成程+陳利根+趙光

摘要：本文在問卷調查的基礎上，運用簡單描述性統(tǒng)計，分析農民對宅基地福利性的認同程度，結果表明：大多數(shù)農民認同宅基地福利性。運用結構方程模型，研究農民非農化對宅基地福利性認同的影響，結果表明：農民非農化對宅基地福利性認同的負向影響在1%水平上顯著，并且就業(yè)非農化對宅基地福利性認同的負向影響最大，這說明提高非農就業(yè)水平比促進勞動力轉移、增加農民非農收入更能有效地弱化宅基地福利性認同。此外，個人特征與住房特征對宅基地福利性認同分別具有負向和正向的顯著影響。

關鍵詞：農民非農化；宅基地；福利性認同

中圖分類號：F323.89文獻標識碼：A

文章編號：1000176X（2014）07009107

現(xiàn)行宅基地制度賦予了宅基地福利性，是計劃經濟福利思想的延續(xù)，是農村社會保障供給機制的補充，具有濃厚的福利色彩。那么，宅基地制度是否達到了福利目標？這在一定程度上，需要從直接受益者農民的視角來分析，農民認同宅基地具有福利性，則目標達到，反之未達到。

不管是為了評估制度績效，還是為了解決宅基地福利性爭論，都需要從農民視角對宅基地福利性認同進行分析。雖然不少學者認同宅基地具有福利性，但也有學者并不認同。溫鐵軍[1]認為，隨著農村人口對土地壓力的不斷增加，農村土地“福利化”成為一種必然趨勢，其中宅基地福利化主要表現(xiàn)為宅基地使用權的成員權性與無償性。胡康生[2]、高圣平[3]認為宅基地是國家給予農民的一種基本福利保障，體現(xiàn)了國家對農民這一弱勢群體基本生存權的保障和關愛，福利政策思想彰顯。然而，楊一介[4]就明確指出“作為一種用益物權，宅基地使用權是農民的一種福利待遇的觀點不能成立”。學者們關于宅基地是否具有福利性的爭論大多依據(jù)理論分析，未從農民自身視角進行實證研究，正如徐美銀和錢忠好[5]指出的那樣，目前大多對土地的研究忽視了對農民認知的分析，因此，本文從與宅基地最密切的利益相關者——農民視角來研究宅基地是否具有福利性。

在十八屆三中全會《決議》要求建設城鄉(xiāng)統(tǒng)一建設用地市場，賦予農民更多財產權利的大背景下，對宅基地福利性認同的分析，還能有助于實現(xiàn)宅基地財產性。因為大多數(shù)學者認為弱化宅基地福利性認同，是實現(xiàn)宅基地財產性的重要路徑。宅基地事實上的福利功能已經弱化，但農民受到農村老宅傳統(tǒng)觀念以及對宅基地保障功能理解等多種因素的綜合影響，對宅基地持有的保障性心理仍大于經濟利益，仍將宅基地視為日后生存的退路，這造成宅基地財產性難以實現(xiàn)。解決這一問題，需要通過弱化農民對宅基地福利性的認同，提供不同宅基地福利替代產品，使宅基地的保障功能沉淀于人們的觀念和情感寄托之中，最終促進宅基地由雙重功能向單一生產要素功能演變，實現(xiàn)福利功能向財產功能的讓渡。那么，如何弱化宅基地福利性認同？怎樣尋找宅基地福利的替代品？對于這些問題，可以從宅基地福利性認同的影響因素中尋找答案。

農民居住、就業(yè)以及收入的非農化，被認為能夠改變其對土地感情和土地價值的認知，由此推斷，農民非農化是影響宅基地福利性認同的重要因素。但對這一關系的探討，相關理論和實證分析都較少。本研究試圖尋求上述問題的答案，因此，從農民自身視角出發(fā)，分析農民對宅基地福利性的認同程度，剖析農民非農化等因素對宅基地福利性認同的影響。從而為評估宅基地制度績效，揭示農民宅基地福利性認同的影響機理，探索弱化宅基地福利性認同途徑提供理論和經驗支持。

