農戶對閑置宅基地流轉意愿及影響因素

關鍵詞：農戶；閑置宅基地；流轉意愿；二元Logistic回歸分析；土地資源管理

0 引言

宅基地屬于農村建設用地的一種，是農民生活穩定的基礎。隨著我國工業化、城鎮化的不斷加快，農村人口轉移進城，導致農村空心化現象日益加劇，造成宅基地的大量閑置[1]。《中國統計年鑒2021》顯示，我國農村常住人口不斷減少，由2000年的8.08億人減少到2020年的5.09億人[2]。農村建設用地卻不減反增，2019年我國戶均宅基地面積近390m2，平均農戶宅基地超標比例39.06%，農村宅基地閑置比例約19%，宅基地閑置嚴重，農村土地資源利用效率亟待提高[3]。

近年來，我國針對宅基地閑置問題出臺了多項政策。2018年中央1號文件《關于實施鄉村振興戰略的意見》明確提出，完善農民閑置宅基地和閑置農房政策，探索宅基地所有權、資格權、使用權“三權分置”[4]。2019年9月，《關于進一步加強農村宅基地管理的通知》中，明確指出鼓勵村集體和農民盤活利用閑置宅基地和閑置住宅[5]。2019年和2020年中央1號文件提出穩慎推進農村宅基地制度改革。2020年實施的新《中華人民共和國土地管理法》鼓勵農村集體經濟組織及其成員盤活利用閑置宅基地和閑置住宅[6]。2022年中央1號文件提出全面推進鄉村振興，對盤活農村閑置宅基地具有重要意義[7]。2023年農業農村部1號文件提出積極穩妥激活農村閑置宅基地資源，引導和規范盤活利用行為[8]。因此，我國農村閑置宅基地可利用的空間較大，加強宅基地的管理，盤活利用閑置宅基地，是實現鄉村振興戰略的重要舉措。

截至目前，許多研究人員圍繞農村宅基地進行了多方面的研究。朱大威等[9]分析了不同地區影響農戶退出宅基地意愿的因素。彭長生等[10]分析了確權對宅基地處置意愿的影響。張苗等[11]對山東省高莊街道辦事處農民上交宅基地意愿進行分析。佟艷等[12]運用相關分析和通徑分析方法研究河南省農戶閑置宅基地退出意愿。彭長生[13]和邢大偉等[14]分別研究了產權認知和風險認知對農民退出宅基地意愿的影響。縱觀現有文獻，有關農戶退出宅基地意愿、認知狀況對處置意愿影響的研究成果頗多，而集中在農戶流轉閑置宅基地的意愿及影響因素的分析仍不夠完善。本研究對山東省煙臺市擁有閑置宅基地的農戶進行入戶調查，探究農戶閑置宅基地流轉意愿及影響因素分析，并提出相應的對策建議。

1 理論模型

Tversky和Kahneman于1992年提出的前景理論是描述性范式的一個決策模型[15]。前景理論主要分析在不確定情況下的人為判斷和決策[16]。農村閑置宅基地能帶給農民創造經濟效益的機會，其作為一種存量資產，其價值的實現取決于它是否流轉[17]。農民是否愿意流轉閑置宅基地，取決于交易的預期收益與閑置宅基地經濟價值的比較。但閑置宅基地未流轉，農民不能直接感受到流轉帶來的收益或損失，因此，農民在決策前會根據自身情況及現有信息預設參照點，衡量可能出現的決策結果和預設參照點之間的關系，若農民認為決策帶來的效益高于預設參照點，決策行為“收益”，農民愿意流轉閑置宅基地；反之，決策行為“損失”，農民不愿意流轉閑置宅基地，與“理性經濟人”假設相符，農民會在進行決策時，對預期收益與成本進行比較，最終選擇對自己最有利的行為[18]。由于個體偏好不同，參照點的具體選擇存在差異，致使不同農民個體對閑置宅基地流轉行為的價值認定存在偏差，結合農戶及宅基地的特點，選擇農戶個體特征、家庭特征、認知情況和閑置宅基地情況作為影響農戶流轉閑置宅基地意愿的因素[19]。

