张婷^1,, 张安录^1,, 邓松林²
1. 华中农业大学公共管理学院,武汉 430070
2. 江西省水利规划设计研究院,南昌 330029

Expected return,risk expectation and residential land quitting behavior among farmers in Songjiang and Jinshan Districts,Shanghai

ZHANGTing^1,, ZHANGAnlu^1,, DENGSonglin²
1. College of Public Administration,Huazhong Agricultural University,Wuhan 430070, China
2. Jiangxi Province Water Conservancy Planning and Designing Institute,Nanchang 330029,China
通讯作者:通讯作者:张安录, E-mail:zhanganlu@mail.hzau.edu.cn
收稿日期:2016-01-10
修回日期:2016-04-5
网络出版日期:2016-08-25
版权声明:2016《资源科学》编辑部《资源科学》编辑部
基金资助:教育部哲学社会科学研究重大课题攻关项目（14JZD009）国家自然科学基金项目（71373095,71573101）
作者简介:
-->作者简介:张婷,女,江西吉安人,博士生,主要研究方向为土地资源利用与管理。E-mail:zhangting19880909@163.com



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摘要
从宅基地退出过程中农户的期望收益及退出后的风险预期两个方面对宅基地退出行为进行分析,构建农户宅基地退出行为分析框架,运用二元Probit模型分析农民宅基地退出行为及其影响因素,为建立自愿、有偿的宅基地退出制度提供借鉴。研究结果显示:①农户的年龄、兼业时间、家庭年均收入均显著正向影响农户宅基地退出行为;宅基地块数对农户的宅基地退出行为具有负向显著影响;②期望收益的影响因素中,补偿金能够全部兑现,会促进农户做出退出宅基地的行为;农户认为补偿合理会推动农户的宅基地退出行为;宅基地退出后村集体获得的收益比重更小、农户获得的收益比重更大,会推动农户的宅基地退出行为;③风险预期因素中,退出宅基地后房屋面积减少,农户宅基地的财产性收入功能消失,面临着房屋价值降低的风险,阻碍了农户的宅基地退出行为;生活成本增加、宅基地退出后工作变得更不稳定,会抑制农户做出退出宅基地的行为。因此:宅基地退出过程中,补偿金能够全部兑现、补偿越合理、期望收益越高,将促进农户的宅基地退出行为;宅基地退出后面临的风险越高,将阻碍农户的宅基地退出行为。所以,政府在制定宅基地自愿、有偿退出制度时应充分考虑农户宅基地退出过程中的期望收益和退出后的风险。

关键词：期望收益;风险预期;宅基地退出;农户;上海市
Abstract
We analyzed homestead exiting behavior,expected returns and the expecting risks using a binary Probit regression model and looking at farmers in Shanghai. Our goal was to provide a reference for establishing voluntary and compensatory homestead exiting systems. We found that the age of farmers,part-time months and annual household income significantly positively impact farmer residential quitting behavior. The plot number of residential land has a significant negative influence on farmer homestead quitting. Whether farmers can collect all compensation has a negative impact on farmers’ willingness to quit; if compensation can be given to farmers,farmers show greater willingness to withdraw from the homestead. When farmers consider compensation to be reasonable,they are more willing to withdraw from the household. Regarding risk,after withdrawing residential land and housing area reductions （which results in negative effect that the household land property income for farmers disappear）,when households face a risk of reducing the value of housing the willingness to quit weakens. When the cost of living increases,farmers’ jobs becoming more unstable and both of these factors negatively impact farmer behavior to withdraw from residential land. If compensation can be given to farmers and the compensation is reasonable,farmers share the expected return of the process of residential land quitting and are more willing to withdraw from residential land. However,the higher the risk associated with quitting residential land,the less willing farmers are to quitting. Farmers are more willing to keep the original homestead and production methods in order to reduce risk. Therefore,the government should consider the farmers’ expected returns and risks during the process of residential quitting.

Keywords：expected return;risk expectation;residential land quitting;farmers;Shanghai City

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张婷, 张安录, 邓松林. 期望收益、风险预期及农户宅基地退出行为——基于上海市松江区、金山区农户的实证分析[J]. , 2016, 38(8): 1503-1514 https://doi.org/10.18402/resci.2016.08.09
ZHANG Ting, ZHANG Anlu, DENG Songlin. Expected return,risk expectation and residential land quitting behavior among farmers in Songjiang and Jinshan Districts,Shanghai[J]. 资源科学, 2016, 38(8): 1503-1514 https://doi.org/10.18402/resci.2016.08.09