一、理論分析與研究假說

1.理論分析

認同是一個心理學概念，在心理學領域，認同需要通過對他者的排斥來得以體現(xiàn)，反言之，不認同則需要通過對他者的接受來得以體現(xiàn)。將其應用到宅基地福利性認同中可知，農民減弱對宅基地福利性的認同需要通過接受一定的其他福利來實現(xiàn)。雖然農民認同是一個心理學概念，但其仍在很大程度上遵循農民理性邏輯。美國著名的經濟學家舒爾茨就提出，農民具有理性經濟人屬性，因為舒爾茨認為：“全世界的農民都在與成本、利潤和風險打交道，他們都是時刻計算個人收益的經濟人，在自己那個小小的個人資源分配領域里，這些農民都是企業(yè)家。他們總是那么敏銳地適應經濟形勢，使得許多專家都無法了解這些人是多么有效率”[6]。由此可知，農民對宅基地福利性的認同，是其綜合權衡成本收益的結果，即只有當農民依據(jù)自身能力，擁有比宅基地福利更好的福利時，才會減弱對宅基地福利性的認同。根據(jù)上述分析，可得式（1）。

農民宅基地福利性認同（WI）=宅基地原有福利（OW）宅基地替代福利（RW）（1）

根據(jù)張怡然等[7]的分析，農村宅基地具有保障安居、以房養(yǎng)老、儲備家庭財產以及支持副業(yè)生產等效用，因此，在式（1）中宅基地原有福利（Original Welfare，簡寫為OW）是指宅基地能夠為農民提供的居住、養(yǎng)老和就業(yè)等方面的保障。福利概念在不同領域有著不同的解釋，在社會保障領域中，福利是指國家和社會為保障其成員的基本生活而采取的措施及服務。綜合各學者的觀點，宅基地福利屬于最基本的社會保障，主要是指宅基地能夠為農民提供的居住、養(yǎng)老和就業(yè)這三個方面的保障。其中，居住福利是指宅基地具有為農民提供建造房屋所需土地的間接居住功能；養(yǎng)老福利是指宅基地具有為農民提供養(yǎng)老住所的輔助養(yǎng)老功能；就業(yè)福利是指宅基地具有為農民提供畜禽養(yǎng)殖、家庭經營等經濟活動場所的直接就業(yè)功能，以及為農民提供農業(yè)勞動依托的間接就業(yè)功能。按照土地利用規(guī)劃的分類，宅基地屬于農村住宅用地，其所具有的居住、部分養(yǎng)老和就業(yè)等保障福利是客觀存在的，這些福利能否發(fā)揮作用，關鍵在于農民個人及其家庭是否利用，而非宅基地本身，因此假設宅基地原有福利客觀不變。宅基地替代福利（Replace Welfare，簡寫為RW）是指宅基地福利的相關替代品。根據(jù)上述假設和式（1），宅基地替代福利越好，農民對宅基地福利性認同就越低。這一過程的具體分析如圖1所示，橫軸表示宅基地替代福利，縱軸表示農民對宅基地福利性的認同度。在新中國成立至改革開放這段時間，農民以農業(yè)為生，宅基地對農民而言，既是住所的建造地，耕作、家庭經營與畜禽養(yǎng)殖的依托，也是養(yǎng)老等社會保障的主要依賴對象，其福利功能幾乎無他物可以替代，因此農民對宅基地福利認同處于很高的W1位置。隨著工業(yè)化、城鎮(zhèn)化進程的加快，農民非農就業(yè)機會增多，農村社會保障普及，農民逐漸擁有了越來越多、越來越好的宅基地福利替代品，因此農戶對宅基地的福利認同下滑至W2，甚至是W3的位置。endprint

