未來預期與農戶宅基地退出行為研究

中圖分類號：F328 文獻標識號：A 文章編號：2096-9651（2025）03-0028-14

一、引言

自20世紀60年代末以來，中國的宅基地制度逐步確立了“集體所有、無償獲得、一戶一宅、長期使用、禁止交易”的管理和使用制度，在一定時期農民向城市流動不能依法平等落地的制度安排下，從政治考量來看，保證政治穩定和社會公平就是宅基地制度的優先選擇（劉守英，2015）。改革開放以來，隨著城鄉關系的變化，大量農民開始進城務工買房定居，農村地區出現“空心村”，農村的建設用地廢棄、空置與低效利用問題日益凸顯。在快速的城鎮化過程中，城鎮人口的快速增長導致對建設用地的需求不斷加大，城市發展面臨土地資源的硬性約束。城市化進程的加快和農村“人走地留、人地分離”的狀況引發了對農村宅基地問題的關注。

近年來，隨著新型城鎮化戰略的深入推進，宅基地退出成為土地政策改革的熱點議題之一。2019年新修訂的《土地管理法》明確規定，國家允許進城落戶的農村村民依法自愿有償退出宅基地，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。2020年中央一號文件強調，嚴格農村宅基地管理，扎實推進宅基地使用權確權登記頒證等。2021年中央一號文件提出，加強宅基地管理，穩慎推進農村宅基地制度改革試點，探索宅基地所有權、資格權、使用權分置有效實現形式。2023年中央一號文件強調，保障進城落戶農民合法土地權益，研究制定第二輪土地承包到期后再延長30年試點工作指導意見等。2024年的《中共中央關于進一步全面深化改革推進中國式現代化的決定》明確，依法維護進城落戶農民的土地承包權、宅基地使用權、集體收益分配權，探索建立自愿有償退出的辦法。2025年中央一號文件強調，不允許城鎮居民到農村購買農房、宅基地，不允許退休干部到農村占地建房等政策。

引導農戶自愿退出宅基地對于農村建設用地節約集約利用、促進農民市民化具有重要意義，但宅基地退出政策能否順利推進最終是由農戶的個體決策決定。從農戶角度來看，宅基地退出對于農戶來說是新的、尚不明確的，帶來的潛在結果是無法預測且不可逆的，宅基地一旦退出后農戶可能面臨生活成本提高、失去穩定住所、無法獲得社會保障、鄰里關系疏遠等一系列問題。卡尼曼和特維斯基（Kahneman，Tversky）等人指出，影響個體決策的是主觀概率，或者說是個體對客觀概率的認知，農戶在不確定性情境下，會對宅基地退出后面臨的損失、不利的后果、未來的轉變等進行綜合的評估和預測，形成對未來的預期。農戶對于未來的預期是否會對農戶宅基地退出行為產生影響，其作用機理又是怎樣的。正是基于對以上問題的回應，本文通過對四川省和浙江省宅基地退出試點地區農戶的微觀調查，提出了一個有調節的中介模型，深人探討不確定情境下農戶未來預期對宅基地退出行為的影響及作用機理，厘清影響農戶行為的內在原因，為相關政策的深入推進提供現實參考。

二、文獻回顧與研究假設

（一）農戶宅基地退出意愿與行為

學者們從不同角度對宅基地退出意愿與行為問題進行了深入探究，大致可分為五類：第一類是個體特征因素，主要包括性別、年齡、受教育程度、就業情況等指標（王俊龍等，2023；王思雨等，2022；張偉娜，2022；嚴金海，2022），與農戶宅基地退出意愿有不同程度的相關性。第二類是家庭特征因素，家庭人口數、家庭年收人水平、非農收入比重、外出務工人數、家庭養人數、城鎮是否購房等指標對農戶宅基地退出意愿產生重大影響（安俸嘉，2024；鐘國輝，2024；郭秋實等，2023；郭貫成，2022）。第三類是資源稟賦因素，農戶的宅基地面積、宅基地數量、人均居住面積和人均宅基地面積、生計資本等因素對退出行為產生重要影響（黃善林等，2025；封玫等，2024；談林沂等，2024；張悅東等，2023）。第四類是認知與心理狀況因素，農戶的認知和心理狀況與宅基地退出意愿呈現高度相關性（韓述等，2025；朱迪等，2024；晉洪濤等，2023；邢大偉等，2022），主要包括風險感知、環境感知、政策認知、產權認知等因素。第五類是文化與情感因素，文化與情感在一定程度上影響著農戶的退出意愿（封玫等，2024；陳振等，2023；嚴金海等，2022，晉洪濤等，2022），因此要從農戶個人角度考慮文化與情感對其決策與行為的影響。這些研究驗證了預期與個體行為的關聯性，但對其具體作用路徑及影響程度仍有待深入研究。

