李國良 ，周 磊，章 密

（昆明理工大學(xué) 建筑工程學(xué)院，云南 昆明 650500）

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[1]。2020 年9 月，在104 個(gè)縣（市、區(qū)）和3個(gè)地級(jí)市啟動(dòng)新一輪農(nóng)村宅基地制度改革試點(diǎn)，在保證農(nóng)戶自愿接受的原則下，對(duì)農(nóng)村宅基地問題提出新的要求和目標(biāo)。

為了解決宅基地流轉(zhuǎn)存在的問題，眾多學(xué)者站在宅基地流轉(zhuǎn)意愿和農(nóng)戶行為的角度來剖析宅基地流轉(zhuǎn)意愿的影響因素。由于政策的廣知時(shí)間和地域的經(jīng)濟(jì)水平，不同地區(qū)會(huì)出現(xiàn)個(gè)別差異，但農(nóng)戶年齡和相關(guān)政策的了解程度對(duì)宅基地流轉(zhuǎn)意愿上學(xué)者的看法基本一致；而農(nóng)戶家庭收入來源和受教育程度與宅基地流轉(zhuǎn)意愿進(jìn)行調(diào)查分析時(shí)，甚至出現(xiàn)同一個(gè)地區(qū)相反的結(jié)論。如王俊龍等以江蘇省1 040 份農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)為研究樣本，得出戶主農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)性收入對(duì)農(nóng)戶參與宅基地流轉(zhuǎn)意愿具有顯著正向影響的結(jié)論[1]；張振勇等運(yùn)用Probit 二元選擇模型分析農(nóng)戶宅基地流轉(zhuǎn)意愿的影響因素，得出家庭收入主要來源對(duì)農(nóng)戶宅基地自由流轉(zhuǎn)意愿具有負(fù)向影響，以及非在家務(wù)農(nóng)為主要收入來源的農(nóng)戶對(duì)宅基地流轉(zhuǎn)的意愿并不高的結(jié)論[2]；李榮耀等利用重慶市梁平區(qū)、四川成都市溫江區(qū)和四川瀘州市瀘縣716 個(gè)農(nóng)戶的微觀數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)受教育程度越高越不愿意流轉(zhuǎn)農(nóng)村宅基地[3]。原偉鵬等以農(nóng)村土地制度創(chuàng)新試點(diǎn)城市伊寧市為例，得出文化程度對(duì)因變量呈正向影響[4]?？v觀現(xiàn)有的實(shí)證研究，可以發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶家庭收入來源和受教育程度在宅基地流轉(zhuǎn)意愿的影響程度上存在矛盾——各學(xué)者運(yùn)用相同或者相似的方法通過對(duì)不同地區(qū)和時(shí)間的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，得出差異性較大的結(jié)論。

那么如何解決差異性的結(jié)論，從而獲得更加準(zhǔn)確的結(jié)論呢？本文將采用Meta 分析方法解決這個(gè)問題。Meta 分析方法是通過對(duì)已有眾多現(xiàn)有實(shí)證文獻(xiàn)進(jìn)行再統(tǒng)計(jì)，從而獲得更加準(zhǔn)確的兩個(gè)變量更加真實(shí)的相關(guān)關(guān)系。如閆春等運(yùn)用元分析的方法，對(duì)82 個(gè)獨(dú)立研究的141 448 個(gè)調(diào)查樣本進(jìn)行再分析創(chuàng)新開放度與創(chuàng)新績(jī)效關(guān)系，獲得了更加整合和穩(wěn)健的結(jié)論[5]?；诖?，利用Meta 分析方法研究農(nóng)戶家庭收入來源和受教育程度與宅基地流轉(zhuǎn)之間的關(guān)系，不僅增加了納入元分析的研究文獻(xiàn)，還可以減少偶然性引起的偏差，獲得更加細(xì)化和精準(zhǔn)的結(jié)論，并對(duì)已有文獻(xiàn)給出不同的結(jié)論的原因進(jìn)行分析。

據(jù)上文所述，本文運(yùn)用元分析方法，收集并篩選出國內(nèi)研究戶主家庭收入來源和受教育程度與宅基地流轉(zhuǎn)關(guān)系的實(shí)證研究數(shù)據(jù)，希望解決下列問題：（1）挖掘農(nóng)戶家庭受收入來源和受教育程度對(duì)宅基地流轉(zhuǎn)意愿的影響程度；（2）厘清農(nóng)戶家庭受收入來源和受教育程度對(duì)宅基地流轉(zhuǎn)意愿中是否存在調(diào)節(jié)變量以及如何作用。

