新型城鎮(zhèn)化背景下農(nóng)戶宅基地流轉與退出意愿影響因素分析
——以山西省孝義市梧桐鎮(zhèn)為例

李 嫚，郭青霞

（山西農(nóng)業(yè)大學資源環(huán)境學院，山西 太谷 030801）

【研究意義】土地是農(nóng)村居民最基本的生產(chǎn)資料，農(nóng)村土地改革為新型城鎮(zhèn)化建設提供了便捷的途徑，土地流轉的規(guī)模和速度影響著新型城鎮(zhèn)化的推進速度［1］。宅基地流轉和退出屬于土地流轉的一部分，據(jù)調查，全國有10%左右的閑置宅基地。2019年，我國出臺了《關于進一步加強農(nóng)村宅基地管理的通知》；新修訂的《土地管理法》就宅基地問題上在原來一宅一戶的基礎上增加了戶有所居的規(guī)定，鼓勵盤活利用閑置宅基地和閑置住宅。2018年中央“一號文件”提出，要完善農(nóng)民閑置宅基地和閑置農(nóng)房政策，探索宅基地“三權分置”,即宅基地集體所有權、農(nóng)戶資格權和農(nóng)民房屋使用權，借鑒農(nóng)村承包地“三權分置”的方法。

【前人研究進展】國外學者對于土地流轉的研究范圍很廣，對宅基地流轉及退出的研究主要從農(nóng)戶年齡、在外務工經(jīng)驗［2］、到中心城區(qū)距離［3-4］、戶籍制度改革［5］等方面來分析。國內關于宅基地的研究，從宅基地流轉方面來看，有關宅基地流轉的認知與響應、流轉意愿的相關研究［6-7］，有關宅基地確權、農(nóng)戶福利對宅基地流轉意愿的影響研究等［8-9］。研究表明，經(jīng)濟發(fā)展水平和宅基地重置成本也影響農(nóng)戶的宅基地流轉意愿［10-1］,距離市中心遠近也影響其流轉意愿［12］,第一代農(nóng)民工與新生代農(nóng)民工對宅基地財產(chǎn)屬性和附帶價值的認可度與依賴度存在差異［13-14］。從宅基地退出方面來看,有從宅基地退出的期望收益風險預期與退出決策行為方面的研究［15-16］,有從社會保障與非農(nóng)收入預期與決策行為［17］和宅基地退出影響因素和集中居住福利變化方面的研究［18-19］，有從土地流轉行為及影響因素、都市邊緣區(qū)農(nóng)地使用權流轉空間特征、內部結構及制度創(chuàng)新的研究［20-22］。

【本研究切入點】我國土地流轉是城鎮(zhèn)化建設飛速發(fā)展的前提和保障，國家提出了宅基地“三權分置”政策，鼓勵農(nóng)村集體和農(nóng)民盤活利用閑置宅基地和閑置住宅。因此，如何高效利用好大量閑置的宅基地，進行宅基地流轉是目前需進一步探討的重點?！緮M解決的關鍵問題】本研究基于農(nóng)村土地確權工作及實地調研數(shù)據(jù)，以山西省孝義市梧桐鎮(zhèn)為研究區(qū)域，通過構建Logistic模型對農(nóng)戶宅基地流轉及退出意愿的影響因素進行回歸分析，揭示影響農(nóng)戶宅基地流轉的因素，為我國其他地方的宅基地流轉與有償退出提供經(jīng)驗參考。

