生計資本對農戶宅基地退出意愿的影響

摘要：研究目的：基于中國土地經濟調查1 839份農戶數據，從水平和結構的雙重視角分析生計資本對農戶宅基地退出意愿的影響，以期為制定差異性的宅基地退出政策提供科學依據。研究方法：熵值法和Logistic模型。研究結果：（1）農戶宅基地退出意愿會受到生計資本水平與結構的雙重影響；（2）在水平分析中，生計資本總量的提高會促進農戶退出宅基地，分維水平的物質資本和社會資本會促進農戶退出宅基地；（3）在結構分析中，人力資本占優、自然資本占優、物質資本占優和社會資本占優會促進農戶退出宅基地；（4）相較于純農戶和非農戶，生計資本對兼業農戶宅基地退出意愿的影響更為顯著。相較于較發達地區和次發達地區，生計資本對欠發達地區農戶宅基地退出意愿的影響更為顯著。研究結論：提升農戶宅基地退出意愿可在充分考慮農戶差異性和區域差異性的基礎上，通過制定差異性的宅基地退出政策實現農戶生計資本的合理配置，促進宅基地退出。

關鍵詞：生計資本；宅基地退出；水平；結構；農戶行為意愿

中圖分類號：F301.0 文獻標志碼：A 文章編號：1001-8158（2024）03-0026-12

基金項目：國家社會科學基金重點項目（20AGL024）。

伴隨著我國城市化進程的加快，大量農村勞動力涌入城市，導致農村常住人口逐漸減少，宅基地低效利用現象日益嚴重。為解決上述問題，宅基地制度改革應運而生，宅基地退出是其中的主要內容之一。自2015年起，在中央部署下宅基地改革試點地區陸續開展宅基地自愿有償退出的探索。2019年新《土地管理法》進一步以立法的形式規定，“國家允許進城落戶的農村村民依法自愿有償退出宅基地”。2016—2023年中央一號文件連續8年關注宅基地制度改革，鼓勵農戶自愿有償退出宅基地。由此可見，自愿性原則已經成為宅基地退出的關鍵。但在實踐中，宅基地退出遭遇信息不對稱、補償標準難一致等問題，導致農戶退出宅基地意愿不強，政策實施效果不顯著[1]。解決這些問題的重要基礎在于把握農戶宅基地退出意愿的影響機理。

諸多學者就農戶宅基地退出意愿的影響因素開展了一系列研究，相關成果主要集中于農戶個體特征[2]、家庭特征[3]、宅基地特征[4]等方面。生計資本是農戶賴以生存的物質基礎與長期發展的重要保障，其不僅會決定農戶退出宅基地的風險承載力不同，而且會造成農戶對宅基地的功能產生差異性依賴，從而影響宅基地退出意愿[5]。因此研究農戶宅基地退出意愿有必要考慮生計資本的作用。現有研究分別從生計資本總量水平[6]，生計資本分維水平[5，7]等方面進行了一定探討。學者們均認可生計資本會對宅基地退出意愿產生影響，但研究主要從生計資本總量水平和生計資本分維水平出發，缺乏對生計資本結構的深入討論。就理論而言，生計資本影響農戶行為決策的實質是生計資本豐裕度與各類生計資本密集度作用的結果[8]。前者分為生計資本總量水平和分維水平，后者則表現為生計資本結構。就實證而言，生計資本可視為不同維度資本的集合體。各類資本在替代性和流動性上的差異致使生計資本的影響作用不僅體現在生計資本水平上，而且體現在生計資本結構上[9]。

生計資本的水平和結構如何影響農戶宅基地退出意愿？進一步地，不同生計策略類型的農戶和不同發達程度地區的農戶宅基地退出意愿可能存在差異，生計資本的水平和結構是如何差異性地影響這兩類農戶的宅基地退出意愿？現有研究均未對上述問題予以解答。