1 引言

1949年以来,中国在土地政策基础上逐步形成了目前“一户一宅、禁止交易”、“无偿、无期限、无流动”的宅基地使用制度^[1,2]。1949年新中国成立后到1962年初,国家承认农民对宅基地和房屋的所有权,农民可以自由买卖、租赁及继承等,这一阶段属于宅基地农民私有时期^[3]。随着集体化的扩大、合作化运动,1962年初到20世纪90年代末,宅基地归集体所有,一律不准出租和买卖;但宅基地上的房屋及其他附着物归农民私有;国家承认农民对宅基地的长期占有和使用,自此“房地两分”的宅基地管理制度雏形基本形成^[4]。2000年至今,国家《土地管理法》^[5]、《物权法》^[6]规定,宅基地归农村集体所有,并禁止城镇居民在农村购买宅基地^[3]。中国宅基地使用制度为农民提供了“居者有其屋”的保障,并赋予了农民宅基地永久使用权。
随着中国城市化、工业化进程加速对建设用地需求增加与城镇建设用地供给短缺的矛盾越来越突出^[7],与此同时,伴随着大量农村劳动力向城镇转移,新房扩建占地与农村空心化现象泛滥,建新不拆旧、新房没人住等农村宅基地资源极大浪费、闲置低效利用的现象越来越多^[8.9],导致了农村人口减少与宅基地增多的悖论^[10]。为了解决城镇建设用地供不应求、农村宅基地闲置低效利用等城乡建设用地利用矛盾,2015年10月十三届五中全会通过的“十三五”规划、2015年11月2日公布的《深化农村改革综合性实施方案》^[11]等都提出了“宅基地将探索有偿使用制度和自愿有偿退出机制,提高农民在退出过程中的收益分配”。那么农民的宅基地退出行为受哪些因素影响?现有国内研究表明农户的宅基地退出意愿整体响应不高^[12-22],主要影响因素包括:农户的兼业化水平^[23]、家庭非农收入来源及占比^[24,25]、退地补偿和补助措施^[9,26]、户籍制度改革的影响^[24,27]、农户产权权属认知^[28]、土地退出的风险认知^[29]等;国外文献研究表明宅基地退出的影响因素包括农户的年龄、在外务工经验及是否为村干部^[30]、非农就业技能和养老保险^[31]、到中心城区的距离^[32,33]、户籍制度改革^[34]、退出补偿^[35]等。少有针对宅基地已退出农户在宅基地退出过程中做出退出决策行为及其影响因素的研究。因此,本文以上海市松江区和金山区为研究区域,基于农户的问卷调研,采用Probit模型,从宅基地退出过程中农户的期望收益及退出后的风险预期两个方面对其退出行为进行分析,构建农户宅基地退出行为分析框架,分析农民宅基地退出行为及其影响因素,为建立自愿、有偿的宅基地退出制度提供借鉴。

2 理论分析及假说的提出

农户做出退出宅基地行为决策,取决于农户对宅基地退出过程中的期望收益和宅基地退出后风险预期的评估^[24],农户的宅基地退出行为受到两种力量的影响^[27]:期望收益对农户的宅基地退出行为具有推动力的作用,而风险预期对于农户的宅基地退出行为具有拉回力（阻碍力）的作用。
国家制定的关于宅基地退出政策中提出了“从我国国情出发,依据农村的现状实际,亟待建立有利于我国农村稳定、农业发展、农民致富的宅基地管理制度”以及提高农民在宅基地自愿、有偿退出中的收益分配,切实保护农民的权益,这些政策给予农民的补偿、退出安置方案、社会保障制度等构成了农民宅基地退出行为的推力。然而在目前全国各地已探索出的多种农村宅基地退出模式,如上海的“宅基地换房”、温江的“双放弃”等,普遍存在着补偿标准过低、利益分配不合理、宅基地退出后农民生活状况不佳等问题^[36,37]。首先,补偿标准过低问题主要是在宅基地退出和拆迁过程中,对房屋的评估往往不考虑新旧差别,实行补偿标准的一刀切,使得农民退出宅基地后拿到的补偿款不够支付新房的费用^[38],农民需要额外支付购买新房的费用,增加农民购房压力。其次,从收益分配不均情况来看,宅基地退出后,结余下来的建设用地指标大部分转移到了城镇新增建设用地,其价格明显高于对农民宅基地退出的补偿款,而且农民分享不到指标“落地”后产生的增值收益。第三,宅基地退出后农民生活状况不佳,农民“被上楼”后农业生产便利性降低;农民安置地点离承包地距离太远不便耕种等原因使其生活成本增加^[24],农民的生活压力增大;城镇就业市场竞争力大,面临就业难的问题。宅基地退出实施过程中出现的这些问题成为了阻碍农民宅基地退出行为的拉力。
就农户对宅基地退出过程中的期望收益而言,农户可从宅基地退出过程中获得的收益主要有政府给予的购房补贴、退地补偿金及社会保障等宅基地退出优惠政策,这些补偿和保障措施是推动农民退出宅基地行为的动力。农户在受到推力的作用下,例如预期宅基地退出过程中的收益和权益没有受到损害,能够按时足额地拿到合理的退出补偿金,享受农民本身具有的宅基地永久使用权收益和价值,很愿意做出宅基地退出行为。因此,根据理论分析提出假说1。
假说1:宅基地退出补偿金足额、合理发放正向影响农户宅基地退出行为,即足额、合理的宅基地退出补偿金推动农户做出宅基地退出行为的决策。
对于宅基地退出后农户的风险预期来说,农户退出宅基地后没有了住房以及可建造住房的地,农户要面临住房搬迁的问题。目前中国宅基地退出给予的补偿方式主要是住房安置补偿、现金补偿和社保补偿^[18],然而在调研过程中发现政府给予的补偿远不够农户建造新住房或者在城市购买住房,这就给农户增加搬迁成本、新房建造和购置成本^[12]。农户在宅基地退出过程中要面临搬迁成本、新房建造和购置成本、生活成本的增加,这会抑制农户做出宅基地退出的行为,阻碍宅基地退出的进行。农户宅基地退出后由于距离承包地远,部分农户放弃耕种,因此就要面临就业问题^[27,28]。然而由于农户的受教育水平有限,农户不能获取就业机会,将阻碍农户退出宅基地。根据上述理论分析,提出假说2。
假说2:农户在宅基地退出后面临的风险（购房成本增加、生活成本增加、就业风险等）负向影响农户宅基地退出行为,即宅基地退出后农户面临风险会抑制农户宅基地退出行为。

