2. 中国农业科学院 农业经济与发展研究所, 北京 100081
改革开放以来, 随着中国城市化、工业化的快速推进, 农民大规模向城市流动,一方面造成农村常住人口减少和房地闲置等空心村现象,另一方面农民在农村新建住房又到城镇买房现象迅速增加, 带来土地资源浪费及建设用地扩大等诸多问题[1-2]。有关农村宅基地制度改革的呼声也越来越高,改革完善农村宅基地制度已成为中国农地制度改革的重要任务。2015年和2016年党中央和国务院相继出台文件,提出“改革完善农村宅基地制度”和“深入推进农村宅基地制度改革试点”。2018年中央一号文件首次提出积极探索宅基地所有权、资格权、使用权“三权”分置。2018年9月,中共中央国务院印发《乡村振兴战略规划(2018—2022)》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。由此,宅基地“三权”分置已成为中国新一轮宅基地制度改革的基本制度框架。
为配合宅基地制度改革,党和政府高度重视,将土地确权纳入工作范围。早在2010年,中央一号文件就提出对宅基地使用权进行确权登记颁证工作。2013年中央一号文件提出要全面开展农村土地确权登记颁证工作。2019年中央一号文件进一步提出,要加快推进宅基地使用权确权登记颁证工作,力争在2020年前完成。
从理论上,农村宅基地使用权确权能落实农户对宅基地和房屋的占有、使用、收益和流转等权能,有利于保障农户宅基地用益物权,合理推进农户住房财产性流转[3],确权促进流转已成为政界和学界的主流观点。不过基于行为经济学范式的文献则认为,确权不会促进流转甚至抑制流转[4],确权是否促进流转在理论界并未形成共识。一些实证研究文献发现,宅基地确权具有一定的产权制度效应,但不同类型农村的农户对确权效应的认知存在一定差异[5-6]。宅基地确权对流转存在异质性影响:宅基地确权后,农民的流转意愿明显提高,但对不同类型地区的农户,差异较大[7];确权对新生代农民工退出意愿有显著影响,但对老一代农民工的影响不大[8]。近年来,还有一些学者关注到农民分化与宅基地退出意愿和退出补偿模式选择意愿的关系问题[8-9],但并未考虑确权因素的影响。
产权制度设计仅提供了制度环境,农户是否认同则更为重要,这将直接影响产权制度改革的绩效[10]。由于农民土地权利认知不是现行法律文本宣教的结果,而是农民作为认知主体自主建构土地产权象征意义的过程[11],已经非常明晰的“三权”分置与农民对宅基地产权认知结构存在非常大的偏差。在当前农村,多数农民已经将自己想象成宅基地的所有者,以所有者身份对宅基地行使使用权,宅基地“私有”的“事实产权”已经形成对“集体所有”法律产权的替代[12]。一些调查研究表明,农民存在着宅基地权属认知的“非集体化”倾向,70%以上的农民认为宅基地“私有”,可以自由处置和继承[13-14]。另外一些调查研究则发现,被调查的村庄从未发生过宅基地被集体收回的情况[12]。在政策实践中,由于脱离农村社会和农户的实际需要,确权政策遭遇多方面的抵制[15]。一些地方的农民认为祖传的宅基地无需确权,加之宅基地偏远不值钱、登记手续繁琐和产权存在争议等原因,宅基地确权的积极性并不高①。在具体操作层面,还存在着历史界限不清晰、登记主体模糊、操作程序不规范等局限[10],土地确权工作进展缓慢,确权发证率低。这些现象的背后既反映出地方政府执行政策时的审慎态度,也表明农村宅基地制度改革的必要性和艰巨性。
① 见https://www.tuliu.com/read-88385.html。
因此,确权究竟是对宅基地流转提供制度性保护,从而增强流转意愿,还是强化了农民宅基地“私有”的观念认知,进而提升农民永久保留并留传子孙的意愿?是否还存在其他处置方式?这些问题值得进一步探讨。改革开放以来,中国农民群体的异质化特征不断增强,农民越来越成为一个由不同类型行为主体构成并相互产生作用的“组合体”,农民分化现象引起学界的广泛关注[16],不同分化特征农民的宅基地处置意愿是否存在显著差异?从现有研究文献看,上述问题尚未得到学界的回应和解答。鉴于此,本文利用安徽、湖南两省农户调查数据,从农民市民化背景下考察确权和农民分化对宅基地处置意愿的影响。
二、理论分析框架基于现有研究文献,本文将确权和农民分化纳入统一的分析框架,进一步从控制权偏好、禀赋效应和功能分异的角度,分析确权和农民分化对宅基地处置意愿的影响。具体的理论分析框架,见图 1。