基于此，本文利用中國土地經濟調查的1 839份數據，從水平與結構雙重視角研究生計資本對宅基地退出意愿的影響，然后進一步討論生計資本對不同生計策略類型和不同發達程度地區農戶宅基地退出意愿的影響。相較于前人研究，本文的邊際貢獻可能在于以下兩點：一是研究視角。從水平和結構的雙重視角探討了生計資本對農戶宅基地退出意愿的影響，深化了二者間的機制研究。二是研究內容。從生計策略類型和區域類型兩個層面分析了生計資本對農戶宅基地退出意愿的差異性影響，豐富了生計資本作用于農戶宅基地退出意愿的不同渠道。為制定差異性的宅基地退出政策來改善農戶的生計資本水平和結構，促進宅基地退出提供理論依據和參考。

1 機理分析與假說提出

農戶的行為決策通常會受到一定的生計資本約束[5，9]。生計資本的各維度可互相流動、彼此替代，導致生計資本的差異性不僅體現在水平上，還體現在結構上。生計資本水平反映了生計資本的豐裕度，生計資本結構則反映了生計資本的密集度。因此，農戶的宅基地退出決策是基于自身生計資本狀況的綜合考量（圖1）。

1.1 生計資本水平對農戶宅基地退出意愿的影響機理與研究假說

在總量水平方面，生計資本總量的變化會改變農戶對宅基地的功能依賴。當農戶生計資本總量較低時，其抵御風險的能力也較低[7]，高度依賴宅基地的保障功能，導致不愿意退出宅基地。因此，生計資本總量會對農戶宅基地退出意愿產生顯著正向影響。

在生計資本分維水平方面，人力資本代表著知識、技能、能力和健康狀況。家庭勞動力的數量越多和家庭成員的健康狀況越好，不僅會增強其農業生產能力，還會提高其非農務工能力。前者的提升會使農戶更加依賴宅基地的生產功能，而后者的提升則與之相反[10]。家庭成員受教育水平的提高，一方面有利于提升其從事非農工作的比較優勢，退出宅基地便于其進城謀求更好的工作；另一方面會增強其信息獲取的能力，更容易了解宅基地退出中的風險，導致農戶傾向于保留宅基地[2]。因此，人力資本對農戶宅基地退出意愿的影響方向不確定，有待進一步驗證。

自然資本主要是指農戶擁有或長期擁有的土地。農戶承包的耕地面積越多和耕地肥力越好，農戶越愿意投入農業生產，對宅基地保障和生產功能的依賴越深，從而不愿意退出宅基地。農戶擁有的宅基地數量越多，其多余的宅基地越容易閑置。在已有宅基地滿足保障的前提下，退出閑置宅基地可顯化其財產功能，因此農戶愿意退出宅基地。因此，自然資本對農戶宅基地退出意愿的影響方向尚不確定，有待進一步驗證。

物質資本是指農戶家庭用于生產生活的機器設備和住房。耐用消費品數量的增加與房屋結構的優化會增加農戶的居住滿意度來強化其宅基地保障功能的依賴，導致農戶不愿意退出宅基地。城鎮住房數量的增加會弱化農戶對宅基地保障功能的依賴，使其愿意退出宅基地。此外，物質資本的豐富雖滿足了農戶的居住需求，但不能滿足其對周圍公共服務的需求[11]。而退出宅基地可為其進城提供貨幣補償或房屋安置，滿足其享受城市優質服務的需求。因此，物質資本會顯著正向影響農戶退出宅基地。

金融資本是農戶為達成生計目標所需要的資金資源。一方面，金融資本豐富的農戶通常以非農收入為收入來源，其穩定的生計不僅導致其對宅基地退出補償的需求不強烈[12]，而且可能促使農戶更加依賴宅基地的心理功能，造成宅基地的受償預期偏高，從而傾向于保留宅基地。另一方面，金融資本豐富的農戶具有較強的借貸能力，在面臨宅基地退出風險時會主動選擇風險分擔工具[13]。因此，金融資本對農戶宅基地退出意愿的影響方向尚不確定，有待進一步驗證。

社會資本是農戶為實現生計活動可使用的關系網絡或社會資源。現有退出補償大多忽略了醫療和養老等社會保障，農戶會因失去宅基地的保障功能而不愿意退出宅基地。而社會資本的提高有助于農戶談判能力的提升，進而獲得更多的退出補償[14]。此外，社會資本還可通過風險分擔和信息傳播降低農戶對宅基地退出的風險預期[15]。因此，社會資本會顯著正向影響農戶宅基地退出意愿。

