農(nóng)村宅基地制度改革與農(nóng)民增收
——基于6個試點縣(市、區(qū))面板數(shù)據(jù)的雙重差分分析

張公望，朱明芬

(杭州行政學(xué)院 a. 社會學(xué)教研部；b. 市情研究所，浙江 杭州 310024)

自改革開放以來，我國宅基地制度改革從未間斷。在20世紀(jì)末(1978—1999)，國家高度重視農(nóng)民建房需求，于1986年出臺了《中華人民共和國土地管理法》，規(guī)定農(nóng)村宅基地屬農(nóng)民集體所有，依法申請，無償使用，但該制度運行中也出現(xiàn)了“一戶多宅”、超面積占用等違法現(xiàn)象。全國多個省(自治區(qū)、直轄市)曾探索實施宅基地有償使用，但是因受多因素制約而中斷。進入21世紀(jì)，在快速工業(yè)化和逆城鎮(zhèn)化雙重推拉下，農(nóng)村宅基地的財產(chǎn)屬性日益凸顯，國家一方面推行城鄉(xiāng)建設(shè)用地增減掛鉤，置換部分宅基地補充城市建設(shè)用地需求，另一方面針對農(nóng)村宅基地隱性流轉(zhuǎn)，加大了農(nóng)村宅基地利用規(guī)治力度。自黨的十七屆三中全會以來，國家通過兩輪農(nóng)村綜合改革示范區(qū)建設(shè)，將宅基地制度改革作為推進城鄉(xiāng)區(qū)域一體化的重大突破口，成都、溫州等地探索了宅基地政策性聯(lián)建、有條件流轉(zhuǎn)、抵押貸款等利用方式，有力地促進了農(nóng)民增收[1]。近年來，隨著城市化和美麗鄉(xiāng)村建設(shè)的不斷推進，農(nóng)民對宅基地“同地同權(quán)”的訴求日益高漲，與之相應(yīng)，國務(wù)院出臺了《關(guān)于授權(quán)在北京市大興區(qū)等33個試點縣(市、區(qū))行政區(qū)域暫時調(diào)整實施有關(guān)法律規(guī)定的決定》[2]。這是一場覆蓋面最大、歷時最長的全國性宅基地制度改革試點。按照國家對宅基地制度改革的相關(guān)部署，2015—2017年全國33個縣(市、區(qū))分別開展了宅基地、農(nóng)村經(jīng)營性建設(shè)用地、征地制度改革試點，其中，浙江省義烏市、江西省余江區(qū)等15個縣(市、區(qū))被列為宅基地制度改革試點，明確要求在嚴(yán)格保障農(nóng)村集體土地所有權(quán)不變、農(nóng)民利益不變、耕地紅線不變“三條底線”的前提下[3]，保障農(nóng)民住房權(quán)益，盤活宅基地資產(chǎn)，增加農(nóng)民財產(chǎn)凈收入。本輪改革重在保障農(nóng)民住房權(quán)益的前提下盤活宅基地資產(chǎn)，促進農(nóng)民增收。那么，歷時4 a的宅基地制度改革試點是否實現(xiàn)了這一目標(biāo)？目標(biāo)實現(xiàn)程度如何？為此，本文特選擇6個宅基地改革試點縣(市、區(qū))進行深入調(diào)研，試圖通過問卷調(diào)查，掌握第一手數(shù)據(jù)，采用計量方法，量化改革成效。