1 研究區(qū)概況與數(shù)據(jù)來源

1.1 研究區(qū)概況

孝義市位于山西腹地偏西，呂梁山脈中段東麓，太原盆地西南隅。地理坐標111° 21' ～111°56'E、北緯 36° 56' ～37° 18' N。全市下轄 5 個街道、7個鎮(zhèn)和5個鄉(xiāng)，總面積945.8 km2，2017年總人口48.78萬。梧桐鎮(zhèn)全鎮(zhèn)鎮(zhèn)域面積35.8 km2，下轄20個行政村，總人口近3萬人，是孝義的工業(yè)重鎮(zhèn)、經(jīng)濟強鎮(zhèn)、新型煤化工業(yè)園區(qū)，是全省4個焦化集中發(fā)展區(qū)之一。改革開放后，梧桐鎮(zhèn)以煤炭為基礎，憑借其交通和區(qū)位優(yōu)勢，大力發(fā)展化工業(yè)，但周圍村莊企業(yè)環(huán)境均遭到嚴重破壞，制約了煤焦化產(chǎn)業(yè)發(fā)展。2009年，梧桐鎮(zhèn)響應政府“新型工業(yè)化和特色城鎮(zhèn)化”號召，規(guī)劃并建設了占地面積約100 hm2的梧桐新區(qū)。新區(qū)建設投入25億元，建成小學、中學、綜合服務大樓、就業(yè)培訓及活動中心等公共設施及一系列配套設施工程，極大地滿足了已拆遷農(nóng)戶的需求。中梧桐村位于梧桐鎮(zhèn)中部，交通便利，經(jīng)濟較發(fā)達，是鎮(zhèn)政府所在地，距離市區(qū)較近，轄區(qū)內共有461戶、1 594人。北姚村位于梧桐鎮(zhèn)東南部，經(jīng)濟欠發(fā)達，離市區(qū)12 km，全村有452戶、1 500多人，農(nóng)戶大多以種植業(yè)為主。

1.2 數(shù)據(jù)來源

本研究數(shù)據(jù)采取隨機抽樣調查，為保證樣本的多樣性和真實性，2018年10月課題組先后前往中梧桐村和北姚村進行調查，共發(fā)放和收回問卷400份，剔除無效數(shù)據(jù)，有效問卷371份（中梧桐村230份、北姚村141份），問卷有效率達92.75%。

2 模型與變量選取

2.1 模型變量選取

本研究分別對農(nóng)戶宅基地流轉和退出意愿影響兩方面進行分析，因此選擇了宅基地流轉意愿、宅基地退出意愿兩個因變量，從農(nóng)戶基本情況、家庭人口情況、家庭收入情況和宅基地利用情況4個方面選取了11個客觀因素作為解釋變量（表1）［24］。

2.2 回歸模型

本研究對梧桐鎮(zhèn)兩個行政村村民的宅基地流轉及退出意愿進行調查，對農(nóng)戶流轉意愿進行二元 Logistic 回歸分析，對農(nóng)戶退出意愿進行多分類有序 Logistic 回歸分析［23］。

本研究宅基地流轉的情況分愿意和不愿意兩種情況，對于這種情況需要建立回歸模型。首先將取值控制在實數(shù)范圍內，然后通過Logistic 轉變?yōu)槟繕烁怕手颠M行回歸分析。Logistic回歸分析的參數(shù)絕大多數(shù)采用最大似然法來分析，其步驟為：第一步，先確定兩個函數(shù)，即似然函數(shù)和對數(shù)似然函數(shù)；第二步，對對數(shù)似然函數(shù)求最大參數(shù)值，得到的估算值是參數(shù)的最大似然估算值。二元 Logistic 模型的數(shù)學表達公式［23］為：

式中，P表示農(nóng)戶對宅基地流轉意愿的概率，α表示回歸模型的截距項，X表示模型的解釋變量，X1，...，X11分別表示與宅基地流轉相關的11個影響因素，β表示待估計參數(shù)，ε表示誤差項。

當因變量取值不唯一且大于2時，用多分類 Logistic 回歸，包括有序多分類和無序多分類Logistic 回歸。本研究中農(nóng)戶對宅基地的退出意愿分為愿意、不愿意和視補償情況而定3種，反應變量有序，因此選擇有序多分類Logistic回歸［23］。

3 實證分析

3.1 農(nóng)戶宅基地流轉與退出情況

經(jīng)調查得知，中梧桐村和北姚村兩個村的農(nóng)戶對于宅基地流轉與退出的態(tài)度是積極的。其中有37.5%的農(nóng)戶知道宅基地所有權歸農(nóng)村集體所有，41.0%的農(nóng)戶知道宅基地可以在村集體內流轉，仍有49.9%的農(nóng)戶對此表示并不清楚。在走訪過程中發(fā)現(xiàn)，大部分村民認為宅基地流轉后可以申請新的宅基地，對于流轉方式，75%愿意流轉的農(nóng)戶選擇了轉讓方式，補償方面大多數(shù)農(nóng)戶表示接受安置補償?？梢?，農(nóng)戶對住房和穩(wěn)定的需求非常高。