一、理論分析與研究假設(shè)

（一）農(nóng)戶家庭收入來源和受教育程度與宅基地流轉(zhuǎn)意愿之間的關(guān)系

宅基地流轉(zhuǎn)是一種農(nóng)戶的經(jīng)濟(jì)行為，農(nóng)戶對(duì)宅基地流轉(zhuǎn)意愿的認(rèn)知符合經(jīng)濟(jì)學(xué)的前提假設(shè)——“理性經(jīng)濟(jì)人”，即農(nóng)戶對(duì)宅基地流轉(zhuǎn)產(chǎn)生的收益和成本的大小進(jìn)行比較，選擇利益最大化的經(jīng)濟(jì)行為去進(jìn)行宅基地流轉(zhuǎn)的決策。

在現(xiàn)實(shí)生活中，宅基地流轉(zhuǎn)的主體是農(nóng)戶，農(nóng)戶通過對(duì)比所產(chǎn)生的收益和成本的大小之后，判斷是否進(jìn)行宅基地流轉(zhuǎn)。因此，宅基地是否能夠成功流轉(zhuǎn)，取決于農(nóng)戶對(duì)各種因素的判斷。張夢(mèng)琳等指出家庭非農(nóng)收入來源與宅基地流轉(zhuǎn)的系數(shù)為正[6]?？梢钥闯?，非農(nóng)收入比率高的農(nóng)戶傾向于流轉(zhuǎn)宅基地產(chǎn)生的收益大于成本，更愿意流轉(zhuǎn)宅基地以求獲得更高的非農(nóng)收入；原偉鵬等得出受教育程度與宅基地流轉(zhuǎn)意愿的系數(shù)為正且數(shù)值為0.200，農(nóng)戶愿意流轉(zhuǎn)宅基地以獲得發(fā)展的資金支持和機(jī)會(huì)[4]；當(dāng)受教育程度高的農(nóng)民認(rèn)為流轉(zhuǎn)宅基地所獲得的資金和機(jī)會(huì)遠(yuǎn)大于出售宅基地時(shí)產(chǎn)生的成本，更愿意參與流轉(zhuǎn)宅基地?；诖?，本文提出以下假設(shè)：

H1：戶主家庭收入來源越傾向于非農(nóng)活動(dòng)，農(nóng)戶宅基地流轉(zhuǎn)意愿越強(qiáng)。

H2：戶主受教育程度越高，農(nóng)戶宅基地流轉(zhuǎn)意愿越強(qiáng)。

（二）調(diào)節(jié)作用分析

地方政府都鼓勵(lì)農(nóng)戶進(jìn)行宅基地流轉(zhuǎn)，但宅基地流轉(zhuǎn)意愿呈現(xiàn)極強(qiáng)的情景依賴性。地域文化、政策偏向和時(shí)間導(dǎo)向等的變化均會(huì)對(duì)農(nóng)戶家庭收入來源和受教育程度與宅基地流轉(zhuǎn)之間的關(guān)系產(chǎn)生影響。前期學(xué)者針對(duì)宅基地流轉(zhuǎn)意愿的影響因素進(jìn)行研究，以求不斷地完善宅基地流轉(zhuǎn)意愿的影響因素的理論體系，給出了較為客觀的結(jié)論，為Meta 分析提供了可靠的數(shù)據(jù)支撐。

研究表明，隨著宅基地流轉(zhuǎn)體系的不斷完善，學(xué)者選擇從不同視角對(duì)農(nóng)戶宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)問題進(jìn)行理論分析與實(shí)證考察。結(jié)合影響的強(qiáng)弱和元分析所需數(shù)據(jù)的可獲得性，本文重點(diǎn)從經(jīng)濟(jì)區(qū)域和數(shù)據(jù)來源年份兩個(gè)維度剖析其在農(nóng)戶個(gè)體特征和宅基地流轉(zhuǎn)之間的影響。