根據上述分析，提出以下假說：

假說H1a：生計資本總量水平會顯著正向影響農戶宅基地退出意愿。

假說H1b：生計資本分維水平會影響農戶宅基地退出意愿。具體而言，物質資本、社會資本會顯著正向影響農戶宅基地退出意愿；人力資本、自然資本和金融資本對農戶宅基地退出意愿的影響方向尚不確定，有待進一步驗證。

1.2 生計資本結構對農戶宅基地退出意愿的影響機理與研究假說

生計資本結構即農戶各類資本的相對水平，如人力資本占優型即該農戶所擁有的所有資本中人力資本的水平最高[9]。不同維度間的生計資本具有一定的替代性，在一定條件下可互相替代與轉化。譬如人力資本占優型農戶的家庭擁有更高的受教育水平與更健康的身體，更易獲得非農工作的機會，從而擁有更高收入和更多與外界接觸交流的機會。即基于生計資本的可替代性，人力資本占優可轉化為金融資本和社會資本，促進農戶的宅基地退出意愿。若不同維度的生計資本不存在替代性，依據木桶理論可知，討論最低的生計資本分維水平即可了解農戶是否愿意退出宅基地，這顯然與實際情況相悖。

雖然農戶會依據自身生計資本，通過自身較高分維水平的轉化來提升較低分維水平，如李清政等[16]指出家庭社會資本水平的增加會促進家庭對人力資本和物質資本的投入，從而實現整體生計的改善。但在現實中不同農戶在各類資本間的差異及差異強度上是不一致的，不同資本間的替代率亦不一致。因此在探討農戶宅基地退出意愿時，不僅要考慮到生計資本水平的約束，而且要考慮各類生計資本結構的合理配置。基于各維度生計資本之間的替代性和動態性平衡的考慮是影響農戶宅基地退出意愿的重要因素。

根據上述分析，提出假說H2：農戶各類生計資本結構優勢會顯著正向影響其宅基地退出意愿。

2 數據來源、變量選取與模型選擇

2.1 研究區域與數據來源

江蘇省位于我國東部，屬于長江三角洲經濟發展中心，2020年城鎮化率為73.44%。近年來，江蘇省通過城鄉建設用地增減掛鉤等方式廣泛開展宅基地退出探索，取得了一定的成果與經驗。截至2020年，江蘇省宅基地總面積約為350 915萬m2，共發放不動產登記證書230萬本。江蘇省的經濟發展水平整體較好，但在省內不同地區的經濟發展水平差別較大，這一特征與全國經濟結構相符，因此選取江蘇省為研究區域具有較強的現實意義。

本文數據來自2020年南京農業大學中國土地經濟調查（CLES）數據庫。調研區域和農戶樣本均通過PPS抽樣獲得，包括13個地級市、52個行政村和2 628戶農戶。調研以“一對一”訪談方式進行，所用問卷包含土地市場、農業生產、鄉村產業等方面內容。除去部分空值與異常值數據后，有效樣本合計1 839戶。

2.2 變量選取

2.2.1 核心自變量

借鑒相關成果，本文選取15項指標以反映農戶的生計資本特征，具體而言：（1）人力資本：選取家庭勞動力數量[17]、家庭成員健康狀況[18]和家庭成員受教育水平[19]3個指標。（2）自然資本：選取承包耕地面積[20]、耕地肥力[21]和宅基地數量[7]3個指標。鑒于宅基地具有土地和住房的雙重屬性，為了更好地進行衡量，本文對這兩種屬性分別采用不同指標進行區分。根據自然資本的定義，將其土地屬性歸為自然資本，用宅基地數量衡量。下文根據物質資本的定義，將其住房屬性歸為物質資本，用住房結構衡量。（3）物質資本：選取家用電器和農用機械數量表征耐用消費品數量[9]，用以反映農戶在農業生產和日常生活上的物質資本。選取住房結構[22]和城鎮住房持有情況[23]表征住房資產。（4）金融資本：選用家庭年收入和家庭存款分別表征農戶金融資本的流量和存量[24]。選用信貸獲得性來反映農戶是否能夠通過借貸獲得所需的資金資源[25]。（5）社會資本：選取人情支出[26]、遇到困難時能夠借到5萬元的人數[27]、家庭是否為黨員戶或干部戶[28]3個指標。