農戶行為經濟理論認為，預期是影響農戶行為的主要影響因素，也有學者指出農戶不確定性決策需要經歷“外部不確定-內部影響-不確定性態度-行為”的作用機理（金影怡，2019），外部的不確定性會對農戶的態度產生影響，從而影響農戶的退出行為。

綜上所述，本文認為農戶會對參與宅基地退出行為的后果進行評估和預測。如果農戶認為政策不可靠，或者退出宅基地后生活會變得糟糕，就會促使農戶更傾向于采用可通過自身控制的手段，即保持現狀選擇不退出。反之，如果農戶感受到宅基地退出后的生活質量、就業、社會保障、鄰里關系等方面能得到比目前更好的改善，選擇參與退出行為的概率更大。未來預期在多大程度上影響農戶退出行為有待檢驗。為此，給出假設H1：農戶對未來的預期直接影響農戶宅基地退出行為。農戶對于退出后的預期越樂觀，發生宅基地退出行為的可能性越大，反之亦然。

未來預期不僅會對農戶退出行為產生影響，根據計劃行為理論，個體的行為態度、主觀規范、知覺行為控制也會通過影響行為意向，進而影響個體的實際行為。如果農戶對宅基地退出后的生活有積極的預期，則農戶更可能對宅基地退出有更加積極的態度和意向，從而會選擇積極參與退出以實現自己的預期；反之，如果農戶預測到宅基地退出后其生活質量會下降，則首先會影響農戶的行為意向，進而阻礙農戶參與宅基地退出。因此，農戶的宅基地退出意愿對農戶宅基地退出行為具有中介效應。綜合以上，提出假設H2：農戶對退出后的預期影響宅基地退出意愿，農戶的宅基地退出意愿影響農戶宅基地退出行為，即宅基地退出意愿具有中介效應。

（二）制度認知對農戶宅基地退出行為的調節

不同農戶退出宅基地的意愿及參與宅基地退出的行為均有個體差異，這提示從對未來預期到宅基地退出意愿、從宅基地退出意愿到退出行為的影響路徑上可能有調節變量存在。在有限理性及認知模式的約束下，不同的認知層次會導致個體不同的行為模式（盧現祥，朱巧玲，2007），由于人們的主觀價值判斷很大程度上受到認知能力的限制，因此即使處于相同情境下，人們的行為也可能存在異質性（金影怡，2019）。所以，在宅基地退出背景下，應主要關注農戶的宅基地制度認知水平這一變量。

在中國傳統社會中，現代意義上的產權制度并不存在，農戶對于宅基地制度的認知通常以倫理、習俗、慣例等來進行界定。在農村，“地隨房走”、房屋私有的觀念較為普遍，也導致農戶土地私有觀念較強（彭長生，2013；晉洪濤，史清華，2011）。加上中國法律對于集體土地所有權的制度表述尚需進一步明晰（于建嶸，陳志武，2008；楊小凱，江濡山，2002），導致部分農戶出現認知偏差，調研中發現，許多村干部甚至也不能準確說出宅基地的產權性質。

稟賦理論認為產權的擁有方傾向于把產權價值看得較重（趙偉華等，2010），而農戶宅基地“私有化”的產權認知會一定程度上強化農戶對于宅基地的稟賦效應。根據以上內容，本文將農戶對于宅基地制度的認知納入未來預期對于農戶宅基地退出行為決策研究框架中，認為農戶對于宅基地正確的制度認知不僅能夠使農戶對于未來的預期更貼近真實水平，而且使農戶對待宅基地退出的態度和意愿更加理性，從而對農戶參與宅基地退出的行為有正向的影響，即制度認知調節了中介過程“未來預期-退出意愿-退出行為”的前后路徑，并提出假設H3a和 H3b 。 H3a ：對未來的預期對農戶宅基地退出意愿的影響受到制度認知的正向調節，即制度認知調節了中介效應的前半路徑；H3b：農戶宅基地退出意愿對退出行為的影響受到制度認知的正向調節，即制度認知調節了中介效應的后半路徑。