兩個村的農(nóng)戶對宅基地流轉的意愿都很強烈，超過50%的農(nóng)戶表示愿意流轉，而且宅基地閑置越多，農(nóng)戶越愿意流轉宅基地。總的來看，中梧桐村農(nóng)戶的流轉意愿較為強烈。梧桐新區(qū)的建設讓大量農(nóng)戶住上了樓房，農(nóng)民體會到生活的方便和快捷，越來越多的農(nóng)戶愿意舍棄舊房屋到新區(qū)居住，這也進一步證明了梧桐鎮(zhèn)新型工業(yè)化和特色城鎮(zhèn)化試點的成功。

3.2 農(nóng)戶宅基地流轉及有償退出原因的頻率統(tǒng)計

本調查結果（表2）表明，兩村有73.9%的農(nóng)戶愿意流轉自家宅基地，有36.9%的農(nóng)戶愿意退出自家宅基地。其中有些經(jīng)濟能力較好的家庭已經(jīng)在市區(qū)買房，打算在市區(qū)發(fā)展，自家宅基地閑置，流轉或退出宅基地可獲得一部分經(jīng)濟收入，因此流轉與退出意愿比較強烈。兩村農(nóng)戶在宅基地閑置較多的情況下愿意退出宅基地，原因是現(xiàn)居住地交通不便、環(huán)境污染，也有可能是梧桐新區(qū)的建設使得村民在觀望等待房屋升值。中梧桐村離市區(qū)較近，條件允許的農(nóng)戶愿意到城市周邊買房。北姚村離市區(qū)較遠，大部分農(nóng)民還是以務農(nóng)為主，退出宅基地以后不方便務農(nóng)，他們對宅基地的保障功能還有需求，因此不愿意及視補償情況而定退出宅基地的農(nóng)戶占66.7%。

農(nóng)民不愿意流轉或退出宅基地是因為補償或經(jīng)濟收益不足和社保體系不健全，小部分農(nóng)戶沒有經(jīng)濟能力購置房屋，也受自身傳統(tǒng)觀念的約束，即使在外務工，年齡偏大一些的農(nóng)戶有安土重遷的思想。還有部分農(nóng)戶想買賣房屋但沒有渠道，而且退出機制不健全，無法在退出宅基地時獲得相宜的補償。但是隨著社會進步及國家政策的變化，宅基地流轉或退出是歷史發(fā)展的一個趨勢。

3.3 農(nóng)戶宅基地流轉與退出意愿的影響因素

以宅基地流轉或退出意愿為因變量，以與農(nóng)戶相關的影響因素為自變量，分別對經(jīng)濟較發(fā)達的中梧桐村230個樣本和經(jīng)濟欠發(fā)達的北姚村141個樣本，進行二元 Logistic 回歸分析和有序Logistic 回歸分析。

3.3.1 農(nóng)戶宅基地流轉的影響因素 由表3可以看出影響宅基地流轉的主要因素：

中梧桐村：由于歷史原因，中梧桐村全村每戶的宅基地數(shù)量和面積都一樣，因此這兩個因素的相關性均為0。

（1）年齡（X1）屬于農(nóng)戶基本情況因素，其系數(shù)為負，且在P＜0.05水平上顯著，與宅基地流轉意愿呈負相關，表明農(nóng)戶年齡越小越愿意流轉宅基地。

（2）家庭總人口（X4）屬于農(nóng)戶家庭人口因素，其系數(shù)為負，且在P＜0.1水平上顯著，與宅基地流轉意愿呈負相關，表明農(nóng)戶家庭人口越多越不愿意流轉宅基地。

（3）家庭收入來源（X8）屬于家庭收入因素，其系數(shù)為正，且在P＜0.05水平上顯著，表明對中梧桐村地區(qū)影響比較大，農(nóng)戶家庭收入以本市縣企事業(yè)單位上班和經(jīng)營小本生意的農(nóng)戶更愿意流轉宅基地，而以務農(nóng)為主的農(nóng)戶則更愿意在自家宅基地居住。經(jīng)濟較發(fā)達的中梧桐村離市區(qū)較近，農(nóng)民大多數(shù)選擇做小生意或其他一些較穩(wěn)定的非農(nóng)職業(yè)，這樣家庭收入來源得到保障，農(nóng)民宅基地流轉及退出意愿更加強烈。