(一) 确权对宅基地处置意愿的影响分析控制权表示正式契约之外的权利配置。由于契约的不完备性,资产所有者需要规定“控制权”来保护其免受机会主义侵害[17]。农地控制权被认为具有保障功能、资产保全功能和土地纠纷避免功能[17]。在当前大部分农村,所有权归集体的制度安排存在虚置问题,集体所有的政策很难被落实。按照现行宅基地制度规定,农民依据村集体的成员权获得分配资格从而获得宅基地使用权,也将因户籍转移、权利主体死亡等失去宅基地使用权,因此,资格权可以被认为是从集体所有权中分离出来的有限控制权。在基层实践中,村集体成员资格的丧失,将会产生农民宅基地控制权被集体收回的风险,保留户籍、离土不离乡成为多数进城工作农民的理性选择。事实上,农民对宅基地的控制权偏好更为强烈。理论上,农村宅基地确权产生一定的产权制度效应,能落实农户对宅基地和房屋的占有、使用、收益和流转等权能,有利于保障农户的宅基地用益物权,从而能合理推进农户住房财产性流转,使农户依法获得宅基地和房屋转让收益[3, 7];同时,宅基地确权登记明晰了宅基地空间边界和权利主体,进一步提升宅基地控制权的制度性保护,降低了农民失去宅基地控制权的风险,从而增强了农民宅基地使用权流转的意愿。
但从基层实践看,宅基地流转多是出租宅基地上面的房屋或将宅基地使用权流转给他人建造房屋,显然,这些做法会让流转农民长时间失去宅基地控制权,在流转结束后宅基地产权能否保留存在较大风险。因此,除城市近郊,或一些风景秀丽、气候宜人的农村住宅适合被流转改造为民宿等以外,大部分农村真正发生宅基地流转的案例较少。从当前政策实践看,政府主导下的农民放弃宅基地获得货币或住房安置的宅基地退出是主要形式。目前有两种主要模式:一是在城乡建设用地增减挂钩政策框架下,一些城市近郊和沿海发达地区试点并形成各具特色的退出模式,但在实践中存在农民参与度低和农民获得的补偿不合理等问题[18],在广大偏远农村和经济落后地区并不具备推广条件。二是从2015年开始,包括宅基地制度改革在内的农村“三块地”改革三年试点在全国33个县展开,目前看效果并不明显,主要存在认知矛盾凸显,宅基地流转意愿和诉求区域差异显著等问题[18]。综合来看,尚未出现被广泛接受并被推广至全国的宅基地退出模式。因此,对多数农民而言,与其廉价流转或者被动退出,不如长期保留宅基地。
农村土地是典型的人格化财产。与承包地相比,宅基地及其房屋是农民生活的基本载体,凝聚农民数代人的记忆,也是中国传统文化中落叶归根等“根文化”的载体和精神寄托地,因此,宅基地的人格化属性更强。由于人格化财产与人格紧密相连,这就使得丧失人格化财产的痛苦难以通过替代物来弥补。因而,人们倾向于给予更高的价值评价,禀赋效应会更强。农村传统俗语中,“金窝银窝,不如自家狗窝”正是禀赋效应的生动写照。宅基地确权明确了宅基地产权的边界,加强了宅基地产权的强度和制度性保护,进一步强化了农民的宅基地“私有”认知和禀赋效应,由此农民对宅基地的经济价值和文化价值产生更高的评价,从而让农民更加倾向于保留宅基地传给后代而不是廉价地流转。
由此,本文提出假说1:相对于廉价流转或者被动退出,确权强化了农民对宅基地私有的认知和禀赋效应,进而增强了其永久保留的意愿。
(二) 农民分化对宅基地处置意愿的影响分析从功能视角看,早期的农村宅基地具有保障安居、以房养老、储备家庭财产和支持副业等功能[19]。随着城镇化和农业转移人口市民化进程进一步加快,宅基地功能也正在发生分异,宅基地可兑现的潜在功能、代际传承功能和土地文化情感功能日益凸显[2]。从处置角度看,当前农村宅基地功能可分为经济功能、代际传承功能和文化情感功能①。在中国农村,宅基地流转变现视同出卖祖业,在传统文化深厚的农村更是被视为没出息和家道败落的表现。
① 宅基地最基本的居住功能随着宅基地的处置而消失,因此本文将居住功能排除在外。
与廉价流转的退出方式相比,宅基地被政府征收获取住房安置也是农民退出宅基地的一种选择。随着城镇化的推进和农民群体的进一步分化,宅基地功能诉求在不同农民群体中发生分化,对于那些已经市民化和较高文化程度的农民,宅基地流转带来的收益占其家庭收入的比重较小,宅基地代际传承功能和土地文化情感功能更加凸显。因此,宅基地独具代际传承功能和土地文化情感功能,对于多数经济条件较好的农民而言,宅基地及其房屋构成的“祖业”是选择留传子孙还是选择通过流转变现,是不言而喻的。但是,对于分化程度较低和城镇近郊的农民来说,宅基地征收补偿等可兑现的潜在经济功能显得更为重要,这些农民对宅基地征收补偿的预期更高,被政府征收的意愿更强。一些研究也发现,对于那些留在农村从事农业生产,对农地依赖性更强的农民,更愿意选择保障性补偿[20]。
由此,本文提出假说2:从情感文化和代际传承的角度出发,文化程度和经济发展水平较高的农民保留宅基地的意愿更强;由于宅基地功能分化和退出补偿预期存在差异,分化程度较低和城镇近郊的农民更愿意选择政府征收。