自2015年國內(nèi)開始農(nóng)村宅基地制度改革試點以來，學(xué)界主要從經(jīng)驗分析與實證檢驗2個維度圍繞宅基地制度改革成效進行研究。在經(jīng)驗分析方面，黨國英[4]充分肯定農(nóng)村宅基地制度改革的正當(dāng)性和合法性，預(yù)估我國近7 000 hm2的閑置農(nóng)村宅基地合理利用后可以增加135萬億元以上的GDP，并提高農(nóng)村土地資源利用效率，促進農(nóng)戶財產(chǎn)權(quán)的平等保護，帶動農(nóng)民增收。劉守英等[5]以四川省瀘縣宅基地制度改革為個案，分析發(fā)現(xiàn)，宅基地制度改革顯化和實現(xiàn)了宅基地價值，增加了農(nóng)民財產(chǎn)凈收入，實現(xiàn)了城鄉(xiāng)融合發(fā)展，撬動了村莊轉(zhuǎn)型。鮑建平[6]以浙江省義烏市為個案，指出義烏市農(nóng)村宅基地制度改革實現(xiàn)了集體增收入、農(nóng)民增權(quán)益、社會增穩(wěn)定、發(fā)展增活力的“四增”目標(biāo)。葉紅玲[7]通過比較云南省大理市和浙江省義烏市兩地宅基地制度改革成果，認為大理宅基地制度改革的最大亮點在于結(jié)合旅游城市特色，鼓勵和規(guī)范宅基地使用權(quán)“入市”經(jīng)營，發(fā)展鄉(xiāng)村旅游，促進農(nóng)民增收?？紫橹荹8]在縱向比較我國宅基地制度改革歷程后指出，我國宅基地制度改革試點已取得了明顯成效，促進了農(nóng)村“沉睡”農(nóng)房資產(chǎn)的價值實現(xiàn)，并帶動農(nóng)民增收。但是，也有部分學(xué)者對宅基地制度改革促進農(nóng)民增收的觀點提出了質(zhì)疑。其中，賀雪峰等[9]認為，在農(nóng)民城市化問題尚未得到根本解決的背景下，農(nóng)村宅基地試點改革的目標(biāo)注定難以實現(xiàn)。在農(nóng)村宅基地“三權(quán)分置”改革中，放開使用權(quán)、允許城市資本投資農(nóng)民宅基地，可能會掏空農(nóng)戶宅基地資格權(quán)，更難談得上促進農(nóng)民增收[10]。

在評價方法上，大多數(shù)學(xué)者采用個案或多案例比較的方法，從經(jīng)濟、社會、生態(tài)、文化、治理等宏觀層面對農(nóng)村宅基地制度改革進行價值判斷，或分析農(nóng)村宅基地制度改革中村集體、農(nóng)民、政府等相關(guān)改革主體的受益程度。少部分學(xué)者建立指標(biāo)體系進行綜合(模糊)評判，其中，比較有代表性的如：范思婕等[11]以成都市溫江區(qū)、郫縣等5區(qū)(縣、市)11村365戶農(nóng)戶的問卷調(diào)查為數(shù)據(jù)基礎(chǔ)，從農(nóng)村面貌、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和農(nóng)民生活3個維度設(shè)置了17個二級指標(biāo)，利用熵權(quán)法確定各評價指標(biāo)權(quán)重，判定5區(qū)(縣、市)農(nóng)村宅基地制度改革的綜合績效良好，其中村容村貌方面的成效最為顯著；吳九興等[12]運用阿馬蒂亞·森(Amartya Sen)的可行能力理論，設(shè)計農(nóng)戶家庭經(jīng)濟條件、居住狀況、生活環(huán)境、情感歸屬4類指標(biāo)，應(yīng)用層次分析法發(fā)現(xiàn)退出宅基地后農(nóng)戶總體福利水平有一定程度的提高。此外，還有部分學(xué)者運用Logit、Extreme、Probit等計量模型分析了宅基地制度改革某個方面，如有償退出、有償使用、有條件流轉(zhuǎn)等的影響因素[13-16]。

在國外，相關(guān)研究主要集中于農(nóng)村住宅用地流轉(zhuǎn)影響因素及其效應(yīng)方面。從農(nóng)村住宅用地增長原因看，“城市病”倒逼城市精英在綜合考慮投資成本、時間成本、交通成本和生態(tài)環(huán)境等因素后更傾向于選擇鄉(xiāng)村居住，因此導(dǎo)致農(nóng)村居民點用地增加[17]。從增長方式看，西方國家20世紀(jì)70年代農(nóng)村住宅用地流轉(zhuǎn)主要發(fā)生在同一社區(qū)，20世紀(jì)80年代后農(nóng)村住宅用地流轉(zhuǎn)以遠距離流轉(zhuǎn)為主。從增長效應(yīng)看，新移民的涌入改變了鄉(xiāng)村的人口結(jié)構(gòu)、環(huán)境和農(nóng)民就業(yè)結(jié)構(gòu)，對活化鄉(xiāng)村具有積極推動作用。

