經(jīng)濟快速發(fā)展地區(qū)農(nóng)戶宅基地上市流轉(zhuǎn)意愿及其影響因素的實證分析

鄭沃林++謝昊++譚建純

摘要：通過對廣州轄區(qū)內(nèi)城中村、近郊村及遠郊村的農(nóng)戶進行宅基地流轉(zhuǎn)意愿問卷調(diào)查，采用Logistic模型，分析影響農(nóng)戶宅基地上市流轉(zhuǎn)的影響因素。研究結(jié)果表明：不同類型行政村的農(nóng)戶宅基地上市流轉(zhuǎn)意愿度并不一致，主要影響農(nóng)戶宅基地上市流轉(zhuǎn)意愿的因素為宅基地的現(xiàn)狀利用、受教育水平、家庭宅基地的數(shù)量、居住現(xiàn)狀滿意度、住房等級、改變土地用途作為宅基地使用；家庭總?cè)藬?shù)及宅基地管理滿意度并不是影響農(nóng)戶宅基地上市流轉(zhuǎn)意愿的主要因素。建議根據(jù)不同類型行政村農(nóng)戶宅基地上市流轉(zhuǎn)的意愿度及具體影響其上市流轉(zhuǎn)意愿的因素有針對性地構(gòu)建宅基地上市流轉(zhuǎn)機制，并在經(jīng)濟快速發(fā)展地區(qū)建立宅基地流轉(zhuǎn)示范點，形成宅基地“退出—收購—補償—安置—流轉(zhuǎn)”的良性循環(huán)。

關(guān)鍵詞：農(nóng)戶意愿；宅基地；上市流轉(zhuǎn)；影響因素

中圖分類號：F301.2 文獻標志碼： A文章編號：1002-1302（2016）05-0588-04

工業(yè)化和城鎮(zhèn)化進程的加速不可避免地導致城市擴張對土地的需求加劇。擴張的土地大部分來源于農(nóng)村土地國有化。但是在農(nóng)村土地征收過程中，衍生大量問題。對于城中村和近郊村而言，大多數(shù)宅基地建設(shè)缺乏規(guī)劃，受房屋出租等的利益驅(qū)使，宅基地違法使用問題突出，比如未批先建、少批多占、非法流轉(zhuǎn)等，土地資源集約利用水平低下；對于遠郊村而言，城鎮(zhèn)化進程中勞動力外遷導致大量宅基地閑置，內(nèi)地部分地區(qū)甚至出現(xiàn)“空心村”，造成農(nóng)村土地的低效利用和浪費現(xiàn)象[1-3]?？梢?，產(chǎn)生于20世紀60年代的宅基地制度在社會主義市場經(jīng)濟體制轉(zhuǎn)型以及快速城鎮(zhèn)化的過程中暴露出許多問題，阻礙了改革進程，在一定程度上也成為干擾經(jīng)濟建設(shè)進一步持續(xù)發(fā)展的因素之一[4-7]。因此，學術(shù)界開始針對宅基地流轉(zhuǎn)的問題在土地產(chǎn)權(quán)制度改革、征地制度改革、土地發(fā)展權(quán)、集體建設(shè)用地入市、宅基地使用制度改革等方面提出具體的對策建議，以探索和構(gòu)建一體化的宅基地退出、收購及上市流轉(zhuǎn)的市場運行機制[8-12]。然而，目前宅基地隱形流轉(zhuǎn)現(xiàn)象已經(jīng)相對普遍，但實際上卻缺少具體的宅基地流轉(zhuǎn)意愿調(diào)查數(shù)據(jù)及相關(guān)聯(lián)的影響宅基地流轉(zhuǎn)意愿的因素而無法構(gòu)建有針對性的宅基地流轉(zhuǎn)系統(tǒng)性的機制，成為城鄉(xiāng)土地市場建設(shè)的短板。

