郭貫成， 祝曉天

(南京農(nóng)業(yè)大學(xué)公共管理學(xué)院，江蘇南京 210095)

宅基地作為我國農(nóng)村建設(shè)用地的重要組成部分，它的流轉(zhuǎn)對于保障城市建設(shè)用地的供給具有重要意義。近年來，隨著城鎮(zhèn)化和工業(yè)化的推進(jìn)，農(nóng)村中有大量的剩余勞動力涌入城市，而土地資本再分配的制度遠(yuǎn)遠(yuǎn)滯后于人力資源的再配置，這導(dǎo)致了我國農(nóng)村宅基地資源產(chǎn)生了很大程度的閑置現(xiàn)象。加之在我國傳統(tǒng)習(xí)慣的影響下，農(nóng)戶宅基地和住宅分布并不集中，居住分散，農(nóng)村土地的利用效率較低。當(dāng)前我國宅基地資源存在大量閑置現(xiàn)象，中國科學(xué)院的研究報(bào)告指出，農(nóng)村宅基地的大量閑置導(dǎo)致我國有一億多畝的土地資源無法得到有效利用，宅基地資源配置效率低下[1]。通過宅基地流轉(zhuǎn)將這些閑置的土地重新利用起來無疑可以提高土地利用效率，降低城鎮(zhèn)化以及社會主義新農(nóng)村建設(shè)所帶來的土地資源緊張的壓力，解決城鎮(zhèn)化所帶來的用地緊張、人多地少等問題。宅基地退出不僅可以直接增加可用耕地面積、促進(jìn)農(nóng)村勞動效率提高，長遠(yuǎn)來看也有利于促進(jìn)農(nóng)業(yè)集約生產(chǎn)，增加農(nóng)民收入。

然而在當(dāng)前的相關(guān)法律和政策下，進(jìn)行宅基地之間的直接交易是不被允許的，雖然在農(nóng)村地區(qū)存在著一定數(shù)量私下流轉(zhuǎn)宅基地的行為，但是這種“隱性”的交易并不能保證購買者獲得合法的產(chǎn)權(quán)保護(hù)，同時(shí)也會造成農(nóng)村宅基地市場價(jià)格的扭曲，不利于農(nóng)村土地的優(yōu)化利用和配置，也成為城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展的阻力?；谏鲜鲈颍r(nóng)村宅基地的流轉(zhuǎn)和退出問題逐漸成為學(xué)術(shù)界重點(diǎn)關(guān)注和討論的議題。

當(dāng)前學(xué)界對于農(nóng)村宅基地問題的研究主要集中在了宅基地退出機(jī)制[2-3]、相關(guān)法律制度制約以及政府干預(yù)等宏觀層面[4-6]，而從農(nóng)戶這樣的微觀角度出發(fā)對宅基地退出意愿的研究則相對較少。自從20世紀(jì)80年代的改革開放以來，城鎮(zhèn)化以及新農(nóng)村建設(shè)的開展，給整個(gè)國家包括農(nóng)村帶來了眾多的變革，沖擊著原有的農(nóng)村格局，大量的農(nóng)戶放棄了原先在農(nóng)村務(wù)農(nóng)而轉(zhuǎn)向城鎮(zhèn)外出務(wù)工，農(nóng)戶群體內(nèi)部出現(xiàn)了明顯的代際分化。中國社會科學(xué)院王春光提出新生代農(nóng)村流動人口概念[7]，改變了以往學(xué)術(shù)界將農(nóng)戶作為整體進(jìn)行研究的慣例。然而，當(dāng)前涉及代際差異的研究主要集中在價(jià)值觀、人口統(tǒng)計(jì)學(xué)的基礎(chǔ)上，涉及到“三農(nóng)”問題的研究也多是集中在農(nóng)民工行為的代際差異研究，而學(xué)界對農(nóng)戶宅基地流轉(zhuǎn)認(rèn)知及其決策行為的代際差異研究開展較少。開展農(nóng)戶間代際差異對宅基地退出意愿影響的研究有利于相關(guān)部門更好地制定政策促進(jìn)農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移以及農(nóng)村土地的集約利用和整合。

