豫东农区农户宅基地退出意愿及影响因素分析——以扶沟县为例

张羽丰，孙江涛，李青松，范利瑶，文 倩

（河南农业大学资源与环境学院，郑州 450002）

0 引言

随着中国社会的高速发展和城镇化的推进，大量农村人口进入城镇就业并居住；但村庄建设用地面积仍快速增长，呈现逆向演进态势[1]，造成农村住宅面积超标、一户多宅、闲置废弃以及普遍的“空心化”现象[2-3]。农村宅基地人均面积高、利用效益低的问题日益突出，既不利于国家粮食安全、也对城市建设造成了严重制约[4]。针对这种现象，国家出台了一系列宅基地退出补偿政策[5-6]，以引导农户合理有效退出宅基地，既可增加农民财产性收入，又能保障区域城镇化发展，同时对优化整合稀缺的农村土地资源、提高农村土地利用效率具有重要意义[7-9]。但实践中大部分地区的农民对宅基地退出仍持消极态度[10]，对农户宅基地退出意愿及影响因素展开研究正成为社会关注的焦点和学界热点问题之一。

前人围绕农户宅基地退出的相关研究主要集中在农村宅基地现状及存在问题[11]、农村宅基地退出意愿及影响因素[12]、农村宅基地退出补偿及退出机制等方面[13]。研究表明农户对宅基地的认知差异是影响宅基地退出意愿的主要因素[14]，从影响意愿较深的因素为关注点进行治理能有效提高农户的退出意愿[15-16]。也有学者从“推拉理论”的视角来研究，认为农村宅基地退出受推力和拉力共同作用，分别作用于农村宅基地（客体）以及农户（使用权主体）上[17]。综上可见，对宅基地退出的研究较为丰富，但多集中在发达城市的周边区域，对欠发达地区、特别是典型农区的研究仍较为缺乏。

河南是中国的农业大省和人口大省，农村人口众多、城镇化率仅有53.21%[18]，远低于全国60.60%的水平。同时，河南农村人均宅基地面积340 m2/人、户均宅基地面积760 m2，二者均远高于全国水平[19]。本研究以豫东平原典型农区扶沟县为例，采用分层抽样调查法和Logistic二元回归模型对农村宅基地退出意愿进行研究，以期在增加农户退出积极性的同时，有效保护农民权益、提高农村土地资源利用效率、缓解建设用地紧张、增加耕地面积，同时可为政府相关政策提供借鉴和参考。

1 研究区概况

扶沟县地处豫东平原，地处 114°23′—115°48′E、34°4′—36°2′N，土地总面积 1173 km2，耕地总面积7.6万hm2；属典型的平原农业县。属暖温带大陆性季风气候，年均气温14.4℃，年均降水量611.4 mm，无霜期215天。下辖15个乡镇，407个行政村；截至2019年底人口总量74万、其中农村人口65万。2018年全县GDP为196.9亿元，其中，第一产业392393万元、第二产业943081万元、第三产业634503万元。人均可支配收入24643元，其中农村人均可支配收入11356元。

2 数据来源与研究方法

2.1 数据来源

本研究宅基地退出数据来自于扶沟县10个乡镇35个行政村的实地问卷调查；其他社会、经济数据来自于《中国统计年鉴》(2019)以及《周口市统计年鉴》(2020)。

2.2 研究方法

2.2.1 调查方法 本研究采用入户实地抽样调查法。以扶沟县主城区为中心，依据各乡镇距城关镇以及各乡镇之间的相对距离，进行分层抽样，共抽取10个乡镇开展入户调查。其中近距离乡镇有：大李庄乡，中间距离乡镇有：柴岗乡、汴岗镇、包屯镇、曹里乡，较远距离乡镇有：白潭镇、大新镇、江村镇、练寺镇、崔桥镇。在以上10个调查乡镇中随机抽取35个行政村，开展实地入户调查。发放调查问卷共计200份，其中有效问卷175份、无效问卷25份，问卷有效率87.5%。

2.2.2 Logistic模型 Logistic模型是一种二元离散选择模型，将逻辑分布作为堆积误差项的概率分布，适用于因变量是分类变量的回归模型。本研究中，农户参与宅基地退出的意愿是一个二分类变量，即“愿意”与“不愿意”。以农户参与宅基地退出的意愿作为因变量，采用二元Logistic模型对影响宅基地退出意愿的各因素进行回归分析，以了解哪些因素对农户宅基地退出意愿的影响更加显著；将农户愿意退出宅基地取值为1，不愿意退出宅基地取值为0。Logistic回归模型的表达式如(1)所示。

