一、 引言

在城市化快速推进以及城乡建设用地供需失衡激化背景下，我国广大农村地区普遍存在一户多宅、面积超标、闲置粗放利用等现象成为优化土地资源配置和统筹城乡协调发展的主要障碍^[1-2]。为适应新时期社会发展需要以及遵循资源优化配置的经济逻辑，作为稀缺生产要素的农村宅基地应在遵循价值规律导向下实现其流动或转让。相关研究结果表明农村宅基地流转可以提高宅基地利用效率、缓解城乡新增建设用地需求、促进土地集约利用和农村城镇化发展^[3-4]。但在强调保障失地农民权益、促进社会成员福利公平的背景下，宅基地流转能否提高农户福利、缩小农户间福利差距以及哪些因素影响农户福利变化更有待于论证和探究。在此基础上制定有针对性的、合理有效的宅基地流转政策措施，方能有助于促进宅基地流转的良性发展。

已有文献对宅基地流转相关研究主要集中在以下方面：宅基地流转积极效应及潜在风险^[5-6]，宅基地流转实践模式总结及比较^[7-8]，农户宅基地流转意愿及影响因素^[9-11]，宅基地流转制度创新及立法完善^[12-13]等。针对宅基地流转的农户福利效应，已有研究主要采用模糊综合评价法实证测算宅基地流转后农户家庭福利水平抑或基于理论层面分析农户宅基地福利的影响因素^{[1, 14]}。但宅基地流转前后农户福利如何变化、农户间福利分配是否合理以及引起农户福利变化产生差异的异质性因素有哪些等研究尚显不足。特别是各因素如何随着农户福利变化程度的改变而对其产生不同的影响缺乏深入考察。传统OLS回归方法只能得到各种因素对农户福利变化的平均影响，而忽略了各因素对农户福利变化的影响程度会随着福利变化的分布位置改变(即分位数) 而有所不同的问题。研究这种变化规律，将会丰富对当前宅基地流转前后农户福利变化差异及其中相关制度影响的认识，为相关政策制定提供有价值的参考。

基于上述认识，本文利用河南省4市腾地农户的问卷调查数据，在测度宅基地流转前后农户福利变化的基础上，参照基尼系数思想计算农户间福利差异系数，采用分位数回归方法分析导致农户福利变化程度各异的影响因素，揭示不同福利变化水平上的各因素对农户福利变化的影响，从而得到完善宅基地流转相关政策，促进农户福利改善的政策启示。

二、 数据、变量与研究方法 (一) 数据来源与变量设置

本文所使用数据来源于2015年对河南省新乡、焦作、新郑、信阳4市宅基地流转项目区腾地农户的随机入户访谈。4市分别位于河南省北部、西北部、中部和南部，调查样本点的选择一定程度上兼顾和区分了农民自然经济特征与经济发展水平的差异，具有一定的代表性。依据国务院《关于支持河南省加快建设中原经济区的指导意见》，2012年河南省积极探索以宅基地流转为核心的人地挂钩政策试点，其中，新郑、新乡、信阳是全省范围内确定的首批试点单位。2013年焦作市依据国土资源部与河南省政府《共同推进土地管理制度改革促进中原经济区建设合作协议》，开始探索宅基地流转创新管理模式。研究区域范围的选择与当前农村土地管理制度改革试点相结合，体现了调研地区的典型性。整体而言，4市都是通过对农村宅基地整治获得建设用地指标，农民从建设用地指标交易收益获得拆旧补偿、建新补助(或通过将补助款折算相应面积的新型农村社区住宅)。地区人均用地、自然经济特征差异使得宅基地流转补偿标准有所不同。补偿标准高低影响宅基地流转后农户福利，但对本文研究基于农户主观感知的宅基地流转前后福利比较并不影响。本次调查共发放问卷422份，最终获得410份有效样本。其中，被调查者以男性为主(占70.2%)，年龄主要为30~60周岁(占65.85%)，年龄结构比较合理，受教育程度主要为初中及以下学历(占56.10%)，被调查农民中主要从事农业生产(占58.53%)，工作地点主要在省内(占76.83%)，多数农民没有稳定城镇住房(占74.39%)，这与河南省为农业大省且经济水平较低的现实相符。相关变量设置情况如下：