3 研究区概况与数据来源

3.1 研究区概况

上海,简称“沪”或“申”,中华人民共和国直辖市,中国国家中心城市,中国经济、金融、贸易、航运中心。全国第二次土地调查中,全市土地调查总面积为8359.12km²（1253.87万亩）。1995年上海市委市政府提出郊区发展“三个集中”战略,即土地经营向规模集中,农民居住向城镇集中,产业发展向园区集中。2004年7月,上海市政府、市农委等有关部门研究制定了《关于本市郊区宅基地置换试点若干政策意见》^1）(1）上海市农业委员会. 关于本市郊区宅基地置换试点若干政策意见,2004年07月23日。)和《关于加强土地管理,促进本市郊区宅基地置换试点的操作意见》^2）(2）上海市农业委员会. 关于加强土地管理,促进本市郊区宅基地置换试点的操作意见,2004年07月23日。),探索宅基地退出、宅基地置换及归并路径。2009年8月12日,上海市政府发布的《关于本市开展小城镇发展改革试点的政策意见》^[39]将金山区廊下镇纳入上海市第二批全国小城镇发展改革试点;2010年6月发布《关于贯彻落实<关于本市实行城乡建设用地增减挂钩政策推进农民宅基地置换试点工作若干意见>的实施办法》^[40],确定松江区为上海市首个城乡建设用地增减挂钩试点区。松江区和金山区作为上海市城乡建设用地增减挂钩试点及小城镇建设试点,在探索宅基地退出机制方面有指导意义。

3.2 数据来源

数据来源于华中农业大学“建设城乡统一建设用地市场”课题组于2015年9月在上海市市松江区和金山区的调研和问卷调查。调查过程中采取了分层随机抽样的方法选择调查样本,通过入户调查的方法,由调查人员在不事先通知、村干部不在场的情况下随机选取被调查农户家庭中的一位成年家庭成员进行调查。调查人员向被调查农户根据问卷提问,面对面地与被调研农户解释调研问卷上的内容,协助其完成问卷。调查共计发放问卷180份,完成问卷175份,其中有效问卷168份。

4 变量设定与模型选择

4.1 变量设定及特征描述

根据前文阐述的理论和提出的研究假说,本文将影响农户宅基地退出行为的因素分为农户个体特征（被调查者的个体特征）、农户家庭特征、农户成本预期、收益预期和风险预期5组变量,相关变量的含义及赋值见表1。在获取的168份有效问卷中,有85.12%（144户）的农户已退出宅基地,只有14.88%的农户未退出宅基地。被调查农户中松江区农户占比为42.26%,其余57.74%的农户为金山区的。从被访对象及其家庭宅基地退出等的整体特征来看,168位被访对象中年龄最小的是25岁,最大的是81岁,平均年龄为57岁;兼业时间最短的为0个月,即完全没有兼业,兼业时间最长的为12.0个月,平均兼业时间为8.4个月,说明被调查者中大部分家庭的收入来源是非农收入。农户家庭特征中家庭年收入最低的只有1.0万元,最高的达100.0万元,平均家庭年收入为13.5万元,调查发现家庭年均收入除了工资性收入外还包括一部分的财产性收入（房租等）;宅基地块数最少的只有1.000块,最多的有2.000块,平均值为1.286块;宅基地面积最小的为50m²,最大的为500m²,平均值为210m²;宅基地退出补偿金最少的是7.0万元,最多的是50.0万元,平均值为23.6万元（表1）。
Tab1
表1
表1变量设定、说明及赋值
Tab1The setting,introduction and assignment of variables

