關(guān)鍵詞：農(nóng)戶；閑置宅基地；流轉(zhuǎn)意愿；二元Logistic回歸分析；土地資源管理

0 引言

宅基地屬于農(nóng)村建設用地的一種，是農(nóng)民生活穩(wěn)定的基礎(chǔ)。隨著我國工業(yè)化、城鎮(zhèn)化的不斷加快，農(nóng)村人口轉(zhuǎn)移進城，導致農(nóng)村空心化現(xiàn)象日益加劇，造成宅基地的大量閑置[1]?！吨袊y(tǒng)計年鑒2021》顯示，我國農(nóng)村常住人口不斷減少，由2000年的8.08億人減少到2020年的5.09億人[2]。農(nóng)村建設用地卻不減反增，2019年我國戶均宅基地面積近390m2，平均農(nóng)戶宅基地超標比例39.06%，農(nóng)村宅基地閑置比例約19%，宅基地閑置嚴重，農(nóng)村土地資源利用效率亟待提高[3]。

近年來，我國針對宅基地閑置問題出臺了多項政策。2018年中央1號文件《關(guān)于實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的意見》明確提出，完善農(nóng)民閑置宅基地和閑置農(nóng)房政策，探索宅基地所有權(quán)、資格權(quán)、使用權(quán)“三權(quán)分置”[4]。2019年9月，《關(guān)于進一步加強農(nóng)村宅基地管理的通知》中，明確指出鼓勵村集體和農(nóng)民盤活利用閑置宅基地和閑置住宅[5]。2019年和2020年中央1號文件提出穩(wěn)慎推進農(nóng)村宅基地制度改革。2020年實施的新《中華人民共和國土地管理法》鼓勵農(nóng)村集體經(jīng)濟組織及其成員盤活利用閑置宅基地和閑置住宅[6]。2022年中央1號文件提出全面推進鄉(xiāng)村振興，對盤活農(nóng)村閑置宅基地具有重要意義[7]。2023年農(nóng)業(yè)農(nóng)村部1號文件提出積極穩(wěn)妥激活農(nóng)村閑置宅基地資源，引導和規(guī)范盤活利用行為[8]。因此，我國農(nóng)村閑置宅基地可利用的空間較大，加強宅基地的管理，盤活利用閑置宅基地，是實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的重要舉措。

截至目前，許多研究人員圍繞農(nóng)村宅基地進行了多方面的研究。朱大威等[9]分析了不同地區(qū)影響農(nóng)戶退出宅基地意愿的因素。彭長生等[10]分析了確權(quán)對宅基地處置意愿的影響。張苗等[11]對山東省高莊街道辦事處農(nóng)民上交宅基地意愿進行分析。佟艷等[12]運用相關(guān)分析和通徑分析方法研究河南省農(nóng)戶閑置宅基地退出意愿。彭長生[13]和邢大偉等[14]分別研究了產(chǎn)權(quán)認知和風險認知對農(nóng)民退出宅基地意愿的影響。縱觀現(xiàn)有文獻，有關(guān)農(nóng)戶退出宅基地意愿、認知狀況對處置意愿影響的研究成果頗多，而集中在農(nóng)戶流轉(zhuǎn)閑置宅基地的意愿及影響因素的分析仍不夠完善。本研究對山東省煙臺市擁有閑置宅基地的農(nóng)戶進行入戶調(diào)查，探究農(nóng)戶閑置宅基地流轉(zhuǎn)意愿及影響因素分析，并提出相應的對策建議。

1 理論模型

Tversky和Kahneman于1992年提出的前景理論是描述性范式的一個決策模型[15]。前景理論主要分析在不確定情況下的人為判斷和決策[16]。農(nóng)村閑置宅基地能帶給農(nóng)民創(chuàng)造經(jīng)濟效益的機會，其作為一種存量資產(chǎn)，其價值的實現(xiàn)取決于它是否流轉(zhuǎn)[17]。農(nóng)民是否愿意流轉(zhuǎn)閑置宅基地，取決于交易的預期收益與閑置宅基地經(jīng)濟價值的比較。但閑置宅基地未流轉(zhuǎn)，農(nóng)民不能直接感受到流轉(zhuǎn)帶來的收益或損失，因此，農(nóng)民在決策前會根據(jù)自身情況及現(xiàn)有信息預設參照點，衡量可能出現(xiàn)的決策結(jié)果和預設參照點之間的關(guān)系，若農(nóng)民認為決策帶來的效益高于預設參照點，決策行為“收益”，農(nóng)民愿意流轉(zhuǎn)閑置宅基地；反之，決策行為“損失”，農(nóng)民不愿意流轉(zhuǎn)閑置宅基地，與“理性經(jīng)濟人”假設相符，農(nóng)民會在進行決策時，對預期收益與成本進行比較，最終選擇對自己最有利的行為[18]。由于個體偏好不同，參照點的具體選擇存在差異，致使不同農(nóng)民個體對閑置宅基地流轉(zhuǎn)行為的價值認定存在偏差，結(jié)合農(nóng)戶及宅基地的特點，選擇農(nóng)戶個體特征、家庭特征、認知情況和閑置宅基地情況作為影響農(nóng)戶流轉(zhuǎn)閑置宅基地意愿的因素[19]。