1.經(jīng)濟(jì)區(qū)域的調(diào)節(jié)作用

四大經(jīng)濟(jì)區(qū)域的經(jīng)濟(jì)水平由高到低依次是東部地區(qū)、中部地區(qū)、東北部地區(qū)和西部地區(qū)。

有學(xué)者認(rèn)為農(nóng)戶的宅基地流轉(zhuǎn)行為是滿足阿馬蒂亞·森可行能力的，即農(nóng)戶的“可行能力”是農(nóng)戶有可能實(shí)現(xiàn)的、選擇各種可能的功能性活動(dòng)組合[7]，目的是農(nóng)戶通過流轉(zhuǎn)或不流轉(zhuǎn)宅基地的方式來滿足農(nóng)戶個(gè)人愿望。吳一平等指出當(dāng)前學(xué)術(shù)界對(duì)于宅基地流轉(zhuǎn)的研究多集中于江蘇、天津、重慶等經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)和農(nóng)地流轉(zhuǎn)的試點(diǎn)地區(qū)，而經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)的一些中小城市少有涉及，且家庭收入來源和受教育程度與宅基地流轉(zhuǎn)意愿的回歸系數(shù)為0.478 和0.414[8]。政策重心傾向于經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)區(qū)域，農(nóng)戶擁有可支配的財(cái)富自由度更高，非農(nóng)收入占比和受教育程度相對(duì)于經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)區(qū)域比重更高，對(duì)宅基地的依賴程度并不高，在對(duì)不同主觀因素組合優(yōu)劣分析后，認(rèn)為流轉(zhuǎn)宅基地比不流轉(zhuǎn)更容易滿足農(nóng)戶個(gè)人愿望。基于此，本文提出如下假設(shè)：

H3：經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)的地區(qū)，農(nóng)戶家庭收入來源對(duì)宅基地流轉(zhuǎn)意愿的正向影響更強(qiáng)。

H4：經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)的地區(qū)，農(nóng)戶受教育程度對(duì)宅基地流轉(zhuǎn)意愿的正向影響更強(qiáng)。

2.數(shù)據(jù)來源年份的調(diào)節(jié)作用

2013 年，國家明確提出要保障農(nóng)戶宅基地用益物權(quán)，完善改革農(nóng)村宅基地制度 。部分學(xué)者在2013 年前與2013 年及以后出現(xiàn)截然相反的結(jié)論。如關(guān)江華等在2012 年對(duì)武漢城市圈內(nèi)的江夏、鄂州和潛江等地6 個(gè)村（社區(qū)）的部分農(nóng)戶進(jìn)行入戶調(diào)查發(fā)現(xiàn)，資產(chǎn)均衡型農(nóng)戶家庭主要收入來源和受教育程度與宅基地流轉(zhuǎn)意愿的回歸系數(shù)分別為-0.380 和-0.487[9]。同時(shí)，吳一平等在2015 年11月到2015 年12 月采取隨機(jī)走訪和發(fā)放調(diào)查問卷的形式，在每個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)根據(jù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平劃分進(jìn)行調(diào)研，給出家庭主要收入來源和受教育程度與宅基地流轉(zhuǎn)意愿的回歸系數(shù)分別為0.478 和0.414[8]?？梢园l(fā)現(xiàn)，隨著數(shù)據(jù)來源年份的變化，不同學(xué)者甚至給出相反的結(jié)論，且2013 年后針對(duì)宅基地問題的影響因素的研究呈逐年上升趨勢(shì)。

據(jù)以上分析，可以發(fā)現(xiàn)2013 年及以后，國家出臺(tái)的相關(guān)政策提升了不同地方農(nóng)村對(duì)待宅基地問題的重視程度，并隨著時(shí)間的推移，越來越多的農(nóng)戶對(duì)國家政策更加了解，并能接受國家出臺(tái)的宅基地流轉(zhuǎn)政策，愿意進(jìn)行宅基地流轉(zhuǎn)?；趯W(xué)者研究?jī)A向性和農(nóng)戶對(duì)待政策程度的變化，本文提出如下假設(shè)：