变量设定	代码	变量说明及赋值	平均值	标准差	最小值	最大值
因变量
是否退出宅基地	y	1=是,0=否	0.851	0.357	0	1
农户个体特征
年龄/岁	x1	1=≤30,2=31~40,3=41~50,4=51~60,5=>60	57	0.909	25	81
教育程度	x2	1=小学及以下,2=初中,3=高中及以上	1.893	0.782	1.000	3.000
兼业时间/月	x3	1=0~3,2=4~6,3=7~9,4=10~12	8.4	1.422	0	12
农户家庭特征
家庭年均收入/万元	x4	1=<15,2=15~30,3=31~45,4=>45	13.5	1.086	1.0	100.0
家庭所辖区	x5	1=金山区,0=松江区	0.393	0.490	0	1.000
宅基地块数/块	x6	实际数据	1.286	0.453	1.000	2.000
宅基地面积/m2	x7	1=0~100,2=101~200,3=201~300,4>300	210	0.833	50	500
农地是否被征收	x8	1=是,0=否	0.839	0.368	0	1
期望收益
宅基地退出补偿金/万元	x9	1=≤10,2=11~20,3=21~30,4=≥31	23.6	0.953	7.0	50.0
补偿是否兑现	x10	1=全部兑现（≥90%）,2=部分兑现（50%~90%）, 3=没有兑现（≤50%）	2.232	0.579	1.000	3.000
补偿是否合理	x11	1=是,0=否	0.482	0.501	0	1.000
宅基地收益村分配比（集体:农户）	x12	1=0∶10,2=1∶9,3=2∶8	1.375	0.644	1.000	3.000
风险预期
住房是否搬迁	x13	1=是,0=否	0.815	0.389	0	1.000
退出后房屋面积是否增加	x14	1=是,0=否	0.506	0.501	0	1.000
是否有城市住宅	x15	1=是,0=否	0.173	0.379	0	1.000
生活开支是否增加	x16	1=是,0=否	0.762	0.427	0	1.000
工作稳定程度	x17	1=变好了很多,2=变好了一点,3=一样, 4=变差了一点,5=变差了很多	2.798	1.265	1.000	5.000

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农户宅基地退出行为及其影响因素的基本特征见表2（见第1507页）。从农户的个体特征来看,被调查农户的年龄基本都在50岁以上;农户的受教育程度方面,受教育程度是小学及以下的农户有36.30%,初中水平的农户有38.10%。被调查的农户中兼业时间用农户从事非农就业的时间来衡量,在0~3个月的农户占比为38.09%,兼业时间为10~12个月的农户占比多达52.38%。从农户家庭特征来看,家庭年均收入在15.0万元~30.0万元的农户占比为22.62%,收入在30.0万元~45.0万元的农户有30.95%,收入多于45.0万元的农户占比24.40%,收入少于15.0万的占比较少,数据显示上海农户的家庭年均收入水平较高,调查的过程中发现家庭年均收入除了家庭成员的工资性收入外,还包括房屋出租获得的租金等财产性收入。农户家庭宅基地只有一块的占比为52.38%,农户拥有两块宅基地的占比为47.62%。宅基地面积在0~100m²间的农户有5.35%,在101~200m²间的农户有38.69%,拥有201~300m²宅基地的农户有14.29%,宅基地面积大于300m²的农户有41.67%。被调研的农户中,有83.93%的农户家庭承包地已全部被征收,剩下的16.07%的家庭还有承包地尚未被征收,这意味着绝大部分农户承包地被征收后不能从事农业劳动,而只能依靠非农劳动获得收入或其他非农（房租等）收入。
Table 2
表2
表2宅基地退出行为及其影响因素的基本特征
Table 2The basic characteristic of the homestead exiting behavior and its influencing factors

变量	受访者	占比/%		变量	受访者	占比/%
年龄/岁	≤30	1.79		补偿金/万元	≤10.0	11.30
	31~40	3.57			11.0~20.0	13.10
	41~50	18.45			21.0~30.0	31.55
	51~60	42.86			≥31.0	44.05
	≥61	33.33		补偿是否兑现	全部兑现	3.57
教育程度	小学及以下	36.30			部分兑现	47.62
	初中	38.10			没有兑现	48.81
	高中及以上	25.60		补偿是否合理	否	34.52
兼业时间/月	0~3	38.09			是	65.48
	4~6	4.17		宅基地收益分配比	0∶10	54.76
	7~9	5.36			1∶09	10.72
	10~12	52.38			2∶08	34.52
家庭年均收入/万元	≤15.0	22.03		住房是否搬迁	否	11.31
	16.0~30.0	22.62			是	88.69
	31.0~45.0	30.95		退出后房屋面积是否增加	否	49.40
	>45.0	24.40			是	50.60
所辖区	松江区	42.26		是否有城市住宅	否	82.74
	金山区	57.74			是	17.26
宅基地块数/块	1	52.38		生活开支是否增加	否	23.81
	2	47.62			是	76.19
面积/m2	≤100	5.35		工作稳定程度	变好了很多	18.45
	101~200	38.69			变好了一点	26.19
	201~300	14.29			一样	22.62
	>300	41.67			变差了一点	22.62
农地是否征收	否	16.07			变差了很多	10.12
	是	83.93