綜上，國內(nèi)外相關(guān)研究已從多層面、多維度對農(nóng)村宅基地制度改革成效(包括促進農(nóng)民增收)進行了研究，既有正面肯定，又有反面批評；既做效益評判，又有風(fēng)險擔(dān)憂。但是，前述研究仍存在以下幾個方面的不足：一是前述研究基于個案研究的居多，“大樣本”分析比較缺乏，導(dǎo)致研究結(jié)論大相徑庭；二是一些研究雖然注意到了宅基地制度改革促進農(nóng)民增收的效果與農(nóng)戶家庭特征、經(jīng)濟社會發(fā)展、法律法規(guī)完善等多重因素之間存在關(guān)系，但大部分的分析討論都局限于經(jīng)驗分析，缺乏計量研究；三是在計量研究中采用的數(shù)據(jù)大都依賴單點(或同一地級市內(nèi)不同鎮(zhèn)村)的截面數(shù)據(jù)，幾乎都沒有考慮到固定農(nóng)戶和固定時間條件下的對照組實驗，難以剔除掉其他共時性因素的影響。因此，也難以得出宅基地制度改革政策實施后對促進農(nóng)民增收的凈效益。針對這些局限，本研究將農(nóng)戶分設(shè)為實驗組和對照組，并以宅基地制度改革前1 a作為固定時間，采用雙重差分(DID)精準(zhǔn)分析涉及宅基地制度改革農(nóng)戶在參與改革后的凈收入增長情況，在此基礎(chǔ)上，深入探討推進宅基地制度改革的政策建議。

1 材料與方法

1.1 評價方法

課題組通過對浙江省義烏市、江西省余江區(qū)等6個宅基地制度改革試點縣(市、區(qū))的實地調(diào)研發(fā)現(xiàn)，宅基地制度改革對農(nóng)民增收的影響是多方面的。一是宅基地自愿有償退出促進農(nóng)民直接增收。農(nóng)戶自愿有償退出“一戶多宅”、輔助性用房、豬圈牛欄、廢棄堆場等宅基地或長期占用的硬化土地，一般都可以獲得一定數(shù)額的退出補助(少數(shù)試點除外，如江西省余江區(qū)90%左右的宅基地退出為無償退出)。在建設(shè)用地指標(biāo)緊缺的試點縣(市、區(qū))，農(nóng)民還可以將退出的宅基地由村集體代為墾造成耕地，通過城鄉(xiāng)建設(shè)用地增減掛鉤，實現(xiàn)復(fù)墾耕地指標(biāo)的交易收益。如浙江省義烏市規(guī)定，除以村集體統(tǒng)籌復(fù)墾并以“集地券”置換(645萬元·hm-2)增加村集體經(jīng)濟收入、再二次分配給農(nóng)戶外，還可以以農(nóng)戶為單元實現(xiàn)退出宅基地復(fù)墾為“集地券”，直接與政府置換現(xiàn)金、房屋等。二是宅基地制度配套改革促進農(nóng)民間接增收。比如，農(nóng)戶退出宅基地后，新聚集規(guī)劃建設(shè)的農(nóng)民居住區(qū)更靠近城鎮(zhèn)，這為農(nóng)民提供了更好的就近非農(nóng)就業(yè)的環(huán)境，可以明顯增加其非農(nóng)務(wù)工機會和收入；再如，部分試點縣(市、區(qū))將宅基地制度改革與土地征收、房屋拆遷等相關(guān)改革配套進行，部分城郊村、鎮(zhèn)郊村的農(nóng)戶在參與宅基地制度改革后，住房性質(zhì)轉(zhuǎn)變?yōu)槌擎?zhèn)商品房，且每戶可分到2～3套并部分用于出租，從而增加了農(nóng)戶房屋市值和租金收入；又如，部分農(nóng)戶受村莊或區(qū)域宅基地制度改革的正外部性影響，利用閑置農(nóng)房開辦農(nóng)家樂、便利店等，增加了家庭非農(nóng)經(jīng)營性收入。三是宅基地抵押貸款提升農(nóng)民增收能力。改革中，幾乎所有試點縣(市、區(qū))都探索了農(nóng)戶宅基地使用權(quán)有條件流轉(zhuǎn)，對于那些已經(jīng)在城鎮(zhèn)購買了商品房或準(zhǔn)備在城鎮(zhèn)購買商品房的農(nóng)戶，宅基地使用權(quán)有條件流轉(zhuǎn)可以部分解決其購買城鎮(zhèn)商品房的資金問題；對于部分打算建新房屋但缺乏資金的農(nóng)戶，通過退出部分宅基地并流轉(zhuǎn)給符合條件的受讓人，可以解決部分建房資金；對于部分急需資金周轉(zhuǎn)的農(nóng)戶，通過辦理宅基地和房屋不動產(chǎn)權(quán)證，可從金融機構(gòu)獲得一定的抵押貸款，從而增強農(nóng)戶的資金融通能力和經(jīng)營增收能力。

