豫東農(nóng)區(qū)農(nóng)戶宅基地退出意愿及影響因素分析
——以扶溝縣為例

張羽豐，孫江濤，李青松，范利瑤，文 倩

（河南農(nóng)業(yè)大學(xué)資源與環(huán)境學(xué)院，鄭州 450002）

0 引言

隨著中國社會的高速發(fā)展和城鎮(zhèn)化的推進，大量農(nóng)村人口進入城鎮(zhèn)就業(yè)并居住；但村莊建設(shè)用地面積仍快速增長，呈現(xiàn)逆向演進態(tài)勢[1]，造成農(nóng)村住宅面積超標(biāo)、一戶多宅、閑置廢棄以及普遍的“空心化”現(xiàn)象[2-3]。農(nóng)村宅基地人均面積高、利用效益低的問題日益突出，既不利于國家糧食安全、也對城市建設(shè)造成了嚴(yán)重制約[4]。針對這種現(xiàn)象，國家出臺了一系列宅基地退出補償政策[5-6]，以引導(dǎo)農(nóng)戶合理有效退出宅基地，既可增加農(nóng)民財產(chǎn)性收入，又能保障區(qū)域城鎮(zhèn)化發(fā)展，同時對優(yōu)化整合稀缺的農(nóng)村土地資源、提高農(nóng)村土地利用效率具有重要意義[7-9]。但實踐中大部分地區(qū)的農(nóng)民對宅基地退出仍持消極態(tài)度[10]，對農(nóng)戶宅基地退出意愿及影響因素展開研究正成為社會關(guān)注的焦點和學(xué)界熱點問題之一。

前人圍繞農(nóng)戶宅基地退出的相關(guān)研究主要集中在農(nóng)村宅基地現(xiàn)狀及存在問題[11]、農(nóng)村宅基地退出意愿及影響因素[12]、農(nóng)村宅基地退出補償及退出機制等方面[13]。研究表明農(nóng)戶對宅基地的認(rèn)知差異是影響宅基地退出意愿的主要因素[14]，從影響意愿較深的因素為關(guān)注點進行治理能有效提高農(nóng)戶的退出意愿[15-16]。也有學(xué)者從“推拉理論”的視角來研究，認(rèn)為農(nóng)村宅基地退出受推力和拉力共同作用，分別作用于農(nóng)村宅基地（客體）以及農(nóng)戶（使用權(quán)主體）上[17]。綜上可見，對宅基地退出的研究較為豐富，但多集中在發(fā)達城市的周邊區(qū)域，對欠發(fā)達地區(qū)、特別是典型農(nóng)區(qū)的研究仍較為缺乏。

河南是中國的農(nóng)業(yè)大省和人口大省，農(nóng)村人口眾多、城鎮(zhèn)化率僅有53.21%[18]，遠(yuǎn)低于全國60.60%的水平。同時，河南農(nóng)村人均宅基地面積340 m2/人、戶均宅基地面積760 m2，二者均遠(yuǎn)高于全國水平[19]。本研究以豫東平原典型農(nóng)區(qū)扶溝縣為例，采用分層抽樣調(diào)查法和Logistic二元回歸模型對農(nóng)村宅基地退出意愿進行研究，以期在增加農(nóng)戶退出積極性的同時，有效保護農(nóng)民權(quán)益、提高農(nóng)村土地資源利用效率、緩解建設(shè)用地緊張、增加耕地面積，同時可為政府相關(guān)政策提供借鑒和參考。

1 研究區(qū)概況

扶溝縣地處豫東平原，地處 114°23′—115°48′E、34°4′—36°2′N，土地總面積 1173 km2，耕地總面積7.6萬hm2；屬典型的平原農(nóng)業(yè)縣。屬暖溫帶大陸性季風(fēng)氣候，年均氣溫14.4℃，年均降水量611.4 mm，無霜期215天。下轄15個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，407個行政村；截至2019年底人口總量74萬、其中農(nóng)村人口65萬。2018年全縣GDP為196.9億元，其中，第一產(chǎn)業(yè)392393萬元、第二產(chǎn)業(yè)943081萬元、第三產(chǎn)業(yè)634503萬元。人均可支配收入24643元，其中農(nóng)村人均可支配收入11356元。

2 數(shù)據(jù)來源與研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來源

本研究宅基地退出數(shù)據(jù)來自于扶溝縣10個鄉(xiāng)鎮(zhèn)35個行政村的實地問卷調(diào)查；其他社會、經(jīng)濟數(shù)據(jù)來自于《中國統(tǒng)計年鑒》(2019)以及《周口市統(tǒng)計年鑒》(2020)。