（4）宅基地閑置情況（X11）屬于宅基地利用因素，其系數(shù)為正，且在P＜0.05水平上顯著，表明中梧桐村農(nóng)戶宅基地閑置越多則越愿意流轉宅基地。

表3 農(nóng)戶宅基地流轉Logistic模型回歸結果Table 3 Regression results of Logistic model for farmers' homesteads circulation

北姚村：（1）年齡（X1）屬于農(nóng)戶基本情況因素，其系數(shù)為負，且在P＜0.05水平上顯著，與宅基地流轉意愿呈負相關，表明農(nóng)戶年齡越小越愿意流轉宅基地。

（2）家庭年收入（X7）屬于家庭收入因素，其系數(shù)為正，且在P＜0.05水平上顯著，對北姚村影響較大，原因可能是由于經(jīng)濟欠發(fā)達的北姚村大部分農(nóng)民以務農(nóng)為主，不愿意離開自家宅基地。另外，受國道影響，一部分農(nóng)民的耕地受到環(huán)境污染導致無法耕種，這部分農(nóng)民也更愿意流轉或退出宅基地去市區(qū)尋找工作。企事業(yè)單位上班或經(jīng)營小本生意的農(nóng)戶才愿意流轉宅基地。

（3）宅基地閑置情況（X11）屬于宅基地利用因素，其系數(shù)為正，且在P＜0.05水平上顯著，說明宅基地閑置越多，農(nóng)戶越愿意流轉宅基地來獲得一定補償。對北姚村農(nóng)戶來說，宅基地數(shù)量越多面積越大，則越愿意流轉宅基地。

3.3.2 農(nóng)戶宅基地退出的影響因素 從表4可以看出影響宅基地退出的主要因素：

中梧桐村：（1）年齡（X1）屬于農(nóng)戶特征因素，其系數(shù)為負，且在P＜0.05水平上顯著。

（2）在外定居人數(shù)（X5）屬于農(nóng)戶特征因素，其系數(shù)為正，且在P＜0.05水平上顯著，表明在外定居人數(shù)越多，農(nóng)戶選擇性越強，越愿意退出宅基地。

（3）家庭年收入（X7）和家庭收入來源（X8）屬于家庭收入因素，其系數(shù)為正，且在P＜0.05水平上顯著，表明家庭年收入較多且收入來源較好的農(nóng)戶愿意退出宅基地。

（4）宅基地閑置情況（X11）屬于宅基地利用因素，其系數(shù)為正，且在P＜0.05水平上顯著，表明宅基地閑置越多農(nóng)戶越愿意退出宅基地獲得一定收入。

北姚村：年齡（X1）和性別（X2）屬于農(nóng)戶特征因素，其系數(shù)均為負，且在P＜0.05水平上顯著，表明年齡越小農(nóng)戶越意愿退出宅基地。

（1）文化程度（X3）屬于農(nóng)戶特征因素，其系數(shù)為正，且在P＜0.05水平上顯著，表明文化程度越高農(nóng)戶越愿意退出宅基地。

（2）在外定居人數(shù)（X5）屬于農(nóng)戶特征因素，其系數(shù)為正，且在P＜0.1水平上顯著，說明在外定居人數(shù)越多農(nóng)戶選擇性越多，越愿意退出宅基地。

（3）宅基地閑置情況（X11）屬于宅基地利用因素，其系數(shù)為正，且在P＜0.05水平上顯著，表明宅基地閑置越多，農(nóng)戶越愿意退出宅基地獲得一定收入。

表4 農(nóng)戶宅基地退出意愿有序 Logistic 模型回歸結果Table 4 Regression result of farmers' willingness to withdraw from the homesteads ordered by Logistic model

