确权抑制农户宅基地退出意愿了吗——来自川豫皖三省的微观调查

高 原，高晨曦，赵 凯

（西北农林科技大学经济管理学院，陕西 杨陵 712100）

城镇化的快速推进和农村人口大量外流引发乡村人地关系变动，导致农村宅基地利用低效和城市建设用地供给不足的矛盾并存[1]。基于宅基地的功能定位、宅基地地上农房的资产属性以及中国宅基地制度的现实情况，中央提出稳慎推进农村宅基地制度改革，探索引导农户自愿有偿退出宅基地[2]。其中，确权作为改革的重要一环，旨在保护农民合法权益的同时，提高农户参与宅基地制度改革的积极性，实现土地的高效利用[3]。近年来，中央一号文件多次强调要加快房地一体宅基地确权登记颁证，探索宅基地所有权、资格权、使用权“三权分置”有效实现形式。

理论上而言，确权能够保障农户家庭土地产权的安全性、稳定性和完整性[4]，为激励农户自愿有偿退出宅基地发挥作用。然而现实中，无论是试点地区还是非试点地区，农户自愿有偿退出宅基地的积极性并不高[5]。学界对于确权能否推动农户宅基地退出也存在争论：一种观点认为，确权对新生代农民工宅基地退出意愿有显著正向影响[6]，也能够提升城郊农户宅基地流转的概率[3]，在多种补偿条件下，确权能够显著促进农民工退出农村的意愿[7]。相反的观点认为，由于确权强化了农户对宅基地私有的认知，因此相较于廉价流转和被动退出，确权使得农户更愿意选择永久保留宅基地[8]。农户对产权排他性的认知越强，越不愿意退出[9]，即心理所有权抑制了农户宅基地退出行为[10]。

虽然当前学者已经关注到确权作为正式制度的主要表现形式，会对农户宅基地利用方式产生影响，但相关研究仍存在一定的补充空间。从制度理论出发，制度系统包含正式制度与非正式制度[11]。中国农村是一个传统的关系型社会，因此农户对土地的权利行使不仅与国家推行的政策制度有关，还与社会网络和社会信任等社会资本有关[12]。社会资本作为非正式制度的表现形式之一[13]，是农户生存和发展的基础资源，可以为社会结构中的个体或组织带来便利或经济效益[14]。忽略社会资本这类非正式制度的补充与调适，从单一视角分析难以充分体现农户对确权政策的响应。另外，现有研究大多集中于确权对宅基地流转的影响，但宅基地退出与宅基地流转在产权表达、交易对象和方式上存在显著差异，政府和市场在其中的角色也不尽相同[15]。因此确权对宅基地退出的影响不能等同于确权对宅基地流转的影响，确权如何影响农户宅基地退出意愿有待进一步补充和细化。基于以上分析，本文利用川豫皖三省农户调研数据，分析以确权为代表的正式制度对农户宅基地退出意愿的影响，揭示其作用机理，并探讨社会资本这一非正式制度在确权效应中的作用，为优化农户宅基地退出决策、推进农村宅基地制度改革提供参考。

相较于已有研究，本文可能的边际贡献在于：第一，研究内容上，本文不仅探讨了确权对农户宅基地退出意愿的影响，而且关注到社会资本在确权效应中的补充作用，从而将以确权为代表的正式制度和以社会资本为代表的非正式制度纳入同一分析框架，更全面地考察确权与农户宅基地退出意愿之间的逻辑关系。第二，研究视角上，本文运用禀赋效应这一理论揭示确权影响农户宅基地退出意愿的内在机理，进一步拓展了宅基地退出的研究思路，为回答确权如何影响农户宅基地退出意愿提供经验证据。