2.2 研究方法

2.2.1 調(diào)查方法 本研究采用入戶實地抽樣調(diào)查法。以扶溝縣主城區(qū)為中心，依據(jù)各鄉(xiāng)鎮(zhèn)距城關(guān)鎮(zhèn)以及各鄉(xiāng)鎮(zhèn)之間的相對距離，進行分層抽樣，共抽取10個鄉(xiāng)鎮(zhèn)開展入戶調(diào)查。其中近距離鄉(xiāng)鎮(zhèn)有：大李莊鄉(xiāng)，中間距離鄉(xiāng)鎮(zhèn)有：柴崗鄉(xiāng)、汴崗鎮(zhèn)、包屯鎮(zhèn)、曹里鄉(xiāng)，較遠(yuǎn)距離鄉(xiāng)鎮(zhèn)有：白潭鎮(zhèn)、大新鎮(zhèn)、江村鎮(zhèn)、練寺鎮(zhèn)、崔橋鎮(zhèn)。在以上10個調(diào)查鄉(xiāng)鎮(zhèn)中隨機抽取35個行政村，開展實地入戶調(diào)查。發(fā)放調(diào)查問卷共計200份，其中有效問卷175份、無效問卷25份，問卷有效率87.5%。

2.2.2 Logistic模型 Logistic模型是一種二元離散選擇模型，將邏輯分布作為堆積誤差項的概率分布，適用于因變量是分類變量的回歸模型。本研究中，農(nóng)戶參與宅基地退出的意愿是一個二分類變量，即“愿意”與“不愿意”。以農(nóng)戶參與宅基地退出的意愿作為因變量，采用二元Logistic模型對影響宅基地退出意愿的各因素進行回歸分析，以了解哪些因素對農(nóng)戶宅基地退出意愿的影響更加顯著；將農(nóng)戶愿意退出宅基地取值為1，不愿意退出宅基地取值為0。Logistic回歸模型的表達式如(1)所示。

通過對數(shù)轉(zhuǎn)化，式(1)模型轉(zhuǎn)換為式(2)。

式中，P代表受訪農(nóng)戶選擇愿意退出宅基地的概率，1-P代表受訪農(nóng)戶不愿意退出宅基地的概率，α為常數(shù)，ε為誤差，βi表示第i個解釋變量的回歸系數(shù)，xi表示可能對農(nóng)戶退出宅基地的意愿產(chǎn)生影響的變量。

3 結(jié)果與分析

3.1 調(diào)查農(nóng)戶基本狀況及宅基地退出意愿

3.1.1 農(nóng)戶基本狀況 為了解農(nóng)戶基本情況，對農(nóng)戶性別、年齡、文化程度、家庭人口數(shù)量、家庭年收入、居住條件等基本特征進行調(diào)查，結(jié)果見表1。數(shù)據(jù)顯示，調(diào)查對象性別較為平衡、男性略高于女性2.86%。受訪農(nóng)戶的年齡以＞50歲的中、老年人為主，占總調(diào)查量的92.57%，50歲以下的中青年農(nóng)戶僅占7.4%；說明調(diào)查區(qū)域人口空心化較為嚴(yán)重，也與全國各地農(nóng)村人口的年齡分布現(xiàn)狀相符[20]。同時，受訪者總體文化程度較低，以初中、小學(xué)和文盲為主，分別占40%、26.29%、33.14%，高中以上文化水平僅有1人。由于文化程度較低，擁有務(wù)農(nóng)以外其他職業(yè)技能的受訪者尚不足13%。從家庭人口數(shù)量來看，以4～6人為主，占全部調(diào)查對象的63.43%，其次為7～8人，家庭人口數(shù)＜3人或＞8人的家庭較少，表明研究區(qū)農(nóng)村家庭規(guī)模有所減小[22]。50.3%的受訪戶家庭年收入在4萬～6萬元，40%的受訪戶家庭年收入≥7萬元。絕大多數(shù)農(nóng)戶認(rèn)為自己居住條件和居住環(huán)境在中上水平，其中認(rèn)為自己居住條件和環(huán)境好的農(nóng)戶占28.6%、中等水平的農(nóng)戶占68%，僅有3.4%的農(nóng)戶認(rèn)為自己居住條件和環(huán)境較差。但所有受訪農(nóng)戶都認(rèn)為自己家庭無法承擔(dān)附近城鎮(zhèn)的房價，說明農(nóng)戶收入仍需進一步提升，此外也反映出農(nóng)戶對自身收入與房價的關(guān)系存在認(rèn)知差距。

