□文/姜 奕 瞿富強

（南京工業(yè)大學經(jīng)濟與管理學院 江蘇·南京）

［提要］ 在經(jīng)濟高速發(fā)展的背景下，城市化進程加快，外出務(wù)工農(nóng)民數(shù)量增多，而他們進城落戶之后可繼續(xù)選擇“零成本”持有農(nóng)村宅基地，導致宅基地退出不暢，引導農(nóng)戶退出閑置宅基地迫在眉睫。本文以被列入2020 年新一輪宅基地制度改革試點城市的溧陽市上興鎮(zhèn)為研究區(qū)域，利用文獻分析、實地訪談、問卷調(diào)查、二元回歸模型，識別出影響農(nóng)戶宅基退出的關(guān)鍵因素。

我國宅基地總體存在建設(shè)規(guī)劃滯后、一戶多宅、宅基地使用面積過大等問題，農(nóng)村大量的土地閑置，使得“一戶多宅”的現(xiàn)象更為普遍。然而，隨著經(jīng)濟發(fā)展和城鎮(zhèn)化進程的加快，農(nóng)村人口流失的同時，導致宅基地閑置率越來越高，建設(shè)用地范圍不斷擴大，造成了大量土地資源的浪費。

楊玉珍（2015）等利用Logistic 回歸分析得出，隨著年齡的增長，農(nóng)民放棄農(nóng)村住房的意愿將會降低。另外，兼業(yè)與文化水平對農(nóng)村土地退出有明顯的正向效應(yīng)，使得農(nóng)村土地退出對農(nóng)村土地的依賴性降低。王兆林（2015）等通過實地調(diào)研和回歸分析，調(diào)研了重慶市農(nóng)戶宅基地退出的影響因素，發(fā)現(xiàn)戶主年齡、主要成員是否在城鎮(zhèn)定居等因素對農(nóng)戶宅基地退出具有明顯的負面作用，而對政策的了解程度則有正面影響作用。王靜（2015）等基于靜?？h王口鎮(zhèn)及獨流鎮(zhèn)140 個農(nóng)戶的調(diào)查數(shù)據(jù)，對不同階層農(nóng)戶退出宅基地的意愿進行分析，結(jié)果顯示，大多數(shù)農(nóng)戶退出土地的意愿普遍偏低。其中，小農(nóng)兼業(yè)階層和村莊貧弱階層由于收入較低，兼業(yè)程度低，對土地依賴性較強，他們希望通過增加土地投入來獲得更多的收入，而不愿意退出宅基地。

一、研究區(qū)域概況

上興鎮(zhèn)地處溧陽市西北，行政區(qū)域面積245.6 平方千米，下屬有23 個行政村，海拔200 米以上。截至2011 年，上興鎮(zhèn)有耕地面積14.3 萬畝，人均1.8 畝；林地面積8.5 萬畝，累計造林4.8 萬畝。

截至2011 年末，上興鎮(zhèn)轄區(qū)總?cè)丝?.95 萬人，其中城鎮(zhèn)常住人口11，000 人，城鎮(zhèn)化率13.8%。總?cè)丝谥?，男?0，500人，占51%；女性39，000 人，占49%；14 歲以下15，900 人，占20%，15～64 歲37，800 人，占47.54%；65 歲以上25，800 人，占32.4%，人口密度為每平方千米324 人。截至2019 年末，上興鎮(zhèn)戶籍人口為80，816 人。

二、數(shù)據(jù)收集與處理

本次調(diào)研針對進城務(wù)工的農(nóng)戶發(fā)放了400 份問卷，整理數(shù)據(jù)時將問卷數(shù)據(jù)錄入Excel 表格，進行分類、梳理，獲得有效問卷385 份，有效回收率分別為96.25%。數(shù)據(jù)在Excel 表格中先進行分析匯總，然后根據(jù)數(shù)據(jù)構(gòu)建logistic 二元回歸模型識別出關(guān)鍵影響因素，得出農(nóng)戶宅基地退出的關(guān)鍵影響因素。

三、樣本數(shù)據(jù)描述性分析

（一）關(guān)于個人和家庭的描述性分析。從性別來看，本次分析中男性共202 人，女性共183 人，男性人數(shù)略多于女性；從年齡分布來看，51～60 歲、61～70 歲的人群較多；從就業(yè)狀況來看，有相當一部分人的工作不穩(wěn)定，占比接近一半；從收入來看，收入普遍較低，年收入在20，000 元以內(nèi)的達到了70%以上；從每個月的生活開支來看，一半以上的人群開支在1，200 元以內(nèi)；從文化程度來看，小學和初中的人數(shù)最多，分別為133 人和101 人，學歷較低；從是否使用智能機來看，同樣有相當大一部分人不會使用；從家庭人口數(shù)來看，家庭人口為3 人的較多。（表1）

