農(nóng)戶參與宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)調(diào)查與實(shí)證研究

王俊龍，張艷梅

（1.南京農(nóng)業(yè)大學(xué) 公共管理學(xué)院，江蘇 南京 210095；2.江南大學(xué) 人文學(xué)院，江蘇 無(wú)錫 214122）

一、研究背景

改革開放以來(lái)，隨著城市化的加速發(fā)展，農(nóng)村人口大量城市涌向，農(nóng)村宅基地閑置、荒廢等現(xiàn)象特別嚴(yán)重；而城市人口擁擠，住房、用地緊張。為了緩解這種現(xiàn)象，促進(jìn)農(nóng)村宅基地流轉(zhuǎn)、提高宅基地配置效率，實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展、增加農(nóng)村農(nóng)民的財(cái)產(chǎn)收入，黨中央、國(guó)家領(lǐng)導(dǎo)人給予高度重視，黨的十八大以來(lái)十分重視農(nóng)村宅基地制度改革力度，不斷加強(qiáng)農(nóng)村宅基地管理規(guī)范。在文件中也明確要求：農(nóng)村宅基地只能分配給本村村民，而本村以外的城鎮(zhèn)居民不允許購(gòu)買本村農(nóng)戶宅基地，更不能建設(shè)農(nóng)村小產(chǎn)房。2013 年黨的十八屆三中全會(huì)明確提出，要保障農(nóng)戶宅基地用益物權(quán)，完善改革農(nóng)村宅基地制度，探索增加農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入渠道。基于農(nóng)村現(xiàn)代化發(fā)展的視角，宅基地在法律上并不具有資本屬性和市場(chǎng)屬性，是 “沉睡的資產(chǎn)” ，即農(nóng)民雖擁有潛在的 “巨大財(cái)產(chǎn)” ，卻帶不來(lái)任何的資產(chǎn)收益。不論是政府、市場(chǎng)還是宅基地?fù)碛姓撸枷Ｍ軌虼蚱七@塊 “堅(jiān)冰” 。宅基地作為農(nóng)民主要的資產(chǎn)之一，利用與盤活這份隱性資產(chǎn)，對(duì)于廣大農(nóng)民精準(zhǔn)脫貧和增收致富具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