2.研究假說

根據(jù)上述理論分析，通過尋找宅基地替代福利，以替代程度大小為依據(jù)，提出以下研究假說：

假說1：農民非農化能夠較好替代宅基地原有福利，因此，農民非農化對宅基地福利性認同具有負向顯著影響。

借鑒黃忠華和杜雪君[8]在對宅基地流轉時的分析，將居住非農化、就業(yè)非農化以及收入非農化作為農民非農化的衡量指標。羅必良[9]認為伴隨著農業(yè)勞動力的轉移，農民對土地的依賴性會顯著降低，周婧等[10]也認為不同兼業(yè)程度的農民對宅基地生存、社會和經濟功能有不同的認知。當農民不再以宅基地為常住地時，其利用宅基地居住福利的可能性就變小，當農民就業(yè)與收入非農化水平較高時，利用宅基地就業(yè)和養(yǎng)老福利的可能性變小。由此推斷，農民非農化程度越高，對宅基地福利性認同將越低。

假說2：養(yǎng)老保障能夠較好替代宅基地原有福利，因此，養(yǎng)老保障對宅基地福利性認同具有負向顯著影響。

2013年國務院印發(fā)了《關于加快發(fā)展養(yǎng)老服務業(yè)的若干意見》，要求加快推進“以房養(yǎng)老”計劃，這雖然針對的是城鎮(zhèn)住房，但不可否認以宅基地為依托的農村住房也承擔了較為重要的養(yǎng)老保障福利。同時，陳劍波[11]在分析土地制度時也指出，如果農民已經非農化，或者擁有較為完善的養(yǎng)老保障，那么他們最為關心的將會是土地財富功能，而非保障功能。由此推斷，養(yǎng)老保障越好的農民，其利用宅基地養(yǎng)老福利的可能性就越小，即對宅基地福利性認同將會減弱。

除此之外，農民還會根據(jù)自身狀況及外部客觀環(huán)境，對宅基地福利性認同做出自己的判斷。根據(jù)已有文獻，將農民個人特征、家庭特征以及住房特征作為控制變量。

二、數(shù)據(jù)來源、樣本概況與研究方法

1.數(shù)據(jù)來源

選擇長江三角洲作為研究區(qū)域，主要考慮了以下兩點：其一，長三角地區(qū)是我國經濟最為發(fā)達的地區(qū)之一，在城鎮(zhèn)化快速發(fā)展的過程中，宅基地的福利屬性與財產屬性分化程度較高；其二，長三角地區(qū)農民居住、就業(yè)以及收入的多樣化趨勢明顯。具體樣本區(qū)為長三角經濟發(fā)展水平大體相當?shù)娜齻€核心區(qū)域——江蘇蘇南、浙江浙北以及上海，按照經驗分層和非嚴格的概率抽樣方法，共抽取3市4縣（縣級市或者區(qū)）9鎮(zhèn)。于2013年8月，由經過培訓的研究生采用入戶面對面交談的方式對每個村發(fā)放問卷35份，共回收315份，剔除數(shù)據(jù)不全和明顯失真的問卷后，得到有效問卷299份，有效率為95%。，調研地點的有效問卷分布情況。

2.樣本概況

從樣本的基本情況來看，在年齡分布方面，35歲及以下的占13.4%，36—55歲的占51.2%， 55歲以上的占35.4%，這說明樣本農民的年齡分布較為合理，青壯年勞動力占了多數(shù)，保證了問卷的有效性；在文化程度方面，初中及初中以下文化的農民達到了54.8%，高中及以上的也有45.2%，基本符合發(fā)達地區(qū)農民文化程度的實際情況；在干部類型方面，小組長及以下干部類型占67.2%，其余占32.8%，基本符合農村地區(qū)干部分布狀況。

根據(jù)上文分析，農民能切身體會到的宅基地福利包括了居住、養(yǎng)老以及就業(yè)福利三個方面，考慮到農民對于福利概念理解較為難，因此，在問卷中使用具有相近意思的“功能”一詞來代替。設計的問題分別有“您覺得宅基地是否具有居住功能？”“您覺得宅基地是否具有養(yǎng)老功能？”“您覺得宅基地是否具有就業(yè)功能？”，答案采用李克特（5-Likert）五級標度法，對完全同意、大部分同意、不好說、小部分同意、完全不同意依次賦值為5—1。在居住福利方面，農民完全認同的占31.8%，大部分認同的占46.8%，兩者合計所占比例達到了78.6%，這說明宅基地居住福利得到了大部分農民的認同；在養(yǎng)老福利方面，農民完全認同的占22.4%，大部分認同的占44.1%，兩者合計所占比例有66.5%，這說明農民對宅基地養(yǎng)老福利的認同度是較高的；然而，在就業(yè)福利方面，農民的認同卻相反，完全不認同的占11.4%，小部分認同的占31.8%，兩者合計有43.2%，這說明農民對宅基地就業(yè)福利的認同度并不高。從上述描述性分析可知，宅基地制度的福利目標雖然基本得到體現(xiàn)，但并未完全達到預期的福利目標。