為了科學(xué)估計宅基地制度改革對農(nóng)民增收的實際效果，最直接的方法是比較宅基地制度改革前后的農(nóng)民收入差異。但是，農(nóng)戶收入差異除了關(guān)系到農(nóng)戶是否涉及宅基地制度改革外，還可能受到同一時期其他因素的影響，如城鄉(xiāng)一體化改革、農(nóng)村征地制度改革、集體經(jīng)營性建設(shè)用地制度改革、農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革、鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實施等。為了剔除諸如此類的共時性因素的干擾，本研究引入雙重差分法，即在對農(nóng)戶進行問卷調(diào)查時，隨機抽取涉及宅基地制度改革和未涉及宅基地制度改革的2類農(nóng)戶，其中，未涉及宅基地制度改革的農(nóng)戶主要在涉及宅基地制度改革農(nóng)戶的同村或同鄉(xiāng)鎮(zhèn)的鄰村抽取，且要求在2014—2017年間未涉及宅基地制度改革的任何事項，這些農(nóng)戶在宅基地制度改革前后的收入差異反映了除宅基地制度改革外的其他共時性因素的影響，再經(jīng)傾向評分匹配，將涉及宅基地制度改革農(nóng)戶在改革前后的收入差異減去傾向評分匹配后的未涉及宅基地制度改革農(nóng)戶的收入差異，即可得到剔除掉其他共時性因素影響的凈效果。分別設(shè)定農(nóng)民年人均收入、農(nóng)民年人均財產(chǎn)性收入為被解釋變量，通過控制宅基地制度改革基期(2014年)和同村或同鄉(xiāng)鎮(zhèn)鄰村未涉及宅基地制度改革農(nóng)戶的同類指標(biāo)，以及增加必要的協(xié)變量，即可綜合量化評判農(nóng)村宅基地制度改革對農(nóng)民增收的影響程度。

雙重差分法計量公式如下：

Yit=α+β·Zit+γXit+ut+vt+εit。

(1)

式(1)中：Yit是農(nóng)戶i在第t年的被解釋變量；Zit表征農(nóng)戶i在第t年是否涉及宅基地制度改革，如涉及，則Zit=1，否則，Zit=0；Xit表示其他影響農(nóng)戶收入的個人特征、家庭特征、區(qū)位特征等協(xié)變量，包括地區(qū)固定效用值、戶主年齡、學(xué)齡、職業(yè)、家庭人口、家庭類型、務(wù)工人數(shù)、耕地面積、享受醫(yī)保人數(shù)、交養(yǎng)老金人數(shù)、宅基地有償使用面積等；ut和vt分別表示農(nóng)戶固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)；εit為隨機擾動項；α、β、γ是待估計參數(shù)，其中β是最主要的參數(shù)，可以反映宅基地制度改革對農(nóng)戶收入增長的影響程度。

1.2 實驗對象選取

在試點縣(市、區(qū))選擇上，通過文獻比較和面上調(diào)研，結(jié)合各地特色做法和初步成效，按區(qū)域選擇有代表性的試點作為實驗對象：以浙江省義烏市和江蘇省武進區(qū)作為東部地區(qū)的樣本，以湖北省宜城市、江西省余江區(qū)作為中部地區(qū)的樣本，以云南省大理市、四川省瀘縣作為西部地區(qū)的樣本。在樣本農(nóng)戶的選擇上，按照嚴(yán)格的雙重差分定義，應(yīng)進行理想的隨機實驗，并且應(yīng)當(dāng)在宅基地制度改革尚未進行的2014年就選擇好實驗組和對照組，但現(xiàn)實中，課題立項是2017年，同時受研究經(jīng)費限制，也很難在課題開題后選擇未實施宅基地制度改革的相鄰縣(市、區(qū))符合條件的農(nóng)戶作為對照組。為此，課題組基于前人研究和面上調(diào)查，首先隨機抽取已經(jīng)推進宅基地制度改革鄉(xiāng)(鎮(zhèn))、村(社)的農(nóng)戶作為實驗組，再按涉及宅基地制度改革農(nóng)戶的同村(社)或同鄉(xiāng)(鎮(zhèn))鄰村隨機抽取未涉及宅基地制度改革的農(nóng)戶作為對照組，要求對照組備選農(nóng)戶沒有實施任何宅基地制度改革政策，包括宅基地自愿有償退出、超面積有償使用、競價擇位、不動產(chǎn)登記抵押、宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)等法定改革內(nèi)容，也沒有在宅基地制度改革前后發(fā)生過宅基地使用權(quán)隱性交易、聯(lián)合開發(fā)等有助于增加財產(chǎn)性收入的行為?；谶@些原則，在試點縣(市、區(qū))選擇在宅基地制度改革試點實施后已發(fā)生前述宅基地制度改革內(nèi)容之一的農(nóng)戶進入實驗組，選擇那些在宅基地制度改革試點實施后尚未涉及前述宅基地制度改革內(nèi)容之一的農(nóng)戶進入對照組，分別對2組農(nóng)戶實施問卷調(diào)查。問卷調(diào)查時間為2018年3—7月，故樣本選取時點設(shè)定為2014—2017年，且所有樣本基期設(shè)定為2014年。由于各試點縣(市 、區(qū))宅基地制度改革進程均系先試點再逐步推廣的方式，因此進入試驗組的樣本農(nóng)戶參與改革的時間進度是不一致的。為此，特在問卷設(shè)計中增設(shè)了“你家于哪一年涉及宅基地制度改革？”的題目，得到樣本農(nóng)戶進入實驗組的時序(表1)。