表1 受訪農(nóng)戶基本情況

3.1.2 農(nóng)戶對宅基地退出的認(rèn)知分析 由表2可見，98.86%的受訪農(nóng)戶擁有1處宅基地，僅有1.14%的農(nóng)戶有2處宅基地，可見調(diào)查區(qū)域“一戶多宅”現(xiàn)象較少。此外，絕大多數(shù)宅基的用途為自住，占總?cè)藬?shù)的93.14%，用于出租和完全閑置的數(shù)量為0，大約7%宅基地存在部分閑置現(xiàn)象。86.28%的宅基地面積在100～200 m2，宅基地面積＜100 m2和＞200 m2的都比較少，分別占10.29%和3.43%。

表2 受訪農(nóng)戶宅基地基本情況

由表3可見，農(nóng)戶對宅基地退出政策的相關(guān)認(rèn)知水平較低，超過52.7%的受訪農(nóng)戶完全不了解國家的宅基地政策，47.3%的農(nóng)戶僅有部分了解。同時，受訪農(nóng)戶對宅基地的認(rèn)知也存在較大的錯誤，超過50%的農(nóng)戶認(rèn)為宅基地能夠買賣，這與完全不了解國家宅地基政策的農(nóng)戶數(shù)量一致。在宅基地產(chǎn)權(quán)歸屬方面，被調(diào)查農(nóng)戶存在巨大的認(rèn)知偏差，近3/4農(nóng)戶認(rèn)為其所居住的宅基地產(chǎn)權(quán)屬于個人，僅有不到20%受訪對象認(rèn)為宅基地歸集體所有。因此，政府仍需加強對農(nóng)戶宅基地法律、法規(guī)、政策的宣傳和普及。

表3 受訪農(nóng)戶對宅基地政策的認(rèn)知狀況

3.1.3 農(nóng)戶宅基地退出意愿及補償方式 從表4的調(diào)查結(jié)果看，愿意退出宅基地的受訪農(nóng)戶有50人，占調(diào)查總數(shù)的28.57%。主要的退出原因是“房屋閑置、作用不大”，占退出比例的40%；其次為“想去別處居住”，占退出比例的24%；想要退出宅基地來“換取理想補償金額”的農(nóng)戶有11人，占該類別的22%；由于“農(nóng)村條件落后”而退出宅基地的農(nóng)戶有7人，占有退出意愿總?cè)藬?shù)的14%。

表4 受訪農(nóng)戶宅基地退出意愿

不愿意退出宅基地的調(diào)查對象有125人，超過調(diào)查總數(shù)的70%。其原因主要為“習(xí)慣在這里居住”、“退出后務(wù)農(nóng)不便”和“想要留給下一代居住”。其中，選擇“習(xí)慣在這里居住”的比例最高，為34.4%；其次是認(rèn)為“退出后務(wù)農(nóng)不便”，占不愿退出總數(shù)的21.6%；另有20.8%調(diào)查對象認(rèn)為宅基地應(yīng)該留給下一代居??；18.4%的受訪農(nóng)戶因“無能力購買新房”而不愿退出；以及4.8%的農(nóng)戶希望宅基地升值后再退出。說明研究區(qū)域農(nóng)戶對宅基地的依賴程度較高，這與該縣經(jīng)濟發(fā)展落后、第一產(chǎn)業(yè)比重高有關(guān)。

宅基地退出中農(nóng)戶最關(guān)心的問題是如何進行相應(yīng)的補償[23]，受區(qū)位、家庭收入、文化程度等多種因素的影響[24]。圖1可見，研究區(qū)域內(nèi)最受調(diào)查對象認(rèn)可的補償方式是安置補償，有119人選擇了該種方式，占總?cè)藬?shù)的68%，其次為“視實際補償額度而定”，有18%的農(nóng)戶選擇此項；愿意接受經(jīng)濟補償方式的農(nóng)戶人數(shù)最少，僅有25人，占總?cè)藬?shù)的14%。

圖1 農(nóng)戶宅基地退出意愿與補償方式

3.2 宅基地退出的影響因素分析

本文采用Logistic模型將農(nóng)戶宅基地退出意愿作為因變量，將影響退出意愿的各因子作為自變量，對各因素進行二元回歸分析。

3.2.1 變量選擇及模型擬合度檢驗 首先從個人基本情況、宅基地基本情況、個人生活現(xiàn)狀以及對宅基地政策的認(rèn)知等4個方面選取共16個變量，其中“是否愿意退出”為因變量，其余為自變量，各變量名稱詳見表5。

