是指當個體一旦擁有某項財產，那么他對該物品價值的評價相較未擁有之前會大幅提高，具體表現為出賣該商品時索要的價格（Willing to Accept, WTA）往往比購入該商品時的花費（Willing to Pay, WTP）更高[19]。按照財產是否具有人格屬性可以將其分為“人格財產”和“可替代財產”兩類[20]。一般而言，人格財產的稟賦效應要強于可替代財產的稟賦效應[21]。宅基地是農戶依據集體成員身份申請所得，其使用權會因戶籍轉移、權利主體死亡等原因自然消亡。因此宅基地對農戶而言具有強烈的人格財產屬性。在未確權時，土地產權較模糊，稟賦效應也相對較低，農戶會擔心產權強度較弱導致的土地糾紛或調整。確權從法律層面明晰了宅基地空間邊界和權利主體，保障了農戶對土地的權利，降低了農戶失去土地的風險，強化了產權強度，加深了農民的稟賦效應和宅基地“私有”認知[18]。進一步地，若個體對某一財產具有生存依賴性和在位控制權，尤其是當其控制權的交易具有不均質性和不可逆性，那么其稟賦效應將較為強烈[22]。目前政策實踐中，宅基地退出以政府引導下農民放棄宅基地獲得貨幣或住房安置為主要形式，補償前提條件中部分地區規定農戶須承諾不再申請宅基地，顯然宅基地退出具有明顯的不可逆性[15]，因此農戶對宅基地會表現出更深的稟賦效應。綜上，無論是從宅基地自身屬性還是宅基地退出的特征而言，確權都加深了農戶對宅基地的稟賦效應，從而對退出意愿表現出負向影響。由此提出假說：

H2：確權通過加強稟賦效應抑制農戶宅基地退出意愿。

1.2 社會資本在稟賦效應影響宅基地退出意愿中的調節作用

人們長期交往中形成的網絡、信任和規范等是社會資本的核心要素[23]。社會資本作為農戶生存和發展的重要資源，可以為家庭提供所需的物質或精神支持，進而影響其行為決策。具體而言，首先，宅基地退出是農戶基于個人利益與政府合作的結果，準確的信息和可靠的執行有助于促成良好的合作[24]。高水平的社會資本能夠提升農戶獲取和分享信息資源的能力[13]，增加農戶宅基地退出信息獲取容量，提高農戶對當前宅基地利用現狀及宅基地制度改革重要性的認知，緩解農戶對宅基地經濟價值的高估，從而消除合作中信息不對稱的問題。其次，農戶作為理性經濟人，在宅基地退出政策實施時，根據其感知到的退出利益與風險形成決策意愿[25]。社會資本作為交往互惠性的關系媒介資源，具有資金調動、風險分擔的功能。社會網絡成員間通過提供具體的工作信息、介紹就業機會等求職援助降低農戶家庭勞動力轉移成本和失業的可能性，增強其生計轉型過程中消除障礙的能力。同時，社會網絡成員間無償資助、禮金往來、非正規借貸等，能夠為改善農戶生活環境和生計方式提供資金支持。最后，作為一種非正式制度，社會資本可以通過促進合作行動而提高社會效率[13]。較高的社會資本有助于創建相互信任，互惠合作的環境，也有利于提高農戶的談判能力，使其有可能在宅基地退出中獲得更多的補償或更好的退出條件，從而緩解稟賦效應的負向影響。因此社會資本可以通過擴充信息資源和優化互動合作來幫助農戶應對宅基地退出中的風險和問題，從而削弱稟賦效應的約束。由此提出假說：

H3：社會資本在稟賦效應影響宅基地退出意愿中具有調節作用。

基于以上分析，本文將確權、稟賦效應、社會資本和宅基地退出意愿納入同一個分析框架（圖1），以期將正式制度與非正式制度相結合，為宅基地制度改革中農戶宅基地退出意愿的研究提供一個新的視角。