本研究以廣東省廣州市城中村、近郊村及遠郊村為例，在調(diào)查問卷與實地調(diào)研基礎(chǔ)上，將Logistic模型引入農(nóng)戶宅基地上市流轉(zhuǎn)意愿的分析中，進一步探索經(jīng)濟快速發(fā)展地區(qū)農(nóng)戶對宅基地上市流轉(zhuǎn)的意愿度及影響宅基地上市流轉(zhuǎn)意愿的關(guān)鍵因素，為提高宅基地利用的效益，健全城鄉(xiāng)土地市場及政府部門制定宅基地上市流轉(zhuǎn)政策提供實質(zhì)性建議。

1研究區(qū)域及調(diào)查方法

2009年至今，廣州市相繼出臺《加快形成城鄉(xiāng)經(jīng)濟社會發(fā)展一體化新格局的實施意見》《廣州市城鄉(xiāng)統(tǒng)籌土地管理制度創(chuàng)新試點方案》等文件，成為經(jīng)濟快速發(fā)展地區(qū)積極探索空閑宅基地收購和退出機制改革及城鄉(xiāng)統(tǒng)籌土地管理制度創(chuàng)新試點城市。為此，本項目組從2015年2月開始以廣州市市轄區(qū)的荔灣、海珠、天河、黃埔、白云、蘿崗、番禺、花都、南沙9區(qū)作為研究區(qū)域。值得指出的是，越秀區(qū)范圍內(nèi)村不多，面積小，又被城市緊密包圍，研究意義不大，故未被選取?？紤]到相鄰村的總體情況相似度較高；在充分論證后，選定15個行政村作為研究對象，并根據(jù)行政村與區(qū)域中心之間的關(guān)系，將選定行政村劃分為城中村、近郊村及遠郊村3類村進行研究（表1）。

調(diào)查以隨機性抽樣方式為主，共發(fā)放問卷600份，由于受調(diào)研成員對問卷不熟悉，未能進行延伸式訪談，個別村干部戒備心強不愿接受調(diào)研，以及部分村民對調(diào)研問題較敏感存有抗拒心理三大主要方面影響，截至2015年6月，共回收問卷472份，回收率達到78.6%，剔除無效問卷后，有效問卷為375份，有效率達到79.5%。

2研究方法及變量選擇

2.1研究方法

由于農(nóng)戶對宅基地流轉(zhuǎn)意愿的回答是一個“是”與“否”類別所屬區(qū)村名說明發(fā)放數(shù)量

（份）問卷有效率

（%）宅基地利用現(xiàn)狀城中村荔灣區(qū)增滘村分布在城市內(nèi)圍，土地權(quán)屬、戶籍、4082.86宅基地違法使用問題明顯，主要有南漖村行政管理體制保留農(nóng)村模式的村落4075.86一戶多宅、超標準占地、“未批先建”等；海珠區(qū)龍?zhí)洞?084.00建房缺乏規(guī)劃約束，總量及人均住房建天河區(qū)柯木塱4088.57筑面積過大等；農(nóng)民法律意識薄弱，“證黃埔區(qū)夏園村4079.41地”“證人”不符、多數(shù)宅基地房屋無完近郊村白云區(qū)陳洞村分布在城市外圍，離城市較近，村內(nèi)生活習慣與城市有相似性4079.49善批準手續(xù)、宅基地的非法轉(zhuǎn)讓等；宅秀水村4072.00基地的配置效率及利用率低，大量宅基、番禺區(qū)海心村4076.47地閑置建新不拆舊等官坑村4074.07蘿崗區(qū)燕塘村4075.00遠郊村花都區(qū)東升村分布在郊區(qū)，遠離城市，生活習慣與城市不一致，有較強的農(nóng)村生活氛圍4077.42聯(lián)民村4086.67南沙區(qū)新興村4075.68小虎村4072.73民立村4087.10

的二分變量，即本研究反映的是分類數(shù)據(jù)（離散數(shù)據(jù)的一種）。因此，無法直接使用多元線性回歸方法進行量化解讀，而需要轉(zhuǎn)化為效用模型進行估計。作為應用最為廣泛、結(jié)果分析最為理想的效用模型，Logistic模型一直被用于個體決策行為的客觀數(shù)理反映分析，模型表達如下：