農民預設參照點與其個體特征因素有關，受存在其體內的具有經濟價值的所有知識、技能等總和的影響[20]。基于現有相關研究，將性別、年齡和文化程度3項個體特征作為影響農民流轉閑置宅基地的因素。

農民在個體特征基礎上結合市場、政策等環境因素決定是否流轉閑置宅基地，同時，會考慮家庭因素和生計保障等現實情況，如家庭收入的高低能反映家庭生活水平在閑置宅基地流轉前后的變化，進而影響農民參照點的預設。因此，選取家庭年收入、家庭總人口數等5項家庭特征作為農戶流轉閑置宅基地意愿的影響因素。

農民預設參照點與其心理狀態有密切聯系，心理狀態的表達可以通過詢問被調查者對相關政策的認知獲得[21]。調查研究表明，70%以上的農民認為自己是閑置宅基地的所有者，可以自由處置和繼承閑置宅基地[22]。私有產權相對共有產權和國有產權，更能幫助個體形成交易預期，農民對宅基地產權的私有認知會放大其對閑置宅基地經濟價值的評價，即設立一個較高的參照點，致使閑置宅基地較難流轉[23]。宅基地產權包括所有權、處置權、繼承權和抵押權，選取農民對宅基地產權的認知情況作為流轉閑置宅基地意愿的影響因素。

農民預設參照點與閑置宅基地情況有關，其中宅基地的閑置年數會影響農戶對于宅基地財產變現能力的信心。因此，選取閑置最久的宅基地閑置年數作為閑置宅基地情況的影響因素。

基于前景理論，選取農戶的個體特征、家庭特征、宅基地情況和政策認知4個方面，構建農戶流轉閑置宅基地的理論分析框架，如圖1所示。

2 數據、模型及變量

2.1 問卷設計

基于以上理論框架，將問卷分為4個部分：第1部分為農戶個體特征，包括農戶性別、年齡和文化程度；第2部分為家庭特征，包括家庭總人口數、家庭年收入、家庭經濟主要來源和是否在城鎮買房；第3部分為閑置最久的宅基地閑置年數；第4部分為認知情況，包括農戶對宅基地所有權、繼承權、轉讓權和抵押權的認知。

2.2 數據來源

2022年9—10月，對煙臺市2個市轄區（芝罘區、萊山區）、2個縣級市（棲霞市、龍口市），共9個行政村的農戶進行入戶調研。通過訪談填寫問卷的方式，共發放農戶調查問卷130份，剔除無效問卷，收回有效問卷119份，問卷有效率91.54%。被調查的農戶均擁有閑置宅基地，結果如表1所示，其中芝罘區（東口村、東林村）22份，萊山區（日頭泊村、南沙子村、北沙子村、馬山村、東泊子村）共52份，棲霞市（前高格莊村）25份，龍口市（西河陽村）20份。

2.3 樣本統計特征

樣本特征包括個體特征、家庭特征、宅基地情況和認知情況，如表2所示。由表2可知，男性農戶占60.50%，51歲及以上的農戶占50.42%，52.1%的農戶文化程度為初中及以下，家庭人口數3～5人的農戶占52.10%，家庭年收入50001元及以上的農戶占50.42%，57.14%的農戶家庭經濟主要來源是非務農為主，45.38%的農戶在城鎮買房，70.59%的農戶所擁有的閑置宅基地閑置年數7年以下。綜合分析可得，受訪者年齡普遍較大，家庭收入情況較為可觀。

2.4 研究方法

2.4.1 卡方檢驗

卡方檢驗描述兩個分類變量之間的相關程度。卡方值越大表示實際與期望的相關性越大，獨立性越小；卡方值越小表示實際與期望的相關性越小，獨立性越大。公式為

2.4.2 二元Logistic回歸模型

將因變量農戶流轉閑置宅基地的意愿分為愿意和不愿意兩種選擇，為二分變量。在綜合分析自變量后，采用二元Logistic回歸分析。將因變量量化取值：農戶愿意流轉閑置宅基地取值1，不愿意流轉閑置宅基地取值0。模型表達式為

2.5 變量說明

計量分析中，根據上述理論分析和樣本特征，選擇受訪者個體特征、家庭特征、宅基地情況和認知情況中的13個自變量作為農戶閑置宅基地流轉意愿的影響因素進行分析。變量含義說明如表3所示。