目前學(xué)界關(guān)于宅基地流轉(zhuǎn)影響因素分析的文獻(xiàn)，多是通過對某一地區(qū)農(nóng)戶宅基地流轉(zhuǎn)意愿進(jìn)行研究，分析其流轉(zhuǎn)意愿的影響因素[8-10]，或者基于地區(qū)差異(如發(fā)達(dá)地區(qū)與欠發(fā)達(dá)地區(qū))、農(nóng)戶類型(如資產(chǎn)匱乏型與資產(chǎn)均衡型農(nóng)戶)、農(nóng)民福利、農(nóng)戶可持續(xù)生計(jì)角度對宅基地流轉(zhuǎn)意愿影響因素進(jìn)行分析[11-12]，而基于代際差異的角度來分析農(nóng)戶宅基地退出意愿影響因素的研究還較為缺乏。本研究將主要分析不同代際農(nóng)戶宅基地退出意愿的影響因素，并探究不同農(nóng)戶宅基地退出意愿影響因素是否存在代際差異。

1 代際差異視角下農(nóng)戶宅基地退出意愿影響因素的理論分析

1.1 宅基地流轉(zhuǎn)意愿影響因素的理論研究

1.1.1 影響因素 徐小峰等指出年齡、家庭年均純收入、宅基地宗數(shù)、農(nóng)業(yè)收入比重、是否購買城鎮(zhèn)住房和是否具有職業(yè)技能等變量會影響農(nóng)戶宅基地退出意愿[8]。彭長生等指出就業(yè)、養(yǎng)老、生活費(fèi)用和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)等因素會對農(nóng)戶宅基地退出意愿產(chǎn)生影響，且影響程度依次遞減[9]。胡方芳等采用Probit模型對新疆四地州(市)340份農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，指出農(nóng)戶宅基地流轉(zhuǎn)意愿會受宅基地流轉(zhuǎn)范圍、流轉(zhuǎn)收入、流轉(zhuǎn)所花費(fèi)的時(shí)間成本、地區(qū)農(nóng)村新型合作醫(yī)療投入等因素影響[10]。趙國玲等指出非農(nóng)收入占總收入的比重、距縣城距離、對政策了解程度、戶主年齡、戶主學(xué)齡等因素也會影響農(nóng)戶宅基地退出意愿[13]。魏晨等則指出農(nóng)戶職業(yè)技能、家庭中外出務(wù)工人數(shù)、家庭年收入、家庭中宅基地?cái)?shù)量會正向影響農(nóng)戶宅基地退出意愿，而農(nóng)戶年齡、農(nóng)業(yè)收入比重、宅基地總面積等變量的影響則是負(fù)向的[14]。陳霄在對重慶市“兩翼”地區(qū)農(nóng)戶數(shù)據(jù)進(jìn)行Probit回歸后，指出農(nóng)戶的受教育水平、家庭贍養(yǎng)老人數(shù)、家庭撫養(yǎng)子女?dāng)?shù)以及家庭成員務(wù)工工作更換頻率同樣會影響農(nóng)戶的宅基地退出意愿[15]。陳美球等指出家庭房屋結(jié)構(gòu)、家庭人口數(shù)以及家庭負(fù)擔(dān)會對宅基地退出意愿產(chǎn)生影響[16]。

1.1.2 農(nóng)戶間差異比較 周婧等通過對重慶市云陽縣586戶農(nóng)戶的調(diào)查，指出當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶中愿意退出宅基地的比例較低，只有42.6%，并且非農(nóng)業(yè)農(nóng)戶和純農(nóng)業(yè)農(nóng)戶2類農(nóng)戶中，非農(nóng)業(yè)農(nóng)戶更不愿意退出宅基地。而在退出方式的選擇上，多數(shù)農(nóng)戶都傾向于宅基地置換房屋[17]。趙國玲等提出流轉(zhuǎn)意愿也受區(qū)域差異影響，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)戶流轉(zhuǎn)意愿強(qiáng)于經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)戶[13]。郭貫成等通過對張家口地區(qū)農(nóng)戶宅基地退出意愿進(jìn)行調(diào)查，指出農(nóng)戶的退出意愿影響因素存在地域差異，居住在近郊和遠(yuǎn)郊的農(nóng)戶宅基地退出意愿分別受到不同的因素影響[12]。關(guān)江華等在對武漢城市圈農(nóng)戶研究基礎(chǔ)上，指出資產(chǎn)缺乏型農(nóng)戶和資產(chǎn)均衡型農(nóng)戶宅基地流轉(zhuǎn)影響因素存在差異，宅基地屬性、農(nóng)戶對住房滿意度、戶主年齡及受教育水平、非農(nóng)收入比例、宅基地財(cái)產(chǎn)經(jīng)營性收入、家庭生計(jì)資產(chǎn)值等變量對不同農(nóng)戶的流轉(zhuǎn)意愿影響存在差異[11]。