農(nóng)民預設參照點與其個體特征因素有關(guān)，受存在其體內(nèi)的具有經(jīng)濟價值的所有知識、技能等總和的影響[20]?；诂F(xiàn)有相關(guān)研究，將性別、年齡和文化程度3項個體特征作為影響農(nóng)民流轉(zhuǎn)閑置宅基地的因素。

農(nóng)民在個體特征基礎(chǔ)上結(jié)合市場、政策等環(huán)境因素決定是否流轉(zhuǎn)閑置宅基地，同時，會考慮家庭因素和生計保障等現(xiàn)實情況，如家庭收入的高低能反映家庭生活水平在閑置宅基地流轉(zhuǎn)前后的變化，進而影響農(nóng)民參照點的預設。因此，選取家庭年收入、家庭總?cè)丝跀?shù)等5項家庭特征作為農(nóng)戶流轉(zhuǎn)閑置宅基地意愿的影響因素。

農(nóng)民預設參照點與其心理狀態(tài)有密切聯(lián)系，心理狀態(tài)的表達可以通過詢問被調(diào)查者對相關(guān)政策的認知獲得[21]。調(diào)查研究表明，70%以上的農(nóng)民認為自己是閑置宅基地的所有者，可以自由處置和繼承閑置宅基地[22]。私有產(chǎn)權(quán)相對共有產(chǎn)權(quán)和國有產(chǎn)權(quán)，更能幫助個體形成交易預期，農(nóng)民對宅基地產(chǎn)權(quán)的私有認知會放大其對閑置宅基地經(jīng)濟價值的評價，即設立一個較高的參照點，致使閑置宅基地較難流轉(zhuǎn)[23]。宅基地產(chǎn)權(quán)包括所有權(quán)、處置權(quán)、繼承權(quán)和抵押權(quán)，選取農(nóng)民對宅基地產(chǎn)權(quán)的認知情況作為流轉(zhuǎn)閑置宅基地意愿的影響因素。

農(nóng)民預設參照點與閑置宅基地情況有關(guān)，其中宅基地的閑置年數(shù)會影響農(nóng)戶對于宅基地財產(chǎn)變現(xiàn)能力的信心。因此，選取閑置最久的宅基地閑置年數(shù)作為閑置宅基地情況的影響因素。

基于前景理論，選取農(nóng)戶的個體特征、家庭特征、宅基地情況和政策認知4個方面，構(gòu)建農(nóng)戶流轉(zhuǎn)閑置宅基地的理論分析框架，如圖1所示。

2 數(shù)據(jù)、模型及變量

2.1 問卷設計

基于以上理論框架，將問卷分為4個部分：第1部分為農(nóng)戶個體特征，包括農(nóng)戶性別、年齡和文化程度；第2部分為家庭特征，包括家庭總?cè)丝跀?shù)、家庭年收入、家庭經(jīng)濟主要來源和是否在城鎮(zhèn)買房；第3部分為閑置最久的宅基地閑置年數(shù)；第4部分為認知情況，包括農(nóng)戶對宅基地所有權(quán)、繼承權(quán)、轉(zhuǎn)讓權(quán)和抵押權(quán)的認知。

2.2 數(shù)據(jù)來源

2022年9—10月，對煙臺市2個市轄區(qū)（芝罘區(qū)、萊山區(qū)）、2個縣級市（棲霞市、龍口市），共9個行政村的農(nóng)戶進行入戶調(diào)研。通過訪談填寫問卷的方式，共發(fā)放農(nóng)戶調(diào)查問卷130份，剔除無效問卷，收回有效問卷119份，問卷有效率91.54%。被調(diào)查的農(nóng)戶均擁有閑置宅基地，結(jié)果如表1所示，其中芝罘區(qū)（東口村、東林村）22份，萊山區(qū)（日頭泊村、南沙子村、北沙子村、馬山村、東泊子村）共52份，棲霞市（前高格莊村）25份，龍口市（西河陽村）20份。