宅基地使用權(quán)是中國(guó)特有的法律制度，歷史上起源于農(nóng)民的土地私有制，是土地的私人所有權(quán) “消滅后以使用權(quán)形式對(duì)土地產(chǎn)權(quán)的重建”［1］。宅基地使用權(quán)能否流轉(zhuǎn)是當(dāng)前的熱議話題，爭(zhēng)論的焦點(diǎn)在于當(dāng)前農(nóng)村社會(huì)保障還不健全的情況下，宅基地使用權(quán)是否可以市場(chǎng)化。在當(dāng)前中國(guó)農(nóng)村，宅基地確實(shí)承擔(dān)了社會(huì)保障的功能，如果完全放開宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)，有可能造成失地農(nóng)民的社會(huì)問(wèn)題。由于農(nóng)村社會(huì)保障體系的健全不是短期能做到的事，而一直讓宅基地承擔(dān)社會(huì)保障之責(zé)，而忽視其資本功能顯然也不是明智之舉，如果能找到一種方式，既讓宅基地繼續(xù)承擔(dān)社會(huì)保障功能，同時(shí)又賦予宅基地以資本功能，無(wú)疑是最好的選擇。為此，近年來(lái)很多學(xué)者對(duì)于宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)進(jìn)行了多種探索，如趙弈涵分別以深圳市和天津市 “宅基地?fù)Q房” 為例，認(rèn)為政府主導(dǎo)宅基地流轉(zhuǎn)既能發(fā)揮市場(chǎng)的基礎(chǔ)配置作用也能保障農(nóng)民權(quán)益［2］；張英男等認(rèn)為宅基地流轉(zhuǎn)和空心村整治可以有效實(shí)現(xiàn)耕地保護(hù)［3］；歐國(guó)良認(rèn)為完全競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)上的宅基地自由流轉(zhuǎn)是同時(shí)實(shí)現(xiàn)宅基地資源配置和提高農(nóng)民福利水平的有效途徑［4］；與此同時(shí)，我國(guó)多地如陜西、重慶和安徽等省（市）積極探索居民點(diǎn)整治及閑置宅基地流轉(zhuǎn)模式，涌現(xiàn)了 “宅基地?fù)Q房” 、 “村改社” 、 “廢棄宅基地整治” 和 “農(nóng)村城鎮(zhèn)化整理” 等一批典型的居民點(diǎn)整治模式［5］，取得了一定的社會(huì)經(jīng)濟(jì)效益，對(duì)于鄉(xiāng)村轉(zhuǎn)型、耕地資源保護(hù)起到了積極的作用。已研究的內(nèi)容涉及到宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)的現(xiàn)狀分析［6］、宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)的障礙［7］、區(qū)域差異［8］、流轉(zhuǎn)中農(nóng)民權(quán)益的保障［9-10］、宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)模式差異［11-13］、流轉(zhuǎn)中的制度創(chuàng)新［14］和收益分配［11］等宏觀層面；也有學(xué)者從微觀層面研究了宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)過(guò)程中農(nóng)戶的意愿和行為方面的影響因素［15-18］。由于我國(guó)不同的地區(qū)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展?fàn)顩r、文化習(xí)俗不同，農(nóng)戶對(duì)宅基地使用權(quán)依賴程度、思想觀念也不盡相同，從而導(dǎo)致農(nóng)戶在參與宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)意愿方面也有很大的差異。為了確切了解我國(guó)農(nóng)村居民在參與宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)意愿和行為上的差異，找出其影響宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)意愿方面的主要因素，在借鑒已有研究的基礎(chǔ)上，以江蘇省典型地區(qū)農(nóng)戶為調(diào)查對(duì)象，了解農(nóng)戶參與宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)意愿的真實(shí)狀況，從而解析宅基地使用權(quán)在流轉(zhuǎn)中影響農(nóng)戶參與的主要因素，有針對(duì)性地提出下一步推進(jìn)宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)工作的主要建議，為宅基地使用權(quán)的流轉(zhuǎn)機(jī)制與農(nóng)村宅基地制度改革以及該領(lǐng)域的研究學(xué)者提供借鑒。

二、模型設(shè)計(jì)與變量描述

Logistic 模型是對(duì)隨機(jī)誤差概率分布的一種有效方法，適用于被解釋變量為分類變量的分析，是對(duì)微觀個(gè)體意愿及影響因素的最佳模型，特別是應(yīng)對(duì)變量因素較多的情況下，能夠有效的探究自變量和各類變量之間的內(nèi)在關(guān)系［19］。對(duì)于本研究而言，其中農(nóng)戶是否愿意宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)就是一個(gè)定性的二分類變量問(wèn)題，因此，本研究選用Logistic 模型，它能克服線性方程受統(tǒng)計(jì)假設(shè)約束條件的局限性，通過(guò)對(duì)農(nóng)戶宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)意愿的各種影響因素進(jìn)行分析，嘗試找出最主要影響農(nóng)戶宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)意愿的關(guān)鍵因素。

（一）Logistic 模型

假設(shè)Yi和解釋變量Xi間存在著一種線性關(guān)系，即：Yi=?+βXi+εi，則：

P(Yi=1|Xi)=P[(?+βXi+εi)＞0]=P[εi＞( -?-βXi)]

假 設(shè) 誤 差 項(xiàng)εi服 從Logistic 分 布， 則P(Yi=?+βXi)，其值域?yàn)椋?，1］，形狀為S形曲線，這一類函數(shù)為L(zhǎng)ogistic 函數(shù)；將εi定義為一系列導(dǎo)致事件發(fā)生概率的線性函數(shù)， 則有：εi=?+βXi。事件發(fā)生的概率為：