1.3 理論假設(shè)

盡管前人研究和本文經(jīng)驗分析大都支持“農(nóng)村宅基地制度改革促進農(nóng)民增收”的推論，但是，農(nóng)村宅基地制度改革促進農(nóng)民增收的具體機理還是有待深入分解。

1.3.1 農(nóng)戶參與改革時間越早越能促進家庭增收

隨著農(nóng)村城鎮(zhèn)化加速推進，宅基地的多功能和潛在價值凸現(xiàn)，部分城郊(鎮(zhèn)郊)、風(fēng)景名勝、古村落或自然環(huán)境優(yōu)美鄉(xiāng)村的宅基地和房屋成為首批受益者，一些城市精英、連鎖酒店紛紛進軍鄉(xiāng)村民宿、電商、健康、文創(chuàng)等新型產(chǎn)業(yè)，還出現(xiàn)了城市資本與農(nóng)民聯(lián)合建房的個別案例[18]，讓農(nóng)民分享了宅基地增值收益。但是，這些開發(fā)利用行為長期游走在法律邊緣。實施宅基地制度改革后，這些宅基地利用行為可免受法律風(fēng)險的困擾，農(nóng)戶和宅基地利用方都可以合法地進行宅基地流轉(zhuǎn)，并取得收益。這樣，農(nóng)戶參與宅基地制度改革的時間越早，就能越早地享受宅基地流轉(zhuǎn)收益，也就越有利于促進家庭增收。因此，本研究設(shè)定參與改革年份為宅基地制度改革對農(nóng)民增收的解釋變量，并假設(shè)其影響方向為正。

表1 各地區(qū)先后進入宅基地改革實驗組的農(nóng)戶數(shù)量(戶)

1.3.2 區(qū)位條件差異影響農(nóng)戶因宅基地制度改革增收的程度

由于宅基地供給是有限的，因此即使最差位置的宅基地也會因有需求而存在絕對地租。但宅基地所在的區(qū)位條件各不相同，不同經(jīng)濟發(fā)展水平和城市化程度地區(qū)的宅基地的絕對地租也不盡相同，即便在同一行政區(qū)域內(nèi)，距離城市(中心鎮(zhèn))、風(fēng)景名勝、古村落越近的宅基地的絕對地租也越高。現(xiàn)實中，東部發(fā)達地區(qū)由于區(qū)域經(jīng)濟發(fā)達，交通便利，農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施和公共服務(wù)相對完善，宅基地的絕對地租相對較高，農(nóng)戶流轉(zhuǎn)或開發(fā)利用宅基地的潛在收益也相對較大，促進農(nóng)民家庭收入或財產(chǎn)性收入增長的幅度也相對較高。而相應(yīng)地，中、西部地區(qū)經(jīng)濟欠發(fā)達，交通不便利，農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施和公共服務(wù)相對滯后，其宅基地的絕對地租相對較低，農(nóng)戶流轉(zhuǎn)或開發(fā)利用宅基地的潛在收益相對較小，促進農(nóng)民家庭收入或財產(chǎn)性收入增長的幅度也較低。據(jù)統(tǒng)計，2014—2017年間，分別位于東部、西部的浙江省義烏市、四川省瀘縣農(nóng)民人均可支配收入年均分別增長8.75%和7.03%(表2)。因此，對于來源于不同地區(qū)的農(nóng)戶樣本需要設(shè)置一個地區(qū)虛變量，以體現(xiàn)不同宅基地區(qū)位在促進農(nóng)戶增收中的地域差異。