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从农户对宅基地退出的期望收益来看,宅基地退出后补偿金少于10.0万元的农户比重为11.30%,在11.0~20.0万元的农户占比为13.10%,补偿金在21.0~30.0万元间的农户占比为31.55%,44.05%农户的补偿金多于31.0万元。补偿全部兑现（≥90%）的农户比例只有3.57%,部分兑现（50%~90%）的有47.62%,没有兑现（≤50%）的占比48.81%。认为补偿合理的农户有65.48%,认为不合理的农户有34.52%。认为宅基地退出后村集体与农户之间的收益分配比在0 ∶10（即认为宅基地退出后的收益应全部归农户所有,村集体不应该分享宅基地退出后的收益）的农户有54.76%,认为应为1 ∶9（村集体可以分享10%的收益,剩下的90%归农户所有）的农户有10.72%,认为分配比为2 ∶8（村集体可以分享20%的收益,剩下的80%归农户所有）的农户有34.52%。
从农户对宅基地退出后的风险预期来看,住房搬迁了的农户有88.69%,只有11.31%的农户住房没有搬迁。宅基地退出后房屋面积增加了的农户有50.60%,49.40%的农户宅基地退出后其住房面积没有增加,其中有20.24%宅基地退出后其住房面积减少了,有29.16%宅基地退出前后住房面积没有变。17.26%的农户已在城镇购房,82.74%的农户尚未在城镇购房。生活开支有增加的农户占比为76.19%,没有增加的农户有23.81%。认为工作稳定程度变好了很多的农户占比为18.45%,认为变好了一点的农户有26.19%,认为工作稳定程度和以前一样的农户占比22.62%,有22.62%的农户认为变差了一点,10.12%的农户认为变差了很多。

4.2 模型选择与研究方法

农户做出退出宅基地行为是一个二值变量（1=是,0=否）,在综合考虑自变量类型的情况下,本文通过建立Probit模型对农户宅基地退出行为及其影响因素进行分析。Probit二元选择模型的矩阵定义为:
y=Xβ+μ（1）
式中农户是否退出宅基地 y为二元离散变量,将农户退出宅基地赋值为1,没有退出宅基地赋值为0。自变量 X为农户宅基地退出行为的影响因素, β为待估系数, μ是相互独立且服从正态分布的残差项。引入一个与 X有关的潜在变量 y*,有 y*=Xβ+μ。 y与 y*的对应关系表达式为:
y=0(y*≤0)1(y*>0)（2）
进而y的概率模型为:
P(y=1)=P(y*>1=P(μ*>-Xβ)=1-F(-Xβ)（3）
P(y=0)=P(y*≤0)=P(μ*≤-Xβ)=F-Xβ)（4）
因此,农户宅基地退出行为及其影响因素的模型设定为:Y（农户宅基地是否退出）=F（个体特征因素,家庭特征因素,退出过程中的期望收益,退出后的风险预期）,即:
Y(0,1)=f(x1-x3,x4-x8,x9-x12,x13-x17)（5）
Probit回归模型能够成立的重要条件是解释变量（自变量）之间不存在多重共线性问题,并且解释变量与扰动项不相关。因此,为了验证Probit模型的适用性,接下来对解释变量进行多重共线性检验和内生性检验。多重共线性（Multicollinearity）是指线性回归模型中的解释变量之间由于存在精确相关关系或高度相关关系而使模型估计失真或难以估计准确。模型的多重共线性检验选择使用方差膨胀因子（Variance Inflation Factor,VIF）检验。较常见的是近似的多重共线性,其表现为,如果将第k个解释变量 xk对其余的解释变量 X={x1,?,xk-1,xk+1,?,xK}（K为解释变量k的集合）进行回归,所得到地可决系数（记为 Rk2）较高。该检验的理论含义为:协方差矩阵主对角线上的第k个元素为:
Var(bkX)=σ21-Rk2)Skk（6）
式中 bk为回归方程的估计值; X={x1,?,xk-1,xk+1,
?,xK}; σ为标准差; Rk2为可决系数; Skk=∑i=1n(xik-xˉk)2为 xk的离差平方和,反映 xk的变化幅度。如果 xk变动很少,则很难准确地估计 xk对y的作用。在极端情况下, xk完全不变; Skk=0,则完全无法估计 bk。在方程中,更多地关注 1-Rk2)。为此,定义第k个解释变量 xk的“方差膨胀因子”为 VIF,计算公式如下:
VIF=1(1-Rk2)（7）
则Var(bk|X)=VIFk×(σ2/Skk)（8）
VIF越大说明多重共线性问题越严重。如果最大的VIF超过10,则存在较严重的多重共线性问题。
对该模型多重共线性进行检验的结果（表3）表明,最大的VIF为2.13,远小于10,故不必担心存在多重共线性。
Table 3
表3
表3多重共线性检验结果
Table 3The results of Multicollinearity test

变量	VIF	1/VIF		变量	VIF	1/VIF
x6	2.13	0.470		x9	1.21	0.825
x16	2.09	0.478		x4	1.20	0.835
x1	2.04	0.491		x8	1.18	0.846
x3	1.90	0.526		x10	1.16	0.858
x7	1.78	0.562		x15	1.16	0.864
x14	1.74	0.574		x12	1.14	0.874
x2	1.40	0.715		x17	1.14	0.875
x13	1.36	0.736		x11	1.07	0.938
x5	1.35	0.738		均值VIF	1.47	0.680

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内生性是指模型中的一个或多个解释变量与随机扰动项相关。使用Stata中的“estat endo-genous”命令对模型进行内生性检验。结果（表4）表明,模型的内生性检验不显著,接受原假设,即变量不是内生性变量。
Table 4
表4
表4内生性检验结果
Table 4The results of endogenous test