H5：數(shù)據(jù)來源年份在2013 年及以后，農(nóng)戶家庭收入來源對(duì)宅基地流轉(zhuǎn)意愿的正向意愿影響更強(qiáng)。

H6：數(shù)據(jù)來源年份在2013 年及以后，農(nóng)戶受教育程度對(duì)宅基地流轉(zhuǎn)意愿的正向意愿影響更強(qiáng)。

二、研究方法和數(shù)據(jù)處理

（一）數(shù)據(jù)檢索與篩選

本文以“Homestead transfer”+“influence factor”“宅基地流轉(zhuǎn)”和“影響因素”作為檢索詞，在對(duì)Web of Science 的核心合集數(shù)據(jù)庫和中國知網(wǎng)進(jìn)行文獻(xiàn)檢索。用元分析將已經(jīng)發(fā)表的文獻(xiàn)報(bào)告的系數(shù)作為分析對(duì)象。為了保證數(shù)據(jù)的完整性和代表性，文獻(xiàn)收集包括2 個(gè)步驟：（1）在Web of science、Google Scholar、中國知網(wǎng)、萬方等國內(nèi)外知名學(xué)術(shù)資源中，用標(biāo)題和關(guān)鍵詞的不同組合進(jìn)行檢索。本次檢索時(shí)間截至2022 年4 月，檢索詞包括：宅基地、宅基地流轉(zhuǎn)、宅基地流轉(zhuǎn)意愿、影響因素、個(gè)體特征、Homestead transfer、Influencing factors、Individual characteristics、factor 等。（2）依據(jù)宅基地流轉(zhuǎn)影響因素綜述性文章和實(shí)證性論文的參考文獻(xiàn)進(jìn)行查漏補(bǔ)缺。國外文獻(xiàn)基于宅基地流轉(zhuǎn)影響因素的研究較少且差異性較大。故此，本文暫不考慮國外文獻(xiàn)。

檢索的文獻(xiàn)需要進(jìn)一步篩選，本文對(duì)于文獻(xiàn)有5 條篩選標(biāo)準(zhǔn)：（1）必須是實(shí)證研究；（2）定量研究必須存在戶主家庭收入來源和受教育程度與宅基地流轉(zhuǎn)意愿之間的關(guān)系；（3）必須報(bào)告出戶主家庭收入來源和受教育程度與宅基地流轉(zhuǎn)之間的相關(guān)系數(shù)或能轉(zhuǎn)化為相關(guān)系數(shù)的其他效應(yīng)量（如回歸系數(shù)）；（4）必須是相互獨(dú)立的樣本，若相同的樣本在不同的文獻(xiàn)中出現(xiàn)，以報(bào)告中變量較為詳細(xì)的論文為準(zhǔn)；（5）若論文中存在多個(gè)地區(qū)的研究樣本，則將每個(gè)地區(qū)的樣本研究定為1 個(gè)研究樣本，在不同條件中的研究樣本，本文選擇資產(chǎn)均衡的農(nóng)戶。

按照以上2 個(gè)檢索步驟和4 條篩選標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行嚴(yán)密篩選后，最終獲得30 篇（其中戶主家庭收入來源與宅基地流轉(zhuǎn)關(guān)系的論文26 篇，戶主受教育程度與宅基地流轉(zhuǎn)關(guān)系的論文12 篇），通過編碼，本文共獲得33 個(gè)獨(dú)立研究樣本，具體包含11 922個(gè)調(diào)查樣本，數(shù)據(jù)來源情況見表1，表2。

表1 農(nóng)戶家庭收入來源與宅基地流轉(zhuǎn)的數(shù)據(jù)來源

表2 農(nóng)戶受教育程度與宅基地流轉(zhuǎn)的數(shù)據(jù)來源

（二）數(shù)據(jù)的編碼

本文參考閆春等人[5]的研究中給出的元分析編碼方法對(duì)元分析中的文獻(xiàn)數(shù)據(jù)進(jìn)行編碼。編碼內(nèi)容包括：文獻(xiàn)作者、年份、樣本量、變量之間的相關(guān)系數(shù)和樣本所在地區(qū)。其中，樣本所在地區(qū)將依據(jù)原始文獻(xiàn)報(bào)告中的樣本所屬六大地區(qū)進(jìn)行劃分。本文按照如下方式進(jìn)行編碼：（1）對(duì)大部分文獻(xiàn)中的報(bào)告中只報(bào)告回歸系數(shù)的文獻(xiàn)，為減少因?yàn)樾?yīng)值的數(shù)量帶來的抽樣誤差，按照PETERSON 等人[10]的方法（r=β×0.98+0.05，r ≥0；r=β×0.98-0.05，r＜0，其中β∈ [-0.5，0.5]）對(duì)回歸系數(shù)進(jìn)行轉(zhuǎn)化；（2）對(duì)于同一篇文獻(xiàn)中報(bào)告多個(gè)地區(qū)的農(nóng)戶個(gè)人特征和宅基地流轉(zhuǎn)意愿，則將文獻(xiàn)中每個(gè)相關(guān)系數(shù)看作獨(dú)立效應(yīng)值納入元分析中；（3）將路徑系數(shù)或回歸系數(shù)轉(zhuǎn)化為相關(guān)系數(shù)。