通过对数转化，式(1)模型转换为式(2)。

式中，P代表受访农户选择愿意退出宅基地的概率，1-P代表受访农户不愿意退出宅基地的概率，α为常数，ε为误差，βi表示第i个解释变量的回归系数，xi表示可能对农户退出宅基地的意愿产生影响的变量。

3 结果与分析

3.1 调查农户基本状况及宅基地退出意愿

3.1.1 农户基本状况 为了解农户基本情况，对农户性别、年龄、文化程度、家庭人口数量、家庭年收入、居住条件等基本特征进行调查，结果见表1。数据显示，调查对象性别较为平衡、男性略高于女性2.86%。受访农户的年龄以＞50岁的中、老年人为主，占总调查量的92.57%，50岁以下的中青年农户仅占7.4%；说明调查区域人口空心化较为严重，也与全国各地农村人口的年龄分布现状相符[20]。同时，受访者总体文化程度较低，以初中、小学和文盲为主，分别占40%、26.29%、33.14%，高中以上文化水平仅有1人。由于文化程度较低，拥有务农以外其他职业技能的受访者尚不足13%。从家庭人口数量来看，以4～6人为主，占全部调查对象的63.43%，其次为7～8人，家庭人口数＜3人或＞8人的家庭较少，表明研究区农村家庭规模有所减小[22]。50.3%的受访户家庭年收入在4万～6万元，40%的受访户家庭年收入≥7万元。绝大多数农户认为自己居住条件和居住环境在中上水平，其中认为自己居住条件和环境好的农户占28.6%、中等水平的农户占68%，仅有3.4%的农户认为自己居住条件和环境较差。但所有受访农户都认为自己家庭无法承担附近城镇的房价，说明农户收入仍需进一步提升，此外也反映出农户对自身收入与房价的关系存在认知差距。

表1 受访农户基本情况

3.1.2 农户对宅基地退出的认知分析 由表2可见，98.86%的受访农户拥有1处宅基地，仅有1.14%的农户有2处宅基地，可见调查区域“一户多宅”现象较少。此外，绝大多数宅基的用途为自住，占总人数的93.14%，用于出租和完全闲置的数量为0，大约7%宅基地存在部分闲置现象。86.28%的宅基地面积在100～200 m2，宅基地面积＜100 m2和＞200 m2的都比较少，分别占10.29%和3.43%。

表2 受访农户宅基地基本情况

由表3可见，农户对宅基地退出政策的相关认知水平较低，超过52.7%的受访农户完全不了解国家的宅基地政策，47.3%的农户仅有部分了解。同时，受访农户对宅基地的认知也存在较大的错误，超过50%的农户认为宅基地能够买卖，这与完全不了解国家宅地基政策的农户数量一致。在宅基地产权归属方面，被调查农户存在巨大的认知偏差，近3/4农户认为其所居住的宅基地产权属于个人，仅有不到20%受访对象认为宅基地归集体所有。因此，政府仍需加强对农户宅基地法律、法规、政策的宣传和普及。

表3 受访农户对宅基地政策的认知状况

3.1.3 农户宅基地退出意愿及补偿方式 从表4的调查结果看，愿意退出宅基地的受访农户有50人，占调查总数的28.57%。主要的退出原因是“房屋闲置、作用不大”，占退出比例的40%；其次为“想去别处居住”，占退出比例的24%；想要退出宅基地来“换取理想补偿金额”的农户有11人，占该类别的22%；由于“农村条件落后”而退出宅基地的农户有7人，占有退出意愿总人数的14%。

表4 受访农户宅基地退出意愿

不愿意退出宅基地的调查对象有125人，超过调查总数的70%。其原因主要为“习惯在这里居住”、“退出后务农不便”和“想要留给下一代居住”。其中，选择“习惯在这里居住”的比例最高，为34.4%；其次是认为“退出后务农不便”，占不愿退出总数的21.6%；另有20.8%调查对象认为宅基地应该留给下一代居住；18.4%的受访农户因“无能力购买新房”而不愿退出；以及4.8%的农户希望宅基地升值后再退出。说明研究区域农户对宅基地的依赖程度较高，这与该县经济发展落后、第一产业比重高有关。