内生性检验
Ho:variables are exogenous
Robust score chi2（1）=0.819	（p=0.365 5）
Robust regression F（1,153）=0.837	（p=0.361 7）

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5 实证结果及分析

利用Stata12.0软件对调查的168份农户问卷进行Probit模型回归分析,结果如表5所示。从估计结果来看,模型的LR统计量符合显著性要求,其他统计量也表明,建立的Probit模型整体拟合效果较好。
Table 5
表5
表5宅基地退出行为及其影响因素的Probit估计结果
Table 5The Probit model results of the homestead exiting behavior and its influencing factors

变量	估计系数	标准差	概率值
个体特征
年龄（x1）	0.643**	0.286	0.025
教育程度（x2）	-0.053	0.265	0.840
兼业时间（x3）	0.311*	0.183	0.090
家庭特征
家庭年均收入（x4）	0.380**	0.179	0.034
所辖区（x5）	-0.812*	0.510	0.110
宅基地块数（x6）	-2.172***	0.539	0.000
宅基地面积（x7）	0.208	0.283	0.462
农地是否征收（x8）	-0.078	0.667	0.907
期望收益
补偿金（x9）	0.264	0.230	0.251
补偿是否兑现（x10）	-1.058***	0.413	0.010
补偿合理（x11）	0.613*	0.370	0.098
宅基地收益分配比（x12）	-0.875***	0.301	0.004
风险预期
住房是否搬迁（x13）	1.519***	0.540	0.005
退出后房屋面积是否 增加（x14）	1.599***	0.504	0.001
是否有城市住宅（x15）	-0.054	0.564	0.924
生活开支是否增加（x16）	-2.203***	0.617	0.000
工作稳定程度（x17）	-0.440**	0.194	0.023
常数项	4.319	2.800	0.123
Wald chi2（17）	60.25
Prob>chi2	0.000
Pseudo R2	0.596 3
Log pseudo likelihood	-28.525 492