2 數據來源、變量界定和模型設定

2.1 數據來源

本文數據來源于課題組2019年10月對四川邛崍市及2020年8—9月對河南長垣和安徽金寨開展的農戶抽樣調查。選取這些地區的主要原因有以下幾點：一是這三個地區是全國宅基地制度改革的試點地區，外出務工人數多，宅基地閑置現象較突出，宅基地確權頒證工作已在此有序開展。二是這三個地區屬于中國傳統農區，社會關系網絡和社會信任等非正式制度仍對農戶的行為決策具有重要的影響[26]。因此，本文選取以上地區的農戶作為研究對象具有較好的代表性。按照分層抽樣與隨機抽樣相結合的方法，綜合考慮宅基地退出基本情況、經濟發展水平、地理區位等因素，課題組在每個縣選取7～8 個鎮、每個鎮選取4～6個村、每個村隨機抽取12～16戶農戶進行調查。問卷調查內容包括受訪者及戶主個人特征、家庭人口構成、家庭社會網絡和社會資本、宅基地持有和退出狀況、村莊基本特征等方面，調查共發放問卷1 872份，包含退出戶和未退出戶兩類，由于本文重點關注未退出戶的退出意愿，因此在研究中剔除了退出戶樣本，剩余未退出宅基地農戶樣本共725份，其中有效樣本709份，問卷有效率97.8%。

2.2 變量界定

（1）因變量。本文因變量為農戶宅基地退出意愿，按照意愿強度將退出意愿劃分為5個等級，由1到5程度依次增強。

（2）核心自變量。本文核心自變量為宅基地確權。土地確權證書是農戶享有土地權利的物化證明，也是宅基地確權完成的最終標志。因此本文選取確權證書的頒發作為宅基地確權的代理變量。

（3）中介變量。本文中介變量為農戶對宅基地的稟賦效應。傳統上對稟賦效應的衡量主要有兩種方法，差值法（WTA-WTP）和比值法（WTA/WTP）。但按照目前《物權法》和《土地管理法》規定嚴禁宅基地單獨買賣，且考慮到宅基地退出的不可逆性和單向性，農戶在宅基地退出中無法成為“買者”，因此無法通過傳統方式衡量宅基地的稟賦效應[22]。由于稟賦效應本質是農戶對所擁有物品價值的高估[27]，因此本文以“農戶對現行宅基地退出標準的滿意度”來間接衡量。在數據處理中，將指標進行反向編碼后得到農戶對宅基地的稟賦效應，滿意度越低，表明農戶對宅基地的稟賦效應越強。

（4）調節變量。以血緣和地緣為紐帶構建的人際關系網絡和社會信任是農村社會非正式制度所關注的焦點。借鑒已有研究[28]，本文選取社會網絡廣度、社會信任強度和社會資本高度作為社會資本的代理變量，并對三者標準化后取平均數為綜合指標觀測值。

（5）控制變量。本文控制變量包括戶主特征、家庭特征以及村莊特征三方面。具體變量的描述性統計如表1所示。

表1 變量選取與描述性統計Tab.1 Variable selection and descriptive statistics

2.3 模型設定

（1）基準回歸。本文的因變量為農戶宅基地退出意愿，屬于典型的有序多分類變量，因此采用Order Probit模型較為合適，并以Order Logit作為穩健性檢驗。

（2）中介效應。通過檢驗稟賦效應的中介效應，可以揭示確權影響農戶宅基地退出意愿的作用機理。參考因果回歸逐步法，結合Order Probit模型進行中介效應檢驗分析。具體形式如下：

式（1）—式（3）中：Xi表示確權；Mi表示中介變量稟賦效應；Yi表示因變量農戶宅基地退出意愿；Ci為控制變量；α1、α2、α3、α4、α5、α6、α7為待估計參數；α0為截距項；εi為隨機誤差項。

（3）調節效應。借鑒溫忠麟等[29]的研究，當自變量為分類變量，調節變量為連續變量時，將連續變量中心化，用帶有乘積項的回歸模型進行層次回歸檢驗，分析社會資本與稟賦效應的交互作用，即檢驗社會資本是否能作為調節變量改變稟賦效應對農戶宅基地退出意愿的影響。模型的具體形式如下：

式（4）—式（5）中：Mi為中介變量；Ui為調節變量；MiUi為二者的交互項，若交互項顯著則表明調節效應存在；β1、β2、β3、β4、β5為待估計參數。

（4）基于Bootstrap有調節的中介檢驗方法。相較于中介調節常用的逐步法，Bootstrap檢驗分析方法可以把中介效應和調節效應放入一個分析框架內，避免了遺漏變量的發生[10]。基本模型如下：