表1 個人和家庭描述性分析一覽表

（二）宅基地數(shù)量和面積的描述性分析。從宅基地的數(shù)量來看，大部分人擁有的宅基地只有1 處，這與我國對于宅基地的政策有關(guān)系；從面積來看，面積較大，這與農(nóng)村的地廣人稀的狀況有關(guān)，早期對于宅基地的管理寬松也是這一狀況出現(xiàn)的原因。（表2）

表2 宅基地數(shù)量和面積描述性分析一覽表

（三）退出宅基地對未來的擔憂。從退出宅基地對就業(yè)以及社會保障的擔憂來看，有相當一部分人較為擔憂。對于社會保障的擔憂甚至達到77.14%。（表3）

表3 對未來的擔憂分析一覽表

（四）退出宅基地意愿及其他相關(guān)變量的描述性分析。從政策認知來看，有60%左右的人對政策的認知在一般以下，有待提升；從居住滿意度來看，比較滿意的人數(shù)最多，一共95 人，占比24.68%；從購買商品房意愿來看，很低的人數(shù)最多，一共118人，占比30.65%；從退出宅基地意愿來看，有相當一部分人不愿意退出宅基地，達到72.47%。（表4）

四、基于二元邏輯回歸的實證分析

（一）logistic 回歸分析以及模型建立。本文采用logistic 模型研究農(nóng)戶是否愿意退出宅基地，主要基于以下幾點：本次分析中使用的退出宅基地為二分類變量（愿意、不愿意），而logistic 對于解釋變量的要求較為寬松，既可以是連續(xù)型變量，也可以是二分類變量?；诖?，建立以下模型：

其中，p 是愿意的概率，1-p 為不愿意的概率，β 是回歸系數(shù)，ε 是回歸誤差。

（二）變量賦值。為了識別變量，需要對變量進行賦值，具體如表5 所示。（表5）

表5 變量賦值一覽表

（三）VIF 和容差值共線性檢驗。通過容差和VIF 值可以發(fā)現(xiàn)，容差值解接近1，VIF 的值大于1 小于5，因此可以證實不存在多重共線性問題。（表6）

表6 VI F和容差值共線性檢驗一覽表

五、回歸結(jié)果分析

（一）似然比檢驗。通過二元邏輯回歸似然比檢驗可以發(fā)現(xiàn)，P 值等于0.000，小于0.01，說明拒絕原定假設(shè)，即說明本次構(gòu)建模型時，放入的自變量具有有效性，本次模型構(gòu)建有意義。（表7）

表7 二元Logi t 回歸模型似然比檢驗結(jié)果一覽表

（二）回歸結(jié)果。從表8 可知，將性別、年齡、就業(yè)、文化程度、每個月的生活開支、擁有宅基地數(shù)量、宅基地面積、是否會使用智能機、年收入、家庭人口數(shù)、政策認知、當前居住滿意度、購買商品房意愿、退出宅基地后是否有就業(yè)擔憂、退出宅基地后是否有社會保障擔憂作為自變量，而退出宅基地意愿作為因變量，進行二元Logit 回歸分析。從表8 可以看出，意味著性別、年齡、就業(yè)、文化程度、每個月的生活開支、擁有宅基地數(shù)量、宅基地面積、是否會使用智能機、年收入、家庭人口數(shù)、政策認知、當前居住滿意度、購買商品房意愿、退出宅基地后是否有就業(yè)擔憂、退出宅基地后是否有社會保障擔憂可以解釋因變量33%的變化原因。（表8）

表8 回歸分析結(jié)果一覽表

1、個人基本情況維度。從性別來看，回歸系數(shù)值為0.213，P大于0.05，因此對于退出宅基地意愿沒有影響。從文化程度來看，系數(shù)為-0.081，P 大于0.05，因此對于退出宅基地意愿沒有影響。

從年齡來看，回歸系數(shù)值為-0.903，P 小于0.01，因此年齡對于退出宅基地意愿是負向的影響，年齡越大越不愿意退出。OR 等于2.467，因此年齡增加一個單位，退出宅基地意愿減少2.467 倍。