注:*、**、***分别表示10%、5%、1%的显著性水平。
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从农户个体特征因素对农户宅基地退出行为的影响来看,年龄在5%的水平上对农户宅基地退出行为影响显著且方向为正,这是因为农户其年龄较大,从事农业生产劳动的能力下降,且根据调查发现,达到退休年龄的农户在退出宅基地后可以获得城镇保险、农村保险等社会保障补偿,因此年龄大的农户更愿意选择退出宅基地以获得补偿金和其他社会保障补偿。被调查农户的兼业时间在10%的水平上正向影响其宅基地退出行为,即农户兼业时间越长越能正向促进农户退出宅基地,宅基地退出了的农户中兼业时间超过10个月的农户占比为50.69%。兼业化程度越高的农户其城镇就业能力越强、就业机会越多,对农村土地的依赖性减弱,因而其更愿意做出退出宅基地行为决策以获得一笔补偿,通过退出宅基地获得换新房、城镇居住的机会。而兼业时间较短的农户主要的从业方式是耕种,如果退出宅基地,安置地块可能离承包地较远,农户从事农业劳动的意愿减弱,而且由于农户的城镇就业能力较差,这些农户就会担忧退出后的就业、生存和生活等问题,会阻碍农户的宅基地退出行为。受教育程度在该模型中对农户宅基地退出行为没有影响,这是因为上海领先的社会经济发展以及上海土地股份制改革,培育了上海居民的商品经济意识,全民知道如何才能得到权利保护和权益不受损害。调研过程中发现无论受教育程度高的农户还是受教育程度低的农户,在做出宅基地退出决策时主要考虑其家庭经济状况以及补偿款对后期房屋重置的影响,他们对宅基地退出的认识都比较全面,受教育程度对其宅基地退出意愿基本没有影响。
从农户家庭特征因素对其宅基地退出行为的影响来看,农户家庭年均收入在5%的水平上正向影响农户宅基地退出行为,宅基地已退出的农户中家庭年均收入较高的农户占多数,年均收入超过30万元的农户占比为56.25%。这是因为家庭年均收入越低的农户城镇购房能力或换房能力较差,应对宅基地退出后换房和购房风险的能力越低,因而其更不愿意做出宅基地退出的行为;而家庭收入状况越好、收入越高的农户有能力获得更多生存和发展的机会,应对换房和购房的能力更强,宅基地的“生存保障”功能较弱,这就推动其宅基地退出行为。家庭所在辖区在10%的水平上负向影响农户的宅基地退出行为,也就是说松江区农户宅基地退出的更多（65.28%）。松江区更靠近上海市中心,其经济发展水平更高,城镇化、工业化进程快于金山区,并且农户获取非农就业的机会更多、能力更强,对农村土地的依赖程度更低,但是其收入还不足以满足城镇购房的能力,因而更愿意通过退出宅基地来换取城镇住房和社会保险等补偿福利政策。宅基地块数在1%的水平上对农户的宅基地退出意愿具有负向显著影响,即宅基地退出了的农户中多数（77.08%）只拥有一块宅基地。这是因为宅基地块数较多的农户,他们退出宅基地的机会成本较高,即使退出宅基地能够获得丰厚的经济补偿收益,但如果退出后的生活水平低于退出前的生活水平,农户就不会选择退出宅基地。农户农地是否征收对农户的宅基地退出行为没有影响,调查中发现上海很多农户即使有农地,他们也基本不耕种,而是将农地流转给外地人进行耕种,85%的农户回答说对农地几乎没有依赖,少部分（15%）的农户对农地有所依赖,但其依赖程度不高,主要是解决日常的生活所需,农地即使被征收也不会对生活产生太大影响。因此对农户做出宅基地退出行为的决策没有显著影响。
从宅基地退出的期望收益对农户宅基地退出行为的影响来看,退出宅基地能获得补偿金的数额对农户的退出行为影响不显著,这是因为补偿方案是由国家制定,农户能获得的补偿金数额取决于其宅基地面积、新旧程度等估价指标。但是补偿金是否兑现在1%的水平上显著负向影响农户的宅基地退出行为,即补偿金能够全部兑现（≥90%）或部分兑现（50%~90%）（72.22%）促进农户的宅基地退出行为,补偿金没有兑现（27.78%）阻碍农户的宅基地退出行为。补偿金能够全部兑现对于农户来说会短期增加其经济收益,农户可以通过宅基地退出获得的补偿、购房补助等经济收益选择重置住房的能力增强,甚至有些农户有通过宅基地退出“一夜暴富”的想法;而且随着农户自我保护、权利捍卫等意识的加强,农户对于补偿金是否全部兑现有着强烈的权利诉求。农户对补偿是否合理的认知在10%的水平上显著正向影响农户的宅基地退出行为,也就是说,农户认为补偿合理的话（50.69%）,其更愿意做出退出宅基地的行为,认为不合理就不愿意退出宅基地。这是因为随着现代通讯技术的发达、政府信息的公开和透明,农户获取信息的途径增加、农户认知水平的提升,农户能够根据目前市场的讯号和信息主观对宅基地价值进行判断,在宅基地退出过程中能更多地发挥主观能动性,会尽力为自己争取应有、应得的利益,因此,认为补偿合理的农户更愿意退出宅基地。宅基地退出后指标交易的村集体和农户之间收益分配比在10%的水平上负向影响农户的宅基地退出行为,即村集体获得的收益比重越大、农户获得的越小,会越阻碍农户的宅基地退出行为,村集体获得收益的比重越小、农户获得的越大（75.00%）,会越推动农户的宅基地腾退行为。宅基地对于农户来说除了住的功能、生存的功能之外,在上海等东部发达地区、进城劳动力多的地区来说,更多的表现为获得财产性收入的功能,比如租赁获得的收益,宅基地退出后,这些财产性收入功能就消失了,农户将减少一项收入来源,因此,农户希望能够分享宅基地退出后的收益。从期望收益的特征因素对于农户宅基地退出行为的影响来看,补偿金能够全部兑现、补偿越合理、期望收益越高,能够推动农户的退出宅基地行为,这也验证了前文提出的假说1。
从农户对宅基地退出后的风险预期来看,住房搬迁在1%的水平上正向影响农户的宅基地退出行为,宅基地退出了的农户中有87.50%住房搬迁了。退出后住房面积的增加在1%的水平上正向影响农户的宅基地退出行为,即退出后住房面积增加了（54.17%）促进农户的宅基地退出行为。根据调研发现,宅基地退出本质上是一个“以房换房”的过程,然而农户对于宅基地的无限预期和永久使用权消失了,政府在农户宅基地退出后会根据宅基地和房屋估价的结果给予农户现金补偿,并为农户提供另一处可新建房的宅基地,但是新的宅基地没有集体宅基地使用证,农户可以选择放弃补偿的宅基地新建住房,而使用退出后的补偿金换取城镇住房;原宅基地面积大的农户通过改造自己的房屋出租以获得收入,如果退出宅基地后房屋面积减少了,那么农户除了自住外没有多余的面积用来出租,宅基地的财产性收入功能消失,这就导致宅基地退出后新建房屋或者城镇购房的全部价值与退出前宅基地及房屋的功能和价值不能全部对应,农户面临着房屋价值降低的风险。生活成本的增加在1%的水平上显著负向影响农户宅基地退出行为,即退出后生活成本增加了（75.69%）,农户不愿意进行宅基地退出;生活成本不增加,农户愿意退出宅基地。宅基地退出后宅基地对于农户的农副产品生产性功能消失了,农户不能像以前那样扩大自己的庭院种植面积,而且根据调研发现,宅基地退出后的安置地方普遍离农户的承包地较远,很多农户基本上都不愿意去耕种,这些都是退出后伴随的生产功能的消失、生产性收入的减少,这会给农户带来生活成本的提高,导致农户不愿意退出宅基地。工作稳定程度在5%的水平上负向影响农户退出宅基地行为,即宅基地退出后农户的工作变得更稳定的农户（46.53%）多于变得更不稳定农户（29.17%）。宅基地退出后农户的农业生产活动减少了,更多的农户通过在城镇工作来获得收入,农户本身就面临就业风险,如果不能有稳定的工作,又将会面临失业风险,这就会使得农户不愿意退出宅基地,而更愿意保持原有宅基地以及原来的农业生产生活方式以降低风险。因此,通过对宅基地退出后风险预期的分析可知,宅基地退出后农户面临的风险越高,会越阻碍农户的宅基地退出行为,农户更愿意保持原有宅基地以及原有的生产生活方式以降低风险,这也验证了假说2。