三、数据、模型与变量 (一) 数据来源本文使用数据来自中国农业科学院农业经济与发展研究所“中国粮食发展研究”课题组于2019年对安徽省和湖南省18个县25个村的农户农业生产和土地处置意愿等情况的调研工作。调查问卷采用随机抽样方法,在每个县抽取1~2个村,每个村发放25份问卷,对农户家庭基本情况、农业生产、土地确权及处置意愿等采用入户调查方式进行调研,共计发放625份问卷,最后回收568份问卷,问卷回收率为90.1%,剔除一部分填答缺失严重的问卷,最后获得512份有效问卷。
(二) 模型设定多数实证研究文献将是否愿意流转或退出作为农民处置土地的主要选择,较少考虑其他可能的选择意愿。为此,本文将宅基地处置意愿进一步扩大,入户调查的问卷设置了四个选项:“永久保留,传给后代”“价格合适,卖给同村人”“以更高的价格,卖给外乡人或出租”“政府征收,或用宅基地换城镇住房”。初步分析发现,选择第一种选项的最多,简称为留传;第二和第三个选项选择较少,且可理解为宅基地使用权流转,合并成一项,简称流转;选择第四种选项的较多,可简称为征收。被解释变量表示三种可能的处置意愿,即留传、流转和征收,分别用1、2和3表示。对于任意的选择j=1, 2,…,J,多元Logit模型表示为:
(1) |
其中,P(y=j|x)表示第i个户主选择第j种处置意愿的条件概率,核心解释变量Di为第i个农户宅基地是否确权的虚拟变量,β1表示确权的政策效应,xik表示控制变量,包括户主人口特征、家庭特征和村庄特征等在内的k个影响因素,βk表示自变量的回归系数。以J为参照类型,P(y=j|x)/P(y=J|x)为几率比,表示户主选择其他类型的概率与选择J种类型的概率的比例。
(三) 变量说明基于研究文献和理论分析框架,本文将农民宅基地处置意愿的影响因素分为宅基地确权、户主的人口特征(分化指数)、家庭特征和村庄特征等变量,有关变量的名称、说明和单位等见表 1。具体说明如下:
变量 | 定义和赋值 | 均值 | 标准差 |
被解释变量 | |||
宅基地处置意愿 | 1=留传;2=流转;3=征收 | 1.635 | 0.894 |
核心解释变量 | |||
宅基地确权 | 1=确权;0=没有确权 | 0.729 | 0.445 |
农民分化指数/% | 41.482 | 17.617 | |
户主特征 | |||
户主年龄 | 54.436 | 9.423 | |
户主职业类型 | 1=体力劳动者;0=不是体力劳动者 | 0.822 | 0.383 |
非农就业 | 1=农业就业;0=非农就业 | 0.354 | 0.589 |
就业地点 | 1=本村;2=村外镇内;3=镇外县内;4=县外市内;5=市外省内;6=外省 | 2.846 | 2.125 |
文化程度 | 1=小学及以下;2=初中;3=高中;4=大专;5=大学及以上 | 2.559 | 0.894 |
政治面貌 | 1=党员;0=不是 | 0.094 | 0.292 |
政治阅历 | 1=当过村干部;0=不是 | 0.041 | 0.208 |
参保情况1 | 1=参加农村社保;0=未参加 | 0.559 | 0.497 |
参保情况2 | 1=参加农村医保;0=未参加 | 0.869 | 0.338 |
家庭特征 | |||
家庭人口数 | 4.074 | 1.446 | |
农村住房 | 1=平房;0=楼房 | 0.150 | 0.358 |
城镇住房 | 1=拥有城镇住房;0=没有 | 0.203 | 0.403 |
村庄特征 | |||
地形特征1 | 1=平原;0=不是 | 0.516 | 0.500 |
地形特征2 | 2=丘陵;0=不是 | 0.322 | 0.468 |
地形特征3 | 3=山区;0=不是 | 0.162 | 0.369 |
地理区位/公里 | 离县城的距离 | 30.024 | 25.446 |
交通可达性/公里 | 到最近高速公路出口距离 | 27.831 | 35.688 |
经济发展水平/(元·日-1) | 大工和小工日平均工资 | 167.14 | 43.629 |
地区虚拟变量 | 1=安徽;0=湖南 | 0.693 | 0.462 |
采用是否确权的虚拟变量作为核心解释变量,样本户的宅基地如果被确权赋值为1,没有确权则赋值为0。理论上,确权对户主选择留传有显著正向影响,但具体影响有待进一步考察。
2. 户主人口特征户主人口特征变量包括户主的年龄、职业类型、是否非农就业、就业地点、文化程度、政治面貌、是否为村干部、是否参加农村社保和是否参加农村医保等。其中职业类型为是否体力劳动者的虚拟变量,就业距离按照工作地点离村庄远近分为六种情况,分别赋值为1~6,数字越大,说明户主就业地点越远。理论上,职业类型、是否非农就业、就业地点、政治面貌和文化程度等特征决定了户主的经济社会地位,而较高经济社会地位的农户更可能会选择保留宅基地,但不同分化特征农户在征收和留传意愿选择方面存在差异。