2.3 樣本統(tǒng)計特征

樣本特征包括個體特征、家庭特征、宅基地情況和認知情況，如表2所示。由表2可知，男性農(nóng)戶占60.50%，51歲及以上的農(nóng)戶占50.42%，52.1%的農(nóng)戶文化程度為初中及以下，家庭人口數(shù)3～5人的農(nóng)戶占52.10%，家庭年收入50001元及以上的農(nóng)戶占50.42%，57.14%的農(nóng)戶家庭經(jīng)濟主要來源是非務農(nóng)為主，45.38%的農(nóng)戶在城鎮(zhèn)買房，70.59%的農(nóng)戶所擁有的閑置宅基地閑置年數(shù)7年以下。綜合分析可得，受訪者年齡普遍較大，家庭收入情況較為可觀。

2.4 研究方法

2.4.1 卡方檢驗

卡方檢驗描述兩個分類變量之間的相關(guān)程度?？ǚ街翟酱蟊硎緦嶋H與期望的相關(guān)性越大，獨立性越??；卡方值越小表示實際與期望的相關(guān)性越小，獨立性越大。公式為

2.4.2 二元Logistic回歸模型

將因變量農(nóng)戶流轉(zhuǎn)閑置宅基地的意愿分為愿意和不愿意兩種選擇，為二分變量。在綜合分析自變量后，采用二元Logistic回歸分析。將因變量量化取值：農(nóng)戶愿意流轉(zhuǎn)閑置宅基地取值1，不愿意流轉(zhuǎn)閑置宅基地取值0。模型表達式為

2.5 變量說明

計量分析中，根據(jù)上述理論分析和樣本特征，選擇受訪者個體特征、家庭特征、宅基地情況和認知情況中的13個自變量作為農(nóng)戶閑置宅基地流轉(zhuǎn)意愿的影響因素進行分析。變量含義說明如表3所示。

3 結(jié)果及分析

3.1 變量多重共線性檢驗

13個自變量中可能存在多重共線性問題，采用方差膨脹系數(shù)VIF和條件指數(shù)CI來衡量變量之間的共線性。VIF值越大，模型就越有可能存在共線性問題，一般要求VIF值控制在10以內(nèi)[25]。通過SPSS27運行的結(jié)果如表4所示。由表4可知，自變量之間不存在嚴重多重共線性，13個自變量均不需要剔除。

3.2 農(nóng)戶閑置宅基地流轉(zhuǎn)意愿分析

對于農(nóng)村閑置宅基地的流轉(zhuǎn)方式，受訪者中有85名農(nóng)戶愿意流轉(zhuǎn)閑置宅基地，其傾向的流轉(zhuǎn)方式如表5所示。由表5可知，56.47%的農(nóng)戶選擇出租閑置宅基地，僅有9.41%的農(nóng)戶選擇入股聯(lián)合經(jīng)營。其可能的原因是，閑置宅基地出租的過程簡單，辦理手續(xù)少，農(nóng)戶獲得收益的周期短；而農(nóng)戶對入股聯(lián)合經(jīng)營較為陌生，農(nóng)戶文化水平有限，不了解入股聯(lián)合經(jīng)營的具體操作流程及最終收益，致使農(nóng)戶自身無法對該流轉(zhuǎn)方式進行風險預期判斷。相比較得出，農(nóng)戶更傾向于出租和有償退出兩種流轉(zhuǎn)方式。

3.3 卡方檢驗結(jié)果

運用SPSS27軟件對農(nóng)戶認知情況與流轉(zhuǎn)閑置宅基地意愿進行卡方檢驗，分析結(jié)果如表6所示。將農(nóng)戶對宅基地所有權(quán)、繼承權(quán)、處置權(quán)和抵押權(quán)的認知作為自變量，將農(nóng)戶是否愿意將閑置宅基地流轉(zhuǎn)作為因變量，其中X10對農(nóng)戶流轉(zhuǎn)閑置宅基地意愿有顯著影響。

認知情況中，農(nóng)戶對宅基地所有權(quán)的認識與流轉(zhuǎn)閑置宅基地意愿呈現(xiàn)出1%水平顯著性。由表6可知，在不愿意流轉(zhuǎn)閑置宅基地的農(nóng)戶中，有97.06%的農(nóng)戶認為宅基地屬于自己，明顯多于認為宅基地不屬于自己的農(nóng)戶。推測原因是，農(nóng)戶對閑置宅基地的私有觀念強，對閑置宅基地產(chǎn)生的情感依賴阻礙流轉(zhuǎn)行為的發(fā)生，導致農(nóng)戶流轉(zhuǎn)閑置宅基地的意愿弱。同時，政民信息不對等導致農(nóng)戶缺乏對相應政策的了解，對宅基地的所有權(quán)及其他屬性沒有正確的認識，不愿意將其流轉(zhuǎn)。