（三）Meta 分析

元分析（meta-analysis ）統(tǒng)計(jì)方法是對(duì)眾多現(xiàn)有實(shí)證文獻(xiàn)的再次統(tǒng)計(jì)，最終是根據(jù)獲得的統(tǒng)計(jì)顯著性等來解釋兩個(gè)變量間最接近真實(shí)的相關(guān)關(guān)系。下文將從整體效應(yīng)分析與檢驗(yàn)和調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)兩個(gè)方面分析戶主家庭收入來源和受教育程度與宅基地流轉(zhuǎn)意愿之間的關(guān)系。

搜集足夠多的已有實(shí)證文獻(xiàn)是保證元分析結(jié)論的可靠性的先決條件。進(jìn)行元分析前，必須用出版偏倚分析檢驗(yàn)結(jié)果來驗(yàn)證數(shù)據(jù)的可靠性。出版偏倚分析檢驗(yàn)的方法通常分為定性和定量。定性判斷方法主要采用漏斗圖檢驗(yàn)是否存在出版偏倚；定量方法大多采用Egger 檢驗(yàn)法和失安全系數(shù)法。目的是說明搜集的文獻(xiàn)已經(jīng)滿足進(jìn)行元分析的條件，可以利用已有的文獻(xiàn)給出可靠的元分析結(jié)論。

在確認(rèn)無出版偏倚后，需要進(jìn)行效應(yīng)值轉(zhuǎn)化，將編碼或回歸系數(shù)轉(zhuǎn)化后的相關(guān)系數(shù)通過一系列公式轉(zhuǎn)換成最終效應(yīng)值的相關(guān)系數(shù)。本文通過Comprehensive Meta Analysis 軟件進(jìn)行。

Meta 分析中通過同質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果是否顯著來判斷應(yīng)用的效應(yīng)模型，若檢驗(yàn)結(jié)果是顯著的，則采用隨機(jī)效應(yīng)模型；反之，采用固定效應(yīng)模型。Q值、I2和P值是同質(zhì)性檢驗(yàn)的常用的統(tǒng)計(jì)指標(biāo)。若Q值、I2和P值都顯著，則表明研究樣本之間存在異質(zhì)性。

調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)研究在不同的情景變量下，戶主家庭收入來源和受教育程度與宅基地流轉(zhuǎn)意愿之間的關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。常用的統(tǒng)計(jì)指標(biāo)是Q值和P值，若Q＞k-1 和P＜0.05 并都是顯著的，則認(rèn)為調(diào)節(jié)變量對(duì)戶主家庭收入來源和受教育程度與宅基地流轉(zhuǎn)意愿之間的關(guān)系起顯著的調(diào)節(jié)作用，即調(diào)節(jié)變量的變化會(huì)導(dǎo)致研究結(jié)論發(fā)生改變。

三、數(shù)據(jù)分析與假設(shè)檢驗(yàn)

（一）整體效應(yīng)分析與檢驗(yàn)

1.出版偏倚分析檢驗(yàn)

本文采用漏斗圖定性判斷搜集的實(shí)證文獻(xiàn)的數(shù)據(jù)是否存在出版偏倚，圖1、圖2 分別為農(nóng)戶家庭收入來源與宅基地流轉(zhuǎn)關(guān)系和農(nóng)戶受教育程度與宅基地流轉(zhuǎn)關(guān)系的漏斗圖。通過圖1、圖2 可以發(fā)現(xiàn)實(shí)證文獻(xiàn)的效應(yīng)值于漏斗圖頂部集中分布，并以總效應(yīng)值為中心，分散于左右兩側(cè)。檢驗(yàn)結(jié)果說明搜集的實(shí)證文獻(xiàn)不存在出版偏倚。為了提高實(shí)證文獻(xiàn)的可靠性，讓元分析結(jié)論更加具有說服力。下文將采用失安全系數(shù)和Egger 檢驗(yàn)進(jìn)行定量描述。其中，Egger 檢驗(yàn)結(jié)果如表3、表4。