結合假設 H3a 、H3b，提出綜合性假設H3：對未來的預期經過農戶宅基地退出意愿對宅基地退出行為的中介效應受到制度認知的正向調節。

根據以上理論分析和研究假說，本文提出一個有調節的中介模型（圖1），主要目的包括三個方面：（1）考察農戶未來預期對宅基地退出行為的影響；（2）考察農戶宅基地退出意愿對未來預期與農戶宅基地退出行為是否具有中介效應；（3）考察農戶宅基地制度認知對該中介作用是否具有調節效應。該模型深化了農戶未來預期與宅基地退出行為的直接關系，不僅可以回答農戶的未來預期怎樣影響宅基地退出行為，而且可以回答這種影響是如何表現更強或更弱的。

三、研究設計

（一）數據來源及樣本基本情況

本文的數據主要來自于農戶調查，主要樣本點涉及浙江省義烏市，紹興市上虞區、柯橋區以及四川省成都市溫江區、郫都區共5個縣（市、區）。浙江省義烏市和四川省郫都區均是國家宅基地制度改革試點地區，紹興市上虞區、柯橋區以及成都市溫江區則根據本地特點在宅基地退出工作上進行了不同程度的嘗試。為保證問卷質量及調查的科學性，本文采取隨機抽樣調查的方式，于2022年7-9月在以上5個縣（市、區）中各選取2個鄉鎮，每個鄉鎮選取2＼～3個村，每個村根據村委會提供的村民名單隨機選取20～25戶農戶進行人戶式“一對一”訪問。調查中，戶主為首選受訪者，家庭的主要決策者為次選受訪者。本次調查共收集樣本477份，剔除有異常值的樣本，得到有效問卷463份，樣本有效率 97.1% 。

（二）變量選取

根據本文的理論框架，選擇以下變量進行分析。

1.因變量（Y）。因變量為農戶的宅基地退出行為。通過問卷調查，確定農戶是否已經參加了宅基地退出，如果農戶已經參與并且退出宅基地，則 Y=1 ；若沒有退出宅基地，則 Y=0 。

2.核心自變量（X）。核心自變量為農戶對于未來生活的預期。現有宅基地退出主要關注農戶生活成本變化、財產收人的直接變化等，而對于農戶宅基地退出后面臨的環境狀況變化、鄰里關系的變化并未多做考慮（孫鵬飛，2019）。為了更客觀地表達農戶對未來生活情況的預期，本文選取宅基地退出后養老和醫療保障、經濟、生活和居住環境、子女教育、鄰里關系預期變化5個變量進行表示并進行因子分析。如表1所示，KMO和Alpha表示適合做因子分析，依據特征值大于1的原則，保留一個因子，該因子表示未來預期指標，用未來預期變量進行表示。

3.中介變量（W）。設定農戶宅基地退出意愿為未來預期影響農戶宅基地退出行為的中介變量。如果農戶有宅基地退出意愿或者是自愿參加宅基地退出，則 W=1 ；如果農戶不愿意退出宅基地或是非自愿參加宅基地退出， W=0 。

4．調節變量（U）。調節變量為農戶對于宅基地制度的認知。宅基地制度有其特殊性，主要包括：一是宅基地的權利安排制度；二是宅基地獲得與分配的獨特性；三是宅基地的特殊功能（劉守英，2015）。根據調研地實際狀況，本文選擇農戶對于宅基地權屬、是否可以抵押貸款、是否可以自由買賣、戶口轉走宅基地是否會被收走、是否可以在宅基地上進行經營性活動5個問題來表達農戶對于宅基地制度的認知程度。本文根據農戶的回答對答案進行加總，回答正確記作1分，最終用每個農戶答案的得分作為農戶對于宅基地制度認知的變量。

5.控制變量。家庭或個人的特征和資本狀況是理解家庭或個人所擁有的選擇機會、所采用的生計策略和應對所處環境風險的基礎，本文主要選用年齡、性別、是否擁有專業技能、就業類型反映戶主的基本特征，家庭是否購買城市住房、家庭總收人、家庭非農勞動力比重、家庭大專以上人數比例、對宅基地的依賴程度反映被調研農戶的家庭特征。另外，本文設置了省份變量以控制不同省份的情況，選取村宅基地制度執行狀況控制不同村莊政策執行的影響。各變量的定義、說明及描述性統計如表2所示。