1.2 代際差異的理論研究

1.2.1 代際差異理論分析 代際差異理論最早是由德國人卡爾·曼海姆(Karl Mannheim)提出，該理論認(rèn)為不同的出生年代和成長環(huán)境將使個(gè)體產(chǎn)生不同的價(jià)值觀和行為偏好，在對待集體事物時(shí)，這種不同通常會在個(gè)體行為決策時(shí)表現(xiàn)出顯著的差異[18]。一個(gè)“代際”是指在社會歷史環(huán)境中具有共同位置(common location)的一類人，共同位置使他們具有較為相似的經(jīng)歷，并導(dǎo)致其在思考問題、行為決策時(shí)表現(xiàn)趨同。

代際差異分析的基礎(chǔ)是對于“代”的理解。Kupperschmidt認(rèn)為，“代”是指具有出生年代、經(jīng)歷相同歷史事件，在成長過程，尤其是在青少年形成價(jià)值觀時(shí)期經(jīng)歷過相同歷史變革的群體[19]。“代”具有2種屬性，1是自然屬性，其標(biāo)準(zhǔn)主要是基于人口學(xué)，通常以每10年作為一個(gè)固定時(shí)間間隔劃分代群，例如70后、80后、90后這樣的劃分方式；2是社會屬性，其標(biāo)準(zhǔn)是基于社會學(xué)，通過確定某些影響社會發(fā)展的重大歷史事件來劃分，例如戰(zhàn)爭、饑荒等。

目前學(xué)界研究大多采用第2種基于社會學(xué)的標(biāo)準(zhǔn)。不同于單純地以出生年代來劃分，這種標(biāo)準(zhǔn)更為看重不同社會時(shí)期對于個(gè)體價(jià)值觀、為人處事、行為決策方等文化特質(zhì)。緣于不同“代”之間生存的時(shí)空不同，所經(jīng)歷的社會文化環(huán)境也存在差異，導(dǎo)致每一代人在價(jià)值觀、信仰和處事方式方面都會產(chǎn)生分化，即代際差異。

當(dāng)前學(xué)界對于代際差異的研究多是指在橫截面的1個(gè)時(shí)點(diǎn)對不同年齡的樣本進(jìn)行回歸分析。Inglehart指出盡管年齡因素可能會干擾到代際因素，但是個(gè)體價(jià)值觀的形成和定型在青年時(shí)期就基本完成，并且在之后很長的一段生命周期內(nèi)恒定不變[20]。Lyons指出在這類研究中，可以通過控制可能影響樣本個(gè)體價(jià)值觀形成的變量，比如婚否、生育等變量，來判斷世代間的差異[21]。

由于不同年齡段的個(gè)體對于同一個(gè)重大歷史性事件所受到的影響不盡相同，一般來說，社會變遷時(shí)期的重大事件會較大程度上影響到人生關(guān)鍵成長時(shí)期，也就是青少年時(shí)期，該階段處于價(jià)值觀塑造的關(guān)鍵時(shí)期。

1.2.2 代際分類標(biāo)準(zhǔn) 結(jié)合我國的實(shí)際情況，通過對共和國建政以來經(jīng)歷過的歷次重大社會事件進(jìn)行時(shí)間上的標(biāo)注，國內(nèi)學(xué)者陸續(xù)提出了四代人、五代人的劃分方法[22-23]。Egri等將國人分為四代，即共和國創(chuàng)立一代(出生于1930—1950年)、社會主義鞏固建設(shè)一代(生于1951—1960年)、文化大革命一代(生于1961—1970年)、社會改革一代(生于1971—1975年)[24]。Ralston等把代際分為老一代(生于1949—1965年)、現(xiàn)代一代(生于1966—1976年)、新生代(生于1977年及以后)[25]。當(dāng)下學(xué)界引用比較多的標(biāo)準(zhǔn)是吳俊平等將“建國”、“文革”和“改革開放”3個(gè)重大歷史事件作為代際劃分的依據(jù)[26-27]。陳英等指出兩代農(nóng)戶在涉及土地問題上的價(jià)值觀分歧明顯，存在代際差異，且新生代農(nóng)戶土地價(jià)值觀比較穩(wěn)定，受外界因素影響較小[28]。