4 結論與建議

本研究以山西省孝義市梧桐鎮(zhèn)的中梧桐村和北姚村為研究對象，走訪了400個農(nóng)戶，運用Logistic回歸模型對影響梧桐鎮(zhèn)農(nóng)村宅基地流轉和退出的因素進行分析，結果表明：（1）年齡對宅基地流轉與退出意愿呈顯著負相關；家庭年收入、家庭收入來源、宅基地閑置情況對宅基地流轉意愿呈顯著正相關?？偟膩砜矗瑑纱宕迕裼?0%左右意愿流轉宅基地。（2）農(nóng)戶宅基地退出意愿受家庭人口情況、文化程度、家庭收入情況和宅基地閑置情況的影響，這與現(xiàn)有研究結果［6-7，9-11，15］總趨勢相近。文化程度、在外定居人數(shù)、家庭年收入和宅基地閑置情況對宅基地退出意愿呈顯著正向影響。其中，宅基地閑置情況既促進了宅基地流轉意愿，又正向影響宅基地流退出意愿。這是由于宅基地閑置越多，農(nóng)民越愿意流轉或退出宅基地獲得一定的經(jīng)濟補償或住房補貼，另外梧桐新區(qū)的建設使得大多數(shù)農(nóng)民住上了樓房，農(nóng)戶生活水平提高，幸福指數(shù)隨之升高。針對上述結論提出以下建議：

（1）建立并完善宅基地流轉與有償退出機制。隨著經(jīng)濟社會不斷發(fā)展，國家越來越重視“三農(nóng)”問題。2019年新修訂的《土地管理法》從2020年1月1日開始實施，新土地管理法將我國農(nóng)村土地改革試點的成功經(jīng)驗納入了法律。落實國家改革精神，國務院自然資源主管部門統(tǒng)一負責全國土地管理和監(jiān)督工作，全國農(nóng)村宅基地改革和管理由農(nóng)業(yè)農(nóng)村主管部門負責，而且賦予其在宅基地監(jiān)督管理和行政執(zhí)法等方面相應職責［26］；隨著一系列惠農(nóng)政策的出臺，勢必會對農(nóng)民的土地決策產(chǎn)生一定影響，如“三權分置”前后農(nóng)民對土地決策行為肯定或多或少會有一定影響。對我國農(nóng)村土地流轉制度進行改革，可以有效縮短城鄉(xiāng)差距，促進新型城鎮(zhèn)化建設的發(fā)展，從而提高農(nóng)村居民的生活收入水平。

（2）提升農(nóng)民自身素質，同時政府要重視土地管理的相關工作,起到帶頭作用。研究結果表明，農(nóng)戶文化程度越高、年齡越小，宅基地流轉與退出意愿越強烈。由此可知，農(nóng)戶自身意識對推動宅基地流轉具有積極作用。孝義市政府對梧桐鎮(zhèn)的拆遷補償，既順應民意又推動當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展。習近平總書記在闡釋新常態(tài)經(jīng)濟時，闡明了在經(jīng)濟發(fā)展的新常態(tài)下，我們國家應該大力簡政放權，進一步釋放土地市場［26］。要使市場這只“看不到的手”與政府這只“看得見的手”兩者相輔相成，合理利用市場，同時政府進行干預，從而使得農(nóng)戶權益得到保障。

（3）不同地區(qū)農(nóng)戶宅基地流轉與退出政策側重點需有所不同。由于歷史文化因素、經(jīng)濟發(fā)展水平的差異，各地方農(nóng)戶對補償條件和經(jīng)濟收益的偏好都不盡相同，孝義市根據(jù)當?shù)貙嶋H對梧桐鎮(zhèn)進行房屋拆遷改造。孝義市梧桐鎮(zhèn)在市政府的推動以及農(nóng)民的積極配合下，對舊有房屋進行拆遷補助，推行房屋安置現(xiàn)金補償?shù)却胧沟酶母镯樌M行，極大地推動了當?shù)亟?jīng)濟的發(fā)展及人民生活水平的提高。新出臺的《土地管理法》規(guī)定，允許已經(jīng)進城落戶的農(nóng)村村民自愿有償退出宅基地，鼓勵農(nóng)村集體經(jīng)濟組織及其成員盤活利用閑置宅基地和閑置住宅［26］。這樣城鄉(xiāng)之間的土地流轉起來，城鎮(zhèn)居民和農(nóng)民都可以從中受益。政府還應該借鑒其他地區(qū)宅基地治理成功的經(jīng)驗，制定適合該地區(qū)發(fā)展的政策措施。只有相關設施都配套、體制機制都健全，城鎮(zhèn)化進程、農(nóng)民市民化進程才會更加順暢［27］。