3 結果及分析

3.1 變量多重共線性檢驗

13個自變量中可能存在多重共線性問題，采用方差膨脹系數VIF和條件指數CI來衡量變量之間的共線性。VIF值越大，模型就越有可能存在共線性問題，一般要求VIF值控制在10以內[25]。通過SPSS27運行的結果如表4所示。由表4可知，自變量之間不存在嚴重多重共線性，13個自變量均不需要剔除。

3.2 農戶閑置宅基地流轉意愿分析

對于農村閑置宅基地的流轉方式，受訪者中有85名農戶愿意流轉閑置宅基地，其傾向的流轉方式如表5所示。由表5可知，56.47%的農戶選擇出租閑置宅基地，僅有9.41%的農戶選擇入股聯合經營。其可能的原因是，閑置宅基地出租的過程簡單，辦理手續少，農戶獲得收益的周期短；而農戶對入股聯合經營較為陌生，農戶文化水平有限，不了解入股聯合經營的具體操作流程及最終收益，致使農戶自身無法對該流轉方式進行風險預期判斷。相比較得出，農戶更傾向于出租和有償退出兩種流轉方式。

3.3 卡方檢驗結果

運用SPSS27軟件對農戶認知情況與流轉閑置宅基地意愿進行卡方檢驗，分析結果如表6所示。將農戶對宅基地所有權、繼承權、處置權和抵押權的認知作為自變量，將農戶是否愿意將閑置宅基地流轉作為因變量，其中X10對農戶流轉閑置宅基地意愿有顯著影響。

認知情況中，農戶對宅基地所有權的認識與流轉閑置宅基地意愿呈現出1%水平顯著性。由表6可知，在不愿意流轉閑置宅基地的農戶中，有97.06%的農戶認為宅基地屬于自己，明顯多于認為宅基地不屬于自己的農戶。推測原因是，農戶對閑置宅基地的私有觀念強，對閑置宅基地產生的情感依賴阻礙流轉行為的發生，導致農戶流轉閑置宅基地的意愿弱。同時，政民信息不對等導致農戶缺乏對相應政策的了解，對宅基地的所有權及其他屬性沒有正確的認識，不愿意將其流轉。

3.4 二元Logistic回歸結果分析

運用SPSS27軟件對農戶流轉閑置宅基地意愿的影響因素進行二元Logistic回歸分析，計量結示。由表7可知，將性別X1、年齡X2、文化程度X3、家庭總人口數X4、務農人口占比X5、家庭年收入X6、家庭經濟主要來源X7、是否在城鎮買房X8和閑置最久的宅基地閑置年數X9作為自變量，將是否愿意將閑置宅基地流轉作為因變量，影響農戶流轉閑置宅基地意愿的顯著性因素有X3、X4、X5、X6和X9，其中X3、X6與農戶流轉閑置宅基地意愿顯著正相關，X4、X5、X9與農戶流轉閑置宅基地意愿顯著負相關。

3.4.1 個體特征對農戶閑置宅基地流轉意愿的影響果如表7所

農戶個體特征中，農戶的文化程度對流轉閑置宅基地意愿在5%水平下有顯著正向影響。農戶的文化程度越高，農戶流轉閑置宅基地的意愿越強。其原因可能是，文化程度高的農戶有更開放的思想，能獲得更準確的信息，對相關政策的理解更為充分，對宅基地的價值預期更加客觀，愿意流轉閑置宅基地以獲取更大收益。文化程度在就業中起決定因素，文化程度高的農戶，獲得的工作機會多，同時，農戶的自我效能感高，認為自己能夠勝任非農業的工種，對于農村宅基地的依賴性較低，更傾向于流轉自家的閑置宅基地。

3.4.2 家庭特征對農戶閑置宅基地流轉意愿的影響

家庭特征中，家庭總人口數對農戶閑置宅基地流轉意愿在5%水平下有顯著負向影響。這表明，家庭總人口數越多，農戶流轉閑置宅基地的意愿越弱。其原因可能是，城鎮的房價較高，對于家庭人口數多的農戶來說，搬入城鎮生活的成本過高，更偏向于居住在農村。同時，家庭人口數多的農戶，承擔未來家庭成員出現風險的概率大，不愿意流轉閑置宅基地。