（三）樣本情況

從樣本統計情況來看，樣本農戶退出意愿均值為0.51，但其退出行為均值為0.38，說明存在部分農戶有宅基地退出意愿，但是并沒有發生退出行為的現象。對于未來生活的預期方面，總體來看，農戶對于退出后的生活和居住環境、經濟狀況有更樂觀的預期，但是對于未來的養老和醫療保障、子女教育、鄰里關系方面不甚樂觀。尤其是鄰里關系方面， 28.1% 的農戶預期宅基地退出后鄰里關系會變差，調研中也發現很多農戶表示，擔心宅基地退出后不能夠互相“串門”，交流會變得不方便（表3）。

農戶的宅基地制度認知方面，認知水平總體均值為1.89，低于制度認知的平均線，處于較低水平。從農戶對于制度相關問題給出的正確答案得分來看， 9% 的農戶得分為0，能夠回答正確4題和4題以上的農戶僅有 13.6% 。從農戶的具體答案來看，產權關系上， 13% 的農戶認為宅基地是屬于國家和鄉（鎮）政府的， 35% 的農戶認為宅基地是屬于村集體的， 52% 的農戶認為宅基地是屬于自己的，農戶宅基地個人私有觀念較強；宅基地的變更上， 30% 的農戶認為如果戶口轉走自己的宅基地會被收走；宅基地的交易和使用上， 44% 的農戶認為宅基地可以自由買賣， 62% 的農戶認為可以利用自己的宅基地進行抵押貸款，另外有 78% 的農戶認為可以利用農村宅基地進行經營性活動。初步數據分析結果也進一步驗證了農戶認知模糊以及與法律規定往往不一致的結論。

（四）模型設定

1.風險感知對農戶宅基地退出行為的影響。由于農戶的宅基地退出行為與退出意愿均是二分類變量，本文選擇Logit模型分析未來預期對農戶宅基地退出意愿及行為的影響，模型設定為：

其中， Y 代表農戶是否參與宅基地退出， Y=1 表示農戶已經參與宅基地退出， Y=0 表示沒有參與退出； P 代表農戶參與宅基地退出的概率， X_i 代表影響農戶參與宅基地退出行為的變量，即農戶對未來的預期以及控制變量， α，β 是待估計參數。對（1）式進行整理，并對農戶參與宅基地退出和未參與宅基地退出的概率之比取對數，可得出：

（2）式中， 是 X_i 的線性函數。

2.調節效應的檢驗。如果自變量X與因變量Y的關系受到第三個變量U的作用，此時U是調節變量。在有調節的中介模型檢驗之前，首先對制度認知對未來預期影響農戶退出行為的調節效應進行檢驗，以確定直接效應是否受到調節。根據溫忠麟（2005）調節效應的檢驗方法，假設Y與自變量X有如下關系：

（3）式和（4）式中， U 表示農戶對宅基地的制度認知。由于自變量對未來的預期均為連續變量，調節變量制度認知雖然為多分類變量，但是本文假定農戶制度認知越高調節效應越大，因此可作為連續變量處理。做以上模型的層次回歸分析，若（4）式中的 R² 明顯高于（3）式中的 R² ，或交互項XU具有顯著影響，則證明制度認知具有顯著的調節效應。

3.有調節的中介模型檢驗。本文借鑒溫忠麟等（2014）總結的對于有調節的中介模型檢驗方法，對宅基地制度認知在中介過程中的調節效應進行檢驗，即檢驗制度認知能否作為調節變量減弱農戶的未來預期對宅基地退出意愿的影響，或者加強農戶宅基地退出意愿對退出行為的影響。檢驗的步驟如下：