1 理论分析与研究假说

1.1 确权对宅基地退出意愿的影响

按照产权理论，明确权利并允许其交易会激发有效市场，促进生产要素自由流动[16]。因此，宅基地确权在理论上有利于活跃农村土地要素市场，促进要素交易，从而增强农户对宅基地经济价值的认识。然而，在当前政府引导为主的宅基地退出实践中，宅基地的使用和管理受到严格的政府调控，其经济价值不能完全体现在市场交换中。这也导致当前宅基地退出补偿中普遍存在标准较低，方式单一等问题，不仅难以满足农户不断增长的经济利益需求，也难以抵御宅基地退出中面临的生活成本、医疗社保和居住环境等发生变化的风险[7]。换言之，确权并未从根本上改变农户对宅基地退出的高成本低收益预期[17]。而产权证书作为宅基地转让或出租的合法凭证，为农户扩展宅基地多元利用方式提供了有力产权保障。因此作为理性经济人，农户根据成本收益最大化原则选择宅基地处置的最优方式，譬如流转、出租或入股等。确权后农户可以合法地将宅基地使用权作为抵押物用于融资，以扩大农业生产规模，或开展电商经营、农村旅游等经济活动来提升收入改善家庭经济条件，这种情况下，确权可能会对农户宅基地退出意愿表现出抑制作用。另外，与一般意义上的私有财产不同，在乡土社会环境中，宅基地这类基于祖业的财产凝结着农户的情感与寄托，承载着情感联结和家族纽带的功能。对于乡土依恋情结较重的农户而言，即便宅基地已处于闲置状态，他们仍然将其看作一份潜在的遗产保留[18]。而确权从法律意义上明晰了宅基地空间边界和权利主体，国家层面对宅基地使用权的承认和保护进一步加深了农户对宅基地的“依恋感”和“归属感”。因此，相较于被动退出，农户更倾向于保留与继承宅基地。由此提出假说：

H1：确权对农户宅基地退出意愿具有负向影响。

实质上，无论是确权所带来的产权安全保障对宅基地利用方式的扩展，还是产权边界确定对农户家宅继承观念的加深，本质都是农户对宅基地功能和情感的依赖，表现为农户对宅基地资产属性的发掘和心理价值的高估，而这正是禀赋效应的体现。禀赋效应最早由THALER 提出，是指当个体一旦拥有某项财产，那么他对该物品价值的评价相较未拥有之前会大幅提高，具体表现为出卖该商品时索要的价格（Willing to Accept, WTA）往往比购入该商品时的花费（Willing to Pay, WTP）更高[19]。按照财产是否具有人格属性可以将其分为“人格财产”和“可替代财产”两类[20]。一般而言，人格财产的禀赋效应要强于可替代财产的禀赋效应[21]。宅基地是农户依据集体成员身份申请所得，其使用权会因户籍转移、权利主体死亡等原因自然消亡。因此宅基地对农户而言具有强烈的人格财产属性。在未确权时，土地产权较模糊，禀赋效应也相对较低，农户会担心产权强度较弱导致的土地纠纷或调整。确权从法律层面明晰了宅基地空间边界和权利主体，保障了农户对土地的权利，降低了农户失去土地的风险，强化了产权强度，加深了农民的禀赋效应和宅基地“私有”认知[18]。进一步地，若个体对某一财产具有生存依赖性和在位控制权，尤其是当其控制权的交易具有不均质性和不可逆性，那么其禀赋效应将较为强烈[22]。目前政策实践中，宅基地退出以政府引导下农民放弃宅基地获得货币或住房安置为主要形式，补偿前提条件中部分地区规定农户须承诺不再申请宅基地，显然宅基地退出具有明显的不可逆性[15]，因此农户对宅基地会表现出更深的禀赋效应。综上，无论是从宅基地自身属性还是宅基地退出的特征而言，确权都加深了农户对宅基地的禀赋效应，从而对退出意愿表现出负向影响。由此提出假说：

H2：确权通过加强禀赋效应抑制农户宅基地退出意愿。

1.2 社会资本在禀赋效应影响宅基地退出意愿中的调节作用

人们长期交往中形成的网络、信任和规范等是社会资本的核心要素[23]。社会资本作为农户生存和发展的重要资源，可以为家庭提供所需的物质或精神支持，进而影响其行为决策。具体而言，首先，宅基地退出是农户基于个人利益与政府合作的结果，准确的信息和可靠的执行有助于促成良好的合作[24]。高水平的社会资本能够提升农户获取和分享信息资源的能力[13]，增加农户宅基地退出信息获取容量，提高农户对当前宅基地利用现状及宅基地制度改革重要性的认知，缓解农户对宅基地经济价值的高估，从而消除合作中信息不对称的问题。其次，农户作为理性经济人，在宅基地退出政策实施时，根据其感知到的退出利益与风险形成决策意愿[25]。社会资本作为交往互惠性的关系媒介资源，具有资金调动、风险分担的功能。社会网络成员间通过提供具体的工作信息、介绍就业机会等求职援助降低农户家庭劳动力转移成本和失业的可能性，增强其生计转型过程中消除障碍的能力。同时，社会网络成员间无偿资助、礼金往来、非正规借贷等，能够为改善农户生活环境和生计方式提供资金支持。最后，作为一种非正式制度，社会资本可以通过促进合作行动而提高社会效率[13]。较高的社会资本有助于创建相互信任，互惠合作的环境，也有利于提高农户的谈判能力，使其有可能在宅基地退出中获得更多的补偿或更好的退出条件，从而缓解禀赋效应的负向影响。因此社会资本可以通过扩充信息资源和优化互动合作来帮助农户应对宅基地退出中的风险和问题，从而削弱禀赋效应的约束。由此提出假说：