式（6）—式（8）中：γ1、γ3、γ5、γ6、γ7、γ8為待估計參數；γ2、γ4、γ9為控制變量的估計參數；其余變量含義同上。式（6）是確權對宅基地退出意愿的直接影響，式（7）是確權對中介變量稟賦效應的影響，式（8）是確權通過受社會資本調節的稟賦效應對宅基地退出意愿的間接影響。

3 實證結果分析

3.1 基準回歸

本文運用SPSS 軟件，對問卷數據進行信效度檢驗。檢驗結果顯示，Cronbach’sα系數為0.770，量表整體KMO值為0.625，Bartlett 球形檢驗值顯著性為0.000，表明數據具有較好的信效度[25]。

（1）確權對農戶宅基地退出意愿的影響。回歸結果如表2所示，三個模型結果均顯示確權對農戶宅基地退出意愿具有顯著負向影響。如前文理論分析所述，這可能是由于當前實踐工作中對于宅基地退出的探索還不夠充分，農戶退出宅基地所面臨的外部環境和保障機制并不完善，交易雙方信息不對稱且交易風險較大的情況下，有效市場很難建立[30]。而確權對于資產的產權安全保障旨在交易中保護權利主體利益，卻不能直接創造交易[2]，導致確權未按照產權理論所預期的對宅基地退出表現出激勵作用。由此假說H1得以驗證。

表2 基準回歸結果Tab.2 Baseline regression results

（2）稟賦效應在確權影響農戶宅基地退出意愿中的中介作用。估計結果如表3所示，確權對稟賦效應有顯著正向影響，同時引入確權和稟賦效應，中介變量和核心解釋變量均顯著，表明間接效應顯著，通過將系數相乘可得中介效應的估計值為-0.062，且α3×α6與α5同號，表明稟賦效應在確權影響宅基地退出意愿中具有部分中介效應，中介效應占總效應的比重為0.062 / 0.262×100%=23.66%。即確權不僅對農戶宅基地退出意愿具有直接影響，還會通過加強農戶的稟賦效應進而對宅基地退出意愿產生間接負向影響。原因在于，確權從法律層面明晰了宅基地的空間邊界和權利主體，進一步強化了農戶對宅基地的“安全感”和“歸屬感”[18]，使得農戶對宅基地的價值評價相應提高，進而負向影響宅基地退出意愿。由此假說H2得以驗證。

表3 中介效應和調節效應回歸結果Tab.3 Mediating effect and moderating effect regression results

（3）社會資本在稟賦效應影響宅基地退出意愿中的調節作用。如表3中回歸結果所示，稟賦效應與社會資本的交互項顯著為正，說明社會資本存在調節效應，即農戶社會資本水平越高，稟賦效應對其宅基地退出意愿的負向影響越弱。這表明，社會資本作為一種非正式制度，在宅基地退出中與正式制度之間具有調適和補充作用。實踐中，確權政策由于在一定程度上脫離農村社會實際和農戶需要而受到多方面掣肘[2]，加之村干部素質及知識文化水平有限、村民自治制度建設不完善等問題，造成宅基地很難通過民主管理來實施。而非正式制度在農戶日常生產生活中已得到長期積累完善，在鄉村管理的許多方面都表現出靈活性、自發性和延展性等特征，能夠與正式制度形成良好的互補作用[13]。在宅基地退出中非正式制度可以通過協商、援助或合作等方式確保農戶在宅基地退出中獲取合理的利益，為農戶提供一定的保障。由此，假說H3得到驗證。

3.2 內生性討論

由于宅基地制度改革工作的復雜性，各地在推進宅基地確權工作時，通常按照先易后難，局部試點而后全面推廣的路徑來實施。這意味著確權的順序并非隨機，即可能存在選擇性偏誤。為緩解這一問題，本文使用PSM 模型進行驗證。依據農戶是否獲得確權證書將農戶分為對照組（未獲得證書）和實驗組（獲得證書），分別運用最小近鄰匹配、半徑匹配、核匹配和局部線性回歸匹配的方法匹配分析確權對農戶宅基地退出意愿的影響效應。結果如表4所示，在解決選擇性偏誤后，結果依然顯著，4種匹配方法均顯示確權對農戶宅基地退出意愿有顯著負向影響。