表1調查數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計（N=299）

3.研究方法

本文采用的研究方法是能夠同時處理潛在變量間關系、觀察變量與潛在變量間關系的結構方程模型（SEM），采用此方法的主要原因是農民福利性認同不僅包含了多層含義，而且也不容易被直接觀察到。除此之外，包括農民非農化在內的一些外因變量也屬于潛在變量，它們都需要用能夠直接被農民觀察到的外顯指標去間接測量[12]，但是傳統(tǒng)的統(tǒng)計方法只能處理如就業(yè)非農化、居住非農化、收入非農化等這些能夠直接觀察到的自變量對因變量的影響，而不能妥善處理潛在變量間的關系，因此選用結構方程模型對研究假說進行驗證。具體的測量方程與結構方程數(shù)學表達式如下：

測量方程：x=Λxξ+δ，y=Λyη+ε，表示的是潛在變量與觀察變量間的關系。

結構方程：η=Bη+Γξ+ζ，表示的是潛在變量與潛在變量間的關系。

在測量方程中，x表示外因觀察變量，ξ表示外因潛在變量，Λx表示外因觀察變量x的因素負荷量，而δ表示外因觀察變量的測量誤差。y表示內因觀察變量，η表示內因潛在變量，Λy表示內因觀察變量y的因素負荷量，ε表示內因觀察變量的測量誤差。同時，在測量模型中假定：潛在變量與測量誤差之間不能有共變關系或者因果關系的路徑存在。在結構方程中，B表示η變量間有方向性的回歸系數(shù)，Γ表示ξ變量對η變量影響的回歸系數(shù)，ζ表示內因潛在變量的誤差。同時，在結構模型中假定，外因潛在變量ξ與內因潛在變量的誤差ζ之間無相關存在。

三、問卷檢驗、實證結果與分析

1.問卷信度和效度檢驗

對調查問卷進行信度與效度檢驗的目的是確認問卷是否具有可靠性與有效性，能否進行下一步的模型分析。信度檢驗能夠評估問卷結果的穩(wěn)定性、一致性及可靠性[13]，效度檢驗能夠評估問卷結果的有效性與正確性[14]。分別采用Cronbachs α系數(shù)、標準因子載荷系數(shù)作為指標，利用SPSS20.0對問卷的信度與效度進行檢驗，具體結果如表2所示。Nunnally提出問卷信度系數(shù)達到0.500以上，表示問卷信度尚可[15]，據(jù)此標準，表2中本文所用數(shù)據(jù)的Cronbachs α系數(shù)都在0.500以上，說明數(shù)據(jù)的內部一致性較好。Tabachnick與Fidell提出測量模型的信度指標值至少要在0.500以上[16]，據(jù)此標準，除宅基地面積觀察變量的因子載荷未達到0.500，其余都超過0.500，說明各潛在變量的結構效度較好。雖然宅基地面積觀察變量測量家庭特征這一潛在變量的程度較低，但由于是對宅基地福利性認同的研究，因此，不考慮將宅基地面積觀察變量刪除。endprint

2.實證結果

采用AMOS20.0對上述構建的結構方程模型（SEM）進行分析，從而驗證提出的研究假說。SEM整體模型適配度的評價指標及其評價標準如表3所示，表3中的擬合指數(shù)分別有：絕對適配度指數(shù)、相對適配度指數(shù)以及簡約適配度指數(shù)，通過這些指數(shù)可以評價模型的整體質量。根據(jù)侯杰泰等[17]、Hu和Bentler（1999）的研究結果，各項統(tǒng)計檢驗量都達到了適配標準，這表明結構方程模型與樣本數(shù)據(jù)擬合良好，能夠用于驗證提出的研究假說。