結(jié)合本次調(diào)查問卷農(nóng)戶樣本的具體情況，本研究將農(nóng)戶間的代際以改革開放元年1978年為界，出生年代定在1978年，將1978年以前(包括1978年)出生的農(nóng)戶定義為傳統(tǒng)農(nóng)戶，而將1978年以后出生的農(nóng)戶定義為新生代農(nóng)戶。

研究表明，伴隨著經(jīng)濟(jì)增長和社會轉(zhuǎn)型，我國的農(nóng)民工群體已不再是一個(gè)高度同質(zhì)化的群體，而開始分化為兩代不同的群體——第一代農(nóng)民工和新生代農(nóng)民工[29-30]。正如同農(nóng)民工已形成了代際分化那樣，筆者認(rèn)為不同代際農(nóng)戶的宅基地退出意愿也會隨著出生年代、價(jià)值取向等原因產(chǎn)生差異。

2 數(shù)據(jù)來源及研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來源

本研究所采用的數(shù)據(jù)來自于南京農(nóng)業(yè)大學(xué)2014年進(jìn)行百村入戶調(diào)查所得的數(shù)據(jù)，該調(diào)查涉及了江蘇省鎮(zhèn)江市、蘇州市、揚(yáng)州市、南通市、宿遷市、鹽城市和徐州市等7個(gè)地市100多個(gè)村莊的農(nóng)戶數(shù)據(jù)。本次數(shù)據(jù)覆蓋范圍廣泛，從每個(gè)地市開始，隨機(jī)抽取3～4個(gè)區(qū)(縣)，每個(gè)區(qū)(縣)下抽取3～4個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)，再從每個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)中隨機(jī)抽取2個(gè)村進(jìn)行入戶調(diào)查?；趯φ{(diào)研所得數(shù)據(jù)真實(shí)性和可靠性方面的考量，參加本次調(diào)研的隊(duì)員全部進(jìn)行了培訓(xùn)，調(diào)查方式也采取了一對一面對面的訪談形式進(jìn)行提問，由調(diào)查隊(duì)員將問卷填錄完成。本次農(nóng)戶調(diào)查總計(jì)回收可用農(nóng)戶問卷1 840份，剔除了部分關(guān)鍵變量缺失以及已退出宅基地的農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，總計(jì)采用了其中 1 436 份調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，數(shù)據(jù)有效利用率為78.0%。

2.2 研究方法

2.2.1 計(jì)量模型的選擇 本研究選取的被解釋變量(因變量)為農(nóng)戶宅基地退出意愿，是一種假定選擇只能為愿意或者不愿意的二元離散變量。根據(jù)變量形式無法采用一般的直接線性模型進(jìn)行估計(jì)，故采用Logit模型對宅基地退出影響因素進(jìn)行實(shí)證分析。

該二元選擇模型的矩陣表達(dá)式可以表示為

Y=βX+ε。

(1)

式中：被解釋變量用Y來表示，當(dāng)農(nóng)戶愿意退出宅基地時(shí)令Y值等于1，當(dāng)農(nóng)戶不愿意退出宅基地時(shí)令Y值等于0；X用于表示可能對農(nóng)戶宅基地退出意愿產(chǎn)生影響的變量，β則表示影響因素的回歸系數(shù)，ε為隨機(jī)擾動項(xiàng)。

邏輯分布(logit distribution)公式為

(2)

經(jīng)過對數(shù)變換：

(3)