1.3.3 農(nóng)戶家庭特征影響其因宅基地制度改革增收的能力

宅基地退出、利用與流轉(zhuǎn)都是以農(nóng)戶為單元進行的，家庭類型、勞動力數(shù)量、耕地面積、家庭打工人數(shù)、享受醫(yī)保人數(shù)、交養(yǎng)老金人數(shù)等或多或少地影響農(nóng)戶對宅基地退出、流轉(zhuǎn)、抵押等行為的決策，進而影響因宅基地制度改革而增收的效果。那些家庭結(jié)構(gòu)相對單一、勞動力數(shù)量不多、耕地面積較少、房屋建設(shè)年限較早的農(nóng)戶更有可能退出或流轉(zhuǎn)宅基地，這樣既能改善住房條件又能促進家庭增收。相反，那些家庭結(jié)構(gòu)復(fù)雜、家庭人口較多、耕地面積較多、房屋建設(shè)年限較晚的農(nóng)戶對宅基地和房屋的依賴性更強，較難自愿退出或流轉(zhuǎn)宅基地。但其他情形也是存在的，比如前一類農(nóng)戶中，部分家庭經(jīng)濟條件相對較好，因此以增收為目的的宅基地制度改革(包括有償退出、有條件流轉(zhuǎn)等)對其并沒有太大吸引力，抑或部分經(jīng)濟條件相對較好的家庭為了攀比，希望流轉(zhuǎn)更多宅基地，建造別墅大院，以彰顯實力。此外，部分農(nóng)戶或因宅基地面積大、輔助用房多、院子寬敞，加上其他條件疊加，希望通過出租房屋或利用宅基地和房屋開辦農(nóng)家樂等產(chǎn)業(yè)而成為宅基地制度改革的消極者。因此，本文把農(nóng)戶家庭特征作為影響因宅基地制度改革增收的重要協(xié)變量組，但并不確定其影響方向。

表2 義烏市和瀘縣農(nóng)民2014—2017年人均可支配收入情況

1.3.4 農(nóng)民個人特征影響農(nóng)戶宅基地制度改革的家庭決策及其增收狀況

農(nóng)戶戶主，尤其是中西部農(nóng)村的男性戶主在家庭的地位較高，宅基地是否退出(包括退出多少)、是否參與農(nóng)房集聚建設(shè)、是否流轉(zhuǎn)宅基地使用權(quán)、宅基地和房屋是否用于抵押貸款等重大決策一般都是由戶主說了算。因此，本研究將戶主列為影響因素之一，但其影響方向不確定。同時，本研究還假設(shè)受訪者性別、年齡、學(xué)歷等為對宅基地制度改革的家庭決策起決定性作用的因素，但這些個人特征對因宅基地制度改革增收的影響方向及其影響程度具有很多不確定性。比如，當(dāng)下女性受教育程度越來越高，部分農(nóng)村地區(qū)女性平均學(xué)齡高于男性(據(jù)本課題組對885個受訪者的統(tǒng)計，女性平均學(xué)齡9.3 a，男性僅8.7 a)，加上中、西部農(nóng)村男女性別倒掛、男子娶妻難等社會因素，這些地區(qū)女性在家庭中的話語權(quán)越來越大。因此，本文把這些個人特征因素作為影響因宅基地制度改革增收的重要協(xié)變量組，但并不確定其影響方向。

1.4 數(shù)據(jù)描述、變量構(gòu)建與樣本匹配

為了實證分析農(nóng)村宅基地制度改革對農(nóng)民增收的影響程度，課題組于2018年3—7月份赴江蘇省武進區(qū)、浙江省義烏市、湖北省宜城市、江西省余江區(qū)、四川省瀘縣、云南省大理市進行實地調(diào)研，在進行縣(市、區(qū))專題座談會的基礎(chǔ)上，再在各縣(市、區(qū))分別抽取4個鄉(xiāng)(鎮(zhèn)、街道)8個村(社)130個農(nóng)戶進行問卷調(diào)查，并將各縣(市、區(qū))的130個農(nóng)戶分別分為實驗組和對照組，共獲得農(nóng)戶調(diào)查問卷1 040份，其中有效問卷885份。按地域分：東部地區(qū)354份，中部地區(qū)233份，西部地區(qū)298份。