W=a₀+a₁X+a₂U+a₃UX+e₃

=a₀+a₂U+（a₁+a₃U）X+e₃

Y=c₀+c₁X+c₂U+b₁W+b₂UW+e₄

Y=c_0i^'+c₁^'X+c₂^'U+c₃^'UX+b₁^'W+b₂UW+e₅

其中， W 表示中介變量農戶宅基地退出意愿; e₃，e₄，e₅ 為回歸殘差， a₀，a₁，a₂，a₃，b₁，b₂ 為待估計參數。公式（5）中，因變量 X 對 W 的效應為 δ_a1+a3U 。根據方程（3）和（4）檢驗結果，如果自變量X對Y的直接效應受到U的調節，則進一步建立方程（7）進行檢驗，如果直接效應沒有受到調節，則根據方程（6）進行檢驗。將（5）式代人（6）式或（7）式進行計算，可得出 X 經過 W 對 Y 的中介效應為 （a₁+a₃U）（b₁+b₂U）=a₁b₁+（a₁b₂+a₃b₁）U+a₃b₂ U² ，可以通過對系數的檢驗判斷中介效應是否受到調節，如果中介效應與U有關，或者隨U變化，則認為中介效應是有調節的。例如，假設 a₁b₂=0，a₃b₁=0，a₃b₂=0 ，只要其中有一個被拒絕，則認為中介效應是有調節的。進一步，本文把對系數乘積的檢驗變成對于兩個系數的檢驗。例如，要檢驗 a₃b₁=0 ，變成 a₃=0 或 b₁=0 。根據公式，先檢驗方程（5）中的 是否顯著，再檢驗方程（6）或（7）中的 b₁，b₂ 是否顯著，如果 a₁≠0 且 b₂≠0 ，或者 a₃≠ 0且 b₁≠0 ，或者 a₃≠0 且 b₂≠0 ，至少有一組成立，則認為中介效應受到調節。進一步，如果 a₃b₁≠0 ，則認為制度認知（U）調節了前半路徑，即制度認知（U）對風險感知影響宅基地退出意愿具有調節效應；如果 a₁b₂≠0 ，則認為制度認知（U）調節了后半路徑，即制度認知（U）對宅基地退出意愿影響宅基地退出行為具有調節效應。

四、實證檢驗與結果分析

（一）實證檢驗

為了便于對回歸結果進行解釋，在做檢驗前，先對自變量（X）、中介變量（W）、調節變量（U）以及控制變量進行中心化后再進行分析。參照溫忠麟等（2006，2014）關于有調節的中介模型檢驗步驟，設定檢驗程序：首先，對未來預期（X）對農戶宅基地退出行為（Y）進行回歸，檢驗直接效應。其次，對有調節的中介效應進行檢驗，第一步，對制度認知（U）對未來預期（X）影響宅基地退出行為（Y）是否具有直接調節效應進行檢驗，以確定以Y為因變量的回歸方程；第二步，做農戶宅基地退出意愿（W）對未來的預期（X）、制度認知（U）以及兩者的交叉項（XU）的回歸，判斷系數 a₁ 和 a₃ 的顯著性；第三步，做農戶宅基地退出行為對未來預期（X）、制度認知（U）、宅基地退出意愿（W）、未來的預期和制度認知交叉項（XU）、宅基地退出意愿和制度認知（WU）交叉項的回歸，判斷系數 的顯著性。最后，將不顯著的系數固定為0，重新估計其他系數，并寫出中介效應，報告其在U的均值以及均值上下一個標準差處的中介效應值，從而對未來預期影響宅基地退出行為中的中介過程受到調節的情況有完整和清晰了解。

1.未來預期對農戶宅基地退出行為的影響。本文首先分析未來預期對農戶宅基地退出行為的影響。表4的欄（1）中的結果表明，農戶對未來樂觀的預期對農戶宅基地退出行為在1% 的水平上有顯著的正向影響，假說H1得到驗證。當農戶對未來的預期越樂觀，如農戶預期宅基地退出后養老和醫療保障、經濟狀況、生活和居住環境、鄰里關系、子女教育等會得到改善，更有可能參與宅基地退出從而實現自己的預期。

2.有調節過程的中介效應檢驗。首先檢驗直接效應是否受到制度認知的調節，建立宅基地退出行為與制度認知的簡單調節模型。結果如表4的（2）（3）欄，交互項XU在 10% 的水平上顯著，說明未來預期和農戶退出行為的直接效應受到了制度認知的調節，進而選擇回歸方程（5）和（7）分別對有調節效應的中介過程進行檢驗。根據前文所述，先檢驗方程（5）中的系數 a₁、a₃ 是否顯著，再檢驗方程（7）中的 b₁、b₂ 是否顯著。結果如表4（4）（5）欄所示。