式中：P為農(nóng)戶在二元選擇中選擇愿意退出宅基地的概率。

2.2.2 自變量和因變量的選擇 本研究中作為二元選擇的被解釋變量農(nóng)戶宅基地退出意愿Y，可以直接通過本次農(nóng)戶調(diào)查問卷中第3部分宅基地情況調(diào)查中第9小題“你是否愿意退出宅基地到中心村或城鎮(zhèn)居住”一題獲得。而解釋變量(自變量)則是在參考了眾多研究宅基地退出意愿影響因素文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，將影響因素分成了3大類，分別為農(nóng)戶的個(gè)人特征、家庭結(jié)構(gòu)特征以及宅基地特征。其中，農(nóng)戶個(gè)人特征選取農(nóng)戶年齡(age)、性別(gender)、居住時(shí)間(livetime)、受教育水平(edu)、職業(yè)(career)以及外出務(wù)工時(shí)間(outtime)6個(gè)變量，農(nóng)戶家庭結(jié)構(gòu)特征選取家庭人口數(shù)(num)、勞動力人口數(shù)(labor)、農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼收入(agrsubsidy)以及新農(nóng)保收入(newagrins)這4個(gè)變量，而農(nóng)戶宅基地特征則選取宅基地面積(square)、建筑樓層數(shù)(story)、宅基地重置成本(recost)、是否擁有宅基地產(chǎn)權(quán)證書(property)、宅基地使用情況(condition)以及在城鎮(zhèn)是否擁有住房(town)等6個(gè)變量。

故關(guān)于農(nóng)戶的宅基地退出意愿影響方程可以寫作：

式中：β0為常數(shù)項(xiàng)；ε為隨機(jī)擾動項(xiàng)。

2.2.3 樣本情況描述 江蘇7個(gè)地市所采用的樣本情況如表1所示，除了在鎮(zhèn)江市的樣本數(shù)為219份以外，其余6市基本都在270份，包含了每個(gè)市的3個(gè)區(qū)(縣)，每個(gè)區(qū)(縣)包含了3個(gè)鎮(zhèn)或街道，每個(gè)鎮(zhèn)或街道包含了2個(gè)村，平均每個(gè)村調(diào)查15份樣本。根據(jù)本研究的分析需要，對部分關(guān)鍵變量缺失以及已退出宅基地的農(nóng)戶樣本進(jìn)行了剔除，故每個(gè)地市樣本的有效率在60%至80%不等。

表1 調(diào)查樣本情況

各變量的構(gòu)成和量化方式如表2所示。本研究將可能影響農(nóng)戶宅基地退出意愿的因素歸為3大類，即農(nóng)戶個(gè)人特征、農(nóng)戶家庭特征以及農(nóng)戶宅基地特征。

表2 解釋變量定義及賦值

所選樣本的基本特征以及預(yù)計(jì)各自變量對因變量的影響方向如表3所示。

在這1 436份有效樣本中，農(nóng)戶表達(dá)愿意退出宅基地意愿的有603份，占比為42.0%。按照2類農(nóng)戶分開來看，在傳統(tǒng)農(nóng)戶714人中，有282人表示愿意退出宅基地，占比為39.5%；而在新生代農(nóng)戶722人中，則有321人表示愿意退出宅基地，占比為44.5%?？梢钥闯?，新生代農(nóng)戶退出宅基地的意愿高于傳統(tǒng)農(nóng)戶，但兩代農(nóng)戶退出宅基地的意愿并不高，均未超過50%。

3 實(shí)證分析

3.1 總體回歸結(jié)果

采用Stata 13.0軟件，選擇Logit模型進(jìn)行實(shí)證分析。模型檢驗(yàn)結(jié)果顯示， 模型回歸似然比LR檢驗(yàn)值為54.65， 且P值為0.000，說明了該模型可以很好地?cái)M合樣本數(shù)據(jù)，詳細(xì)的回歸結(jié)果如表4所示，最大似然估計(jì)的對數(shù)值為-163.40；單邊誤差似然比統(tǒng)計(jì)量LR為54.65。

表3 樣本的基本特征以及預(yù)計(jì)各自變量對因變量的影響方向

表4 農(nóng)戶宅基地退出意愿影響因素的Logit模型回歸結(jié)果

注：“*”、“**”、“***”分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著。表5同。

3.2 模型回歸分析

通過上述回歸分析發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶性別、宅基地居住時(shí)間、受教育水平、職業(yè)、家庭人口、新農(nóng)保收入、住宅樓層數(shù)、宅基地重置成本、宅基地使用情況以及城鎮(zhèn)是否擁有住房等10個(gè)變量對農(nóng)戶宅基地退出意愿有顯著影響。其中宅基地居住時(shí)間、受教育水平、家庭人口數(shù)以及城鎮(zhèn)是否擁有住房等4個(gè)變量對農(nóng)戶宅基地退出意愿呈正向影響，而農(nóng)戶性別、職業(yè)、新農(nóng)保收入、住宅樓層數(shù)、宅基地重置成本以及宅基地使用情況等6個(gè)變量則對農(nóng)戶宅基地退出意愿呈負(fù)向影響。