H3：社会资本在禀赋效应影响宅基地退出意愿中具有调节作用。

基于以上分析，本文将确权、禀赋效应、社会资本和宅基地退出意愿纳入同一个分析框架（图1），以期将正式制度与非正式制度相结合，为宅基地制度改革中农户宅基地退出意愿的研究提供一个新的视角。

2 数据来源、变量界定和模型设定

2.1 数据来源

本文数据来源于课题组2019年10月对四川邛崃市及2020年8—9月对河南长垣和安徽金寨开展的农户抽样调查。选取这些地区的主要原因有以下几点：一是这三个地区是全国宅基地制度改革的试点地区，外出务工人数多，宅基地闲置现象较突出，宅基地确权颁证工作已在此有序开展。二是这三个地区属于中国传统农区，社会关系网络和社会信任等非正式制度仍对农户的行为决策具有重要的影响[26]。因此，本文选取以上地区的农户作为研究对象具有较好的代表性。按照分层抽样与随机抽样相结合的方法，综合考虑宅基地退出基本情况、经济发展水平、地理区位等因素，课题组在每个县选取7～8 个镇、每个镇选取4～6个村、每个村随机抽取12～16户农户进行调查。问卷调查内容包括受访者及户主个人特征、家庭人口构成、家庭社会网络和社会资本、宅基地持有和退出状况、村庄基本特征等方面，调查共发放问卷1 872份，包含退出户和未退出户两类，由于本文重点关注未退出户的退出意愿，因此在研究中剔除了退出户样本，剩余未退出宅基地农户样本共725份，其中有效样本709份，问卷有效率97.8%。

2.2 变量界定

（1）因变量。本文因变量为农户宅基地退出意愿，按照意愿强度将退出意愿划分为5个等级，由1到5程度依次增强。

（2）核心自变量。本文核心自变量为宅基地确权。土地确权证书是农户享有土地权利的物化证明，也是宅基地确权完成的最终标志。因此本文选取确权证书的颁发作为宅基地确权的代理变量。

（3）中介变量。本文中介变量为农户对宅基地的禀赋效应。传统上对禀赋效应的衡量主要有两种方法，差值法（WTA-WTP）和比值法（WTA/WTP）。但按照目前《物权法》和《土地管理法》规定严禁宅基地单独买卖，且考虑到宅基地退出的不可逆性和单向性，农户在宅基地退出中无法成为“买者”，因此无法通过传统方式衡量宅基地的禀赋效应[22]。由于禀赋效应本质是农户对所拥有物品价值的高估[27]，因此本文以“农户对现行宅基地退出标准的满意度”来间接衡量。在数据处理中，将指标进行反向编码后得到农户对宅基地的禀赋效应，满意度越低，表明农户对宅基地的禀赋效应越强。

（4）调节变量。以血缘和地缘为纽带构建的人际关系网络和社会信任是农村社会非正式制度所关注的焦点。借鉴已有研究[28]，本文选取社会网络广度、社会信任强度和社会资本高度作为社会资本的代理变量，并对三者标准化后取平均数为综合指标观测值。

（5）控制变量。本文控制变量包括户主特征、家庭特征以及村庄特征三方面。具体变量的描述性统计如表1所示。

表1 变量选取与描述性统计Tab.1 Variable selection and descriptive statistics

2.3 模型设定

（1）基准回归。本文的因变量为农户宅基地退出意愿，属于典型的有序多分类变量，因此采用Order Probit模型较为合适，并以Order Logit作为稳健性检验。

（2）中介效应。通过检验禀赋效应的中介效应，可以揭示确权影响农户宅基地退出意愿的作用机理。参考因果回归逐步法，结合Order Probit模型进行中介效应检验分析。具体形式如下：

式（1）—式（3）中：Xi表示确权；Mi表示中介变量禀赋效应；Yi表示因变量农户宅基地退出意愿；Ci为控制变量；α1、α2、α3、α4、α5、α6、α7为待估计参数；α0为截距项；εi为随机误差项。