1. 自变量。根据森的理论，相同的资源被不同的人在不同的环境下可转换成不同的功能性活动。因此，农户福利变化除受宅基地流转相关变量的影响，也可能受农民年龄、受教育程度等个体特征以及是否参加社保、宅基地距集市距离等家庭资源禀赋等影响。因此，为增进农户福利，需要具体分析各因素对农户福利变化的贡献，特别把握宅基地流转相关变量对农户福利变化的影响程度。受调查数据限制，本文重点选取农民个体或家庭禀赋特征、宅基地流转相关变量作为农户福利变化的影响因素。其中农民个体特征主要包括农民年龄、受教育水平、就业状况等，这些因素虽然不直接产生福利，但对农户可行能力进而对其福利产生重要影响。宅基地流转变量主要包括农户对宅基地流转的参与意愿、满意程度等。各变量描述性统计情况见表 1。

2. 因变量。根据本研究目的，因变量是宅基地流转前后农户福利水平变化值。在具体计算农户福利变化之前，首先要明确农户福利构成的指标体系。福利是衡量人类生活质量、发展潜力和幸福程度的综合指标。相对传统效用理论用收入衡量福利的局限性，森的“可行能力”理论提出的5项功能性活动，即政治自由、经济条件、社会机会、透明性保证和政治自由防护性保障^[15]，为构建评价农民福利变化的指标体系提供了重要参考。高进云根据该理论将家庭经济收入、社会保障、居住条件、社区生活、环境和心理6项功能性活动作为衡量农地流转前后农户福利变化的指标^[16]；贾燕等从经济状况、社会保障、居住条件、社区生活、环境功能、发展空间和心理状况7个方面^[17]，马贤磊等从家庭经济、社会保障、居住条件和环境、社会资本、决策参与自由5个方面分别研究了集中居住前后农户福利变化^[18]。借鉴已有研究成果，并结合本研究目的及实地调查情况，本文选取家庭经济、社会保障、房屋居住、社区生活、环境和心理状况等6个方面，共16个评价指标来研究宅基地流转后农户福利变化。具体见表 2所示。

(二) 研究方法 1. 农户福利的模糊综合评价法

福利不是一个非此即彼的极端概念，而是具有主观性和模糊性。针对诸如公平、福利、贫困等模糊概念，无法运用经典数学方法进行描述和解决，控制论专家Zadeh L A于1965年提出的模糊数学方法理念为处理这类问题提供了思路。为有效避免分析中的主观性和模糊性带来的影响，模糊评价方法近年来被广泛应用于主体福利评价的测度中^[19-20]。

(1) 隶属函数选择。根据本文研究内容，将农户福利状况表示为模糊集X，宅基地流转后可能变化的福利内容为X的子集W，则第n个农户的福利模糊函数为W (n)=﹛x，μw (x)﹜，其中x∈X，μw (x) 是x对W的隶属度，且μw (x)∈[0, 1]。隶属值越大表示农户福利状况越好，隶属度为1表示福利最好，隶属度为0时福利状况绝对差，隶属度为0.5时福利处于模糊状态。

本研究涉及的指标变量类型有3类：连续变量、虚拟二分变量和虚拟定性变量，可以根据功能性活动及指标所设定的变量类型选择合适的隶属函数。设x_i是农户福利的第i个功能子集，x_ij是第i个功能的第j项评价指标，则农户福利的初级评价指标为：x=[x₁₁，…，x_ij，…]。

对于连续型指标(C)，表示指标值为连续值，这类指标隶属函数定义为：

(1)

(2)

上式中，x_ij^max和x_ij^min分别表示农户第i个功能性活动子集中第j项初级指标(x_ij) 的最大值和最小值。μ(x_ij) 值越大农户福利水平越高。(1) 式适用于福利与初级指标正相关情况，即x_ij值越大，农户福利水平越高；(2) 式适用于福利与初级指标负相关情况，即x_ij值越小，农户福利水平越高。

对于虚拟二分变量(D) 一般只存在“是”与“否”两种状态，但为了更精确地反映功能性指标的变化，将其定义为三种情况：隶属函数μ(x_ij)=A，(回答“是”，A=1；“说不清”，A=0.5；“否”，A=0)。

对于虚拟定性变量(Q) 主要用于只能定性回答的问题，而不涉及定量的数据，其隶属函数可以设定为：

(3)

(2) 权重确定。将农户福利由初级隶属度指标汇总成综合指标需要确定权重。Cheli和Lemmi将权重结构定义为: ，其中反映n个农户第i个功能子集中第j项指标的均值。该权重公式可保证给予隶属度较小的变量以较大的权重，在福利评价时更关注获得程度较低的指标和功能^[21]。