Y=lnP1P2=β0+β1X1+…+β13X13；

通過公式變換可得：

Y=β0+β1X1+…+β13X13。

式中：Y是因變量，表示村民是否愿意上市流轉(zhuǎn)宅基地；P1表示村民愿意宅基地上市流轉(zhuǎn)，P2表示村民不愿意宅基地上市流轉(zhuǎn)；Xi是自變量，用 X1～X13分別表示影響宅基地流轉(zhuǎn)的若干因素；βi為影響因子的回歸系數(shù)，β0為常數(shù)項。通過分析自變量和因變量之間的相關(guān)關(guān)系，可以清楚地反映影響農(nóng)村宅基地流轉(zhuǎn)的因素及其貢獻值。

2.2變量選擇及說明

2.2.1因變量的確定本研究主要探討城中村、近郊村及遠郊村農(nóng)戶宅基地上市流轉(zhuǎn)意愿的影響因素。在問卷中，將問卷定為“您是否愿意上市流轉(zhuǎn)宅基地”，選擇答案設(shè)定為“愿意”和“不愿意”2種情況。P1表示村民愿意上市流轉(zhuǎn)宅基地，P2表示村民不愿意上市流轉(zhuǎn)宅基地。在受訪的375個農(nóng)戶中，選擇愿意上市流轉(zhuǎn)宅基地的有204戶，占有效問卷總數(shù)的54.4%，選擇不愿意上市流轉(zhuǎn)宅基地的有171戶，占有效問卷總數(shù)的45.6%；其中，不同類型行政村農(nóng)戶流轉(zhuǎn)意愿的比例存在一定的差異，成非均質(zhì)化分布，總體上看，近郊村的意愿強于城中村，遠郊村意愿強于近郊村（表2）。

表2研究區(qū)域農(nóng)戶宅基地流轉(zhuǎn)意愿情況%

流轉(zhuǎn)意愿城中村近郊村遠郊村愿意上市流轉(zhuǎn)14.9317.8721.60不愿意上市流轉(zhuǎn)19.7313.0712.80

2.2.2自變量的確定借鑒現(xiàn)有的宅基地流轉(zhuǎn)研究成果及調(diào)研的實際情況，以農(nóng)戶人口特征變量、家庭宅基地及住宅特征變量、滿意度特征變量及宅基地管理特征變量的4類變量作為解釋變量。其中，農(nóng)戶人口特征變量包括年齡、文化程度、家庭總?cè)藬?shù)及職業(yè)4類測度；家庭宅基地及住宅特征變量包括家庭宅基地數(shù)量、宅基地利用情況及住房等級3類測度；住房滿意度特征變量包括居住現(xiàn)狀滿意度及宅基地管理滿意度2類測度；改變土地用途作為宅基地使用、未經(jīng)申報改建房屋、未經(jīng)批準改建房屋及村集體的管理作用4類測度（表3）。表3影響農(nóng)戶宅基地流轉(zhuǎn)意愿的相關(guān)變量

變量代碼變量說明農(nóng)戶人口特征年齡（歲）X1≤30=1，31～40=2，41～50=3，51～60=4，>60=5文化程度X2不識字或初識字=1，小學=2，初中=3，高中（包括中專、職高）=4，大專、大學本科=5，研究生以上=6家庭總?cè)藬?shù)X3人數(shù)職業(yè)X4農(nóng)民=1，工人=2，個體戶=3，企業(yè)主=4，其他=5家庭宅基地及住宅特征家庭宅基地數(shù)量X50處=1，1處=2，2處=3，3處=4，≥4處=5宅基地利用情況X6最高=1，較高=2，一般=3，較低=4，很低=5住房等級X7最好=1，一般=2，較差=3，臨時=4住房滿意度特征居住現(xiàn)狀滿意度X8滿意=1，比較滿意=2，一般=3，不太滿意=4，很不滿意=5宅基地管理滿意度X9滿意=1，比較滿意=2，一般=3，不太滿意=4，很不滿意=5宅基地管理特征改變土地用途作為宅基地使用X10不存在=1，很少=2，一般=3，較多=4，大量存在=5未經(jīng)申報改建房屋X11沒有=1，很少=2，一般=3，較多=4，大量存在=5未經(jīng)批準改建房屋X12沒有=1，很少=2，一般=3，較多=4，大量存在=5村集體的管理作用X13基本沒用=1，有但作用不大=2，很大作用=3