6 结论与政策启示

6.1 结论

本文基于对上海市松江区和金山区的农户调查,运用Probit回归模型定量分析了农户宅基地退出行为及其影响因素,研究结果表明:
（1）从农户个体特征因素对农户宅基地退出行为的影响来看,年龄对农户宅基地退出行为有显著正向影响,调查发现年龄大的农户更愿意选择退出宅基地以获得补偿金和其他社会保障补偿;兼业时间越长越能够推动宅基地退出,而兼业时间越短的农户担忧退出后的就业、生存和生活等问题,会越阻碍农户的宅基地退出行为。受教育程度在该模型中对农户宅基地退出行为没有影响。
（2）从农户家庭特征因素对其宅基地退出行为的影响来看,农户家庭年均收入越高越会推动农户宅基地退出行为,而家庭年均收入越低的农户城镇购房能力或换房能力较差,应对宅基地退出后换房和购房风险的能力越低,因而会越阻碍其做出宅基地退出的行为;家庭所在辖区越靠近上海市中心越能推动农户退出宅基地,也就是说松江区农户宅基地退出的更多,松江区更靠近上海市中心,其经济发展水平更高且农户获取非农就业的机会更多、能力更强,对农村土地的依赖程度更低,但是其收入还不足以满足城镇购房的能力,因而更愿意通过退出宅基地来换取城镇住房和社会保险等补偿福利政策。宅基地块数对农户的宅基地退出意愿具有负向显著影响,这是因为宅基地块数较多的农户,他们退出宅基地的机会成本较高,即使退出宅基地能够获得丰厚的经济补偿收益,但如果退出后的生活水平低于退出前的生活水平,农户就不会选择退出宅基地。农户农地是否征收对农户的宅基地退出行为没有影响。
（3）从宅基地退出的期望收益来看,补偿金全部兑现能短期增加农户的经济收益,农户可以通过宅基地退出获得的补偿、购房补助等经济收益选择重置住房的能力增强,甚至有些农户有通过宅基地退出“一夜暴富”的想法,因而补偿金能够全部兑现会推动农户退出宅基地的行为;农户对补偿是否合理的认知显著正向影响农户的宅基地退出行为,随着现代通讯技术的发达、政府信息的公开和透明,农户获取信息的途径增加、农户认知水平的提升,农户能够根据目前市场的讯号和信息主观对宅基地价值进行判断,在宅基地退出过程中能更多地发挥主观能动性,会尽力为自己争取应有、应得的利益;宅基地退出后村集体获得的收益比重越大、农户获得的越小,会阻碍农户的宅基地退出行为,村集体获得收益的比重越小、农户获得的越大,会推动农户的宅基地腾退行为。
（4）从农户对宅基地退出后的风险预期来看,宅基地退出本质上是一个“以房换房”的过程,然而农户对于宅基地的无限预期和永久使用权消失了,退出宅基地后房屋面积减少了,农户宅基地的财产性收入功能消失,这就导致宅基地退出后新建房屋或者城镇购房的全部价值与退出前宅基地及房屋的功能和价值不能全部对应,农户面临着房屋价值降低的风险。农户在宅基地退出后面临生活成本增加的风险,农户就不愿意进行宅基地退出;宅基地退出后农户的工作变得更稳定,农户更愿意做出退出宅基地行为。

6.2 政策启示

由此可知,农户在宅基地退出过程中,补偿金能够全部兑现、补偿越合理、期望收益越高,将越推动农户退出宅基地的行为;宅基地退出后农户面临的风险越高,将阻碍农户的宅基地退出行为。据此,研究结果和结论对于政府在制定和完善宅基地退出相关政策的启示主要包括以下几点:
（1）在宅基地退出后,政府给予的补偿金应该按时全部发放,保障农户基本的权益,以为农户提供足够的经济支撑,使其在宅基地退出过程中没有经济压力、生活状况不变差,以符合现有国家对于宅基地退出后农户权益的制度保障。
（2）宅基地退出后,农户应该成为土地指标交易的股东之一,让农户分享宅基地退出后的收益,以弥补其宅基地永远使用权无限预期的消失以及财产性收入的损失,保障农户对土地发展权收益的权利。
（3）政府在确定安置地块或安置房补偿面积时,应尽量做到“退一补一”,实现“退有所居”“居有所产”,降低农户在宅基地退出的财产性收入、生产性收入面临的风险。
（4）建立宅基地退出后农户的稳定就业长效机制,通过加强农户的就业技能培训、健全就业服务体系等措施缓解农户的就业压力,保障农户的经济收入以降低其生活成本的增加。
The authors have declared that no competing interests exist.

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参考文献文献选项 原文顺序
文献年度倒序
文中引用次数倒序
被引期刊影响因子

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