3.4 二元Logistic回歸結(jié)果分析

運用SPSS27軟件對農(nóng)戶流轉(zhuǎn)閑置宅基地意愿的影響因素進行二元Logistic回歸分析，計量結(jié)示。由表7可知，將性別X1、年齡X2、文化程度X3、家庭總?cè)丝跀?shù)X4、務農(nóng)人口占比X5、家庭年收入X6、家庭經(jīng)濟主要來源X7、是否在城鎮(zhèn)買房X8和閑置最久的宅基地閑置年數(shù)X9作為自變量，將是否愿意將閑置宅基地流轉(zhuǎn)作為因變量，影響農(nóng)戶流轉(zhuǎn)閑置宅基地意愿的顯著性因素有X3、X4、X5、X6和X9，其中X3、X6與農(nóng)戶流轉(zhuǎn)閑置宅基地意愿顯著正相關(guān)，X4、X5、X9與農(nóng)戶流轉(zhuǎn)閑置宅基地意愿顯著負相關(guān)。

3.4.1 個體特征對農(nóng)戶閑置宅基地流轉(zhuǎn)意愿的影響果如表7所

農(nóng)戶個體特征中，農(nóng)戶的文化程度對流轉(zhuǎn)閑置宅基地意愿在5%水平下有顯著正向影響。農(nóng)戶的文化程度越高，農(nóng)戶流轉(zhuǎn)閑置宅基地的意愿越強。其原因可能是，文化程度高的農(nóng)戶有更開放的思想，能獲得更準確的信息，對相關(guān)政策的理解更為充分，對宅基地的價值預期更加客觀，愿意流轉(zhuǎn)閑置宅基地以獲取更大收益。文化程度在就業(yè)中起決定因素，文化程度高的農(nóng)戶，獲得的工作機會多，同時，農(nóng)戶的自我效能感高，認為自己能夠勝任非農(nóng)業(yè)的工種，對于農(nóng)村宅基地的依賴性較低，更傾向于流轉(zhuǎn)自家的閑置宅基地。

3.4.2 家庭特征對農(nóng)戶閑置宅基地流轉(zhuǎn)意愿的影響

家庭特征中，家庭總?cè)丝跀?shù)對農(nóng)戶閑置宅基地流轉(zhuǎn)意愿在5%水平下有顯著負向影響。這表明，家庭總?cè)丝跀?shù)越多，農(nóng)戶流轉(zhuǎn)閑置宅基地的意愿越弱。其原因可能是，城鎮(zhèn)的房價較高，對于家庭人口數(shù)多的農(nóng)戶來說，搬入城鎮(zhèn)生活的成本過高，更偏向于居住在農(nóng)村。同時，家庭人口數(shù)多的農(nóng)戶，承擔未來家庭成員出現(xiàn)風險的概率大，不愿意流轉(zhuǎn)閑置宅基地。

務農(nóng)人口占比對農(nóng)戶閑置宅基地流轉(zhuǎn)意愿在5%水平下有顯著負向影響。務農(nóng)人口占比越大，農(nóng)戶流轉(zhuǎn)閑置宅基地的意愿越弱。推測原因是，農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的依賴性強，把閑置宅基地作為自己的生活保障，不愿意將其流轉(zhuǎn)；而務農(nóng)人口占比小的家庭，農(nóng)戶多通過外出打工、經(jīng)商等渠道獲取收入，從事農(nóng)業(yè)活動的勞動力少，非農(nóng)收入占比大，不完全將閑置宅基地作為生活保障，更愿意流轉(zhuǎn)閑置宅基地。

家庭年收入對農(nóng)戶閑置宅基地流轉(zhuǎn)意愿在10%水平下有顯著正向影響。家庭年收入越高，農(nóng)戶流轉(zhuǎn)閑置宅基地的意愿越強。推測原因是，家庭年收入高的農(nóng)戶承擔經(jīng)濟風險的能力較強，不會過分依賴閑置宅基地的保障功能，易對閑置宅基地的流轉(zhuǎn)行為抱有積極態(tài)度，并且有一定經(jīng)濟實力在城鎮(zhèn)購買商品房，因此，家庭年收入高的農(nóng)戶愿意流轉(zhuǎn)閑置宅基地以尋求更大利益。