（1）年齡。一般情況下，農(nóng)戶的年齡越大，其思想觀念相對保守、“戀地”情結(jié)相對強烈；并制約其就業(yè)技能的二次學習能力，不利于城鎮(zhèn)非農(nóng)就業(yè)的發(fā)展[13]。本研究假設(shè)農(nóng)戶年齡對宅基地的上市流轉(zhuǎn)有負向影響。

（2）文化程度。一般認為，農(nóng)戶文化程度越高，越容易接受新事物；同時，文化程度越高越利于其在城鎮(zhèn)獲取非農(nóng)就業(yè)機會，一定程度上降低其對宅基地的依賴程度[14]。本研究假設(shè)農(nóng)戶的文化程度越高，越愿意宅基地上市流轉(zhuǎn)，從而獲得高額的宅基地流轉(zhuǎn)補償。

（3）家庭總?cè)藬?shù)。家庭總?cè)藬?shù)是家庭規(guī)模的反映[15]。本研究假設(shè)家庭總?cè)藬?shù)越大，越傾向于將宅基地作為生活資料保留，對宅基地流轉(zhuǎn)有負向的影響作用。

（4）職業(yè)。農(nóng)戶的職業(yè)影響農(nóng)戶對宅基地的流轉(zhuǎn)意愿，一般而言從事農(nóng)業(yè)的農(nóng)戶對宅基地的依賴程度較高，從事非農(nóng)行業(yè)的農(nóng)戶對宅基地的依賴程度相對較低[16]。本研究假設(shè)職業(yè)因素對宅基地上市流轉(zhuǎn)有正向的影響作用。

（5）家庭宅基地數(shù)量。宅基地的數(shù)量與宅基地上市流轉(zhuǎn)后獲得的補償成一定正比例，即宅基地數(shù)量越多，可以進行上市流轉(zhuǎn)并獲得的補償也越多[13]。本研究假設(shè)家庭宅基地數(shù)量與宅基地上市流程意愿成正比。

（6）宅基地利用情況。不同的宅基地利用現(xiàn)狀可能對農(nóng)戶的宅基地流轉(zhuǎn)意愿產(chǎn)生不同的影響。本研究假設(shè)無序的宅基地利用現(xiàn)狀對宅基地上市流轉(zhuǎn)產(chǎn)生正向影響。

（7）住房等級。對于大部分農(nóng)戶，宅基地是作為生活資料的功能。本研究認為住房等級較高，即房屋結(jié)構(gòu)和質(zhì)量較好，影響農(nóng)戶宅基地上市流轉(zhuǎn)的意愿。

（8）居住現(xiàn)狀滿意度。居住現(xiàn)狀滿意度受區(qū)位、環(huán)境、鄰里關(guān)系等因素的影響，并直接影響農(nóng)戶的宅基地上市流轉(zhuǎn)的意愿。本研究認為居住現(xiàn)狀滿意度較低的農(nóng)戶，一般較為傾向?qū)φ剡M行上市流轉(zhuǎn)。

（9）宅基地管理滿意度。宅基地管理滿意度較高的農(nóng)戶越傾向于保留宅基地的自主管理權(quán)。假設(shè)農(nóng)戶宅基地管理滿意度與宅基地上市流轉(zhuǎn)的意愿成一定程度的反比例。