依據(jù)前述理論假設(shè)，本研究分別以農(nóng)民年人均收入(此處本應(yīng)與現(xiàn)行統(tǒng)計口徑一致，即采用“農(nóng)民年人均可支配收入”，但由于該變量需要進行扣除相應(yīng)成本才能獲得，而僅通過農(nóng)戶問卷調(diào)查很難核實，故問卷題目設(shè)置為“××年您家庭總收入有多少”，這里的收入相當(dāng)于但不等于純收入)和農(nóng)民年人均財產(chǎn)性收入(目前官方統(tǒng)計口徑上使用的是“農(nóng)民年人均財產(chǎn)凈收入”，但在問卷調(diào)查時很難將取得財產(chǎn)性收入的相關(guān)成本剔除，所以本研究仍沿用農(nóng)民年人均財產(chǎn)性收入的說法)作為被解釋變量(A)，檢驗宅基地制度改革對農(nóng)民增收的影響程度，同時設(shè)定區(qū)域環(huán)境變量(B)、個人特征變量(C)、家庭特征變量(D)和改革時間變量(E)4類16個協(xié)變量，相關(guān)變量的解釋、編碼，及其預(yù)期影響方向歸納在表3中。

表3 變量解釋及其預(yù)期方向

續(xù)表3 Continued Table 3

在雙重差分之前，須首先對樣本進行傾向評分匹配。匹配時選用前述理論假設(shè)的4個層面的所有指標(biāo)對實驗組和對照組進行樣本匹配，匹配方法為共同取值范圍內(nèi)個體樣本匹配，默認使用傾向評分，并按Logit估計傾向評分幾率[p/(1-p)]進行匹配，樣本匹配后各變量的特征值匯總見表4。

2 結(jié)果與分析

根據(jù)前述理論假設(shè)，本研究分別以農(nóng)民年人均收入和農(nóng)民年人均財產(chǎn)性收入作為被解釋變量進行農(nóng)戶參與農(nóng)村宅基地制度改革的雙重差分估計。如表5所示，改革前實驗組與對照組農(nóng)民年人均收入差異為1 740.1元(在10%水平顯著)，改革后實驗組與對照組農(nóng)民年人均收入差異達到3 940.2元(在1%水平顯著)，改革后2組收入差距擴大了1.3倍，但實驗組與對照組在固定年份效應(yīng)和固定農(nóng)戶效應(yīng)下的雙重差分結(jié)果顯著性水平較低，表明宅基地制度改革對農(nóng)民年人均收入的促進作用相對較弱，基本上否定了原假設(shè)。當(dāng)被解釋變量更換為農(nóng)民年人均財產(chǎn)性收入時，改革前，實驗組與對照組農(nóng)民年人均財產(chǎn)性收入差額為44.04元，不存在統(tǒng)計意義上的顯著差異；改革后，2組樣本的財產(chǎn)性收入差異擴大到212.64元(在1%水平顯著)，改革后2組農(nóng)民的年人均財產(chǎn)性收入差距擴大了3.8倍。同時，實驗組與對照組固定年份效應(yīng)和固定農(nóng)戶效應(yīng)的雙重差分值達到168.60元(在1%水平顯著)?？梢?，農(nóng)村宅基地制度改革對促進農(nóng)民財產(chǎn)性收入增長具有明顯正影響，支持原假設(shè)。

表4 樣本匹配后主要變量描述性統(tǒng)計

3 討論

實證分析表明，本輪宅基地制度改革通過宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)和金融功能開發(fā)，帶動了宅基地資源向資產(chǎn)轉(zhuǎn)化，促進了農(nóng)民財產(chǎn)性收入增長，基本實現(xiàn)了改革促增收的目標(biāo)。但是，基于學(xué)術(shù)研究的嚴(yán)謹性和政策完善的有效性，仍有幾點討論有待呈明。