3.4.3 宅基地情況對農(nóng)戶閑置宅基地流轉(zhuǎn)意愿的影響

宅基地情況中，閑置最久宅基地的閑置年數(shù)在5%水平下對農(nóng)戶閑置宅基地流轉(zhuǎn)意愿有顯著負向影響。宅基地的閑置年數(shù)越長，農(nóng)戶流轉(zhuǎn)閑置宅基地的意愿越弱。其原因可能是，農(nóng)戶已將房屋作為私人財產(chǎn)，認為宅基地是自己的生活保障。同時，農(nóng)戶的不愿意流轉(zhuǎn)，是造成宅基地閑置年數(shù)長的原因之一。部分閑置宅基地閑置時間過長，年久失修，甚至成為“危房”，在出租、入股聯(lián)合經(jīng)營等流轉(zhuǎn)方式中不占優(yōu)勢，農(nóng)戶找不到合適的盤活利用方式，只能繼續(xù)任由宅基地閑置。

4 建議

4.1 細化閑置宅基地類型，豐富盤活利用方式

對于分布集中連片的閑置宅基地，根據(jù)國土空間規(guī)劃的總體目標，依托當?shù)刭Y源優(yōu)勢，開發(fā)“民宿+”新業(yè)態(tài)，打造旅游休閑農(nóng)業(yè)生態(tài)綜合體；對于分布零散、集中整治難度大的閑置宅基地，鼓勵出租、入股聯(lián)合經(jīng)營等盤活利用方式。

4.2 加強政策宣傳，提升農(nóng)戶認知

農(nóng)民自身文化水平較低，政策宣傳不到位，易出現(xiàn)認知偏差，阻礙閑置宅基地流轉(zhuǎn)。充分發(fā)揮村干部等作用，深化政策解讀，搭建農(nóng)民與政府機關(guān)的有效溝通渠道。同時，積極利用村內(nèi)廣播、宣傳欄等媒介，進行政策的宣傳解讀，將閑置宅基地流轉(zhuǎn)工作落到實處，以點帶面，讓村民理解此項工作的重要性。在與農(nóng)戶溝通過程中，應注意傾聽他們的意見建議。

4.3 深化福利體系城鄉(xiāng)統(tǒng)籌，破除二元結(jié)構(gòu)壁壘

統(tǒng)籌城鄉(xiāng)就業(yè)政策體系，破除阻礙城鄉(xiāng)勞動力流動的體制機制弊端，鼓勵農(nóng)民在發(fā)展前景較好的城鎮(zhèn)尋找工作機遇，提供必要的勞動保障，逐步縮小社會福利和社會保障制度的城鄉(xiāng)差距，減輕農(nóng)民流轉(zhuǎn)閑置宅基地的后顧之憂。

5 結(jié)束語

（1）個體特征中，文化程度對農(nóng)戶流轉(zhuǎn)閑置宅基地有顯著正向作用，農(nóng)戶文化程度越高，越愿意流轉(zhuǎn)閑置宅基地，而性別和年齡對流轉(zhuǎn)意愿的影響并不顯著。

（2）家庭特征中，家庭總?cè)丝跀?shù)、務農(nóng)人口占比、家庭年收入均對農(nóng)戶流轉(zhuǎn)閑置宅基地有顯著作用，其中家庭總?cè)丝跀?shù)、務農(nóng)人口占比與農(nóng)戶流轉(zhuǎn)閑置宅基地意愿呈顯著負相關(guān)，家庭年收入與農(nóng)戶流轉(zhuǎn)閑置宅基地意愿呈顯著正相關(guān)，而家庭經(jīng)濟主要來源和是否在城鎮(zhèn)買房對農(nóng)戶流轉(zhuǎn)意愿的影響并不顯著。

（3）宅基地情況中，閑置最久的宅基地閑置年數(shù)與農(nóng)戶流轉(zhuǎn)閑置宅基地意愿呈顯著負相關(guān)。宅基地的閑置年數(shù)越長，農(nóng)戶流轉(zhuǎn)閑置宅基地的意愿越弱。

（4）農(nóng)戶對宅基地所有權(quán)的認識與流轉(zhuǎn)閑置宅基地意愿呈顯著相關(guān)。農(nóng)戶受傳統(tǒng)觀念影響，宅基地產(chǎn)權(quán)的私有化認知較為嚴重，對閑置宅基地產(chǎn)生的情感依賴阻礙流轉(zhuǎn)行為的發(fā)生，導致農(nóng)戶流轉(zhuǎn)閑置宅基地的意愿弱。