（10）改變土地用途作為宅基地使用。假設(shè)改變土地用途作宅基地對于宅基地上市流轉(zhuǎn)起到正向作用。

（11）未經(jīng)申報改建房屋。假設(shè)未經(jīng)批準改建房屋對于宅基地上市流轉(zhuǎn)起到正向作用。

（12）未經(jīng)批準改建房屋。假設(shè)未經(jīng)批準改建房屋對于宅基地上市流轉(zhuǎn)起到正向作用。

（13）村集體的管理作用。假設(shè)村集體的管理對于宅基地上市流轉(zhuǎn)起到負向作用。

3結(jié)果與分析

3.1模型檢驗

基于設(shè)定的模型和農(nóng)戶調(diào)查所得的數(shù)據(jù)，以“農(nóng)戶宅基地上市流轉(zhuǎn)意愿”為因變量，選取5%的統(tǒng)計顯著水平。將模型中的所有自變量進行似然比檢驗，由表4可知，將13個變量都包含在內(nèi)的進入方式算得卡方值為19.015，小于0.05水平上13個自由度的檢驗值22.36，而且P值也大于0.05，故而將13個變量都考慮在內(nèi)的情況下模型擬合程度不好。

經(jīng)計算可得，步驟4的卡方值是大于5%的統(tǒng)計顯著水平上的10個自由度的臨界值18.31，而且其Sig值也小于 0.05，這說明從步驟4開始才是模型擬合程度較好的情況。因為Step所包含的變量最多，所以我們采用步驟4中所采用的擬合進行研究。最終選取的10個變量以及顯著性檢驗結(jié)果見表6。

3.2模型結(jié)果展示及分析

宅基地的現(xiàn)狀利用情況是影響農(nóng)村宅基地流轉(zhuǎn)意愿的首要因素。這充分說明，宅基地的現(xiàn)狀利用情況越低，村民越傾向于宅基地上市流轉(zhuǎn)。這可能是因為部分村民已申請了宅基地，但是由于某些原因不在本村居住或者仍在本村居住但是缺少建房資金，導致宅基地閑置；或者是將擁有的宅基地出售給城鎮(zhèn)居民建房所用。對這部分人而言，他們非常支持宅基地上市流轉(zhuǎn)，其目的在于獲取較現(xiàn)在的利用現(xiàn)狀更大收益。

受教育水平是影響宅基地流轉(zhuǎn)意愿的第二大因素，系數(shù)為3.536。受教育水平對流轉(zhuǎn)意愿的影響是正向，即文化程度越高，對宅基地的流轉(zhuǎn)意愿越強烈。這是因為受教育水平越高的村民，其思維、視野較受教育水平低的村民更容易接觸宅基地上市流轉(zhuǎn)的理念及對流轉(zhuǎn)的新政策實行更多地抱一種理性的態(tài)度。

家庭宅基地的數(shù)量影響宅基地流轉(zhuǎn)意愿的第三大因素。這充分說明，家庭擁有的宅基地數(shù)量越多，支持宅基地上市流轉(zhuǎn)的意愿越強。其原因在于宅基地的數(shù)量與房屋的數(shù)量不一定成正比，即不能說明宅基地多就能建造更多的房屋進行出租或出售營利。大部分農(nóng)戶的家庭條件一般，并沒有足夠資金去建造余量的房屋。當農(nóng)戶預計本村不在政府征地計劃范圍內(nèi)，過多的宅基地并不能給予他們足額的收益，往往更傾向于進行宅基地上市流轉(zhuǎn)以獲取邊際效益。

對居住現(xiàn)狀的不滿意以及想要改善自己生活條件的訴求也是促使村民支持宅基地上市流轉(zhuǎn)的重要因素。不難看出，住房等級及居住現(xiàn)狀滿意度的系數(shù)超過1.5。這充分說明，住宅結(jié)構(gòu)越差或居民對居住現(xiàn)狀越不滿意，村民越傾向于宅基地上市流轉(zhuǎn)。居民住宅結(jié)構(gòu)較差、對居住現(xiàn)狀不滿意，在他們生活條件得到提高的時候，他們便對改變這種不滿意現(xiàn)狀有了一種訴求。但是這種訴求卻促進了他們對宅基地流轉(zhuǎn)的支持，可能由以下2個方面原因造成：一是他們想新建住宅，但是又想保留老住宅作他用，從而希望再擁有一處宅基地；二是他們想移居新的住處（比如城區(qū)），對原來的宅基地希望通過出售獲取收益。而現(xiàn)有的宅基地管理政策在一定程度上限制了前一種訴求，因此他們更希望宅基地上市流轉(zhuǎn)實現(xiàn)自身利益的最大化。