從就業(yè)來看，系數(shù)為-0.589，P 小于0.05，因此就業(yè)對于退出宅基地意愿的影響是負向的，就業(yè)穩(wěn)定的人更不愿意退出宅基地。OR 值為0.555，就是說就業(yè)增加一個單位，退出宅基地意愿增加0.555 倍。

從每個月生活開支來看，系數(shù)為0.337，P 小于0.05，因此生活開支對于退出宅基地意愿的影響是正向的，生活開支越大，越愿意退出宅基地。OR 值為1.401，因此每個月生活開支增加一個單位，退出宅基地意愿增加1.401 倍。

從是否會使用智能機來看，系數(shù)為0.242，P 大于0.05，因此對退出意愿沒有作用。從年收入來看，系數(shù)為-0.204，P 大于0.05，因此年收入對于退出意愿沒有作用。

從家庭人口數(shù)量來看，系數(shù)為-0.189，P 大于0.05，因此對于退出意愿沒有影響。

2、從宅基地情況來看。從擁有宅基地數(shù)量來看，系數(shù)為-0.625，P 小于0.01，因此擁有宅基地數(shù)量對退出宅基地的影響是正向的，擁有宅基地越多，越不愿意退出。OR 等于0.536，因此宅基地數(shù)量增加一個單位，退出宅基地的意愿減少0.536倍。

從宅基地面積來看，系數(shù)為-0.049，P 大于0.05，因此對退出意愿沒有影響。

3、從政策了解情況來看。從政策認知來看，回歸系數(shù)值為0.276，P 小于0.01，意味著政策認知會對退出宅基地意愿產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系，對政策越了解，越愿意退出宅基地。OR值等于1.318，意味著政策認知增加一個單位時，退出宅基地的意愿增加1.318 倍。

4、從居住滿意度和購房意愿來看。從當前居住滿意度來看，回歸系數(shù)值為-0.235，P 小于0.05，因此當前居住滿意度對退出宅基地的影響是負向的，越滿意當前居住環(huán)境，越不愿意退出。OR 值等于0.790，因此當前居住滿意度增加一個單位，退出意愿減少0.790 倍。

從購買商品房意愿來看，回歸系數(shù)值為0.612，P 小于0.01，因此購買商品房意愿對于退出宅基地意愿的影響是正向的，購買商品房意愿越高，退出宅基地意愿越高。OR 值等于1.845，因此購買商品房意愿增加一個單位，退出意愿增加0.612 倍。

5、從憂患意識來看。從退出宅基地后是否有就業(yè)擔憂來看，回歸系數(shù)值為-1.013，P 小于0.01，因此退出宅基地后是否有就業(yè)擔憂會對退出宅基地意愿產(chǎn)生顯著的負向影響關(guān)系。越擔憂就業(yè)，越不愿意退出宅基地。OR 值等于0.363，意味著退出宅基地后是否有就業(yè)擔憂增加一個單位時，退出宅基地意愿減少0.363 倍。

從退出宅基地后是否有社會保障擔憂來看，回歸系數(shù)值為-1.118，P 小于0.01，意味著退出宅基地后是否有社會保障擔憂會對退出宅基地意愿產(chǎn)生顯著的負向影響關(guān)系。對社會保障越擔憂，越不愿意退出。OR 值為0.327，意味著退出宅基地后是否有社會保障擔憂增加一個單位時，退出宅基地意愿減少0.327 倍。

（三）Hosmer-Lemeshow 擬合度檢驗。Hosmer-Lemeshow擬合度檢驗用于分析模型擬合優(yōu)度情況，從表9 可知：這里P值大于0.05（Chi=9.312，P=0.317＞0.05），因而說明接受原定假設(shè)，即說明本次模型通過HL 檢驗，模型擬合優(yōu)度較好。（表9）

表9 Hosmer-Lemeshow擬合度檢驗結(jié)果一覽表

六、研究結(jié)論

通過總結(jié)分析可以得出：每個月的生活開支、政策認知、購買商品房意愿會等對因變量產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系，年齡以及就業(yè)、擁有宅基地數(shù)量、當前居住滿意度、退出宅基地后是否有就業(yè)擔憂、退出宅基地后是否有社會保障擔憂等會對因變量產(chǎn)生顯著的負向影響關(guān)系，性別、文化程度、宅基地面積、是否會使用智能機、年收入、家庭人口數(shù)并不會對因變量產(chǎn)生影響關(guān)系。