3.2.1 農(nóng)戶個(gè)人特征 農(nóng)戶性別對宅基地退出意愿產(chǎn)生顯著的負(fù)影響，說明在同等條件下男性農(nóng)戶更愿意退出宅基地。相較于女性農(nóng)戶，男性農(nóng)戶在經(jīng)濟(jì)上更加充裕，無論是在家務(wù)農(nóng)或是外出打工，都可以獲得更多的收入，經(jīng)濟(jì)上可以負(fù)擔(dān)城鎮(zhèn)居住甚至購房的成本。居住時(shí)間與農(nóng)戶宅基地退出意愿呈正向相關(guān)，長時(shí)間居住在宅基地，一定程度上說明了所住房屋可能出現(xiàn)年久失修、老舊破敗的情況，退出宅基地?fù)Q取新的住宅可以提高自身的居住質(zhì)量。受教育水平與農(nóng)戶宅基地退出意愿呈現(xiàn)正向相關(guān)，教育水平很大程度上與農(nóng)戶出生年代有關(guān)，通常年齡越大，所受教育水平相對較低，缺乏務(wù)農(nóng)以外的謀生手段，故而對土地依賴明顯，不愿退出宅基地。同樣的，職業(yè)也對農(nóng)戶的宅基地退出意愿有負(fù)向影響，非農(nóng)就業(yè)通常具有更高的收入，以及對土地較少的依賴，更容易承擔(dān)退出宅基地后更換住所的成本。

3.2.2 農(nóng)戶家庭特征 家庭人口對農(nóng)戶宅基地退出意愿有正向影響，表明家庭人口越多，越傾向于退出宅基地。家庭人口越多，分戶的需求就相對較大。無論是退出宅基地之后進(jìn)行置換或者自建新房，都可以改善居住條件。

新農(nóng)保收入對農(nóng)戶宅基地退出意愿有負(fù)向影響，新農(nóng)保收入的增加會降低土地保障作用的重要性，農(nóng)戶不需要通過退出宅基地就有了一定的生活保障，降低農(nóng)戶的宅基地退出意愿。

3.2.3 農(nóng)戶宅基地特征 住房樓層數(shù)對農(nóng)戶宅基地退出意愿有負(fù)向影響，這一點(diǎn)反映了農(nóng)戶對于多層住宅的偏好，一般來說，按照農(nóng)村統(tǒng)一規(guī)劃的安置房或者自購商品房，通常都是公寓式住宅，相較原宅基地住宅，舒適度有所下降。宅基地重置成本對農(nóng)戶宅基地退出意愿有負(fù)向影響，重置成本本身就代表了宅基地目前的居住條件，重置成本較高的建筑通常建成年限較短，裝修也較好，居住條件優(yōu)渥，適合長期居住，農(nóng)戶自然不愿退出宅基地。

宅基地使用情況對農(nóng)戶宅基地退出意愿有負(fù)向影響，閑置的宅基地通常無法獲得實(shí)際收益，對于農(nóng)戶而言，退出宅基地進(jìn)而換取安置房可以獲得一定經(jīng)濟(jì)收益。相反，若宅基地正在居住或者已經(jīng)出租，則不會傾向于退出宅基。城鎮(zhèn)是否擁有住房對農(nóng)戶宅基地退出意愿有正向影響，當(dāng)農(nóng)戶在城鎮(zhèn)擁有住房時(shí)，其宅基地作為住所的居住屬性就下降了，宅基地更大程度上成為了一種資產(chǎn)，農(nóng)戶更容易選擇退出宅基地，而當(dāng)宅基地作為農(nóng)戶唯一可居住的住所時(shí)，其退出的意愿會大大降低。

3.2.4 因素影響強(qiáng)度分析 根據(jù)模型回歸結(jié)果來看，上述變量對宅基地退出意愿的影響強(qiáng)度大小依次為宅基地使用情況(-0.546)>年齡(-0.337)>受教育水平(0.309)>城鎮(zhèn)是否擁有住房(0.281)>性別(-0.276)>職業(yè)(-0.275)>住宅樓層數(shù)(-0.264)>勞動力人數(shù)(-0.109)>家庭人口數(shù)(0.103)>居住時(shí)間(0.016 4)>宅基地重置成本(-0.006 43)>新農(nóng)保收入(-3.95×10-5)。