P(Yi=1|Xi)=Pi=1/(1+e-(?+βXi))=e?+βXi/(1+e?+βXi)；事件不發(fā)生的概率為：

P(Yi=0|Xi)=1-Pi=1/(1+e?+βXi)=1-[e?+βXi/(1+e?+βXi)]；事件發(fā)生與不發(fā)生的概率之比為：Pi/(1-Pi)=e?+βXi，這個(gè)比率為事件的發(fā)生比， 對(duì)其取自然對(duì)數(shù)， 可以得出：ln(Pi/1-Pi)=?+βXi，記為L(zhǎng)ogit(P)。當(dāng) 有n個(gè)解釋變量時(shí)， 回歸模型為： Logit(P)=ln[Pi/(1-Pi)]=?+其 中Pi=P(Yi=1|X1i，X2i，X3i，…，Xni)表 示 為 在 給 出 的 各個(gè) 解 釋 變 量X1i，X2i，X3i，…，Xni的 值 時(shí) 發(fā) 生 的概率［20］。

（二）變量的選擇與說(shuō)明

為了進(jìn)一步探討農(nóng)戶宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)的意愿影響因素，本研究的被解釋變量Y為農(nóng)戶宅基地使用權(quán)意愿選擇，被解釋變量的取值為0 或1，0 代表 “農(nóng)戶不愿意流轉(zhuǎn)宅基地使用權(quán)” ，1 代表 “農(nóng)戶愿意流轉(zhuǎn)宅基地使用權(quán)” 。

本研究中設(shè)定了13 個(gè)不同的影響變量，影響農(nóng)戶宅基地使用權(quán)意愿流轉(zhuǎn)的主要因素包括戶主年 齡（X1）、 戶 主 性 別（X2）、 受 教 育 程 度（X3）、政治面貌（X4）、農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)收入（X5）、農(nóng)地總面積（X6）、農(nóng)房總建筑面積（X7）、建筑 年 代（X8）、 建 造 成 本（X9）、 是 否 自 ?。╔10）、是否擁有不動(dòng)產(chǎn)統(tǒng)一權(quán)證（X11）、是否允許拆除重建（X12）、是否在城鎮(zhèn)購(gòu)房（X13） 等，各個(gè)具體變量含義見表1 所示。

表1 變量選擇與說(shuō)明

（三）模型構(gòu)建

本研究利用SPSS 24 軟件，選用Logistic 回歸模型，對(duì)農(nóng)戶是否愿意流轉(zhuǎn)宅基地使用權(quán)的13個(gè)影響因素進(jìn)行回歸分析。因變量取值為0 或者1，是虛擬的二分變量，且受多因素影響，Logis-tic 模型在此種情況下適用性最佳。具體模型如下：

公式中，Pi為第i個(gè)農(nóng)民愿意宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)的概率，?為（截距項(xiàng)） 常數(shù)，βj為回歸系數(shù)，Xij為影響農(nóng)戶i 宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)意愿的第j個(gè)自變量，n為解釋變量個(gè)數(shù)。1-Pi為不愿意流轉(zhuǎn)的概率，愿意流轉(zhuǎn)發(fā)生的比。對(duì)上述（1）公式取對(duì)數(shù)，得到Logistic 回歸方程如下：