表5 宅基地退出變量統(tǒng)計描述

為確保Logistic模型能夠準(zhǔn)確反映宅基地退出意愿，選取Omnibus方法對模型的回歸系數(shù)進行顯著性檢驗（表6）。綜合模型的卡方值為79.331、卡方值>卡方臨界值[CHINV(0.05，14)=23.68]，自由度為14、顯著性P=0<0.05，達到顯著水平。表明研究選用的16個變量中，至少有一個自變量能對調(diào)查農(nóng)戶的宅基地退出意愿產(chǎn)生影響。

采用Hosmer&Lemeshoe(H-L)方法對模型整體適配度進行檢驗。表6可見，模型卡方值為5.956、卡方臨界值為15.507（自由度8，P=0.05），卡方值<臨界值；從顯著性水平來看，0.652>0.05，表明該模型適配程度較好，不存在顯著性差異。

表6 模型顯著性、適配度檢驗

3.2.2 影響因素分析 采用二元Logistic模型對影響農(nóng)戶宅基地退出意愿的各因素進行回歸分析（表7）。由表7可知，對農(nóng)戶宅基地退出意愿影響最顯著的指標(biāo)從高到底依次為：宅基地數(shù)量、家庭年收入、對宅基地政策的了解程度、家庭總?cè)丝?、年齡等5個指標(biāo)，其余宅基地退出意愿的相關(guān)系數(shù)分別為3.840、1.028、0.850、-0.414、-0.858。其中，宅基地數(shù)量、家庭年收入、對宅基地政策的了解程度為正相關(guān)指標(biāo)，家庭總?cè)丝?、年齡為負(fù)相關(guān)指標(biāo)。因選擇范圍較大，不止一處宅基地以及家庭年收入較高的家庭具有較強的退出意愿；反之，家庭人口越多、年齡越大則退出現(xiàn)有宅地基的意愿就越低，說明宅基地的退出意愿主要取決于農(nóng)戶的家庭實際情況和經(jīng)濟條件。大力發(fā)展區(qū)域產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟，提高農(nóng)民收入是提高農(nóng)戶宅基地退出意愿的必要條件[25]。同時，政府需加強政策宣傳，加深農(nóng)戶對政策的了解與普及[25]。

表7 模型回歸結(jié)果

4 結(jié)論

本研究以河南省豫東典型農(nóng)業(yè)縣扶溝為例，通過實地問卷調(diào)查，利用二元Logistic回歸模型，對農(nóng)戶的宅基地退出意愿及影響因素做了研究，主要結(jié)論如下。

（1）農(nóng)戶對宅基地退出政策的認(rèn)知水平較低，52.7%的受訪農(nóng)戶完全不了解國家的宅基地政策，部分了解的農(nóng)戶數(shù)量占47.3%。同時，受訪農(nóng)戶對宅基地的認(rèn)知也存在較大誤區(qū)，超過50%農(nóng)戶認(rèn)為宅基地能夠買賣。

（2）28.6%的受訪農(nóng)戶愿意退出宅基地，71.4%的農(nóng)戶不愿意退出。主要的退出原因分別是“房屋閑置，作用不大”、“想去別處居住”、“換取理想補償金額”，分別占退出比例的40.0%、24.0%和14.0%；不愿退出宅基地的主要原因是“習(xí)慣在這里居住”、“退出后務(wù)農(nóng)不便”和“想要留給下一代居住”以及“無能力購買新房”，分別占總數(shù)的34.4%、21.6%和20.8%、18.4%。

（3）研究區(qū)域內(nèi)，最受農(nóng)戶歡迎的補償方式依次是“安置補償”、“視實際補償額度而定”以及“貨幣補償”，選擇各方式的人數(shù)分別占調(diào)查對象的68.0%、18.2%和14.3%。

（4）影響農(nóng)戶宅基地退出意愿的主要因素是宅基地數(shù)量、家庭年收入、對宅基地政策的了解程度、家庭總?cè)丝?、年齡等5個指標(biāo)，相關(guān)系數(shù)分別為3.840、1.028、0.850、-0.414、-0.858；大力發(fā)展區(qū)域產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟、提高農(nóng)民收入以及加強政策宣傳是提高農(nóng)戶退出意愿的必要條件。