关键词:农户;闲置宅基地;流转意愿;二元Logistic回归分析;土地资源管理
0 引言
宅基地属于农村建设用地的一种,是农民生活稳定的基础。随着我国工业化、城镇化的不断加快,农村人口转移进城,导致农村空心化现象日益加剧,造成宅基地的大量闲置[1]。《中国统计年鉴2021》显示,我国农村常住人口不断减少,由2000年的8.08亿人减少到2020年的5.09亿人[2]。农村建设用地却不减反增,2019年我国户均宅基地面积近390m2,平均农户宅基地超标比例39.06%,农村宅基地闲置比例约19%,宅基地闲置严重,农村土地资源利用效率亟待提高[3]。
近年来,我国针对宅基地闲置问题出台了多项政策。2018年中央1号文件《关于实施乡村振兴战略的意见》明确提出,完善农民闲置宅基地和闲置农房政策,探索宅基地所有权、资格权、使用权“三权分置”[4]。2019年9月,《关于进一步加强农村宅基地管理的通知》中,明确指出鼓励村集体和农民盘活利用闲置宅基地和闲置住宅[5]。2019年和2020年中央1号文件提出稳慎推进农村宅基地制度改革。2020年实施的新《中华人民共和国土地管理法》鼓励农村集体经济组织及其成员盘活利用闲置宅基地和闲置住宅[6]。2022年中央1号文件提出全面推进乡村振兴,对盘活农村闲置宅基地具有重要意义[7]。2023年农业农村部1号文件提出积极稳妥激活农村闲置宅基地资源,引导和规范盘活利用行为[8]。因此,我国农村闲置宅基地可利用的空间较大,加强宅基地的管理,盘活利用闲置宅基地,是实现乡村振兴战略的重要举措。
截至目前,许多研究人员围绕农村宅基地进行了多方面的研究。朱大威等[9]分析了不同地区影响农户退出宅基地意愿的因素。彭长生等[10]分析了确权对宅基地处置意愿的影响。张苗等[11]对山东省高庄街道办事处农民上交宅基地意愿进行分析。佟艳等[12]运用相关分析和通径分析方法研究河南省农户闲置宅基地退出意愿。彭长生[13]和邢大伟等[14]分别研究了产权认知和风险认知对农民退出宅基地意愿的影响。纵观现有文献,有关农户退出宅基地意愿、认知状况对处置意愿影响的研究成果颇多,而集中在农户流转闲置宅基地的意愿及影响因素的分析仍不够完善。本研究对山东省烟台市拥有闲置宅基地的农户进行入户调查,探究农户闲置宅基地流转意愿及影响因素分析,并提出相应的对策建议。
1 理论模型
Tversky和Kahneman于1992年提出的前景理论是描述性范式的一个决策模型[15]。前景理论主要分析在不确定情况下的人为判断和决策[16]。农村闲置宅基地能带给农民创造经济效益的机会,其作为一种存量资产,其价值的实现取决于它是否流转[17]。农民是否愿意流转闲置宅基地,取决于交易的预期收益与闲置宅基地经济价值的比较。但闲置宅基地未流转,农民不能直接感受到流转带来的收益或损失,因此,农民在决策前会根据自身情况及现有信息预设参照点,衡量可能出现的决策结果和预设参照点之间的关系,若农民认为决策带来的效益高于预设参照点,决策行为“收益”,农民愿意流转闲置宅基地;反之,决策行为“损失”,农民不愿意流转闲置宅基地,与“理性经济人”假设相符,农民会在进行决策时,对预期收益与成本进行比较,最终选择对自己最有利的行为[18]。由于个体偏好不同,参照点的具体选择存在差异,致使不同农民个体对闲置宅基地流转行为的价值认定存在偏差,结合农户及宅基地的特点,选择农户个体特征、家庭特征、认知情况和闲置宅基地情况作为影响农户流转闲置宅基地意愿的因素[19]。