表5 宅基地制度改革對農(nóng)民增收成效的雙重差分估計結(jié)果

3.1 宅基地制度改革對促進農(nóng)民總收入增長的影響有限

前人部分經(jīng)驗研究認為，宅基地制度改革可以促進農(nóng)民增收[4，8]。但本研究的實證結(jié)果拒絕了宅基地改革促進農(nóng)民年人均收入增長的原假設(shè)。其主要原因可能是，雖然農(nóng)民參與宅基地制度改革后財產(chǎn)性收入有較大幅度增長，但農(nóng)民財產(chǎn)性收入在農(nóng)民總收入中的比重較小，財產(chǎn)性收入這一匹“小馬”難以拉動農(nóng)民收入這一輛“大車”。在本研究中，涉及宅基地改革的農(nóng)戶2017年人均財產(chǎn)性收入(未剔除成本)為691.1元，占當(dāng)年人均收入的4.1%，而工資性收入、家庭經(jīng)營性凈收入和轉(zhuǎn)移性收入等合計占比為95.9%。從全國的情況看，2017年全國農(nóng)民人均財產(chǎn)凈收入為308.9元，占可支配收入的2.3%，而工資性收入、家庭經(jīng)營性凈收入和轉(zhuǎn)移性收入等合計占比為97.7%。

3.2 通過農(nóng)村宅基地制度改革來促進農(nóng)民增收需要聚焦財產(chǎn)性收入

正如部分前人研究[5]結(jié)論一樣，宅基地制度改革可以明顯促進農(nóng)民財產(chǎn)性收入的增長。本研究的樣本農(nóng)戶中，涉及宅基地制度改革的農(nóng)戶在2014—2017年間財產(chǎn)性收入年均增長14.7%，而同期未涉及宅基地制度改革農(nóng)戶的這一指標(biāo)值僅為8.1%。因此，要通過農(nóng)村宅基地制度改革來促進農(nóng)民增收，需要重點聚焦如何提高農(nóng)民財產(chǎn)性收入。

3.3 加快農(nóng)村配套改革是通過宅基地制度改革促進農(nóng)民財產(chǎn)性收入增長的根本路徑

通過宅基地制度改革促進農(nóng)民財產(chǎn)性收入增長的核心問題在于優(yōu)化宅基地資產(chǎn)化的外部環(huán)境，如采取推進城鎮(zhèn)化、引入市場機制、配套相關(guān)改革等措施，促進宅基地資源在區(qū)域間、城鄉(xiāng)間有序流動。

3.3.1 加快推進城鎮(zhèn)化

現(xiàn)實中，城鎮(zhèn)化水平越高，城鎮(zhèn)對農(nóng)村宅基地改革的需求越旺，政府財政對宅基地退出的補貼越高，越有利于促進農(nóng)民財產(chǎn)性收入的增長。同時，城鎮(zhèn)化水平越高，社會資本進入農(nóng)村宅基地領(lǐng)域越活躍，越容易帶動農(nóng)村發(fā)展民宿、電商、康養(yǎng)等新型產(chǎn)業(yè)，更能夠促進農(nóng)民財產(chǎn)性收入的增長。因此，深化農(nóng)村宅基地制度改革，需要重點推進農(nóng)村城鎮(zhèn)化，促進城鄉(xiāng)人口、土地、資金流動，增強農(nóng)村發(fā)展動能。

3.3.2 積極引入市場機制

調(diào)研發(fā)現(xiàn)，引入市場機制，讓農(nóng)民從宅基地制度改革中獲得實實在在的利益，是激活宅基地制度改革的根本法寶。義烏市通過宅基地有償退出、超面積有償使用和擇位競價等改革措施，明顯增加了農(nóng)戶財產(chǎn)性收入，顯化了宅基地價值[19]。四川省瀘縣雖然地處經(jīng)濟欠發(fā)達的西部地區(qū)，但通過有償退出、集體留用、集聚建設(shè)等半市場化手段也在一定程度上有效激勵了農(nóng)民退出宅基地，并分享集聚建設(shè)中的公共福利和集體經(jīng)濟發(fā)展紅利。

3.3.3 配套相關(guān)改革

宅基地制度改革是一項牽一發(fā)而動全身的改革事項，需要配套相關(guān)改革才能產(chǎn)生更大疊加效應(yīng)。比如，在宅基地制度改革中協(xié)同推進農(nóng)村產(chǎn)權(quán)制度、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、財政金融制度、社會保障與就業(yè)、公共服務(wù)均等配置等各項制度改革，勢必進一步增強宅基地改革成效。其中，四川省瀘縣在宅基地制度改革中積極協(xié)同推進農(nóng)村產(chǎn)權(quán)制度、供銷社體制、農(nóng)村金融制度等多項改革，通過整合土地資源、建立特色產(chǎn)業(yè)園，加快土地與資本結(jié)合，促進農(nóng)民就業(yè)增收，取得了良好的宅基地改革成效[20]。