在获得初级指标隶属度和权重的基础上，按照公式，可以计算出各功能的隶属度。

2. 农户间福利差异系数模型

美国统计学家M·O·洛伦兹提出使用洛伦兹曲线来反映收入分配的不平等，在此基础上，意大利经济学家C·基尼定义了基尼系数(Gini Coefficient) 并以此分析居民内部收入分配差异状况^[22]。基尼系数是定量反映一个国家、一个地区或同一地区不同时期居民收入分配的差异程度，其值在0~1之间。基尼系数的数值越低，表明财富在社会成员之间的分配越均匀。社会发展最终目的是为了促进社会成员的福利改进和福利公平。因此，为衡量农户间福利分配，可采用基尼系数思想计算农户间福利差异系数。

仿照洛伦兹曲线的绘制方法绘制农户福利的“洛伦兹”曲线：横轴OH为宅基地流转的农户累计百分比(按福利功能由低到髙排列)，纵轴OM为农户福利累计百分比，对角线OL为绝对平均线，ODL为宅基地流转农户福利的洛伦兹曲线。该曲线弯曲程度越大，则表示农户内部福利差距越大。

具体可用农户福利差异系数G表示：其中f (x) 表示洛伦兹曲线ODL，S_△OLH表示△OLH的面积。G越小表明福利分配越均匀，反之则福利差距越大。

(4)

3. 农户福利变化影响因素的分位数回归方法

分位数回归(quantile regression) 是对被解释变量的分位数建模，观察分布中不同分位点上解释变量对因变量的不同效应。具体而言，分位数是一种基于被解释变量的条件分布来拟合解释变量与被解释变量关系的线性回归方法，是对在均值上进行普通最小二乘回归的拓展^[23]。分位数回归可对整个因变量条件分布进行完整的描述，而且不要求很强的分布假设，即可以对因变量与解释变量之间的各种关系提供一个不受分布假定影响的稳健估计结果^[24]。就本文研究而言，分位数回归方程可表示如下：

(5)

式中，被解释变量y为宅基地流转前后农户福利水平变化值，用单个农户在宅基地流转后的福利水平减去流转前的福利水平得到的差值表示。解释变量x为福利差值的影响因素，Q_θ(y|x) 为给定解释变量x的情况下被解释变量y在第θ分位数上的值，β(θ) 为福利差值在第θ分位数上的回归系数。

三、 农户宅基地流转福利差异测度

农户宅基地流转福利水平的获得首先要根据变量类型选择合适的隶属函数，计算初级指标隶属度。因实地调查中针对虚拟二分变量和定性变量，问卷设计问题方式均为“相对流转前，农民流转后的感知变化”，即流转前的状态设定为是模糊的，属于“不好不坏”，其隶属值为0.5。流转后根据问卷调查数据，分别根据虚拟二分变量和虚拟定性变量的公式计算。根据前述方法，分别计算410个样本在宅基地流转前后的总福利水平以及农户内部福利差异。

(一) 宅基地流转前后农户福利差异的整体测度

采用模糊综合评价法，对调查区域所获样本进行测算，结果如表 2。从表 2可以看出，宅基地流转后农户总体福利模糊评价值为0.404，比流转前的模糊指数0.426有所降低，表明宅基地流转并没有改善农户的福利水平。

对组成福利的各项功能性活动作进一步分析，发现房屋居住(0.409)、社区生活(0.557) 和社区环境(0.556) 的福利水平稍有改善，综合评价值仅比流转前的模糊指数分别高出0.062、0.057和0.056。而农户家庭经济状况(0.319)、社会保障(0.471) 和心理状况(0.293) 这三项功能的福利水平均有所恶化，特别是心理状况与设定的宅基地流转前农户福利状态(0.5) 差距明显，综合评价值比宅基地流转前的模糊状态下降0.207，成为福利总体评价值下降的主要原因。

进一步从各功能指标来看，宅基地流转对家庭净收入影响的隶属度(0.161) 低于流转前的模糊值(0.170)。根据调查访谈，宅基地流转后虽然能够获得货币或实物补偿，但长期来看家庭收入来源减少，日常支出如水、电以及燃气费等大幅增加，最终将带来家庭净收入减少。而就业机会少，就业能力差(0.415) 也必将对家庭经济产生不利影响。宅基地流转后家庭生活水平(0.591) 稍有提高，这可能与医疗和养老保险水平(0.555)、房屋居住环境质量等提高有关，但改善并不明显。

(二) 宅基地流转前后农户内部福利分配差异

如果说农户福利水平的整体测度是基于效率角度来考量宅基地流转的福利效应，那么流转对不同农户家庭带来的福利分配是否公平呢？借助洛伦兹曲线和基尼系数的计算方法，研究宅基地流转前后农户内部福利差距变化情况。