3.3 不同代際農(nóng)戶影響因素差異分析

傳統(tǒng)農(nóng)戶出生、成長在充滿戰(zhàn)爭、動亂、饑荒的舊時(shí)代以及物資供應(yīng)仍舊相對匱乏的建國初期。匱乏理論認(rèn)為，個(gè)體在其青少年成長時(shí)期缺少的因素會很大程度地影響個(gè)體價(jià)值觀的塑造[21]。這個(gè)年代相對多的動亂和貧窮使得這一代際的群體形成“現(xiàn)代主義生存價(jià)值觀”，如服從、保守、守序、集體主義等品質(zhì)。而新生代農(nóng)戶出生成長在相對安全富足的社會環(huán)境，則會形成不同于前一代際的“后現(xiàn)代主義價(jià)值觀”，例如個(gè)體主義、追求物質(zhì)享受、追求自由等品質(zhì)。根據(jù)匱乏理論，這2個(gè)代際之間不同的價(jià)值觀也會極大地影響到農(nóng)戶的行為決策，當(dāng)然也包括農(nóng)戶宅基地退出意愿。

作為2個(gè)不同世代出生的農(nóng)戶，不同的時(shí)代背景，經(jīng)濟(jì)、社會條件的巨大差異，從各個(gè)方面影響著個(gè)體的價(jià)值觀傾向以及對應(yīng)的社會行為。在總體回歸的基礎(chǔ)上，筆者將2個(gè)代際的農(nóng)戶樣本分別進(jìn)行了Logit回歸分析，分別得出回歸結(jié)果。

3.4 農(nóng)戶宅基地退出意愿影響因素的代際差異分析

由表5可以看出，兩代不同代際的農(nóng)戶在宅基地退出意愿的影響因素存在較大的差異。

表5 不同代際農(nóng)戶宅基地退出意愿影響因素回歸結(jié)果

3.4.1 傳統(tǒng)農(nóng)戶宅基地退出意愿影響因素分析 對傳統(tǒng)農(nóng)戶而言，宅基地居住時(shí)間、職業(yè)、家庭人口、新農(nóng)保收入、宅基地重置成本、宅基地使用情況以及城鎮(zhèn)是否擁有住房對其宅基地退出意愿影響均不顯著。原因可能是對于傳統(tǒng)農(nóng)戶而言，他們的年齡較大，對宅基地的生活習(xí)以為常，并沒有像新生代農(nóng)戶那么迫切想要更換居住環(huán)境的想法。由于傳統(tǒng)農(nóng)戶成長于改革開放之前，當(dāng)時(shí)農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)機(jī)會較少，在職業(yè)上大多為純農(nóng)戶，職業(yè)差異較小，故其對宅基地退出意愿的影響不顯著。同樣的，家庭人口、新農(nóng)保收入、宅基地重置成本、宅基地使用情況以及城鎮(zhèn)是否擁有住房等變量對傳統(tǒng)農(nóng)戶而言，由于年紀(jì)較大，大多已不再處于家庭決策者的角色，故對于這些涉及到利益分配的事物缺乏理性的判斷，加之其成長環(huán)境所處計(jì)劃經(jīng)濟(jì)時(shí)代，集體主義服從等概念直接影響著農(nóng)戶的宅基地退出決策。

3.4.2 新生代農(nóng)戶宅基地退出意愿影響因素分析 對新生代農(nóng)戶而言，性別、受教育水平、外出務(wù)工時(shí)間、住宅樓層數(shù)對其宅基地退出意愿影響不顯著。原因可能在于改革開放以后，經(jīng)濟(jì)飛速發(fā)展的同時(shí)教育使得男女有了同等工作機(jī)會，與純務(wù)農(nóng)不同的是，非農(nóng)就業(yè)減小了男女之間的收入差距，使得性別對新生代農(nóng)戶宅基地決策的影響不顯著。