改變土地用途作為宅基地使用對影響宅基地的流轉(zhuǎn)意愿有相對較強的正面作用，系數(shù)為1.998。村民將農(nóng)用土地改作宅基地使用的情況主要由2種原因造成，一是欲建新房而無宅基地，二是獲取宅基地用于出售或者租賃，其目的均是滿足自己的切身利益。欲建新房而無宅基地這一點集中體現(xiàn)了目前農(nóng)村宅基地管理的不合理性，一戶一宅是否在當今仍然適用值得進一步研究、論證。而獲取宅基地用于出售或者租賃則說明了目前農(nóng)村宅基地在社會上具有很好的市場。在商品房價位居高不下甚至不斷上升的情況下，很多城鎮(zhèn)居民在住房問題上所面臨的經(jīng)濟壓力越來越大，很多城鎮(zhèn)居民無奈之下選擇購買價格較為便宜的農(nóng)村宅基地，并在其基礎(chǔ)之上建造房屋以供居住。這說明農(nóng)村宅基地上市流轉(zhuǎn)在一定程度上能夠緩解城鎮(zhèn)居民的居住壓力。

家庭人口數(shù)并不是影響宅基地流轉(zhuǎn)意愿的關(guān)鍵性因素，二者相關(guān)性很小。一般認為，當村民對宅基地的流轉(zhuǎn)有了訴求，很有可能是因為家庭人口數(shù)的增多造成的居住空間不足。然而，通過量化分析卻發(fā)現(xiàn)二者并沒有特別強的因果關(guān)系。這是因為受訪者的家庭人口數(shù)多集中于4～8口人的范圍內(nèi)，但是家庭的宅基地面積較大，多處于100～149 m2的區(qū)間內(nèi)，房屋的建筑總面積更大，大部分在200 m2以上。因此，目前的房屋建筑面積完全可容納受訪者家庭成員的居住需求，居住空間不足的現(xiàn)象在調(diào)研區(qū)域并不存在，并不是影響宅基地上市流轉(zhuǎn)意愿的關(guān)鍵性因素。

現(xiàn)狀宅基地的管理情況，村集體在管理宅基地過程中起到的作用對受訪者宅基地的流轉(zhuǎn)意愿基本沒有影響。這說明無論宅基地的現(xiàn)狀管理好壞，村集體管理宅基地的作用強弱，支持宅基地流轉(zhuǎn)的仍然是支持，反對的依舊反對。這也進一步反映了宅基地的流轉(zhuǎn)意愿不取決于現(xiàn)狀管理的情況。值得思考的是在商品經(jīng)濟高度發(fā)達的今天，原有的宅基地政策可能已經(jīng)不適用于當今社會，如果不能順應時代發(fā)展重新制定，那么它將很有可能大大制約農(nóng)村居民生活質(zhì)量的提高。

4結(jié)論與啟示

通過調(diào)研及量化分析，愿意進行宅基地上市流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶約占總樣本的一半以上。從行政村分布區(qū)域來看，由于城中村土地非農(nóng)化價值最高，近郊村其低，遠郊村最次，導致城中村居民惜地如金，宅基地上市流轉(zhuǎn)意愿最弱；遠郊村居民寄望通過宅基地上市流轉(zhuǎn)享受城鎮(zhèn)化及工業(yè)化帶來的土地巨額收益，宅基地上市流轉(zhuǎn)意愿最強。從影響宅基地上市流轉(zhuǎn)意愿因素來看，宅基地的現(xiàn)狀利用情況、村民受教育水平、家庭宅基地的數(shù)量及居住現(xiàn)狀滿意度等是影響宅基地上市流轉(zhuǎn)的關(guān)鍵性因素。