2.2.2 因變量

因變量為農戶宅基地退出意愿。農戶愿意退出則賦值為1，不愿意退出則賦值為0。江蘇省所推行的宅基地退出政策主要為有償退出，包括“一戶一宅”和“一戶多宅”等。在1 839戶農戶樣本中，僅有246戶屬于“一戶多宅”，占全樣本的13.377%；其中愿意退出戶僅有29戶，占全樣本的1.577%。鑒于絕大多數農戶不存在“一戶多宅”，也不涉及“一戶多宅”的退出，再結合實地調研情況，本文主要探討“一戶一宅”農戶（資格權）有償永久退出。

2.2.3 控制變量

參照相關研究，從以下三方面設置了控制變量：（1）農戶特征[3]，包括農戶性別、年齡和受教育程度；（2）宅基地政策認知特征[1]，包括宅基地歸屬認知、宅基地繼承認知、宅基地抵押認知；（3）村莊特征[29-30]，包括村莊到縣城的距離和村莊宅基地確權情況。變量的定義與賦值見表1。

2.3 模型選擇

2.3.1 熵值法

式（2）中：p是農戶愿意退出宅基地的概率；1 - p是農戶不愿意退出宅基地的概率，Q是模型常數項；X是解釋變量；H代表系數值；e代表隨機擾動項。

3 實證結果與分析

3.1 農戶生計資本分析

（1）農戶生計資本水平分析。就總量水平而言，農戶整體的生計資本總量均值為0.140，表明農戶生計資本總量處于較低水平；生計資本總量的最大值和最小值之間相差較大，表明農戶整體在生計資本總量水平上分化程度較大。就分維水平而言，按其均值排序為：物質資本（0.047）>社會資本（0.043）>金融資本（0.019）>自然資本（0.017）>人力資本（0.015），表明農戶的物質資本相對充裕，人力資本較為匱乏。

進一步地，依據農戶生計資本總量水平計算值，將農戶分為強生計資本型和弱生計資本型農戶[9]。由表2可知，就生計資本總量水平而言，強資本型農戶占比48.940%，弱資本型農戶占比51.060%，說明大多數農戶的生計資本總量低于總體均值。就生計資本分維水平而言，農戶在人力資本方面的分布較為均勻，在自然、物質、金融和社會資本方面均表現出明顯的分化。綜上所述，農戶生計資本水平具有明顯的異質性特征，表現為總量水平差異顯著，生計資本分維水平分布不均且強弱分化明顯。

（2）農戶生計資本結構分析。借鑒相關研究[9]，將農戶5類生計資本分維水平最高的定義為該類資本占優型農戶。由表3可得，在1 839個樣本農戶中，金融資本占優型農戶最多，共有556人，占比30.234%；物質資本占優型農戶的數量與金融資本占優型相近，共有520人，占比28.276%；社會資本占優型農戶位居第三，共有423人，占比23.002%；人力資本占優型農戶數量相對較少，共有209人，占比11.365%；自然資本型農戶占比最少，僅有131個，占比7.123%。綜上所述，農戶生計資本的水平和結構均存在較明顯的差異性和分布的不均勻性。

3.2 基準回歸

多重共線性檢驗結果顯示所有自變量的容差均小于10，不存在多重共線性問題。由表4的模型1可知，就生計資本總量水平而言，生計資本總量水平在1%的統計水平上正向顯著。這表明生計資本總量的提高會促進農戶的宅基地退出意愿，與已有研究[6]的結論一致，假說H1a得以驗證。

由表4的模型2可知：生計資本分維水平對農戶宅基地退出意愿存在差異性影響。物質資本和社會資本會顯著影響農戶宅基地退出意愿，人力資本、自然資本和金融資本對農戶宅基地退出意愿的影響不顯著。假說H1b部分得以驗證。具體而言：首先，物質資本和社會資本分別在1%和10%的水平上促進農戶宅基地退出意愿，與假說H1b一致。其中，社會資本的回歸結果與孫鵬飛等[31]的研究結論一致。