在获得每个农户样本流转前后福利隶属度的基础上，计算累计农户个体数占总个体数的百分比(按照福利由低到高排列) 以及农户个体累计福利占全体农户福利加总值的百分比，将这样得到的对应关系描绘在图形上，即得到农户福利的洛伦兹曲线(图 2所示)。图中，横轴表示农户累计百分比，纵轴表示福利累计百分比，实线与虚线分别表示流转前后农户的洛伦兹曲线。根据图 2所示，宅基地流转后其对应的洛伦兹曲线与流转前相比较，更向右下角凸出，说明宅基地流转带来农户内部福利差距扩大。

本部分采用公式(4)，对农户间福利差异系数进行计算。对公式(4) 中涉及的积分计算，首先要拟合洛伦兹曲线函数，具体做法可利用Excel对散点图添加趋势线，通过回归显示公式获得拟合曲线方程。其中，流转前f (x)=0.218x²+0.799x-0.014；流转后f (x)=0.621x³-0.32x²+0.701x-0.031。计算结果表明，宅基地流转前农户间福利差异系数为G=0.084，宅基地流转后福利差异系数增大为G=0.264，各农户间福利差异显著^①。

①  虽然本文的某些设定前提如流转前“不好不坏”的模糊状态，以及通过添加趋势线得到拟合曲线方程，使得此处农户间福利差异系数具体数值存在一定误差，但从拟合曲线本身来看，流转后农户间福利差距肯定大于流转前。

总之，根据福利评价结论与福利差异系数计算，农村宅基地流转后农户福利整体水平降低，而且拉大了农户间福利分配差距。

四、 宅基地流转前后农户福利差异的分位数回归分析

如何在增进农民福利状况的同时减小农户间福利差距？这需要探究引起宅基地流转前后农户福利变化产生差异的因素。本文利用Eviews7.0软件，采用分位数回归方法分析相关因素对农户福利变化分位数的影响，得到回归结果见表 3。

(一) 模型估计结果

受篇幅所限，表 3只列出了农户福利变化程度的第0.1、0.25、0.5、0.75和0.9个分位点的回归结果。为了表示对比，在给出代表性分位点对应回归结果的同时，也给出传统OLS方法的回归估计结果，见表 3。

从回归结果可以看出，OLS回归除可以观察到变量影响的显著性及系数值外，无法从中得到更多细节。实际上，各因素对宅基地流转前后农户福利变化不同分位数的影响系数并不是固定值，即随着分位数的改变，各自变量对农户福利差异水平的影响呈现出不同的变化趋势，并且自变量的显著性也发生了变化。为更形象地描绘分位数回归在各个分位点的细节，图 3给出了部分变量在各分位点上系数变化的趋势图及其置信区间。

(二) 估计结果分析

根据分位数回归结果，变量系数在各个分位点变化趋势不尽相同，同时与OLS回归系数值也不一致。以下具体分析各个变量对不同分位点上农户福利变化影响的差异。

1. 个体特征对农户福利变化的影响

从表 3和图 3可知，受教育水平分位数回归系数值为正，即受教育程度越高，越能增加农户宅基地流转后的福利水平。受教育程度对农户福利变化具有正向影响，但仅在0.1和0.9分位点上具有显著性，在其他分位数上的影响则不显著。其中，在福利变化0.1分位数上，农户福利的教育回报率为2.02%；在0.9分位数上，农户福利的教育回报率为1.68%。两者均高于OLS回归模型中参数估计平均值。这说明，OLS回归对教育水平的边际效应有低估的可能；同时，受教育程度对农户福利变化的作用在高分位点上不如低分位点上更为有力。

非农就业分位数回归系数值为正，说明农民从事非农产业、增加家庭非农收入对其宅基地流转后福利变化具有正向影响。同时，从总体来看，随着农户福利变化分位点的提高，非农就业对其福利变化的影响基本呈现上升的趋势，但只有在0.25和0.5分位数上非农就业影响是显著的，且其作用系数值与OLS回归结果相近。

2. 家庭基本特征对农户福利变化的影响

参加农村社保对农户福利变化在各个分位数上都有显著的正向影响，说明是否参加社保在导致农户宅基地流转前后福利变化中起了关键作用。参加农村社保能够增加农户宅基地流转后的福利水平，但具体分位数回归系数值变化趋势是先减少后增加，即参加农村社保对农户福利变化的影响呈现“U”型。可能的原因是：流转后福利变化越差或流转后福利水平提高越少的农户往往面对多种因素制约其福利增长，社会保险的优势无法得到发挥，因而对农户福利提高有限。而当福利变化高于第25个分位点时，社会保障水平的提高会提升农户福利水平。从第75个分位点开始，分位数回归得到的社保对农户福利变化的影响程度要大于OLS回归所得到的结果。这说明，社会保障对提高农户福利具有积极作用，但要发挥其最大效用，还需要协同完善其他措施。