充分尊重不同行政村農(nóng)戶上市流轉(zhuǎn)的意愿，考慮不同行政村區(qū)位差異及影響農(nóng)戶宅基地上市流轉(zhuǎn)的主要因素，根據(jù)宅基地利用現(xiàn)狀效益、家庭宅基地數(shù)量有針對性地擬定宅基地退出機制、宅基地收購及補償流程及宅基地上市流轉(zhuǎn)政策，可以在經(jīng)濟快速發(fā)展地區(qū)內(nèi)村民受教育水平較高或?qū)幼‖F(xiàn)狀相當不滿意的行政村建立宅基地流轉(zhuǎn)示范點，形成宅基地“退出—收購—補償—安置—流轉(zhuǎn)”的良性循環(huán)。

參考文獻：

[1]鄭沃林，黎彥君. 廣州市農(nóng)村低效用地二次開發(fā)策略研究[J]. 城市，2014（2）：55-60.

[2]鄭沃林，周為吉. 集體低效建設(shè)用地再開發(fā)策略——以天河區(qū)、白云區(qū)為例[J]. 廣東土地科學，2014（3）：42-48.

[3]張春慧，陳美招，鄭榮寶，等. 農(nóng)村低效建設(shè)用地二次開發(fā)策略[J]. 江蘇農(nóng)業(yè)科學，2013，41（8）：404-408.

[4]印子. 農(nóng)村宅基地地權(quán)實踐及其制度變革反思——基于社會產(chǎn)權(quán)視角的分析[J]. 中國農(nóng)村觀察，2014（4）：52-62，83.

[5]朱新華，陳利根，付堅強. 農(nóng)村宅基地制度變遷的規(guī)律及啟示[J]. 中國土地科學，2012，26（7）：39-43.

[6]李寧，陳利根，龍開勝. 農(nóng)村宅基地產(chǎn)權(quán)制度研究——不完全產(chǎn)權(quán)與主體行為關(guān)系的分析視角[J]. 公共管理學報，2014（1）：39-54，139.

[7]趙樹楓. 改革農(nóng)村宅基地制度的理由與思路[J]. 中國經(jīng)貿(mào)導刊，2009（15）：30-32.

[8]William A F. A property right approach to municipal zoning[J]. Land Economics，1978，54（1）：64-81.

[9]周其仁. 農(nóng)地產(chǎn)權(quán)與征地制度——中國城市化面臨的重大選擇[J]. 經(jīng)濟學，2004，4（1）：193-210.

[10]Richards，David A. Development rights transfer in New York City[J]. The Yale Law Journal，1972，82（2）：338-372.

[11]吳月芽. 農(nóng)村集體建設(shè)用地使用權(quán)入市流轉(zhuǎn)的可行性探析[J]. 經(jīng)濟地理，2005，25（3）：401-405，410.

[12]龍翼飛，徐霖. 對我國農(nóng)村宅基地使用權(quán)法律調(diào)整的立法建議——兼論“小產(chǎn)權(quán)房”問題的解決[J]. 法學雜志，2009，30（9）：28-32.

[13]陳欣欣，黃祖輝. 經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)就地轉(zhuǎn)移勞動力向城市遷移的影響因素分析——基于浙江省農(nóng)戶意愿的調(diào)查分析[J]. 中國農(nóng)村經(jīng)濟，2003，05（5）：33-39.

[14]樂章. 農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)意愿及解釋——基于十省份千戶農(nóng)民調(diào)查數(shù)據(jù)的實證分析[J]. 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題，2010，31（2）：64-70.

[15]陳昱，陳銀蓉，馬文博. 基于Logistic模型的水庫移民安置區(qū)居民土地流轉(zhuǎn)意愿分析——四川、湖南、湖北移民安置區(qū)的調(diào)查[J]. 資源科學，2011，33（6）：1178-1185.

[16]魏晨，陳英，白志遠，等. 基于Logic回歸模型的農(nóng)民宅基地退出意愿測算——以玉泉鎮(zhèn)4個村莊為例[J]. 中國農(nóng)學通報，2014（32）：114-121.吳春，蔡林運，葛漢勤，等. 地市級農(nóng)業(yè)科研單位職工績效考評方法研究[J]. 江蘇農(nóng)業(yè)科學，2016，44（5）：592-596.