圖1 戶主家庭收入來源與宅基地流轉(zhuǎn)關(guān)系的出版偏倚漏斗圖

圖2 戶主受教育程度與宅基地流轉(zhuǎn)關(guān)系的出版偏倚漏斗圖

表3 戶主家庭收入來源與宅基地流轉(zhuǎn)關(guān)系的Egger 檢驗(yàn)與失安全系數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果

表4 戶主受教育程度與宅基地流轉(zhuǎn)關(guān)系的Egger 檢驗(yàn)與失安全系數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果

研究表明：當(dāng)滿足N＞5k+10 時(shí)，說明搜集的實(shí)證文獻(xiàn)不存在出版偏倚[11]，通過表3 和表4 可以發(fā)現(xiàn)，本元分析失安全系數(shù)為548 和1 147（其中P=0.000），遠(yuǎn)大于185（5×35+10），說明文獻(xiàn)樣本不存在出版偏倚。Egger 檢驗(yàn)的P值為0.646和0.664 大于0.05，說明Egger 檢驗(yàn)結(jié)果是不顯著的。同樣說明文獻(xiàn)樣本不存在出版偏倚。通過綜合定性與定量?jī)蓹z驗(yàn)方法，研究結(jié)果均表明文獻(xiàn)樣本不存在出版偏倚的問題，即說明搜集的文獻(xiàn)已經(jīng)足夠全面?；诖?，可以認(rèn)為本文得出的元分析結(jié)論是真實(shí)可靠的。

2.同質(zhì)性檢驗(yàn)和主效應(yīng)分析

Meta 分析中，所選樣本的同質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果如表5 和表6 所示，可以看出農(nóng)戶家庭收入來源和農(nóng)戶受教育程度，Q值＞自由度df（Q），I2＞0.6，P=0.000＜0.001，說明樣本的效應(yīng)值是滿足異質(zhì)性要求的。即所選樣本的效應(yīng)值是異質(zhì)分布的，應(yīng)采用隨機(jī)效應(yīng)模型。同質(zhì)性檢驗(yàn)說明農(nóng)戶家庭收入來源和受教育程度與宅基地流轉(zhuǎn)意愿的關(guān)系受到調(diào)節(jié)變量的影響，是下一步分析調(diào)節(jié)變量的重要前提。以農(nóng)戶家庭收入來源與宅基地流轉(zhuǎn)相關(guān)性的同質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果為例，I2值為97.936%，說明元分析中97.936%的觀察變異由效應(yīng)值的真實(shí)差異引起，還存在2.064%的變異是屬于分析中的隨機(jī)誤差。

表5 戶主家庭收入來源與宅基地流轉(zhuǎn)關(guān)系異質(zhì)性檢驗(yàn)和主效應(yīng)分析結(jié)果

表6 戶主受教育程度與宅基地流轉(zhuǎn)關(guān)系異質(zhì)性檢驗(yàn)和主效應(yīng)分析結(jié)果

研究表明，當(dāng)觀察變異＞75%時(shí)，可以認(rèn)為樣本的效應(yīng)值之間是屬于高度異質(zhì)的。還可以看到表5 中的主效應(yīng)分析，戶主家庭收入來源與宅基地流轉(zhuǎn)關(guān)系在95%CI 下顯著負(fù)相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為0.164，表明戶主家庭收入來源與宅基地流轉(zhuǎn)關(guān)系有顯著的正向弱相關(guān)關(guān)系，H1 假設(shè)通過。同理，由表6 的主效應(yīng)分析結(jié)果可知，戶主家庭收入來源與宅基地流轉(zhuǎn)關(guān)系在95%CI 下顯著正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為0.123，表明戶主家庭收入來源與宅基地流轉(zhuǎn)關(guān)系有顯著的正向弱相關(guān)關(guān)系，H2 假設(shè)通過。

（二）調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

上文表明所選樣本的效應(yīng)值之間是屬于高度異質(zhì)的，存在調(diào)節(jié)變量對(duì)戶主家庭收入來源和受教育程度與宅基地流轉(zhuǎn)意愿之間的關(guān)系進(jìn)行調(diào)節(jié)作用。本文從經(jīng)濟(jì)區(qū)域和數(shù)據(jù)來源年份對(duì)戶主家庭收入來源和受教育程度與宅基地流轉(zhuǎn)意愿之間的調(diào)節(jié)關(guān)系進(jìn)行研究。其中，表7 和表8 分別為戶主家庭收入來源與宅基地流轉(zhuǎn)意愿的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果和戶主受教育程度與宅基地流轉(zhuǎn)意愿的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果。