其次，人力資本未通過顯著性檢驗，這與孫鵬飛等[32]的研究結論不一致。可能的原因在于：樣本中人力資本豐富的農戶基本從事非農或兼業工作，占比接近95%，這降低了對宅基地生產功能的依賴。但農戶受教育水平的提高會增強其信息獲取的能力，更容易了解宅基地退出中的風險，削弱了農戶的宅基地退出意愿[2]。因此，人力資本對農戶宅基地退出的影響不顯著。

再次，自然資本未通過顯著性檢驗，這與吳云青等[5]的結論不一致。可能的解釋為：樣本農戶平均承包5.484畝耕地，耕地肥力均值為2.421。鑒于當前農業生產的投資回報率較低，且國家鼓勵進行耕地流轉，農戶會傾向于將耕地流轉以此換取額外的收入和更多的非農就業機會，促進了其宅基地退出意愿[3]。但同時，接近90%的農戶屬于“一戶一宅”，且平均年齡超過60歲，其對宅基地心理和保障功能的強烈依賴會削弱宅基地退出意愿。

最后，金融資本未通過顯著性檢驗。可能的原因在于金融資本豐富的農戶約有70%從事非農工作，生活基本脫離農業生產，雖不再依賴宅基地的生產和保障等功能，但其對宅基地財產價值顯化的需求同樣不強烈[12]。因此金融資本并不會影響農戶的宅基地退出意愿。

由表4的模型3可知，人力資本占優型、自然資本占優型、物質資本占優型和社會資本占優型農戶分別在5%、5%、1%和5%的統計水平下通過顯著性檢驗，表明不同資本結構優勢對農戶宅基地退出意愿有顯著正向影響，假說H2成立。值得注意的是，雖然人力資本占優、自然資本占優、物質資本占優和社會資本占優均會正向促進農戶宅基地退出意愿，表明農戶宅基地退出意愿對這4類資本的依賴性更強，但并不能否認未納入模型的金融資本對農戶宅基地退出意愿的作用[9]。

此外，表4揭示了生計資本的水平與結構在影響農戶宅基地退出意愿上存在差異性。以人力資本為例，就水平而言，當農戶人力資本豐富時，會因其對宅基地生產功能依賴的不確定性和風險認知而難以確定是否退出宅基地。就結構而言，當農戶的人力資本占優時，其具有相對較強的資本稟賦配置能力實現各類型稟賦間的合理結構配比。農戶可以通過人力資本的提高收入來提升金融資本，通過人力資本的提高綜合素質來提升社會資本，進而傾向于退出宅基地。

3.3 異質性分析

3.3.1 生計資本對不同生計策略農戶宅基地退出意愿的影響

目前農戶生計策略逐漸由單一的純農轉變為兼業和非農，不同生計策略的農戶在宅基地退出意愿上可能存在差異性。因此將農戶分為純農戶（90%<農業收入占比≤100%）、兼業農戶（10%<農業收入占比≤90%）和非農戶（0≤農業收入占比≤10%）檢驗生計資本影響其宅基地退出意愿的差異性[33]，所得結果如表5所示。

由表5可知，生計資本對不同生計策略的農戶的宅基地退出意愿產生不同影響。在純農戶中，生計資本的總量水平和結構（人力資本占優、物質資本占優、社會資本占優）會促進其宅基地退出意愿。在兼業農戶中，生計資本的總量水平、分維水平（人力資本、物質資本、自然資本）及結構（人力資本占優、自然資本占優、物質資本占優、社會資本占優）會促進其退出意愿，而分維水平中的金融資本會抑制其宅基地退出意愿。在非農戶中，生計資本的總量水平、分維水平（物質資本）及結構（物質資本占優）會促進其宅基地退出意愿。這表明生計資本總量水平會影響純農戶、兼業農戶和非農戶的宅基地退出意愿，分維水平主要影響兼業農戶的宅基地退出意愿，生計資本結構主要影響純農戶和兼業農戶的宅基地退出意愿。換言之，相較于純農戶和非農戶，生計資本對兼業農戶的影響更為顯著。可能的原因在于兼業農戶本身處于“離鄉融城”的生計轉型階段，表現為對宅基地保障和生產功能的依賴下降，財產訴求逐漸顯化[12]。同時，兼業農戶具備較強的抗風險能力[34]，能夠較好地實現風險分擔，更有可能退出宅基地。