表4 PSM分析結果Tab.4 PSM analysis results

在模型設定和變量選擇中，可能存在遺漏變量和測量誤差，從而產生估計偏誤，本文選用工具變量法進行處理。借鑒李麗等[31]的做法，選取“除該農戶外村莊其他樣本農戶的平均確權領證率”作為該農戶宅基地確權的工具變量。其選擇依據如下：一方面，工具變量具有相關性，上述工具變量反映了村域宅基地確權頒證的狀況，與特定樣本農戶的宅基地確權證書的領取狀況息息相關；另一方面，工具變量具有外生性，剔除了特定個體信息后的工具變量與樣本農戶的宅基地退出意愿沒有直接聯系。結果如表5所示，LM統計量在1%的水平上拒絕“工具變量不可識別”的假設，且WaldF檢驗統計值大于10%顯著性水平下的Stock-Yogo弱工具變量檢測的臨界值，表明工具變量通過相關性檢驗和弱工具變量檢驗。第一階段估計結果中工具變量回歸系數顯著為正，第二階段估計結果的確權回歸系數顯著為負，說明確權對農戶宅基地退出意愿的負向影響仍然穩健。

3.3 穩健性檢驗

（1）加入第二輪改革試點數據。自2015年國家先后啟動實施了兩輪農村宅基地制度改革試點工作，隨著宅基地改革工作的不斷推進，農戶在第一輪和第二輪改革階段對宅基地退出的認知和意愿可能存在差異，因此有必要加入第二輪改革試點數據進一步驗證確權對農戶宅基地退出意愿的影響。為保證樣本平衡性，抽取基準回歸中安徽省的樣本作為第一輪改革階段的研究對象（297 份），并加入安徽省第二輪改革的數據（課題組于2022 年8 月調研所得，可用于本研究的有效樣本量294 份），按照改革時間進行分組回歸，結果如表6所示。第一輪試點和第二輪試點回歸中，確權對農戶宅基地退出意愿的負向影響均顯著，但第二輪的影響系數絕對值略小于第一輪，表明確權對農戶宅基地退出意愿的抑制作用會隨著改革的推進逐步弱化。確權的目的是明晰產權邊界保護農戶權益，隨著改革工作的不斷探索推進，各地退出政策和退出模式不斷完善，農戶對宅基地退出政策和退出結果的認知不斷深化，這有可能會修正農戶固有的產權私有意識，從而弱化確權對宅基地退出意愿的抑制作用。

表6 加入第二輪改革試點數據的回歸結果Tab.6 Regression results of adding the second round of pilot reform data

（2）更換檢驗方法。為了檢驗結果的穩健性，運用基于Bootstrap 有調節的中介檢驗方法對確權影響宅基地退出意愿過程中，稟賦效應的中介效應和社會資本的調節效應進行檢驗。Bootstrap 中按照調節變量均值加減一個標準差得到調節變量高、中、低三個組，然后根據各中介作用下的系數判斷調節變量的顯著性。由表7檢驗結果可知，稟賦效應在確權影響農戶宅基地退出意愿的中介效應顯著且符號為負，社會資本在稟賦效應影響農戶宅基地退出意愿的過程中有顯著的正向調節作用。說明確權對農戶宅基地退出意愿直接影響和間接影響的前述研究結果較為穩健。

表7 條件中介作用和調節效應檢驗結果Tab.7 Test results of conditional mediating and moderating effects

3.4 異質性分析

不同年齡的農戶在成長環境、家宅觀念、社會需求等方面存在差異，相較而言，老齡人口有更深的“落葉歸根”觀念和更強的“鄉土依戀”情結，同時產權私有觀念更甚[32]，這可能在一定程度上加深其對宅基地的稟賦效應，從而表現出更低的宅基地退出意愿。為此，本文參考國際公認的老齡人口劃分標準[33]，將樣本按照戶主年齡是否在60歲以下劃分為“年輕組”和“老齡組”，運用分組回歸方法進行異質性分析，結果如表8 所示。老齡組中確權對農戶宅基地退出意愿有顯著負向影響，與基準回歸結果一致。年輕組中確權對農戶宅基地退出意愿表現為負向影響，但不再顯著。這一點與已有研究結論相呼應[6]，老齡組受年齡和體力等限制，進城打工機會逐漸減少，返鄉養老成為多數農戶的最終選擇，因此他們更加看重農村宅基地的住房養老功能，在考慮宅基地退出決策時，更關心他們的就業和養老問題能否得到妥善解決，然而目前宅基地退出保障機制尚不健全，因此，確權對其抑制作用更明顯。這一差異性的結論也在一定程度上佐證了稟賦效應是確權抑制農戶宅基地退出意愿的機制之一。