农民预设参照点与其个体特征因素有关,受存在其体内的具有经济价值的所有知识、技能等总和的影响[20]。基于现有相关研究,将性别、年龄和文化程度3项个体特征作为影响农民流转闲置宅基地的因素。
农民在个体特征基础上结合市场、政策等环境因素决定是否流转闲置宅基地,同时,会考虑家庭因素和生计保障等现实情况,如家庭收入的高低能反映家庭生活水平在闲置宅基地流转前后的变化,进而影响农民参照点的预设。因此,选取家庭年收入、家庭总人口数等5项家庭特征作为农户流转闲置宅基地意愿的影响因素。
农民预设参照点与其心理状态有密切联系,心理状态的表达可以通过询问被调查者对相关政策的认知获得[21]。调查研究表明,70%以上的农民认为自己是闲置宅基地的所有者,可以自由处置和继承闲置宅基地[22]。私有产权相对共有产权和国有产权,更能帮助个体形成交易预期,农民对宅基地产权的私有认知会放大其对闲置宅基地经济价值的评价,即设立一个较高的参照点,致使闲置宅基地较难流转[23]。宅基地产权包括所有权、处置权、继承权和抵押权,选取农民对宅基地产权的认知情况作为流转闲置宅基地意愿的影响因素。
农民预设参照点与闲置宅基地情况有关,其中宅基地的闲置年数会影响农户对于宅基地财产变现能力的信心。因此,选取闲置最久的宅基地闲置年数作为闲置宅基地情况的影响因素。
基于前景理论,选取农户的个体特征、家庭特征、宅基地情况和政策认知4个方面,构建农户流转闲置宅基地的理论分析框架,如图1所示。
2 数据、模型及变量
2.1 问卷设计
基于以上理论框架,将问卷分为4个部分:第1部分为农户个体特征,包括农户性别、年龄和文化程度;第2部分为家庭特征,包括家庭总人口数、家庭年收入、家庭经济主要来源和是否在城镇买房;第3部分为闲置最久的宅基地闲置年数;第4部分为认知情况,包括农户对宅基地所有权、继承权、转让权和抵押权的认知。
2.2 数据来源
2022年9—10月,对烟台市2个市辖区(芝罘区、莱山区)、2个县级市(栖霞市、龙口市),共9个行政村的农户进行入户调研。通过访谈填写问卷的方式,共发放农户调查问卷130份,剔除无效问卷,收回有效问卷119份,问卷有效率91.54%。被调查的农户均拥有闲置宅基地,结果如表1所示,其中芝罘区(东口村、东林村)22份,莱山区(日头泊村、南沙子村、北沙子村、马山村、东泊子村)共52份,栖霞市(前高格庄村)25份,龙口市(西河阳村)20份。
2.3 样本统计特征
样本特征包括个体特征、家庭特征、宅基地情况和认知情况,如表2所示。由表2可知,男性农户占60.50%,51岁及以上的农户占50.42%,52.1%的农户文化程度为初中及以下,家庭人口数3~5人的农户占52.10%,家庭年收入50001元及以上的农户占50.42%,57.14%的农户家庭经济主要来源是非务农为主,45.38%的农户在城镇买房,70.59%的农户所拥有的闲置宅基地闲置年数7年以下。综合分析可得,受访者年龄普遍较大,家庭收入情况较为可观。
2.4 研究方法
2.4.1 卡方检验
卡方检验描述两个分类变量之间的相关程度。卡方值越大表示实际与期望的相关性越大,独立性越小;卡方值越小表示实际与期望的相关性越小,独立性越大。公式为
2.4.2 二元Logistic回归模型
将因变量农户流转闲置宅基地的意愿分为愿意和不愿意两种选择,为二分变量。在综合分析自变量后,采用二元Logistic回归分析。将因变量量化取值:农户愿意流转闲置宅基地取值1,不愿意流转闲置宅基地取值0。模型表达式为
2.5 变量说明