宅基地距集市距离的远近对农户福利变化无显著影响。这一结论无论从传统OLS回归结果抑或各个分位点的分析是一致的。从是否拥有城镇住房的影响来看，只有在高分位数(0.9) 上其对农户福利变化的影响是显著的且系数为正，而在其他分位数上是否拥有城镇住房对农户福利变化的影响均不显著。

宅基地使用权证书分位数回归的系数值变化的整体趋势是先增加后减少，即0.75分位点之前系数值上升，其后系数值下降。其中，0.1、0.8和0.9分位点上系数值低于平均值，但这些点并不显著。在其他分位数上宅基地使用权证书对农户福利变化具有显著的正向影响，能够增加农户宅基地流转后的福利水平，其影响效应大于平均水平。

3. 宅基地流转认知特征对农户福利变化的影响

从传统OLS回归结果来看，虽然宅基地流转政策知情对农户福利变化的影响并不显著，但正的系数值表明此变量对农户福利变化有正向影响；宅基地流转政策知情对农户福利变化的影响在各个分位数上均不显著，而且变量系数有正有负。这说明，宅基地流转政策知情对农户福利变化的影响是模糊不清的。可能的原因是：虽然宅基地流转政策知情能够满足农户被尊重的心理需要，但如果实际物质或货币补偿低于政策规定标准，偏离农户心理预期水平，将对其福利产生不利影响。

参与流转意愿的分位数回归与OLS回归结果都显示，农户参与意愿越强，其在宅基地流转后的福利水平越能得到提高，农户福利变化越能向正的方向发展。但分位数回归显著性较差，仅在0.25、0.5、0.75分位点上显著，且系数值有下降趋势。这说明，参与流转意愿对中低分位数上农户福利变化影响的边际效应要大些。无论从OLS回归抑或是分位数回归的结果来看，补偿满意度对农户福利变化均具有显著的正向影响，表明农户对安置补偿满意度越高，其福利优于流转前的幅度越大。补偿满意度分位数回归的系数值变化趋势是减少-增加-减少，且除中位数外，其余分位数系数值皆大于平均值。

五、 结论与政策含义

本文利用河南省4市的农村调查数据，考察农户在宅基地流转前后的福利变化及其影响因素。对宅基地流转前后农户福利水平的模糊评价结果显示，农户福利水平在宅基地流转后并没有得到提高，总模糊评价值从流转前的0.426下降为流转后的0.404。宅基地流转后，农民房屋居住、社区生活环境的福利值稍有改善，而农户家庭经济状况、社会保障，特别是心理状况的福利水平均有所下降。同时，本文计算结果显示，宅基地流转拉大了农户之间的福利差距。进一步分析影响宅基地流转前后农户福利变化差异的因素，OLS回归结果显示，受教育水平、非农就业、参加社保、宅基地使用权证书、参与流转意愿以及补偿满意度对农户福利变化具有显著的正向影响。分阶段研究发现，受教育水平对农户福利变化的影响仅在两端分位点上显著，且在低分位数上教育回报率要高些；非农就业对农户福利变化的影响整体呈现上升趋势，但仅在中低分位点上显著且系数值与OLS结果近似；农村社保、宅基地使用权证书分位数回归系数值变化趋势分别是先减少后增加、先增加后减少；参与流转意愿对中低分位数上农户福利变化影响的边际效应较大；除中位数外，补偿满意度分位数回归的系数值皆大于平均值。

基于上述结论，本文认为，政府应通过多种措施提升农户宅基地流转后的福利水平，如加大对农村医疗和养老资金的投入力度，保证农户享受更好的公共服务；加快农村宅基地确权登记发证，提升农民的物权意识和谈判能力；加大对农村居民的教育投入和就业指导培训，提升农民的非农就业能力；充分尊重农民宅基地流转意愿，保障农民知情权，同时继续完善基础设施和配套设施建设，提高社区生活环境质量，从而提升农户对宅基地流转的整体满意度。但因个体或群体特征差异，相同的政策或资源将会被不同的人在不同环境下转换成不同的功能性活动。因此，为有效减小福利差异增加福利水平，需要对流转后福利变化越差的农户给予更多的关注和照顾，增加其受教育的机会，对其进行再教育以及职业技能培训，以提高农户获得非农就业机会的能力和经济收入水平。总之，针对不同个体或群体采取有差别的置换安置政策将对改善腾地农户福利状况，缩小福利差异，促进社会和谐发展有重要意义。