三、數(shù)據(jù)來(lái)源及樣本的特征

（一）調(diào)查樣本基本情況

數(shù)據(jù)來(lái)源于2019 年7 月，南京農(nóng)業(yè)大學(xué)土地管理學(xué)院團(tuán)隊(duì)在承擔(dān)的國(guó)家社科基金重點(diǎn)項(xiàng)目資助下，課題組成員利用暑假大學(xué)生社會(huì)實(shí)踐的時(shí)間，以直接入戶調(diào)查的方式，分別赴江蘇省的13個(gè)地級(jí)市或區(qū)發(fā)放調(diào)查問(wèn)卷。其中宜興市有113個(gè)農(nóng)戶，占比11.4%；常熟市94 個(gè)農(nóng)戶，占比9.4%；惠山區(qū)55 個(gè)農(nóng)戶，占比5.5%；江陰市82 個(gè)農(nóng)戶，占比8.2%；昆山市89 個(gè)農(nóng)戶，占比8.9%；六合區(qū)84 個(gè)農(nóng)戶，占比8.4%；太倉(cāng)區(qū)84 個(gè)農(nóng)戶，占比8.4%；吳江區(qū)82 個(gè)農(nóng)戶，占比8.2%；吳中區(qū)87 個(gè)農(nóng)戶，占比8.7%；錫山區(qū)53 個(gè)農(nóng)戶，占比5.3%；相城區(qū)79 個(gè)農(nóng)戶，占比7.9%；張家港88 個(gè)農(nóng)戶，占比8.8%。剔除無(wú)效問(wèn)卷，最后一共收回990 份有效樣本農(nóng)戶的調(diào)查問(wèn)卷。從被調(diào)查的農(nóng)戶地域分布來(lái)看，常熟、昆山、太倉(cāng)、吳江、吳中、相城區(qū)和張家港屬于蘇州，惠山、江陰、宜興和錫山屬于無(wú)錫，六合區(qū)屬于南京；選取的蘇南區(qū)域具有一定的代表性，在實(shí)際隨機(jī)調(diào)研中，接受訪談的為農(nóng)戶戶主。

其中，年齡25 歲及以下的有3 人，所占比例為0.3%，26～35 歲的有22 人，所占比例為2.2%，36～45 歲的有83 人，所占比例為8.4%，46～60 歲的有368 人，所占比例為37.2%，60 歲以上的有514 人，所占比例為51.8%；性別為男性的有920 人，為女性的有70 人，各占比例分別為92.9%和7.1%；受教育程度為文盲的45 人，所占比例為4.5%，小學(xué)的為255 人，所占比例為25.6%，初中的400 人，所占比例為40.4%，高中的201 人，所占比例為20.3%，大專及以上的89 人，所占比例為8.9%；政治面貌為黨員的有339 人，非黨員的651 人，各占比例為34.2%和65.8%。從本次調(diào)研中來(lái)看，農(nóng)戶平均年齡為59.5 歲，說(shuō)明了目前在農(nóng)村從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)的主要為老年人；他們的受教育程度多數(shù)為初中水平，占總樣本的40.4%；在調(diào)查農(nóng)戶中，政治面貌為黨員的占到總樣本的34.2%，說(shuō)明當(dāng)?shù)鼐用裾斡X(jué)悟比較高，積極學(xué)習(xí)新思想、領(lǐng)悟新時(shí)代向黨中央看齊。從性別上看，男性戶主普遍多于女性戶主，男性戶主占到總樣本的92.9%，也同時(shí)說(shuō)明了，受中國(guó)傳統(tǒng)思想的影響，家庭戶主主要以男性為主，這與該區(qū)域的實(shí)際情況相符合，基本上驗(yàn)證了數(shù)據(jù)的可靠性。

（二）基本評(píng)價(jià)

在本次調(diào)查中，為了摸清被調(diào)查農(nóng)戶個(gè)人的基本情況，進(jìn)一步分析農(nóng)戶參與宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)意愿的影響因素，以下主要從戶主年齡、性別、受教育程度三個(gè)方面進(jìn)行分析比較。本次調(diào)查發(fā)現(xiàn)，男性戶主達(dá)到了92.9%，而女性戶主為7.1%；參與問(wèn)卷調(diào)查戶主為男性的一共920 人，其中有340 人表示愿意參與宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)，580 人不愿意參與宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)，男性愿意參與宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)率達(dá)到了36.9%；參與問(wèn)卷調(diào)查戶主為女性的一共70 人，其中1 人表示愿意參與流轉(zhuǎn)，69 人表示不愿意參與流轉(zhuǎn)，則女性愿意參與宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)率為1.4%。具體情況見表2。