（3）调节效应。借鉴温忠麟等[29]的研究，当自变量为分类变量，调节变量为连续变量时，将连续变量中心化，用带有乘积项的回归模型进行层次回归检验，分析社会资本与禀赋效应的交互作用，即检验社会资本是否能作为调节变量改变禀赋效应对农户宅基地退出意愿的影响。模型的具体形式如下：

式（4）—式（5）中：Mi为中介变量；Ui为调节变量；MiUi为二者的交互项，若交互项显著则表明调节效应存在；β1、β2、β3、β4、β5为待估计参数。

（4）基于Bootstrap有调节的中介检验方法。相较于中介调节常用的逐步法，Bootstrap检验分析方法可以把中介效应和调节效应放入一个分析框架内，避免了遗漏变量的发生[10]。基本模型如下：

式（6）—式（8）中：γ1、γ3、γ5、γ6、γ7、γ8为待估计参数；γ2、γ4、γ9为控制变量的估计参数；其余变量含义同上。式（6）是确权对宅基地退出意愿的直接影响，式（7）是确权对中介变量禀赋效应的影响，式（8）是确权通过受社会资本调节的禀赋效应对宅基地退出意愿的间接影响。

3 实证结果分析

3.1 基准回归

本文运用SPSS 软件，对问卷数据进行信效度检验。检验结果显示，Cronbach’sα系数为0.770，量表整体KMO值为0.625，Bartlett 球形检验值显著性为0.000，表明数据具有较好的信效度[25]。

（1）确权对农户宅基地退出意愿的影响。回归结果如表2所示，三个模型结果均显示确权对农户宅基地退出意愿具有显著负向影响。如前文理论分析所述，这可能是由于当前实践工作中对于宅基地退出的探索还不够充分，农户退出宅基地所面临的外部环境和保障机制并不完善，交易双方信息不对称且交易风险较大的情况下，有效市场很难建立[30]。而确权对于资产的产权安全保障旨在交易中保护权利主体利益，却不能直接创造交易[2]，导致确权未按照产权理论所预期的对宅基地退出表现出激励作用。由此假说H1得以验证。

表2 基准回归结果Tab.2 Baseline regression results

（2）禀赋效应在确权影响农户宅基地退出意愿中的中介作用。估计结果如表3所示，确权对禀赋效应有显著正向影响，同时引入确权和禀赋效应，中介变量和核心解释变量均显著，表明间接效应显著，通过将系数相乘可得中介效应的估计值为-0.062，且α3×α6与α5同号，表明禀赋效应在确权影响宅基地退出意愿中具有部分中介效应，中介效应占总效应的比重为0.062 / 0.262×100%=23.66%。即确权不仅对农户宅基地退出意愿具有直接影响，还会通过加强农户的禀赋效应进而对宅基地退出意愿产生间接负向影响。原因在于，确权从法律层面明晰了宅基地的空间边界和权利主体，进一步强化了农户对宅基地的“安全感”和“归属感”[18]，使得农户对宅基地的价值评价相应提高，进而负向影响宅基地退出意愿。由此假说H2得以验证。

表3 中介效应和调节效应回归结果Tab.3 Mediating effect and moderating effect regression results

（3）社会资本在禀赋效应影响宅基地退出意愿中的调节作用。如表3中回归结果所示，禀赋效应与社会资本的交互项显著为正，说明社会资本存在调节效应，即农户社会资本水平越高，禀赋效应对其宅基地退出意愿的负向影响越弱。这表明，社会资本作为一种非正式制度，在宅基地退出中与正式制度之间具有调适和补充作用。实践中，确权政策由于在一定程度上脱离农村社会实际和农户需要而受到多方面掣肘[2]，加之村干部素质及知识文化水平有限、村民自治制度建设不完善等问题，造成宅基地很难通过民主管理来实施。而非正式制度在农户日常生产生活中已得到长期积累完善，在乡村管理的许多方面都表现出灵活性、自发性和延展性等特征，能够与正式制度形成良好的互补作用[13]。在宅基地退出中非正式制度可以通过协商、援助或合作等方式确保农户在宅基地退出中获取合理的利益，为农户提供一定的保障。由此，假说H3得到验证。