3. 农民分化指数农民分化是指农民由一致性向异质性转变的过程,包括职业、经济、权力和社会关系等方面的分化[21]。国内学者基于不同视角对中国的农民分化进行概念界定和阶层分类:如陆学艺等基于职业类型等作为分层标准,将农民划分为农村干部、集体企业管理者、私营企业主和个体劳动者等10个阶层[22];秦雯等将农民分化类型分为职业分化、收入分化和人力资本分化[23];高帆依据要素配置方式,将中国农民划分为传统农民、离乡农民和离土农民等五种类型[16]。可见,农民分化是一个内涵丰富且难以准确界定的概念。在实证研究文献中,多数采用农民分层特征的类型变量来度量农民分化,难以从整体上考察分化程度与农地流转的关系。我们认为,对中国传统农民的一般认知就是在农村从事农业生产,且文化程度较低的农民,农民分化程度的突出特征就在于对农业、农村和农民身份的背离。因此,根据农民对“三农”背离的程度,我们尝试构造一个度量农民分化程度的指数,即:
(2) |
其中,IDi表示第i个户主的分化指数,xik表示第i个户主的分化特征的虚拟变量,具体包括:是否为非体力劳动者、是否在非农业部门就业、是否在县外工作、学历是否为高中及以上、是否为党员和是否当过村干部等6个变量,上述变量如果为“是”,赋值为1,“否”则赋值为0,IDi值越大,表明该户主分化程度越高。
4. 农户家庭特征农户家庭特征包括人力资本和经济社会资本。农户调查中,与经济社会资本相关的经济和收入信息非常敏感,很难获得被调查对象的配合,因此一般多采用询问家庭其他经济情况作为代理变量。住房是农户家庭中最重要的固定资产。农村住房建造于自家宅基地上,住房状况构成宅基地处置的机会成本。农村住房是否为平房和是否拥有城镇住房大致度量了农户家庭的经济条件和生活状态,对宅基地处置意愿产生重要影响。在当前农村,多数已经市民化的农民的宅基地并未收回[12]。因此,本研究采用家庭人口数、是否拥有城镇住房和农村住房是否为平房等表征农户家庭特征。
5. 村庄特征村庄特征包括地形特征、地理区位、交通便利性和经济发达程度。其中,地形特征变量包括是否为平原、是否为丘陵和是否为山地等3个虚拟变量;地理区位用与县城距离来表达;交通便利性用到最近的高速公路出口的距离来表达;经济发达程度用非农就业的工资水平,即大工和小工的平均工资来表示。
表 1显示,样本中户主的平均年龄为54岁,体力劳动者和农业就业者占比分别为82.2%和64.5%,9.4%的户主为党员,4.1%的户主当过村干部,20.3%的农户拥有城镇住房,85%的农户在农村的住房为楼房。
四、实证结果及分析 (一) 不同特征农户的宅基地处置意愿及其差异分析 1. 不同省份及是否确权样本户主选择处置意愿的差异表 2显示,户主选择留传和征收比例分别是64.8%和28.3%,选择流转的农户仅占6.8%。与未确权农户相比,已经确权农户中选择留传的比例高达68.6%,比未确权农户的比例高出近14个百分点。与湖南省相比,安徽省样本户主选择留传的比例较高,但整体上差异不大。
处置意愿 | 安徽省 | 湖南省 | 没有确权 | 已经确权 | 合计 | |||||||||
户数 | 占比/% | 户数 | 占比/% | 户数 | 占比/% | 户数 | 占比/% | 户数 | 占比/% | |||||
留传 | 235 | 66.2 | 97 | 61.8 | 76 | 54.7 | 256 | 68.6 | 332 | 64.8 | ||||
流转 | 23 | 6.5 | 12 | 7.6 | 6 | 4.3 | 29 | 7.8 | 35 | 6.9 | ||||
征收 | 97 | 27.3 | 48 | 30.6 | 57 | 41.0 | 88 | 23.6 | 145 | 28.3 | ||||
合计 | 355 | 100 | 157 | 100 | 139 | 100 | 373 | 100 | 512 | 100 |
表 3显示,在城市拥有住房和没有住房的农户的选择意愿差异较小;平房农户中有81.8%的农户选择留传,仅有3.9%的农户选择征收,而拥有楼房农户中,61.8%农户选择留传,而选择征收的比例高达32.6%。这初步表明,平房的价值在于保留宅基地,而拥有楼房的农户因为建筑面积较大,可以获得更高的征收补偿收益。
处置意愿 | 无城市住房 | 有城市住房 | 楼房 | 平房 | |||||||
户数 | 占比/% | 户数 | 占比/% | 户数 | 占比/% | 户数 | 占比/% | ||||
留传 | 268 | 65.7 | 64 | 61.5 | 269 | 61.8 | 63 | 81.8 | |||
流转 | 29 | 7.1 | 6 | 5.8 | 24 | 5.6 | 11 | 14.3 | |||
征收 | 111 | 27.2 | 34 | 32.7 | 142 | 32.6 | 3 | 3.9 | |||