從表4（4）欄的結果看， a₁ 系數顯著， a₃ 系數不顯著，在表4（5）欄中， 系數均顯著，證明存在中介效應且中介效應受到制度認知調節。農戶對于宅基地退出后樂觀的預期能夠直接促進農戶的宅基地退出意愿，從而正面影響農戶的宅基地退出行為。另外，加人宅基地退出意愿后，農戶對未來的預期對退出行為的直接影響不再顯著（ ， P= 0.294） ，“未來預期-宅基地退出意愿-宅基地退出行為”的影響路徑中宅基地退出意愿起到完全中介作用，驗證了“態度-意向-行為”的農戶行為決策過程，假說H2得到驗證。

從表4中進一步得知， a₃ 系數不顯著，但 a₁ 且 b₂ 系數顯著，制度認知（U）調節了中介過程的后半路徑，即僅對農戶宅基地退出意愿對宅基地退出行為的影響具有調節效應（圖2），假說H3a不成立，H3b得證。由于（4）欄結果中顯示對未來的預期與農戶制度認知的交叉項XU的系數不再顯著（ P=0.759 ），說明加入中介變量后，制度認知通過正向影響農戶的退出意愿進而正向作用于農戶的宅基地退出行為，當農戶的制度認知水平越高時，這種影響作用越大，即農戶未來預期對宅基地退出行為的正向影響越強。

由于模型的前半部分沒有受到調節，將系數 a₃ 設置為0，如表4的（6）欄，進行重新估計和檢驗模型。由于中介變量和因變量都是二分類變量，在做logit分析時，會遇到異方差問題，使系數不具有可比性。為了解決這個問題，使用可比系數計算方法，經過系數轉換，計算的中介效應為 a₁b₁+a₁b₂U=0.379+0.173U ，計算其在U的均值及上下一個標準差位置的值分別為0.379、0.592、0.167。當農戶的制度認知（U）處于平均水平時（ U=0 ），對未來生活的預期經過農戶宅基地退出意愿對農戶宅基地退出行為的中介效應為0.379；當農戶對于宅基地的制度認知（U）高于平均水平時，中介效應為0.592，當農戶對于宅基地制度認知程度較低時，中介效應為0.167。經系數轉換后， ，中介效應與直接效應的比值 ∣a₁b₁+ a₁b₂U/c₁^'1 在U的平均值、上下一個標準差的位置分別為4.487、7.000、1.973，制度認知在平均水平和較高水平時，中介效應起主要作用，當制度認知處于較低水平時，中介效應的作用逐漸減弱，假說H3得證。

（二）穩健性檢驗

為了更加了解制度認知發揮的調節作用并進行穩健性檢驗，本文利用制度認知的平均值和標準差將樣本分為3組：小于平均值減去一個標準差的樣本為低制度認知組，大于平均值加上一個標準差的樣本為高制度認知組，中間的樣本為中制度認知組，并利用非參數百分位Bootstrap法通過計算系數乘積的置信區間對中介效應進行檢驗，檢驗結果如表5所示。

由表5可知，在全部樣本條件下，宅基地退出意愿的間接效應為0.097， 95% 水平上的置信區間為［0.073，0.121]，不包含0，即農戶未來預期通過宅基地退出意愿影響農戶宅基地退出行為的作用是顯著的。在低制度認知條件下時，系數乘積在 95% 水平上的置信區間為[-0.035， 0.231] ，包含0，未來預期通過宅基地退出意愿影響農戶宅基地退出行為的作用不顯著；而在中制度認知水平和高制度認知水平下，系數乘積在 95% 水平上的置信區間分別為[0.060，0.110]和［0.028，0.281]，均不包含0，證明中介效應顯著。而且其宅基地退出意愿的間接效應分別為0.085和0.155，隨著制度認知水平的提高，中介效應增大，宅基地退出意愿在未來預期和宅基地退出行為之間的中介作用變強，驗證了制度認知的正向調節效應。

（三）進一步討論

為了考察在不同制度認知水平下農戶不同的預期對于宅基地退出行為的影響，也即農戶不同的預期如何以農戶宅基地退出意愿為依托，引導有意愿的農戶參與宅基地退出行為，本文進一步將農戶對于養老和醫療保障、經濟狀況、生活和居住環境、子女教育、鄰里關系5個方面的預期分別進行非參數百分位Bootstrap法檢驗，以確定其中介效應是否顯著及效應的大小，檢驗結果如表6所示。