表2 戶主性別與宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)意愿交叉表

由表2 可以清晰的看出，男性相比女性來(lái)說(shuō)，參與宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)意愿的程度要更強(qiáng)烈些，產(chǎn)生這種結(jié)果的可能原因是男性相比女性對(duì)于宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)的相關(guān)政策比較關(guān)注，從而心理上對(duì)其認(rèn)同度也比較高，而女性平時(shí)對(duì)宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)相關(guān)政策關(guān)注度比較少，對(duì)其流轉(zhuǎn)方面的意愿比較弱［18］。

除了探究農(nóng)戶性別對(duì)宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)意愿是否有影響外，本次調(diào)查中還對(duì)農(nóng)戶不同的年齡階段是否愿意參與宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)狀況進(jìn)行了一定量的統(tǒng)計(jì)對(duì)比分析，由表3 可以看出，其中年齡為60 歲以上的農(nóng)戶留守在農(nóng)村數(shù)量最多，該階段占比達(dá)到了全部調(diào)查人數(shù)的51.8%，可能原因是大多數(shù)家庭的青壯年都外出打工，雖然46～50 歲的農(nóng)戶在農(nóng)村的留守率也占到了一定的比率（37.2%），但基本上也屬于中壯年時(shí)期，調(diào)查發(fā)現(xiàn)大多數(shù)處于此階段外出打工的農(nóng)戶，外出務(wù)工大都從事建筑施工、裝潢裝修、搬運(yùn)、環(huán)境保護(hù)、電子電器等行業(yè)。這就造成了農(nóng)戶年齡與宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)意愿大致呈現(xiàn)出反比的關(guān)系，對(duì)于60 歲以上的農(nóng)戶群體，他們雖然擁有一定量的閑置宅基地，但部分受到 “怕變求安” 傳統(tǒng)思想的影響，擔(dān)心子女外出務(wù)工回家沒(méi)地方居住，對(duì)宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)意愿參與度不是很強(qiáng)烈；25 歲及其以下的農(nóng)戶，由于年齡較小，很多人處于工作、生活不太穩(wěn)定或剛趨于穩(wěn)定的階段，對(duì)宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)意愿參與的程度也是有限。從調(diào)研農(nóng)戶的其它三個(gè)年齡階段層次也可以看出，年齡越大的農(nóng)戶對(duì)宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)意愿的參與程度就越低。具體情況見表3。

表3 年齡層次與宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)愿意交叉表

影響農(nóng)戶參與宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)意愿的另外一個(gè)因素可能與農(nóng)戶的受教育程度有關(guān)，由表4可以看出，大多數(shù)農(nóng)戶的受教育程度為小學(xué)和初中，處于這兩個(gè)教育階段的農(nóng)戶占到參與調(diào)查農(nóng)戶的總數(shù)的66.4%，占比處于第二位的為高中（含中專）階段（20.3%），并在調(diào)查中發(fā)現(xiàn)，年齡越大受教育程度越低。在本次調(diào)查中，大專及其以上受教育程度的農(nóng)戶有89 個(gè)，占到總被調(diào)查人數(shù)的8.9%，農(nóng)戶學(xué)歷為文盲的人數(shù)為45 個(gè)，占比為4.5%；從農(nóng)戶是否愿意參與宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)來(lái)看，受教育程度為高中（含中專）的農(nóng)戶愿意參與宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)率達(dá)到了42.3%，而受教育程度為大專以及以上學(xué)歷的農(nóng)戶愿意宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)參與率為34.8%。同時(shí)表明隨著受教育程度的增加，農(nóng)戶參與宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)的意愿不一定增加，反而呈減少的趨勢(shì)。說(shuō)明受教育程度與參與宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)意愿不一定存在明顯的相關(guān)性，可能原因是，隨著農(nóng)戶的學(xué)歷提升，則對(duì)宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)的意識(shí)也越高，更多地愿意從事非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行業(yè)，但有些學(xué)歷較高的農(nóng)戶更愿意用自己所學(xué)的知識(shí)來(lái)經(jīng)營(yíng)管理土地，這也說(shuō)明文化程度的高低在一定程度上對(duì)農(nóng)戶宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)意愿的影響并不大［15］。具體情況見表4。