合计 | 408 | 100 | 104 | 100 | 435 | 100 | 77 | 100 |
表 4显示,非农就业和非体力劳动的农户中选择留传的比例高达86.8%和75.3%,比农业劳动和体力劳动农户的这一比例高出26.7%和15.5%,选择流转的比例仅有8.4%和0。选择征收意愿的农业劳动和体力劳动的农户占比要比非农就业和非体力劳动的农户占比高出一倍。这初步表明,离开农业和农村的农民拥有更好的经济条件,更希望宅基地能够留传下去,而在农村从事农业等体力劳动的农民,则更希望通过征收实现宅基地出让收益。
处置意愿 | 体力劳动者 | 其他劳动者 | 农业为主 | 非农为主 | |||||||
户数 | 占比/% | 户数 | 占比/% | 户数 | 占比/% | 户数 | 占比/% | ||||
留传 | 253 | 60.1 | 79 | 86.8 | 207 | 59.8 | 125 | 75.3 | |||
流转 | 35 | 8.3 | 0 | 0.0 | 21 | 6.1 | 14 | 8.4 | |||
征收 | 133 | 31.6 | 12 | 13.2 | 118 | 34.1 | 27 | 16.3 | |||
合计 | 421 | 100 | 91 | 100 | 346 | 100 | 166 | 100 |
表 5显示,山区农户选择留传的比例高达95.2%,选择征收的比例仅为4.8%,而平原地区农户选择留传的为65.5%,选择征收的比例达到27.7%,这表明,山区农户更希望永久保留,而平原地区农民相对更希望被政府征收。
处置意愿 | 平原 | 丘陵 | 山区 | |||||
户数 | 占比/% | 户数 | 占比/% | 户数 | 占比/% | |||
留传 | 173 | 65.5 | 80 | 48.5 | 79 | 95.2 | ||
流转 | 18 | 6.8 | 17 | 10.3 | 0 | 0.0 | ||
征收 | 73 | 27.7 | 68 | 41.2 | 4 | 4.8 | ||
合计 | 264 | 100 | 165 | 100 | 83 | 100 |
综合以上分析结果,多数样本农户选择留传和征收,拥有平房、离开农村从事非农就业和山区农户更希望保留宅基地,而拥有楼房、在农村从事农业和平原地区的农户更希望通过政府征收实现宅基地处置收益。
(二) 模型估计结果分析采用多元线性概率模型分析之前,需要对被解释变量中选择方案的关系进行分析。本文被解释变量是农民对宅基地处置选择意愿,三种选择方案是独立和互斥的,理论上不存在嵌套关系。进一步采用豪斯曼检验方法对IIA假设进行检验,发现不拒绝IIA的原假设,故模型可以采用多元Logit模型。对解释变量的相关性进行分析,结果显示,最大相关系数不超过0.4,多数集中在0.1左右,可以认为模型不存在多重共线性问题。
1. 基准模型估计结果模型(1)包括核心解释变量和户主人口特征,模型(2)包括了所有解释变量,系统默认的基准组为留传,为便于解释和对比,只汇报了几率比(RRR)。模型(1)和(2)中处理组为流转和征收的估计结果见表 6。模型(1)和模型(2)中核心解释变量宅基地确权的参数估计量及显著性变化不大,可初步认为模型(2)中核心解释变量的估计结果是稳健的。
解释变量 | 模型(1) | 模型(2) | 模型(1) | 模型(2) |
基准组=留传 | 处理组:流转 | 处理组:流转 | 处理组:征收 | 处理组:征收 |
宅基地确权 | 1.373(0.727) | 1.174(0.750) | 0.414*** (0.107) | 0.391***(0.119) |
户主年龄 | 0.978(0.024) | 0.965 (0.028) | 0.988 (0.015) | 0.981(0.018) |
职业类型 | 1.38(10.80) | 7.146 (64.300) | 5.397*** (2.041) | 2.205*(0.960) |
非农就业 | 0.316**(0.161) | 0.286** (0.158) | 0.850(0.181) | 0.765(0.172) |
就业距离 | 0.758(0.098) | 0.728** (0.107) | 1.132* (0.072) | 1.201** (0.092) |
文化程度 | 0.451***(0.132) | 0.430*** (0.134) | 0.726* (0.120) | 0.612***(0.113) |
政治面貌 | 3.710(2.592) | 3.464 (2.650) | 2.057 (0.971) | 2.694*(1.483) |