3.實證結果分析

（1）農民非農化對宅基地福利性認同具有負向顯著影響

從圖3可以看出，農民非農化影響宅基地福利性認同的路徑系數(shù)為-0.407且通過了1%的顯著性檢驗，這說明農民非農化程度越高，其對宅基地福利性認同越低，假說1成立。各觀察變量對農民非農化這一潛在變量的反映程度大小依次是：就業(yè)非農化（0.572，P<0.010）、居住非農化（0.570，P<0.010）、收入非農化（0.409，P<0.010），這說明就業(yè)非農化最能夠反映農民非農化，其對宅基地福利性認同的負向影響最大。原因在于，就業(yè)非農化程度越高的農民，其生產和生活方式改變后擁有了更多宅基地替代福利，對宅基地的依賴性變小，因而對宅基地福利性認同變小。而居住和收入非農化對宅基地福利性認同的負向影響相對較小，由此可知，提高農民就業(yè)非農化程度比提高居住和收入非農化程度，起到的弱化宅基地福利性效果更好。

（2）農民個人特征對宅基地福利性認同具有負向顯著影響

從圖3可以看出，個人特征影響宅基地福利性認同的路徑系數(shù)為-0.290且通過了5%的顯著性檢驗，這說明農民年齡越大、文化程度越低、越不是各類干部，其對宅基地福利性的認同越高。各觀察變量對個人特征潛在變量的反映程度大小依次是：文化程度（0.784，P<0.010）、年齡（0.468，P<0.010）、干部類型（0.370，P<0.010）。文化程度越低的農民，就業(yè)途徑較窄，因此其對土地依賴越強；年齡越長的農民，思想觀念相對保守，越傾向于將宅基地作為各類保障福利；越不是各類干部的農民，接觸和學習最新政策的機會越少，容易按照傳統(tǒng)進行思維，因而其對宅基地福利性認同越高。

（3）農民住房特征對宅基地福利性認同具有正向顯著影響

從圖3可以看出，農民住房特征影響宅基地福利性認同的路徑系數(shù)為0.136且通過了10%的顯著性檢驗，這說明住房狀況越好，農民對宅基地福利性認同越高。各觀察變量對住房特征潛在變量反映程度的大小依次是：住房造價（0.857，P<0.010）、住房年限（0.828，P<0.010）、住房結構（0.311，P<0.010）。原因在于，隨著非農收入的增加，農民越來越多地將收入用于建房以改善生活質量，當其對房屋投入越大，住房狀況越好時，對宅基地居住、養(yǎng)老等福利性認同也越高。

（4）養(yǎng)老保障與家庭特征兩個變量，對宅基地福利性認同的影響不顯著

根據(jù)上文理論分析，養(yǎng)老保障能夠替代宅基地養(yǎng)老福利，因此能夠起到弱化宅基地福利性認同的作用，但實證結果并非如此，假說2不成立。這可能的原因之一是：土地只要具有保障價值，無論其保障實際能力的大小，農民都會保留并將其作為一種生活保障。可能原因之二是：目前農村的基本養(yǎng)老保障雖然普及，但仍與城鎮(zhèn)有一定差距，還未達到替代宅基地養(yǎng)老福利的程度，因此，養(yǎng)老保障對福利性認同的影響并不顯著。

家庭特征對宅基地福利性認同的影響不顯著，說明宅基地福利性認同受宅基地面積、農地面積以及農業(yè)收入這些變量的影響很小。這可能的解釋之一是：在當前農村人均耕地面積小，農地細碎化程度高，農民一戶一宅的現(xiàn)實情況下，宅基地和農地這類農村土地資源還未成為一種稀缺資源，因此，農民并不會因為擁有更多農地，更大宅基地而強化宅基地福利性認同?？赡艿慕忉屩牵涸陂L三角地區(qū)，農民的非農化程度較高，農業(yè)收入差別并不是很大，因此，其對宅基地福利性認同的影響也并不顯著。當然，更具體和深入的原因有待于進一步的實證研究。