表4 戶主受教育程度與宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)愿意交叉表

在此次調(diào)查中，多數(shù)農(nóng)戶家庭成員數(shù)為4～5名，占到總樣本的49.7%，而6 人及以上的農(nóng)戶家庭和3 人的農(nóng)戶家庭分別占到樣本總量的17.8%和18.5%，表明當(dāng)前情況下，農(nóng)戶家庭人口數(shù)多數(shù)在4～5 人，農(nóng)戶家庭人口數(shù)為3 人的或6 人以上大家庭的普遍減少，這也是農(nóng)村家庭普遍存在的人口數(shù)量。調(diào)查結(jié)果發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶家庭人口數(shù)和其要參與宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)的意愿聯(lián)系并不大，因此，兩者之間的關(guān)系需要進(jìn)一步的研究。

四、計(jì)量結(jié)果及其分析

（一）模型結(jié)果分析

為了使模型更加合理，首先對(duì)模型中的解釋變量檢驗(yàn)是否存在多重共線性，變量間存在多重共線性會(huì)使模型估計(jì)失真或極不準(zhǔn)確。朱鈺等（2020）［21］指出判斷是否存在多重共線性的經(jīng)驗(yàn)規(guī)則是：方差膨脹因子（VIF）不應(yīng)該超過(guò)10 或容 差 大 于0.1； 表5 中 的VIF 分 別 是1.433、1.065、1.568、1.114、1.189、1.206、1.056、1.713、1.573、1.200、1.067、1.042、1.009，所有的VIF 值均在2 以下，表明多元線性回歸模型中不存在多重共線性問(wèn)題。

表5 多重共線性診斷分析

本次調(diào)研數(shù)據(jù)在結(jié)果分析時(shí)主要利用SPSS24.0 統(tǒng)計(jì)軟件，對(duì)上述自變量和因變量進(jìn)行二分類Logistic 回歸，并對(duì)回歸中的系數(shù)進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)，其中具體分析結(jié)果見表6。回歸結(jié)果顯示，P 值小于0.05，說(shuō)明回歸模型整體上是顯著的。

表6 方差結(jié)果分析

（二）影響因素結(jié)果分析

根據(jù)上述回歸結(jié)果，最終得出Logist 模擬回歸方程如下：

Logist(P)=4.712-0.145X1-4.026X2+0.465X4+0.192X5+0.161X7+0.249X8-0.474X9-0.350X12-0.368X13

表7 農(nóng)戶宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)意愿影響因素回歸結(jié)果

對(duì)農(nóng)戶宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)意愿影響比較顯著的因素有戶主年齡（X1）、戶主性別（X2）、戶主政治面貌（X4）、農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)收入（X5）、農(nóng)房總建筑 面 積（X7）、 建 筑 年 代（X8）、 建 造 成 本（X9）、是否允許拆除重建（X12）、是否在城鎮(zhèn)購(gòu)房（X13）等，其中最為顯著的為戶主性別、戶主政治面貌、建造成本等三個(gè)方面。主要表現(xiàn)出男性相比女性更愿意參與農(nóng)村宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)工作，可能原因是由于男性相比女性更為關(guān)注宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)時(shí)政政策；當(dāng)今農(nóng)村大量男性青壯年外出就業(yè)，接觸的時(shí)政新聞?shì)^廣，心理上對(duì)宅基地使用權(quán)的流轉(zhuǎn)政策認(rèn)同度比較高，而女性往往留守家庭照顧父母、孩子上學(xué)等，相比男性而言接觸的有關(guān)宅基地流轉(zhuǎn)的政策較少，擔(dān)心流轉(zhuǎn)后會(huì)失去原有的宅基地，又加上女性普遍趨于對(duì)生活的穩(wěn)定性贊同，對(duì)于宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)方面的意愿相比男性較為薄弱。農(nóng)戶對(duì)于政策的關(guān)注度和了解程度以及農(nóng)戶政治面貌對(duì)于他們參與宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)意愿有著很大的影響，一般情況下，在對(duì)農(nóng)村宅基地流轉(zhuǎn)政策越關(guān)注和理解程度越深的農(nóng)戶，他們往往參與宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)意愿的程度就越高。調(diào)研中發(fā)現(xiàn)，平時(shí)較為關(guān)心時(shí)政的農(nóng)戶比起那些平時(shí)不太關(guān)心時(shí)政的農(nóng)戶參與宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)的意愿較高；但是，在當(dāng)今國(guó)家政策條文還對(duì)宅基地流轉(zhuǎn)表現(xiàn)出還不健全不完善的情況下，大多數(shù)人擔(dān)心在宅基地流轉(zhuǎn)過(guò)程中丟失這份應(yīng)有的社會(huì)保障，人們對(duì)宅基地使用權(quán)的流轉(zhuǎn)仍存在著一定的顧慮和困惑。