政治阅历 | 0.584(0.625) | 0.898 (0.933) | 0.237(0.259) | 0.411(0.485) |
参保情况1 | 0.292***(0.128) | 0.286** (0.155) | 0.393*** (0.097) | 0.335***(0.111) |
参保情况2 | 0.609(0.364) | 0.304 (0.232) | 4.503*** (2.081) | 1.258(0.732) |
农村住房类型 | 1.307(0.640) | 2.367 (1.404) | 0.093***(0.058) | 0.204**(0.141) |
城镇住房类型 | 2.419(1.303) | 1.807 (1.025) | 2.133**(0.631) | 1.837*(0.605) |
家庭人口数 | 0.714**(0.098) | 0.839 (0.125) | 0.851*(0.070) | 0.869(0.078) |
是否为平原 | 0.218 (0.156) | 0.169(0.081) | ||
是否为山区 | 0.000(0.000) | 0.084***(0.063) | ||
与县城距离 | 0.984 (0.020) | 0.943***(0.014) | ||
交通可达性 | 1.009 (0.013) | 1.020***(0.009) | ||
经济发展水平 | 1.014 (0.009) | 1.012***(0.006) | ||
地区虚拟变量 | 1.501 (0.814) | 1.334(0.462) | ||
截距项 | 0.000 (0.003) | 0.000 (0.005) | 0.484(0.602) | 5.426(9.453) |
Loglikelihood | -338.490 | -303.335 | -338.490 | -303.335 |
LR值(P>chi2) | 164.33(0.000) | 234.64(0.000) | 164.33 | 234.64(0.000) |
Pseudo R2 | 0.195 | 0.279 | 0.195 | 0.279 |
注:估计发生比后括号内数值为稳健标准误;模型未显示截距项估计结果;*、**、***分别表示通过10%、5%和1%的显著性水平检验。下同。 |
模型(2)估计结果显示,确权在处理组为流转的几率比为1.174,但影响不显著,在处理组为征收的几率比是0.391, 且在1%置信水平下显著,说明控制其他变量,确权农户选择征收的概率比没有确权农户低0.609。这表明,确权对宅基地流转的影响不显著,相对于征收选择,宅基地确权农户更愿意选择留传,由此,假说1通过了初步的检验。
职业类型在处理组为征收的几率比为2.205,且在10%置信水平下显著,非农就业在处理组为流转的几率比为0.286,且在5%置信水平下显著,说明相对于留传,体力劳动为主的户主更希望宅基地被征收,而农业劳动为主的户主更愿意留传给子孙。
就业距离在处理组为流转和征收的几率比分别为0.72和1.201,且均在5%置信水平下显著,说明控制其他变量,相对于留传,就业距离每增加一个层次,选择流转的概率下降0.28,选择征收的概率增加0.201。这表明,就业地点越远的农户更愿意宅基地被征收。
文化程度在处理组为流转和征收的几率比分别为0.43和0.612,且均在1%置信水平下显著,说明控制其他变量,教育程度提高一个等级,选择流转和征收的概率下降0.57和0.388。这表明,户主的文化程度越高,越是希望宅基地能够留传给子孙。
是否参加农村社保在处理组为流转和征收的几率比分别为0.286和0.335,且分别在5%和1%置信水平下显著,说明控制其他变量,参加农村社保的农户选择流转和征收的概率下降0.714和0.665。这表明,参加农村社保的户主更希望宅基地能够留传给子孙。原因在于,参加社保的户主从政府获得更高的养老保障,对宅基地流转或获取补偿和安置的诉求较低。
农村住房类型在处理组为征收的几率比为0.204且在5%置信水平下显著,说明控制其他变量,农村住房为平房的农户选择征收的概率比选择留传的概率低0.796。这表明,在农村住平房的农户更希望宅基地留传,农村住房为楼房的农户更希望被征收。原因在于,多数农民对房地征收的认知是以房屋的建筑面积为补偿标准,平房因为建筑面积较小,补偿价值较低,选择留传给后代更为合理;而楼房农户因为建筑面积较大,对政府征收补偿的预期较高。
城镇住房类型在处理组为征收的几率比为1.837且在10%置信水平下显著,说明控制其他变量,拥有城镇住房的农户选择征收的概率比选择留传的概率高0.837。这表明,拥有城镇住房的户主更希望宅基地被征收。原因是这些农民对宅基地的居住功能诉求减弱,对宅基地征收补偿的经济功能预期较高。