當農戶的制度認知水平較低時，不管是養老和醫療保障，還是對于宅基地退出后其他方面的預期，其中介效應均不顯著，即農戶對未來的評估和預測并沒有通過農戶宅基地退出意愿的中介作用對宅基地退出行為進行影響；而當農戶的制度認知水平提高時，其 95% 的置信區間均不包括0，農戶對于未來的預期對宅基地退出行為通過退出意愿進行影響，并具有正向的顯著作用；當農戶的制度認知達到更高水平時，生活和居住環境、鄰里關系兩個方面的改善更有助于提高農戶退出意愿，進而激勵農戶參與宅基地退出，而且此時宅基地退出意愿發揮的中介作用比中制度認知水平時更高。

五、研究結論與啟示

在對現有文獻進行梳理時，本文注意到，當前關于農戶宅基地退出行為的研究大多集中在農戶預期對退出行為的影響上，而對影響路徑及影響程度的研究則相對較少。基于這一發現，本文利用浙江省和四川省宅基地退出試點地區的調研數據，采用Logit模型，并結合中介效應和調節效應，構建了農戶宅基地退出行為的影響機制模型。該模型重點考察了農戶宅基地退出意愿的中介效應，以及制度認知對未來預期、農戶宅基地退出意愿、退出行為相互關系的調節效應。結果發現：農戶對未來預期能夠通過宅基地退出意愿間接地影響退出行為，而制度認知則調節了這一中介過程的后半段。當農戶對未來預期較為樂觀時，其退出意愿會增強，進而促進退出行為的發生。而制度認知水平的高低則會影響這一過程的效果。較高的制度認知水平能夠使農戶更準確地理解政策，從而增強未來預期對退出意愿的影響，進一步推動退出行為的實現。根據以上結論，在宅基地退出政策的推行過程中，應充分考慮農戶的未來預期和制度認知因素，采取針對性的措施，以提高政策的實施效果。

首先，應注重農戶宅基地退出后未來預期對農戶宅基地退出行為的影響。在信息不對稱以及未來面臨諸多不確定情形下，應總結試點地區的成功案例和做法并進行宣傳，使農戶有案例可以參考，使其對宅基地退出后的經濟狀況、養老和醫療保障、生活和居住環境的改善等有客觀認識和預期，從而減弱農戶的不確定性。例如，可以通過組織農戶參觀已退出宅基地地區的改善情況，或者舉辦政策解讀講座等方式，讓農戶更直觀地了解退出后的潛在好處和可能面臨的挑戰，幫助他們作出更明智的決策。

其次，以農戶參與宅基地退出意愿為依托，確保政策的連續性和穩定性，使農戶對未來有穩定的預期。政府部門在制定和實施宅基地退出政策時，應充分尊重農戶的意愿，避免強制性措施，而是通過激勵和引導的方式，讓農戶自愿參與。同時，應建立健全政策監督和評估機制，及時調整和完善政策內容，確保政策的公平性和有效性。

第三，提高農戶的政策認知是尋求解決政策失效、探索政策創新的最佳切入點。政府應運用各種方式和途徑，加強農村宅基地制度的宣傳力度。除了傳統的宣傳手段，如發放宣傳手冊、張貼海報等，還可以利用現代信息技術，如社交媒體、手機應用程序等，開展多樣化的宣傳活動。同時，應加快農村宅基地和住房的確權頒證工作，對權屬不清、超標占用等歷史遺留問題要妥善處理，強化農戶對于宅基地制度的理解，減少未來宅基地退出中可能出現的矛盾和糾紛。

第四，針對不同制度認知水平的農戶，采取差異化的激勵措施。對于制度認知水平較低的農戶，除了加強宣傳外，還可以通過設立咨詢點、提供一對一咨詢服務等方式，解答他們的疑問，幫助他們正確認識宅基地制度和政策。對于制度認知水平較高的農戶，可以通過提供穩定的政策預期和優惠的退出補償方案，鼓勵他們積極參與。對于對宅基地制度有更高認知水平的農戶，除了關注經濟補償和生活保障外，還應注重改善他們的居住環境和社區關系。例如，在安置小區建設公共設施、組織社區活動等，提高他們的生活質量和滿意度。

綜上所述，通過綜合考慮農戶的未來預期和制度認知因素，采取針對性的政策措施，可以有效提高農戶參與宅基地退出的積極性和主動性，促進宅基地退出政策的順利實施，推動農村土地資源的合理利用和農村經濟社會的可持續發展。

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（作者單位：1．浙江紅船干部學院；2.曲阜師范大學政治與公共管理學院）