宅基地退出中农户最关心的问题是如何进行相应的补偿[23]，受区位、家庭收入、文化程度等多种因素的影响[24]。图1可见，研究区域内最受调查对象认可的补偿方式是安置补偿，有119人选择了该种方式，占总人数的68%，其次为“视实际补偿额度而定”，有18%的农户选择此项；愿意接受经济补偿方式的农户人数最少，仅有25人，占总人数的14%。

图1 农户宅基地退出意愿与补偿方式

3.2 宅基地退出的影响因素分析

本文采用Logistic模型将农户宅基地退出意愿作为因变量，将影响退出意愿的各因子作为自变量，对各因素进行二元回归分析。

3.2.1 变量选择及模型拟合度检验 首先从个人基本情况、宅基地基本情况、个人生活现状以及对宅基地政策的认知等4个方面选取共16个变量，其中“是否愿意退出”为因变量，其余为自变量，各变量名称详见表5。

表5 宅基地退出变量统计描述

为确保Logistic模型能够准确反映宅基地退出意愿，选取Omnibus方法对模型的回归系数进行显著性检验（表6）。综合模型的卡方值为79.331、卡方值>卡方临界值[CHINV(0.05，14)=23.68]，自由度为14、显著性P=0<0.05，达到显著水平。表明研究选用的16个变量中，至少有一个自变量能对调查农户的宅基地退出意愿产生影响。

采用Hosmer&Lemeshoe(H-L)方法对模型整体适配度进行检验。表6可见，模型卡方值为5.956、卡方临界值为15.507（自由度8，P=0.05），卡方值<临界值；从显著性水平来看，0.652>0.05，表明该模型适配程度较好，不存在显著性差异。

表6 模型显著性、适配度检验

3.2.2 影响因素分析 采用二元Logistic模型对影响农户宅基地退出意愿的各因素进行回归分析（表7）。由表7可知，对农户宅基地退出意愿影响最显著的指标从高到底依次为：宅基地数量、家庭年收入、对宅基地政策的了解程度、家庭总人口、年龄等5个指标，其余宅基地退出意愿的相关系数分别为3.840、1.028、0.850、-0.414、-0.858。其中，宅基地数量、家庭年收入、对宅基地政策的了解程度为正相关指标，家庭总人口、年龄为负相关指标。因选择范围较大，不止一处宅基地以及家庭年收入较高的家庭具有较强的退出意愿；反之，家庭人口越多、年龄越大则退出现有宅地基的意愿就越低，说明宅基地的退出意愿主要取决于农户的家庭实际情况和经济条件。大力发展区域产业经济，提高农民收入是提高农户宅基地退出意愿的必要条件[25]。同时，政府需加强政策宣传，加深农户对政策的了解与普及[25]。

表7 模型回归结果

4 结论

本研究以河南省豫东典型农业县扶沟为例，通过实地问卷调查，利用二元Logistic回归模型，对农户的宅基地退出意愿及影响因素做了研究，主要结论如下。

（1）农户对宅基地退出政策的认知水平较低，52.7%的受访农户完全不了解国家的宅基地政策，部分了解的农户数量占47.3%。同时，受访农户对宅基地的认知也存在较大误区，超过50%农户认为宅基地能够买卖。

（2）28.6%的受访农户愿意退出宅基地，71.4%的农户不愿意退出。主要的退出原因分别是“房屋闲置，作用不大”、“想去别处居住”、“换取理想补偿金额”，分别占退出比例的40.0%、24.0%和14.0%；不愿退出宅基地的主要原因是“习惯在这里居住”、“退出后务农不便”和“想要留给下一代居住”以及“无能力购买新房”，分别占总数的34.4%、21.6%和20.8%、18.4%。

（3）研究区域内，最受农户欢迎的补偿方式依次是“安置补偿”、“视实际补偿额度而定”以及“货币补偿”，选择各方式的人数分别占调查对象的68.0%、18.2%和14.3%。

（4）影响农户宅基地退出意愿的主要因素是宅基地数量、家庭年收入、对宅基地政策的了解程度、家庭总人口、年龄等5个指标，相关系数分别为3.840、1.028、0.850、-0.414、-0.858；大力发展区域产业经济、提高农民收入以及加强政策宣传是提高农户退出意愿的必要条件。