是否为山区在处理组为征收的几率比为0.084,且在1%置信水平下显著,说明控制其他变量,山区农户选择征收的概率比选择留传的概率低0.916。与县城距离在处理组为征收的几率比为0.943,且在1%置信水平下显著,说明控制其他变量,与县城距离增加1公里,农户选择征收的概率比选择留传的概率低0.057。表明山区和距离县城越远的农户更希望宅基地被留传给后代。原因在于这些地区地处偏远,交通不便,宅基地征收的概率和价值补偿预期均较小。
交通可达性和经济发展水平在处理组为征收的几率比分别为1.02和1.012, 且均在1%置信水平下显著,说明控制其他变量,与最近的高速公路出口距离每增加1公里,选择征收的概率增加0.02;日平均工资水平每高出1元,选择征收的概率增加0.012。这表明,交通越便利的地区,农民越不愿意被征收;而经济发展程度越高,农民选择宅基地征收的意愿越强烈。原因在于,交通便利的农村宅基地的居住功能较高,经济发展程度较高的地区,征收补偿预期较高。
综合以上分析,确权对农民宅基地留传和征收选择意愿的影响非常显著,而对宅基地流转意愿的影响不显著。不同分化特征农民在处置意愿方面的选择存在差异:在留传和流转之间,从事非农就业、就业地点越远、文化程度越高和已参加农村社保的户主更希望保留宅基地而不是流转。在留传和征收之间,宅基地确权、受教育程度越高、参加社保、农村住房为平房、山区和距离县城越远的农民,更希望宅基地留传;拥有城镇住房、农村住房为楼房、距离县城越近、交通不便和地方经济发展水平较高的农民更希望被政府征收,由此,假说2得到了初步的检验。
2. 稳健性分析为考察研究核心解释变量估计结果的稳健性,本文将征收意愿合并到留传或流转意愿当中,采用二元Logit模型进行分析。模型估计结果显示(表 7),控制其他变量,确权农户选择留传的概率比没有确权农户选择留传概率高出0.911,但对选择流转的影响不显著,这与表 6的估计结果基本相同。表 7还显示,无论模型估计中是否对其他变量进行控制,核心解释变量的估计结果和显著性水平变化均很小。
模型(3) | 模型(4) | ||||
解释变量 | 流转或征收/留传 | 流转或征收/留传 | 留传或征收/流转 | 留传或征收/流转 | |
几率比 | 几率比 | 发生比 | 发生比 | ||
宅基地确权 | 1.755** | 1.911** | 1.741 | 1.700 | |
(0.435) | (0.568) | (0.890) | (0.956) | ||
其他控制变量 | 不控制 | 控制 | 不控制 | 控制 | |
截距项 | 1.010 | 0.739 | 3.446 | 4.528 | |
Loglikelihood | -271.62 | -240.61 | -112.87 | -109.59 | |
LR值(P>chi2) | 120.74(0.000) | 182.752(0.000) | 29.63(0.000) | 36.17(0.000) | |
Pseudo R2 | 0.182 | 0.275 | 0.116 | 0.142 |
为进一步考察样本选择对估计结果的异质性影响,将样本分为安徽和湖南两个子样本分别进行估计(表 8)。模型(5)估计结果显示,控制所有变量,确权在对照组为流传的几率比为1.893,且在10%置信水平下显著,表明确权农户选择留传的概率比没有确权农户选择留传概率高0.893。模型(6)估计结果显示,控制所有变量,确权在对照组为流传的几率比为10.279,且在10%置信水平下显著,表明确权农户选择留传的概率比没有确权农户选择留传概率高9.279。无论是否对其他变量进行控制,宅基地确权对是否选择留传有显著的正向影响,对是否选择流转的影响均不显著。
模型(5)(安徽N=355) | 模型(6)(湖南N=157) | ||||||||
解释变量 | 流转或征收/留传 | 留传或征收/流转 | 流转或征收/留传 | 留传或征收/流转 | |||||
几率比 | 几率比 | 几率比 | 几率比 | 几率比 | 几率比 | 几率比 | 几率比 | ||
宅基地确权 | 1.726** | 1.893* | 2.873 | 0.445 | 2.181** | 10.279* | 0.884 | 1.066 | |
(0.418) | (0.737) | (0.181) | (0.558) | (0.840) | (12.565) | (0.615) | (0.978) | ||
其他控制变量 | 无控制 | 控制 | 无控制 | 控制 | 无控制 | 控制 | 无控制 | 控制 | |
截距项 | 1.341 | 5865.14 | 0.031 | 0.001 | 0.895 | 0.001 | 0.091 | 0.001 | |