3.2 内生性讨论

由于宅基地制度改革工作的复杂性，各地在推进宅基地确权工作时，通常按照先易后难，局部试点而后全面推广的路径来实施。这意味着确权的顺序并非随机，即可能存在选择性偏误。为缓解这一问题，本文使用PSM 模型进行验证。依据农户是否获得确权证书将农户分为对照组（未获得证书）和实验组（获得证书），分别运用最小近邻匹配、半径匹配、核匹配和局部线性回归匹配的方法匹配分析确权对农户宅基地退出意愿的影响效应。结果如表4所示，在解决选择性偏误后，结果依然显著，4种匹配方法均显示确权对农户宅基地退出意愿有显著负向影响。

表4 PSM分析结果Tab.4 PSM analysis results

在模型设定和变量选择中，可能存在遗漏变量和测量误差，从而产生估计偏误，本文选用工具变量法进行处理。借鉴李丽等[31]的做法，选取“除该农户外村庄其他样本农户的平均确权领证率”作为该农户宅基地确权的工具变量。其选择依据如下：一方面，工具变量具有相关性，上述工具变量反映了村域宅基地确权颁证的状况，与特定样本农户的宅基地确权证书的领取状况息息相关；另一方面，工具变量具有外生性，剔除了特定个体信息后的工具变量与样本农户的宅基地退出意愿没有直接联系。结果如表5所示，LM统计量在1%的水平上拒绝“工具变量不可识别”的假设，且WaldF检验统计值大于10%显著性水平下的Stock-Yogo弱工具变量检测的临界值，表明工具变量通过相关性检验和弱工具变量检验。第一阶段估计结果中工具变量回归系数显著为正，第二阶段估计结果的确权回归系数显著为负，说明确权对农户宅基地退出意愿的负向影响仍然稳健。

3.3 稳健性检验

（1）加入第二轮改革试点数据。自2015年国家先后启动实施了两轮农村宅基地制度改革试点工作，随着宅基地改革工作的不断推进，农户在第一轮和第二轮改革阶段对宅基地退出的认知和意愿可能存在差异，因此有必要加入第二轮改革试点数据进一步验证确权对农户宅基地退出意愿的影响。为保证样本平衡性，抽取基准回归中安徽省的样本作为第一轮改革阶段的研究对象（297 份），并加入安徽省第二轮改革的数据（课题组于2022 年8 月调研所得，可用于本研究的有效样本量294 份），按照改革时间进行分组回归，结果如表6所示。第一轮试点和第二轮试点回归中，确权对农户宅基地退出意愿的负向影响均显著，但第二轮的影响系数绝对值略小于第一轮，表明确权对农户宅基地退出意愿的抑制作用会随着改革的推进逐步弱化。确权的目的是明晰产权边界保护农户权益，随着改革工作的不断探索推进，各地退出政策和退出模式不断完善，农户对宅基地退出政策和退出结果的认知不断深化，这有可能会修正农户固有的产权私有意识，从而弱化确权对宅基地退出意愿的抑制作用。

表6 加入第二轮改革试点数据的回归结果Tab.6 Regression results of adding the second round of pilot reform data

（2）更换检验方法。为了检验结果的稳健性，运用基于Bootstrap 有调节的中介检验方法对确权影响宅基地退出意愿过程中，禀赋效应的中介效应和社会资本的调节效应进行检验。Bootstrap 中按照调节变量均值加减一个标准差得到调节变量高、中、低三个组，然后根据各中介作用下的系数判断调节变量的显著性。由表7检验结果可知，禀赋效应在确权影响农户宅基地退出意愿的中介效应显著且符号为负，社会资本在禀赋效应影响农户宅基地退出意愿的过程中有显著的正向调节作用。说明确权对农户宅基地退出意愿直接影响和间接影响的前述研究结果较为稳健。

表7 条件中介作用和调节效应检验结果Tab.7 Test results of conditional mediating and moderating effects

3.4 异质性分析

不同年龄的农户在成长环境、家宅观念、社会需求等方面存在差异，相较而言，老龄人口有更深的“落叶归根”观念和更强的“乡土依恋”情结，同时产权私有观念更甚[32]，这可能在一定程度上加深其对宅基地的禀赋效应，从而表现出更低的宅基地退出意愿。为此，本文参考国际公认的老龄人口划分标准[33]，将样本按照户主年龄是否在60岁以下划分为“年轻组”和“老龄组”，运用分组回归方法进行异质性分析，结果如表8 所示。老龄组中确权对农户宅基地退出意愿有显著负向影响，与基准回归结果一致。年轻组中确权对农户宅基地退出意愿表现为负向影响，但不再显著。这一点与已有研究结论相呼应[6]，老龄组受年龄和体力等限制，进城打工机会逐渐减少，返乡养老成为多数农户的最终选择，因此他们更加看重农村宅基地的住房养老功能，在考虑宅基地退出决策时，更关心他们的就业和养老问题能否得到妥善解决，然而目前宅基地退出保障机制尚不健全，因此，确权对其抑制作用更明显。这一差异性的结论也在一定程度上佐证了禀赋效应是确权抑制农户宅基地退出意愿的机制之一。