對于新生代農(nóng)戶而言，由于非農(nóng)就業(yè)機(jī)會的增加，從事純農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的比例很低，大多數(shù)農(nóng)戶或多或少會進(jìn)行兼業(yè)或者純非農(nóng)就業(yè)，故而外出務(wù)工時(shí)間差異不如傳統(tǒng)農(nóng)戶那樣明顯，對農(nóng)戶決策的影響不再顯著。相較傳統(tǒng)農(nóng)戶而言，新生代農(nóng)戶對商品房形態(tài)的住宅接受度更高，故而宅基地樓層數(shù)對其退出決策無顯著影響。

各影響因素的強(qiáng)度排序依次為宅基地使用情況(-0.788)>城鎮(zhèn)是否擁有住房(0.421)>勞動力人數(shù)(-0.264)>家庭人口數(shù)(0.155)>居住時(shí)間(0.018 5)>宅基地重置成本(-0.012 7)。

4 結(jié)論及政策建議

4.1 結(jié)論

本研究利用通過農(nóng)戶入戶調(diào)查所得的江蘇省7市農(nóng)戶數(shù)據(jù)資料，采用Logit回歸模型分析了2個(gè)代際的農(nóng)戶(傳統(tǒng)農(nóng)戶以及新生代農(nóng)戶)宅基地退出意愿的影響因素，并對2代農(nóng)戶行為決策的差異進(jìn)行了代際差異研究。結(jié)論如下：兩代農(nóng)戶的宅基地退出意愿存在代際差異；居住時(shí)間、受教育水平、家庭人口數(shù)以及城鎮(zhèn)是否擁有住房等4個(gè)變量對農(nóng)戶宅基地退出意愿呈正向影響。性別、職業(yè)、新農(nóng)保收入、住宅樓層數(shù)、宅基地重置成本以及宅基地使用情況等6個(gè)變量對農(nóng)戶宅基地退出意愿呈負(fù)向影響。外出務(wù)工時(shí)間、農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼收入、宅基地面積以及是否擁有產(chǎn)權(quán)證書等4個(gè)變量對農(nóng)戶宅基地退出意愿影響不顯著；2類農(nóng)戶宅基地退出意愿的影響因素存在差異。對于傳統(tǒng)農(nóng)戶，宅基地居住時(shí)間、職業(yè)、家庭人口、新農(nóng)保收入、宅基地重置成本、宅基地使用情況以及城鎮(zhèn)是否擁有住房對其宅基地退出意愿影響均不顯著。在影響顯著的因素中，受教育水平和外出務(wù)工時(shí)間對其退出意愿有正向影響，性別和宅基地樓層數(shù)對其退出意愿有負(fù)向影響。對于新生代農(nóng)戶，性別、受教育水平、外出務(wù)工時(shí)間、住宅樓層數(shù)對其宅基地退出意愿影響不顯著。在影響顯著的因素中，居住時(shí)間、家庭人口、城鎮(zhèn)是否擁有住房對其退出意愿有正向影響，勞動力數(shù)、宅基地重置成本以及宅基地使用情況對其退出意愿有負(fù)向影響。

4.2 政策建議

通過以上研究，本研究給出以下幾個(gè)政策建議：首先，政府應(yīng)該根據(jù)農(nóng)戶的具體特征和偏好來制定宅基地退出政策，考慮代際差異以及農(nóng)戶家庭年齡結(jié)構(gòu)，針對不同代際構(gòu)成制定對應(yīng)的政策規(guī)定，在充分尊重農(nóng)戶意愿的前提下進(jìn)行，而不是采取一刀切式的行政命令；其次，政府部門對于那些已退出宅基地的農(nóng)戶要組織開展相關(guān)的職業(yè)技能培訓(xùn)，確保他們能夠適應(yīng)城鎮(zhèn)非農(nóng)工作和生活。政府要創(chuàng)造更多的就業(yè)機(jī)會，保證其離開農(nóng)村后仍有穩(wěn)定的生活條件，防止農(nóng)戶因?yàn)椴贿m應(yīng)新的生活環(huán)境造成社會的不穩(wěn)定。對于退出宅基地的農(nóng)戶，其醫(yī)療、養(yǎng)老等保障水平要逐步向城鎮(zhèn)水平靠攏，并給予他們更多的政策優(yōu)惠，保障其工作和生活的穩(wěn)定性；最后，優(yōu)先鼓勵那些宅基地閑置的農(nóng)戶自愿退出，并加強(qiáng)對其宅基地土地的復(fù)墾和再利用，以實(shí)現(xiàn)農(nóng)村土地的集約利用。