Loglikelihood | -224.57 | -153.63 | -83.42 | -47.382 | -102.37 | -45.93 | -42.37 | -25.11 | |
LR值 | 5.05 | 146.95 | 3.52 | 75.6 | 4.11 | 107.98 | 0.03 | 27.82 | |
Pseudo R2 | 0.011 | 0.323 | 0.021 | 0.444 | 0.020 | 0.540 | 0.0001 | 0.357 |
为进一步考察分化程度对宅基地处置意愿的影响,在式(1)基础上增加农民分化指数,同时将构建农户分化指数的6个户主分化特征变量从模型中移除,具体估计结果见表 9。
模型(7) | >模型(8) | ||||
基准组=留传 | 处理组:流转 | 处理组:征收 | 处理组:流转 | 处理组:征收 | |
解释变量 | 几率比 | 几率比 | 几率比 | 几率比 | |
宅基地确权 | 1.372(0.644) | 0.467***(0.101) | 1.289(0.692) | 0.432*** (0.116) | |
农民分化指数 | 0.984(0.010) | 1.101**(0.006) | 0.986(0.013) | 1.016**(0.008) | |
其他控制变量 | 不控制 | 不控制 | 控制 | 控制 | |
截距项 | 0.151(0.088) | 0.454(0.142) | 0.303(0.001) | 0.420(0.559) | |
Loglikelihood | -409.341 | -330.017 | |||
LR值(P>chi2) | 22.63(0.000) | 181.27 | |||
Pseudo R2 | 0.027 | 0.216 |
表 9显示,无论是否控制其他变量,确权和农民分化指数对宅基地流转意愿的影响并不显著。控制农民分化指数及其他变量,确权的几率比为0.432,且在1%置信水平下显著,表明确权促进了户主的宅基地留传意愿,与前述分析结论基本一致,这进一步表明前文关于确权与宅基地流转意愿关系的分析结论是稳健的。
进一步分析显示,农民分化指数的几率比为1.016,且在5%置信水平下显著,表明户主的分化程度越高,选择宅基地征收的意愿更加强烈。原因在于,随着城镇化水平不断提高,宅基地的居住功能减弱,而通过征收变现的经济功能在增强。相对于法律规定只能在同村村民之间流转,或者没有任何经济收益的留传,大多数“离农”程度较高的农民对宅基地退出的价值补偿预期较高,更希望以政府征收方式处置闲置宅基地。
五、结论和启示土地确权和“三权”分置等一系列旨在推动宅基地使用权流转,增加农民收入的宅基地制度改革正在全国范围内开展试点探索。但在基层实践中,确权并没有得到农民的热烈呼应,包括宅基地使用权流转在内的“三块地”试点成效有限。理论上,确权明确了宅基地产权边界,为各项权能的行使提供了制度性保护,同时,确权也增强了农民对宅基地的禀赋效应,减弱了控制权偏好,农民分化进一步凸显宅基地传承和文化情感功能,确权究竟促进了流转还是坚定了留传尚未有定论。本文利用安徽、湖南两省农户调查数据进行的实证分析结果显示,选择留传、征收和流转的农户比例分别是64.8%、28.3%和6.8%,确权对流转意愿的影响不显著,对留传和征收意愿的影响非常显著,且不同类型农民在处置意愿方面的选择存在显著差异。
综合来看,确权增强了农民留传宅基地的意愿,但是随着城市化进程的加快,对那些逐步脱离农业和农村的农民而言,对政府征收方式退出宅基地抱有更高的预期。当前,随着农村常住人口大幅减少和人口老龄化不断加深,宅基地大量闲置,且现有法律禁止宅基地向村集体外成员流转,农民对宅基地流转的预期价值较低,是多数农民不愿意流转宅基地的重要原因。当然,多数农民选择留传,既有缺乏有效需求和流转价值预期较低等因素,背后更有着非常复杂的社会、文化和情感等原因。对那些长期生活在农村、产权“私有”认知根深蒂固的农民而言,确权将增加他们对宅基地“私有”的认知强度,提升宅基地价值的预期评价,进而抑制了流转意愿和流转行为。而对那些市民化和半市民化的农民而言,确权会让他们更加“珍惜”宅基地。
因此,在全面完成确权工作的同时,相关部门应尊重农民意愿,配合乡村振兴战略的政策目标,注意做好相关法律法规的宣传工作,因地制宜,分类指导,适当放松宅基地使用权流转对象的限制,扎实推进“三块地”试点工作,采取各种安置补偿方式引导农民从留传走向退出,将成为未来宅基地制度改革和政策实践的重要方向。
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