研究表明，k＜3 的變量缺乏可靠性論證，存在偶然性偏差。因此，在研究中會(huì)將k＜3 的變量剔除分析調(diào)節(jié)變量當(dāng)中?；诖耍疚膶⒈? 中東北地區(qū)（k=1）、西部地區(qū)（k=1）的效應(yīng)值和表8 中東北地區(qū)（k=1）的效應(yīng)值不計(jì)入檢驗(yàn)當(dāng)中。

根據(jù)表7、表8 中的檢驗(yàn)結(jié)果可以得出以下結(jié)果：

表7 戶主家庭收入來源與宅基地流轉(zhuǎn)意愿的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

表8 戶主受教育程度與宅基地流轉(zhuǎn)意愿的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

（1）表7 中的調(diào)節(jié)效應(yīng)結(jié)果表明，經(jīng)濟(jì)區(qū)域?qū)r(nóng)戶家庭收入來源與宅基地流轉(zhuǎn)意愿的調(diào)節(jié)效應(yīng)達(dá)到顯著性水平（Q=11.811＞df，P＜0.05）。且中部地區(qū)效應(yīng)值（0.228）大于東部地區(qū)的效應(yīng)值（0.078），說明經(jīng)濟(jì)區(qū)域?qū)r(nóng)戶家庭收入來源與宅基地流轉(zhuǎn)意愿的調(diào)節(jié)作用是顯著的，但并非經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)的地區(qū)，農(nóng)戶家庭收入來源對(duì)宅基地流轉(zhuǎn)意愿的正向影響越強(qiáng)，H3 假設(shè)未通過。

（2）表8 中的調(diào)節(jié)效應(yīng)結(jié)果表明，經(jīng)濟(jì)區(qū)域?qū)r(nóng)戶受教育程度與宅基地流轉(zhuǎn)意愿的調(diào)節(jié)效應(yīng)達(dá)到顯著性水平（Q=16.699＞df，P＜0.05）且東部地區(qū)的效應(yīng)值（0.190）大于中部地區(qū)的效應(yīng)值（0.100）和西部地區(qū)的效應(yīng)值（0.030），說明經(jīng)濟(jì)區(qū)域?qū)r(nóng)戶受教育程度與宅基地流轉(zhuǎn)意愿的調(diào)節(jié)作用是顯著的，且經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)的地區(qū)，農(nóng)戶受教育程度對(duì)宅基地流轉(zhuǎn)意愿的正向影響越強(qiáng)，H4 假設(shè)通過。

（3）數(shù)據(jù)來源年份對(duì)農(nóng)戶家庭收入來源與宅基地流轉(zhuǎn)意愿調(diào)節(jié)效應(yīng)未達(dá)到顯著性水平（Q=2.512 ＞ df，P＞ 0.05）。且2013 及以后的效應(yīng)值（0.321）大于2013 年前的效應(yīng)值（0.060），即數(shù)據(jù)來源年份對(duì)農(nóng)戶家庭收入來源與宅基地流轉(zhuǎn)意愿的調(diào)節(jié)作用是顯著的，且2013 年及以后，農(nóng)戶家庭收入來源與宅基地流轉(zhuǎn)意愿的正向調(diào)節(jié)作用更強(qiáng)，H5 假設(shè)通過。

（4）數(shù)據(jù)來源年份對(duì)農(nóng)戶受教育程度與宅基地流轉(zhuǎn)意愿的調(diào)節(jié)效應(yīng)未達(dá)到顯著性水平（Q=0.438 ＜ df,P＞ 0.05）且2013 年及以后的效應(yīng)值（0.153）大于2013 年前的效應(yīng)值（0.087）。即數(shù)據(jù)來源年份對(duì)農(nóng)戶受教育程度與宅基地流轉(zhuǎn)意愿的調(diào)節(jié)作用并不是顯著的，2013 年及以后，農(nóng)戶家庭收入來源與宅基地流轉(zhuǎn)意愿的正向調(diào)節(jié)作用更強(qiáng)，H6 假設(shè)通過。