表8 異質性回歸結果Tab.8 Heterogeneity regression results

處于不同區位的宅基地在經濟條件，自然環境以及受城市發展輻射等方面存在差異。一般而言，宅基地距離城鎮越近，經濟價值越高，受城市化和市場化影響更強；宅基地距離城鎮越遠，住房保障功能越明顯。這些特征差異會影響到農戶對宅基地確權的反應及權利行使，進而影響到農戶宅基地退出意愿。為此，本文借鑒相關研究的劃分方法[34]，按照受訪者宅基地距縣政府距離劃分為近郊（距縣區25 km內）、中郊（距縣區25～50 km）和遠郊（距縣區50 km外）。運用分組回歸方法進行異質性分析，結果如表8所示。隨著宅基地與縣區距離的拉近，確權對宅基地退出意愿的負向影響逐漸增強。可能的原因是，近郊受城市化發展影響強烈，市場經濟逐漸喚醒農戶的財產意識，因此對宅基地確權所表現出的經濟效應認識更深刻[2]，而現有退出補償尤其是經濟補償可能無法滿足農戶經濟利益需求。同時確權通過產權的界定使其更有條件運用市場化手段盤活宅基地資產，相較于政府主導的退出模式，近郊農戶更愿意通過市場交易來顯化資產財產屬性，從而表現出對宅基地退出的抑制作用。

4 結論與建議

本文利用川豫皖三省709 戶農戶的微觀調研數據，在理論分析的基礎上，運用有序Probit，逐步回歸及Bootstrap 有調節的中介作用檢驗方法等，實證研究了確權對農戶宅基地退出意愿的影響及內在作用機制。研究發現：第一，確權對農戶宅基地退出意愿有顯著負向影響，在考慮選擇性偏誤后，結果依然顯著。第二，稟賦效應在確權抑制農戶宅基地退出意愿中發揮部分中介作用，具體表現為確權通過強化農戶對宅基地的稟賦效應，從而抑制其宅基地退出意愿。第三，社會資本在稟賦效應抑制宅基地退出意愿中發揮負向調節作用，即社會資本能夠削弱稟賦效應對宅基地退出意愿的抑制作用。第四，相對而言，確權對宅基地退出意愿的負向影響在戶主年齡較大的農戶家庭更為顯著；就宅基地區位而言，確權對距離縣區更近的宅基地退出抑制更為強烈。

基于以上研究結論，本文提出以下政策建議：第一，完善確權頒證工作內容。在加速推進宅基地資格權、使用權以及農戶住房財產權確權頒證工作時，進一步細化工作內容，搭建宅基地政策信息共享平臺，通過入村宣講、村組會議等多樣化手段加強政策宣傳，引導農戶正確認識宅基地確權頒證的目的和意義，逐步破除農戶“占有即所有”的產權認知。第二，重視社會資本等非正式制度在宅基地改革過程中的作用。利用農村社區信息共享平臺，積極宣傳和普及宅基地退出的現實背景和政策支持，提升農戶參與宅基地制度改革的意識并發揮其主觀能動性。充分運用數字技術為農戶互動交流、擴大社交圈、獲取政策資訊和就業信息等創造途徑和條件，從而發揮社會網絡和社會參與的重要作用。第三，因地因人制宜制定宅基地退出政策。在充分保障農戶權益的基礎上，分類探索近郊、中郊和遠郊等不同區域宅基地退出模式，規范和完善宅基地經濟價值較高區域的市場化交易環境和條件，真正發揮確權在交易中的權利認定和權利保護作用。同時，要分類保障農戶差異性權益需求，重點關注老齡農戶宅基地退出后生計轉型和可持續發展問題，提高社會保障的包容性和接納度，減輕退宅農戶的后顧之憂。

需要指出的是，政策的實施績效具有一定的時滯性。本文利用截面數據分析了確權對農戶宅基地退出意愿的影響作用，而截面數據無法反映出宅基地確權效應的動態變化。正如穩健性檢驗中運用第一輪和第二輪試點數據分組回歸的結果所示，確權對農戶宅基地退出決策可能會隨著改革的推進發生改變。鑒于此，未來研究可以進一步運用平衡面板數據，更科學有效地分析確權對農戶宅基地利用方式的影響。