四、主要結論與政策啟示

雖然目前長三角地區(qū)宅基地閑置現(xiàn)象較為嚴重，但宅基地福利性總體上得到大多數(shù)農民認同，宅基地制度福利績效基本達到。調查數(shù)據(jù)顯示：第一，在居住福利方面，78.600%的樣本農民認同宅基地是一種居住福利（包括回答“完全認同”和“大部分認同”），這說明宅基地制度作為一種保障農民基本居住權利，解決農民住房問題的農村住房福利性制度，其福利性得到了大多數(shù)農民的認同。但也有近21.400%的樣本農民沒有明確表示宅基地是一種居住福利（包括“不好說”、“小部分是”和“完全不是”），這說明宅基地的居住福利性并沒有得到完全體現(xiàn)。第二，在養(yǎng)老福利方面，66.500%的樣本農民認同宅基地是一種養(yǎng)老福利，這說明宅基地制度作為養(yǎng)老保障制度的補充，其福利性得到了較好的體現(xiàn)。但也有近33.500%的樣本農民沒有明確表示宅基地是一種養(yǎng)老福利，這說明他們并不主要依靠宅基地來養(yǎng)老。第三，在就業(yè)福利方面，僅有43.200%的樣本農民認同宅基地是一種就業(yè)福利，而有近56.800%的樣本農民并未明確表示宅基地是一種就業(yè)福利，這說明宅基地作為農民就業(yè)福利并未得到大多數(shù)農民的認同。

農民非農化對宅基地福利性認同具有負向顯著影響。通過結構方程模型（SEM），利用長三角299份問卷調查數(shù)據(jù)，對農民宅基地福利性認同的影響因素進行分析，研究表明：農民非農化潛在變量對宅基地福利性認同的負向影響在1%水平上顯著，且影響系數(shù)為-0.407，即農民非農化水平每提高一個單位，宅基地福利性認同就會減弱0.407個單位。另外，農民非農化的三個觀察變量都在1%水平上正向顯著，對潛在變量的反映程度大小依次是：就業(yè)非農化、居住非農化和收入非農化，這表明三者對宅基地福利性認同都具有負向顯著影響，其中就業(yè)非農化的影響最大。上述結論說明：一方面，農民非農化程度的提高，能夠較好弱化宅基地福利性認同；另一方面，提高就業(yè)非農化水平比提高居住和收入非農化水平，更能起到弱化宅基地福利性認同效果。此外，個人特征和住房特征對宅基地福利性認同也具有顯著影響，其中個人特征有負向顯著影響，住房特征有正向顯著影響，而養(yǎng)老保障與家庭特征對宅基地福利性認同影響并不顯著。endprint

基于上述研究結論，弱化宅基地福利性認同，需要從以下幾個方面著手：第一，推進宅基地使用權制度改革，逐步放開宅基地流轉，加大宅基地財產性宣傳力度，轉變農民對相關宅基地的看法。第二，提高農民非農就業(yè)技能，增加農民非農就業(yè)機會，同時，加快農村勞動力轉移，發(fā)展農村二、三產業(yè)，拓寬農民收入渠道。第三，逐步限制農村建房攀比現(xiàn)象，減少農民在住房上的投入，防止資源浪費。

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（責任編輯：孟耀）endprint

基于上述研究結論，弱化宅基地福利性認同，需要從以下幾個方面著手：第一，推進宅基地使用權制度改革，逐步放開宅基地流轉，加大宅基地財產性宣傳力度，轉變農民對相關宅基地的看法。第二，提高農民非農就業(yè)技能，增加農民非農就業(yè)機會，同時，加快農村勞動力轉移，發(fā)展農村二、三產業(yè)，拓寬農民收入渠道。第三，逐步限制農村建房攀比現(xiàn)象，減少農民在住房上的投入，防止資源浪費。

參考文獻：

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