四、結(jié)論及管理啟示

（一）結(jié)論

（1）戶主家庭收入來源與宅基地流轉(zhuǎn)關(guān)系有顯著的正向弱相關(guān)關(guān)系。

（2）戶主受教育程度與宅基地流轉(zhuǎn)關(guān)系有顯著的正向弱相關(guān)關(guān)系。

（3）經(jīng)濟(jì)區(qū)域?qū)r(nóng)戶家庭收入來源和受教育程度與宅基地流轉(zhuǎn)意愿的調(diào)節(jié)作用都是顯著的。但在經(jīng)濟(jì)區(qū)域?qū)r(nóng)戶家庭收入來源與宅基地流轉(zhuǎn)意愿的調(diào)節(jié)作用中，中部地區(qū)的效應(yīng)值大于東部地區(qū)的效應(yīng)值，并未呈現(xiàn)出在經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)地區(qū)，農(nóng)戶家庭收入來源對(duì)宅基地流轉(zhuǎn)意愿影響越強(qiáng)；經(jīng)濟(jì)區(qū)域?qū)r(nóng)戶受教育程度與宅基地流轉(zhuǎn)意愿的調(diào)節(jié)作用中，可以發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)地區(qū)，農(nóng)戶受教育程度對(duì)宅基地流轉(zhuǎn)意愿正向影響越強(qiáng) 。

（4）數(shù)據(jù)來源年份對(duì)農(nóng)戶家庭收入來源與宅基地流轉(zhuǎn)意愿的調(diào)節(jié)作用是顯著的，2013 年及以后的效應(yīng)值大于2013 年前的效應(yīng)值，說明數(shù)據(jù)來源年份在2013 年以后，數(shù)據(jù)來源年份對(duì)農(nóng)戶家庭收入來源與宅基地流轉(zhuǎn)意愿的正向影響更強(qiáng)；數(shù)據(jù)來源年份對(duì)農(nóng)戶受教育程度與宅基地流轉(zhuǎn)意愿的調(diào)節(jié)作用并非顯著，且2013 年及以后的效應(yīng)值大于2013 年前的效應(yīng)值。說明數(shù)據(jù)來源年份在2013 年及以后對(duì)農(nóng)戶家庭收入來源與宅基地流轉(zhuǎn)意愿的正向影響更強(qiáng)。

（二）啟示

（1）不斷完善宅基地流轉(zhuǎn)機(jī)制，加大農(nóng)村宅基地流轉(zhuǎn)宣傳。革新現(xiàn)行宅基地流轉(zhuǎn)制度，加大宅基地流轉(zhuǎn)的宣傳力度，引導(dǎo)更多農(nóng)戶進(jìn)行流轉(zhuǎn)行為。當(dāng)國家政策傾向于農(nóng)村時(shí)，通過專業(yè)化、規(guī)模化經(jīng)營(yíng)去創(chuàng)造更大的非農(nóng)業(yè)收入，同時(shí)進(jìn)一步促進(jìn)農(nóng)村宅基地的發(fā)展。

（2）提高農(nóng)戶受教育水平，鼓勵(lì)農(nóng)戶二次就業(yè) 出臺(tái)相關(guān)政策緩解勞動(dòng)力結(jié)構(gòu)的矛盾，給予農(nóng)戶進(jìn)城就業(yè)一定的保障，對(duì)進(jìn)城農(nóng)民進(jìn)行專業(yè)技能培訓(xùn)，提高農(nóng)戶專業(yè)技能，弱化農(nóng)村保守觀念，增強(qiáng)返鄉(xiāng)二次就業(yè)的意識(shí)，引導(dǎo)農(nóng)戶接受宅基地流轉(zhuǎn)。

（3）增強(qiáng)東部流轉(zhuǎn)觀念，鼓勵(lì)西部流轉(zhuǎn)行為鼓勵(lì)農(nóng)戶進(jìn)城就業(yè)，降低農(nóng)戶對(duì)宅基地依賴程度，提高農(nóng)業(yè)集約經(jīng)營(yíng)水平，建立和完善城鄉(xiāng)統(tǒng)籌的勞動(dòng)力市場(chǎng)，鼓勵(lì)農(nóng)戶返鄉(xiāng)二次就業(yè)，有效地管理農(nóng)業(yè)收入和非農(nóng)收入。