農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)性收入、是否允許拆除重建和是否在城鎮(zhèn)購(gòu)房對(duì)農(nóng)戶參與宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)意愿也有很大的影響，主要原因是以農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)收入為主要來(lái)源的農(nóng)戶，一家人的主要收入來(lái)源都來(lái)自于農(nóng)村，一家人把宅基地作為基本的生活保障，往往對(duì)宅基地的依賴程度較高，則該部分農(nóng)戶對(duì)于宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)意愿方面的參與度較為薄弱；而那些以非農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)性收入為主要來(lái)源的農(nóng)戶，對(duì)于宅基地的依賴程度較低些，他們平時(shí)往往生活在城市，對(duì)于農(nóng)村宅基地依賴性不是很強(qiáng)，從而參與宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)意愿更強(qiáng)些。在村集體和政府允許拆除重建的情況下，農(nóng)戶參與宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)的意愿程度較高，這是因?yàn)殡S著時(shí)代的變遷，一些年限較長(zhǎng)的房屋已經(jīng)受損，這些破舊房屋已經(jīng)不能遮陽(yáng)避雨，滿足農(nóng)民居住的需要，農(nóng)戶更愿意拆除重建；另一方面，更多的農(nóng)戶外出務(wù)工已經(jīng)積累了一定的資金，受榮歸故里的思想以及攀比的心理，都希望把自家房屋建設(shè)的更為豪華美觀，他們往往不愿意居住在擁擠的大城市內(nèi)，把家里的房屋重建后居住的更舒心些。一般情況下，農(nóng)戶家庭在城鎮(zhèn)有購(gòu)房的，并且購(gòu)房好幾處的，那么此家庭對(duì)宅基地地依賴程度較低，因此，農(nóng)戶擁有的宅基地量越多，相應(yīng)的宅基地閑置的機(jī)率大，也更有強(qiáng)烈的愿望參與到宅基地使用權(quán)意愿流轉(zhuǎn)中，把宅基地流轉(zhuǎn)出去。

一般而言，農(nóng)戶戶主的年齡、建筑年代和農(nóng)戶宅基地總面積對(duì)于農(nóng)戶宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)的參與有著一定的影響。這是因?yàn)槟挲g越大的農(nóng)戶對(duì)于農(nóng)村宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)方面的意愿認(rèn)可度就越弱，主要因?yàn)槟挲g比較大的農(nóng)戶擔(dān)心自己年紀(jì)太大了，流轉(zhuǎn)宅基地使用權(quán)可能會(huì)失去一部分生活保障功能；另外一方面受中國(guó)較強(qiáng)家庭傳統(tǒng)觀念的影響，認(rèn)為宅基地是祖祖輩輩留下來(lái)的財(cái)產(chǎn)，不愿在自己的手上丟失。除此之外，一些具有年代意義的建筑物往往承載著幾代人的青春，能深深牽動(dòng)著人們的回憶、懷舊的心靈，也是人類美好生活的見證，因此，此類農(nóng)戶對(duì)宅基地依賴程度較高，往往不愿意參與宅基地使用權(quán)的流轉(zhuǎn)。但也有一部分年齡較大的農(nóng)戶，由于自身?yè)碛械拈e置宅基地較多，更希望能把多余的宅基地流轉(zhuǎn)出去，來(lái)積累自己以后的養(yǎng)老資金或支持自己的子女外出求學(xué)或支持子女在城市購(gòu)買安家立命的住宅［22］。擁有的宅基地總面積越大的農(nóng)戶，可能相應(yīng)的人均面積也就越大，這些擁有大面積宅基地的農(nóng)戶往往都比較富裕，一般都生活在城市中或即將生活規(guī)劃在大城市中，從而導(dǎo)致他們對(duì)農(nóng)村宅基地的依賴程度較低，更愿意參與到宅基地使用權(quán)的流轉(zhuǎn)過(guò)程中。