计量分析中,根据上述理论分析和样本特征,选择受访者个体特征、家庭特征、宅基地情况和认知情况中的13个自变量作为农户闲置宅基地流转意愿的影响因素进行分析。变量含义说明如表3所示。
3 结果及分析
3.1 变量多重共线性检验
13个自变量中可能存在多重共线性问题,采用方差膨胀系数VIF和条件指数CI来衡量变量之间的共线性。VIF值越大,模型就越有可能存在共线性问题,一般要求VIF值控制在10以内[25]。通过SPSS27运行的结果如表4所示。由表4可知,自变量之间不存在严重多重共线性,13个自变量均不需要剔除。
3.2 农户闲置宅基地流转意愿分析
对于农村闲置宅基地的流转方式,受访者中有85名农户愿意流转闲置宅基地,其倾向的流转方式如表5所示。由表5可知,56.47%的农户选择出租闲置宅基地,仅有9.41%的农户选择入股联合经营。其可能的原因是,闲置宅基地出租的过程简单,办理手续少,农户获得收益的周期短;而农户对入股联合经营较为陌生,农户文化水平有限,不了解入股联合经营的具体操作流程及最终收益,致使农户自身无法对该流转方式进行风险预期判断。相比较得出,农户更倾向于出租和有偿退出两种流转方式。
3.3 卡方检验结果
运用SPSS27软件对农户认知情况与流转闲置宅基地意愿进行卡方检验,分析结果如表6所示。将农户对宅基地所有权、继承权、处置权和抵押权的认知作为自变量,将农户是否愿意将闲置宅基地流转作为因变量,其中X10对农户流转闲置宅基地意愿有显著影响。
认知情况中,农户对宅基地所有权的认识与流转闲置宅基地意愿呈现出1%水平显著性。由表6可知,在不愿意流转闲置宅基地的农户中,有97.06%的农户认为宅基地属于自己,明显多于认为宅基地不属于自己的农户。推测原因是,农户对闲置宅基地的私有观念强,对闲置宅基地产生的情感依赖阻碍流转行为的发生,导致农户流转闲置宅基地的意愿弱。同时,政民信息不对等导致农户缺乏对相应政策的了解,对宅基地的所有权及其他属性没有正确的认识,不愿意将其流转。
3.4 二元Logistic回归结果分析
运用SPSS27软件对农户流转闲置宅基地意愿的影响因素进行二元Logistic回归分析,计量结示。由表7可知,将性别X1、年龄X2、文化程度X3、家庭总人口数X4、务农人口占比X5、家庭年收入X6、家庭经济主要来源X7、是否在城镇买房X8和闲置最久的宅基地闲置年数X9作为自变量,将是否愿意将闲置宅基地流转作为因变量,影响农户流转闲置宅基地意愿的显著性因素有X3、X4、X5、X6和X9,其中X3、X6与农户流转闲置宅基地意愿显著正相关,X4、X5、X9与农户流转闲置宅基地意愿显著负相关。
3.4.1 个体特征对农户闲置宅基地流转意愿的影响果如表7所
农户个体特征中,农户的文化程度对流转闲置宅基地意愿在5%水平下有显著正向影响。农户的文化程度越高,农户流转闲置宅基地的意愿越强。其原因可能是,文化程度高的农户有更开放的思想,能获得更准确的信息,对相关政策的理解更为充分,对宅基地的价值预期更加客观,愿意流转闲置宅基地以获取更大收益。文化程度在就业中起决定因素,文化程度高的农户,获得的工作机会多,同时,农户的自我效能感高,认为自己能够胜任非农业的工种,对于农村宅基地的依赖性较低,更倾向于流转自家的闲置宅基地。
3.4.2 家庭特征对农户闲置宅基地流转意愿的影响