3.3.2 生計資本對不同發達程度地區農戶宅基地退出意愿的影響

我國幅員遼闊，不同地區的經濟發展水平存在較大差異，可能導致生計資本對不同地區農戶的宅基地退出意愿影響不同。結合相關研究[35]將樣本區域分為較發達地區（南京和蘇州）、次發達地區（無錫、常州、南通、徐州和揚州）和欠發達地區（連云港、淮安、鹽城、鎮江、泰州和宿遷）進行檢驗。所得結果如表6所示。

由表6可知，生計資本對不同發達程度地區農戶宅基地退出意愿的影響不同。在較發達和次發達地區中，生計資本的總量水平、分維水平和結構對農戶宅基地退出意愿的影響均未通過顯著性檢驗。在欠發達地區中，生計資本的總量水平、分維水平（人力資本、物質資本、金融資本、社會資本）和結構（人力資本占優、自然資本占優、金融資本占優、社會資本占優）通過顯著性檢驗。表明生計資本總量水平、分維水平和結構主要影響欠發達地區農戶的宅基地退出意愿。可能的解釋是欠發達地區的宅基地升值空間較小，農戶退出宅基地不僅更容易尋找更多外出務工的機會，而且便于子女進城入學，因此農戶會通過合理配置生計資本降低風險，從而退出宅基地。次發達和較發達地區農戶可通過流轉、出租宅基地等獲得長期收益，因此不愿退出宅基地。

3.4 穩健性檢驗

考慮到不同模型的選擇可能會影響數據的估計結果，因此，本文選用Probit模型替換Logistic模型進行回歸。如表7所示，生計資本總體水平對農戶宅基地意愿的影響依然顯著為正；分維水平的物質資本和社會資本對農戶宅基地退出意愿的影響依然顯著為正；生計資本結構的人力資本占優型、自然資本占優型、物質資本占優型和社會資本占優型仍顯著正向影響農戶宅基地退出意愿。替換模型后的結果支持基準回歸結果，說明研究結果較為穩健。

此外，生計資本與農戶行為決策之間可能存在遺漏變量、互為因果等內生性問題[36]。因此本文選取更高層面的變量“同市其他村莊農戶的平均生計資本總量”作為工具變量，采用IV Probit模型進行回歸。采用“同市其他村莊農戶的平均生計資本總量”作為工具變量的合理性在于：其一，同市內其他村莊農戶的整體生計資本實際上會影響到單個農戶的生計資本總量，滿足了工具變量的相關性要求[36]。其二，同市內其他村莊農戶整體水平并不會直接對單個農戶的宅基地退出意愿產生較為明顯的影響，一定程度上滿足外生性要求。回歸結果表明，Wald檢驗值在1%的水平上顯著，故拒絕不存在內生性的原假設。第一階段F檢驗值大于經驗值10，表明工具變量不存在弱工具問題。在考慮內生性問題后，生計資本總量水平對宅基地退出意愿的影響仍然顯著為正，進一步證明了研究結果的穩健性。

4 結論與啟示

本文的主要研究結論如下：（1）農戶宅基地退出意愿會受到生計資本水平與結構的雙重影響。（2）就生計資本水平而言，總量的提高會促進農戶的宅基地退出意愿；分維水平的物質資本和社會資本均會顯著正向影響農戶宅基地退出意愿，人力資本、自然資本、金融資本對農戶宅基地退出意愿的影響不顯著。（3）就生計資本結構而言，人力資本占優、自然資本占優、物質資本占優和社會資本占優均會促進農戶宅基地退出意愿。（4）相較于純農戶和非農戶，生計資本對兼業農戶宅基地退出意愿的影響更為顯著。相較于較發達地區和次發達地區，生計資本對欠發達地區農戶宅基地退出意愿的影響更為顯著。

基于上述研究結論，得出以下啟示：目前農戶宅基地退出意愿較低，可能是生計資本水平不足或生計資本結構不合理所致。因此應在充分考慮農戶差異性和區域差異性的基礎上，遵循因地制宜和分類施策的原則，在生計資本水平方面進行提升，在生計資本結構上予以優化。通過制定差異性宅基地退出政策，促進各維度生計資本間的替代和轉化，實現農戶生計資本的合理配置，以促進宅基地退出。