務農人口占比對農戶閑置宅基地流轉意愿在5%水平下有顯著負向影響。務農人口占比越大，農戶流轉閑置宅基地的意愿越弱。推測原因是，農戶對農業生產的依賴性強，把閑置宅基地作為自己的生活保障，不愿意將其流轉；而務農人口占比小的家庭，農戶多通過外出打工、經商等渠道獲取收入，從事農業活動的勞動力少，非農收入占比大，不完全將閑置宅基地作為生活保障，更愿意流轉閑置宅基地。

家庭年收入對農戶閑置宅基地流轉意愿在10%水平下有顯著正向影響。家庭年收入越高，農戶流轉閑置宅基地的意愿越強。推測原因是，家庭年收入高的農戶承擔經濟風險的能力較強，不會過分依賴閑置宅基地的保障功能，易對閑置宅基地的流轉行為抱有積極態度，并且有一定經濟實力在城鎮購買商品房，因此，家庭年收入高的農戶愿意流轉閑置宅基地以尋求更大利益。

3.4.3 宅基地情況對農戶閑置宅基地流轉意愿的影響

宅基地情況中，閑置最久宅基地的閑置年數在5%水平下對農戶閑置宅基地流轉意愿有顯著負向影響。宅基地的閑置年數越長，農戶流轉閑置宅基地的意愿越弱。其原因可能是，農戶已將房屋作為私人財產，認為宅基地是自己的生活保障。同時，農戶的不愿意流轉，是造成宅基地閑置年數長的原因之一。部分閑置宅基地閑置時間過長，年久失修，甚至成為“危房”，在出租、入股聯合經營等流轉方式中不占優勢，農戶找不到合適的盤活利用方式，只能繼續任由宅基地閑置。

4 建議

4.1 細化閑置宅基地類型，豐富盤活利用方式

對于分布集中連片的閑置宅基地，根據國土空間規劃的總體目標，依托當地資源優勢，開發“民宿+”新業態，打造旅游休閑農業生態綜合體；對于分布零散、集中整治難度大的閑置宅基地，鼓勵出租、入股聯合經營等盤活利用方式。

4.2 加強政策宣傳，提升農戶認知

農民自身文化水平較低，政策宣傳不到位，易出現認知偏差，阻礙閑置宅基地流轉。充分發揮村干部等作用，深化政策解讀，搭建農民與政府機關的有效溝通渠道。同時，積極利用村內廣播、宣傳欄等媒介，進行政策的宣傳解讀，將閑置宅基地流轉工作落到實處，以點帶面，讓村民理解此項工作的重要性。在與農戶溝通過程中，應注意傾聽他們的意見建議。

4.3 深化福利體系城鄉統籌，破除二元結構壁壘

統籌城鄉就業政策體系，破除阻礙城鄉勞動力流動的體制機制弊端，鼓勵農民在發展前景較好的城鎮尋找工作機遇，提供必要的勞動保障，逐步縮小社會福利和社會保障制度的城鄉差距，減輕農民流轉閑置宅基地的后顧之憂。

5 結束語

（1）個體特征中，文化程度對農戶流轉閑置宅基地有顯著正向作用，農戶文化程度越高，越愿意流轉閑置宅基地，而性別和年齡對流轉意愿的影響并不顯著。

（2）家庭特征中，家庭總人口數、務農人口占比、家庭年收入均對農戶流轉閑置宅基地有顯著作用，其中家庭總人口數、務農人口占比與農戶流轉閑置宅基地意愿呈顯著負相關，家庭年收入與農戶流轉閑置宅基地意愿呈顯著正相關，而家庭經濟主要來源和是否在城鎮買房對農戶流轉意愿的影響并不顯著。

（3）宅基地情況中，閑置最久的宅基地閑置年數與農戶流轉閑置宅基地意愿呈顯著負相關。宅基地的閑置年數越長，農戶流轉閑置宅基地的意愿越弱。

（4）農戶對宅基地所有權的認識與流轉閑置宅基地意愿呈顯著相關。農戶受傳統觀念影響，宅基地產權的私有化認知較為嚴重，對閑置宅基地產生的情感依賴阻礙流轉行為的發生，導致農戶流轉閑置宅基地的意愿弱。