五、結(jié)論與建議

本研究著重以尊重農(nóng)戶的意愿為基礎(chǔ)，以努力提高農(nóng)戶宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)參與意愿為目標(biāo)，從農(nóng)戶的自身特征、家庭條件、政策約束、房屋建筑狀況、認(rèn)知等多方面運(yùn)用Logistic 回歸模型實(shí)證分析了影響農(nóng)戶宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)意愿的因素，研究發(fā)現(xiàn)戶主年齡、戶主性別、戶主政治面貌、農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)收入、農(nóng)房建筑總面積、建筑年代、建造成本、是否允許拆除重建、是否在城鎮(zhèn)購(gòu)房對(duì)農(nóng)村農(nóng)戶宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)意愿有顯著的影響。結(jié)果表明影響農(nóng)戶宅基地流轉(zhuǎn)意愿的因素具有多樣性、復(fù)雜性的特點(diǎn)，同時(shí)由于宅基地對(duì)于不同群體作用不同，農(nóng)戶流轉(zhuǎn)宅基地所考慮的問(wèn)題具有明顯的偏向性。有兩處及以上住房的農(nóng)戶流轉(zhuǎn)宅基地的意愿更加強(qiáng)烈。一般農(nóng)戶家庭中主要收入來(lái)源對(duì)其意愿影響最為強(qiáng)烈，對(duì)于以農(nóng)業(yè)收入為主的農(nóng)戶來(lái)說(shuō)宅基地流轉(zhuǎn)意愿明顯減弱。

全面考慮農(nóng)戶需求，根據(jù)以上結(jié)論，提出建議如下：要促進(jìn)農(nóng)村宅基地流轉(zhuǎn)，提高農(nóng)村建設(shè)用地效率，就要在尊重農(nóng)戶意愿的前提下多維度考慮影響因素。首先，要深入農(nóng)村舉辦農(nóng)村宅基地流轉(zhuǎn)相關(guān)知識(shí)的宣講會(huì)，鼓勵(lì)并組織農(nóng)戶積極參與學(xué)習(xí)，特別是針對(duì)年齡較大、文化程度較低的農(nóng)戶進(jìn)行全面講解，確保農(nóng)戶能夠正確、積極地看待農(nóng)村宅基地流轉(zhuǎn)。其次，派遣專業(yè)技術(shù)培訓(xùn)人員進(jìn)村，針對(duì)不同農(nóng)戶群體進(jìn)行差別化非農(nóng)技能培訓(xùn)，提高農(nóng)戶的非農(nóng)就業(yè)能力，再引進(jìn)與農(nóng)戶非農(nóng)技能相關(guān)的企業(yè)，為農(nóng)戶量身提供崗位。最后，建立農(nóng)村宅基地相關(guān)配套管理制度，完善就業(yè)政策，保障農(nóng)戶收入水平，確保農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)后能夠獲得相應(yīng)的就業(yè)保障，給予農(nóng)戶一顆 “定心丸” ，以促進(jìn)農(nóng)戶能長(zhǎng)期穩(wěn)定的就業(yè)，加強(qiáng)農(nóng)村環(huán)境建設(shè)，最大程度的提高農(nóng)村宅基地利用率。