在人力資本方面，應完善人力資本保障制度，注重人力資本積累。目前農戶的人力資本普遍低下，但人力資本結構優勢可促進農戶宅基地退出意愿。因此可分別從完善人力資本保障制度、注重人力資本積累、制定多元化的組合型宅基地退出政策入手，促進農戶宅基地退出意愿。在物質資本方面，加強集中安置區的基礎設施和公共服務設施建設，鼓勵欠發達地區的農戶率先退出宅基地。鑒于現行宅基地退出政策并未強制要求農戶退出宅基地后遷移至城市，部分農戶在退出宅基地后傾向于在集中安置區居住。因此在宅基地退出補償的制定中，應強化集中安置區周邊的基礎設施建設，包括道路修建、路燈照明、文化廣場、醫務室等，可優先引導欠發達地區的農戶退出宅基地。在自然資本方面，可建立農地流轉和宅基地退出的聯動機制，為農戶退出宅基地提供有利條件。當下兼業和非農就業逐漸成為農戶的主要生計策略，加之土地流轉成為趨勢，因此建立農地流轉與宅基地退出的聯動機制具有重要意義。一方面應加快農地和宅基地的確權登記，提供多元化確權模式以不同類型農戶和不同發達程度地區農戶的需求，降低在農地流轉和宅基地退出中的產權糾紛。另一方面可健全農地流轉機制，完善農地流轉中介服務，從制度上保障農戶高效有序地進行農地流轉，為退出宅基地創造有利環境。在社會資本方面，考慮到社會資本的積累是一個長期的過程，因此可從創造信息交流條件和制定差異化宅基地退出政策等方面入手。一方面，可搭建農村信息共享平臺，為農戶交流宅基地退出信息搭建交流平臺；另一方面，可通過籌備文化活動、開展生產活動等方式，增加農戶之間相互溝通的機會，提高社會網絡規模。在制定宅基地退出政策時，可根據社會資本的差異實施不同的宅基地退出補償標準和補償方式。

需要注意的是，本文的研究區域僅限江蘇省，然而我國農村地域特征差異顯著，生計資本對宅基地退出意愿的影響機理和影響程度可能具有差異性。未來可擴大研究范圍，為我國不同地區的生計資本影響機制提供更多的理論依據和實證支持。

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Impact of Livelihood Capital on Farmers’ Willingness to Withdraw from Rural Residential Land： From the Dual Perspectives of Level and Structure

TAN Linyi1，2， GUO Guancheng2，3， TANG Peng1， WANG Junlong2， SUN Hao2

（1. College of Public Administration， Sichuan University， Chengdu 610065， China； 2. College of Public Administration， Nanjing Agricultural University， Nanjing 210095， China； 3. China Academy of Resources， Environment and Development， Nanjing Agricultural University， Nanjing 210095， China）

Abstract： The purpose of this study is to analyze the impact of livelihood capital on farmers’ willingness to withdraw from rural residential land （WRL） from the dual perspectives of level and structure based on the 1839 data from the China Land Economic Survey. The entropy method and logistic model are used. The research results show that 1） farmers’willingness to WRL is affected by the level and structure of livelihood capital. 2） In the level analysis， the increase of total livelihood capital can promote farmers to WRL， and the sub-dimensional level of physical capital and social capital can promote farmers to WRL. 3） In the structural analysis， the superiority of human capital， natural capital， physical capital and social capital can promote farmers to WRL. 4） The effect of livelihood capital on part-time farmers’ willingness to WRL is more significant compared to pure farmers and non-farmers. Compared with more developed and less developed regions， the effect of livelihood capital on farmers’ willingness to WRL in less developed regions is more significant. In conclusion， the rational allocation of farmers’ livelihood capital should be achieved by upgrading the level of livelihood capital and optimizing its structure， thus improving the efficiency of rural residential land use， with full consideration of farmers’ differences and regional differences.

Key words： livelihood capital； withdrawal from rural residential land； level； structure； farmers’ behavioral intention

（本文責編：郎海鷗）