表8 异质性回归结果Tab.8 Heterogeneity regression results

处于不同区位的宅基地在经济条件，自然环境以及受城市发展辐射等方面存在差异。一般而言，宅基地距离城镇越近，经济价值越高，受城市化和市场化影响更强；宅基地距离城镇越远，住房保障功能越明显。这些特征差异会影响到农户对宅基地确权的反应及权利行使，进而影响到农户宅基地退出意愿。为此，本文借鉴相关研究的划分方法[34]，按照受访者宅基地距县政府距离划分为近郊（距县区25 km内）、中郊（距县区25～50 km）和远郊（距县区50 km外）。运用分组回归方法进行异质性分析，结果如表8所示。随着宅基地与县区距离的拉近，确权对宅基地退出意愿的负向影响逐渐增强。可能的原因是，近郊受城市化发展影响强烈，市场经济逐渐唤醒农户的财产意识，因此对宅基地确权所表现出的经济效应认识更深刻[2]，而现有退出补偿尤其是经济补偿可能无法满足农户经济利益需求。同时确权通过产权的界定使其更有条件运用市场化手段盘活宅基地资产，相较于政府主导的退出模式，近郊农户更愿意通过市场交易来显化资产财产属性，从而表现出对宅基地退出的抑制作用。

4 结论与建议

本文利用川豫皖三省709 户农户的微观调研数据，在理论分析的基础上，运用有序Probit，逐步回归及Bootstrap 有调节的中介作用检验方法等，实证研究了确权对农户宅基地退出意愿的影响及内在作用机制。研究发现：第一，确权对农户宅基地退出意愿有显著负向影响，在考虑选择性偏误后，结果依然显著。第二，禀赋效应在确权抑制农户宅基地退出意愿中发挥部分中介作用，具体表现为确权通过强化农户对宅基地的禀赋效应，从而抑制其宅基地退出意愿。第三，社会资本在禀赋效应抑制宅基地退出意愿中发挥负向调节作用，即社会资本能够削弱禀赋效应对宅基地退出意愿的抑制作用。第四，相对而言，确权对宅基地退出意愿的负向影响在户主年龄较大的农户家庭更为显著；就宅基地区位而言，确权对距离县区更近的宅基地退出抑制更为强烈。

基于以上研究结论，本文提出以下政策建议：第一，完善确权颁证工作内容。在加速推进宅基地资格权、使用权以及农户住房财产权确权颁证工作时，进一步细化工作内容，搭建宅基地政策信息共享平台，通过入村宣讲、村组会议等多样化手段加强政策宣传，引导农户正确认识宅基地确权颁证的目的和意义，逐步破除农户“占有即所有”的产权认知。第二，重视社会资本等非正式制度在宅基地改革过程中的作用。利用农村社区信息共享平台，积极宣传和普及宅基地退出的现实背景和政策支持，提升农户参与宅基地制度改革的意识并发挥其主观能动性。充分运用数字技术为农户互动交流、扩大社交圈、获取政策资讯和就业信息等创造途径和条件，从而发挥社会网络和社会参与的重要作用。第三，因地因人制宜制定宅基地退出政策。在充分保障农户权益的基础上，分类探索近郊、中郊和远郊等不同区域宅基地退出模式，规范和完善宅基地经济价值较高区域的市场化交易环境和条件，真正发挥确权在交易中的权利认定和权利保护作用。同时，要分类保障农户差异性权益需求，重点关注老龄农户宅基地退出后生计转型和可持续发展问题，提高社会保障的包容性和接纳度，减轻退宅农户的后顾之忧。

需要指出的是，政策的实施绩效具有一定的时滞性。本文利用截面数据分析了确权对农户宅基地退出意愿的影响作用，而截面数据无法反映出宅基地确权效应的动态变化。正如稳健性检验中运用第一轮和第二轮试点数据分组回归的结果所示，确权对农户宅基地退出决策可能会随着改革的推进发生改变。鉴于此，未来研究可以进一步运用平衡面板数据，更科学有效地分析确权对农户宅基地利用方式的影响。