家庭特征中,家庭总人口数对农户闲置宅基地流转意愿在5%水平下有显著负向影响。这表明,家庭总人口数越多,农户流转闲置宅基地的意愿越弱。其原因可能是,城镇的房价较高,对于家庭人口数多的农户来说,搬入城镇生活的成本过高,更偏向于居住在农村。同时,家庭人口数多的农户,承担未来家庭成员出现风险的概率大,不愿意流转闲置宅基地。
务农人口占比对农户闲置宅基地流转意愿在5%水平下有显著负向影响。务农人口占比越大,农户流转闲置宅基地的意愿越弱。推测原因是,农户对农业生产的依赖性强,把闲置宅基地作为自己的生活保障,不愿意将其流转;而务农人口占比小的家庭,农户多通过外出打工、经商等渠道获取收入,从事农业活动的劳动力少,非农收入占比大,不完全将闲置宅基地作为生活保障,更愿意流转闲置宅基地。
家庭年收入对农户闲置宅基地流转意愿在10%水平下有显著正向影响。家庭年收入越高,农户流转闲置宅基地的意愿越强。推测原因是,家庭年收入高的农户承担经济风险的能力较强,不会过分依赖闲置宅基地的保障功能,易对闲置宅基地的流转行为抱有积极态度,并且有一定经济实力在城镇购买商品房,因此,家庭年收入高的农户愿意流转闲置宅基地以寻求更大利益。
3.4.3 宅基地情况对农户闲置宅基地流转意愿的影响
宅基地情况中,闲置最久宅基地的闲置年数在5%水平下对农户闲置宅基地流转意愿有显著负向影响。宅基地的闲置年数越长,农户流转闲置宅基地的意愿越弱。其原因可能是,农户已将房屋作为私人财产,认为宅基地是自己的生活保障。同时,农户的不愿意流转,是造成宅基地闲置年数长的原因之一。部分闲置宅基地闲置时间过长,年久失修,甚至成为“危房”,在出租、入股联合经营等流转方式中不占优势,农户找不到合适的盘活利用方式,只能继续任由宅基地闲置。
4 建议
4.1 细化闲置宅基地类型,丰富盘活利用方式
对于分布集中连片的闲置宅基地,根据国土空间规划的总体目标,依托当地资源优势,开发“民宿+”新业态,打造旅游休闲农业生态综合体;对于分布零散、集中整治难度大的闲置宅基地,鼓励出租、入股联合经营等盘活利用方式。
4.2 加强政策宣传,提升农户认知
农民自身文化水平较低,政策宣传不到位,易出现认知偏差,阻碍闲置宅基地流转。充分发挥村干部等作用,深化政策解读,搭建农民与政府机关的有效沟通渠道。同时,积极利用村内广播、宣传栏等媒介,进行政策的宣传解读,将闲置宅基地流转工作落到实处,以点带面,让村民理解此项工作的重要性。在与农户沟通过程中,应注意倾听他们的意见建议。
4.3 深化福利体系城乡统筹,破除二元结构壁垒
统筹城乡就业政策体系,破除阻碍城乡劳动力流动的体制机制弊端,鼓励农民在发展前景较好的城镇寻找工作机遇,提供必要的劳动保障,逐步缩小社会福利和社会保障制度的城乡差距,减轻农民流转闲置宅基地的后顾之忧。
5 结束语
(1)个体特征中,文化程度对农户流转闲置宅基地有显著正向作用,农户文化程度越高,越愿意流转闲置宅基地,而性别和年龄对流转意愿的影响并不显著。
(2)家庭特征中,家庭总人口数、务农人口占比、家庭年收入均对农户流转闲置宅基地有显著作用,其中家庭总人口数、务农人口占比与农户流转闲置宅基地意愿呈显著负相关,家庭年收入与农户流转闲置宅基地意愿呈显著正相关,而家庭经济主要来源和是否在城镇买房对农户流转意愿的影响并不显著。
(3)宅基地情况中,闲置最久的宅基地闲置年数与农户流转闲置宅基地意愿呈显著负相关。宅基地的闲置年数越长,农户流转闲置宅基地的意愿越弱。
(4)农户对宅基地所有权的认识与流转闲置宅基地意愿呈显著相关。农户受传统观念影响,宅基地产权的私有化认知较为严重,对闲置宅基地产生的情感依赖阻碍流转行为的发生,导致农户流转闲置宅基地的意愿弱。