生计资本对农户宅基地退出意愿的影响——基于水平和结构的双重视角

第38卷 第3期2024年3月Vol.38 No.3Mar.,2024
中国土地科学China Land Science 伴随着我国城市化进程的加快，大量农村劳动力涌入城市，导致农村常住人口逐渐减少，宅基地低效利用现象日益严重。

为解决上述问题，宅基地制度改革应运而生，宅基地退出是其中的主要内容之一。

自2015年起，在中央部署下宅基地改革试点地区陆续开展宅基地自愿有偿退出的探索。

2019年新《土地管理法》进一步以立法的形式规定，“国家允许进城落户的农村村民依法自愿有偿退出宅基地”。

2016—2023年中央一号文件连续8年关注宅基地制度改革，鼓励农户自愿有偿退出宅基地。

由此可见，自愿性原则已经成为宅基地退出的关键。

但在实践中，宅基地退出遭遇信息不对称、补偿标准难一致等问题，导致农户退出宅基地意愿不强，政策实施效果不显著[1]。

解决这些问题的重要基础在于把握农户宅基地退出意愿的影响机理。

诸多学者就农户宅基地退出意愿的影响因素开展了一系列研究，相关成果主要集中于农户个体特
征[2]、家庭特征[3]、宅基地特征[4]等方面。

生计资本是农户赖以生存的物质基础与长期发展的重要保障，其不仅会决定农户退出宅基地的风险承载力不同，而且会造成农户对宅基地的功能产生差异性依赖，从而影响宅基地退出意愿[5]。

因此研究农户宅基地退出意愿有必要考虑生计资本的作用。

现有研究分别从生计资本总量水平[6]，生计资本分维水平[5,7]等方面进行了一定探讨。

学者们均认可生计资本会对宅基地退出意愿产生影响，但研究主要从生计资本总量水平和生计资本分维水平出发，缺乏对生计资本结构的深入讨论。

就理论而言，生计资本影响农户行为决策的实质是生计资本丰裕度与各类生计资本密集度作用的结果[8]。

前者分为生计资本总量水平和分维水平，后者则表现为生计资本结构。

就实证而言，生计资本可视为不同维度资本的集合体。

各类资本在替代性和流动性上的差异致使生计资本的影响作用不仅体现在生计资本水平上，而且体现在生计资本结构上[9]。

收稿日期：2023-10-31；修稿日期：2023-12-14
基金项目：国家社会科学基金重点项目（20AGL024）。

第一作者：谈林沂（1998-），女，江苏盐城人，博士研究生。

主要研究方向为土地经济与政策。

E-mail:****************通讯作者：郭贯成（1977-），男，江苏涟水人，教授，博士生导师。

主要研究方向为土地经济与政策。

E-mail:************.cn
doi: 10.11994/zgtdkx.20240218.165617
生计资本对农户宅基地退出意愿的影响
——基于水平和结构的双重视角
谈林沂1，2，郭贯成2，3
，唐 鹏1，王俊龙2，孙 昊2
（1.四川大学公共管理学院，四川 成都 610065；2.南京农业大学公共管理学院，江苏 南京 210095；3.南京农业大学中国资源环境与发展研究院，江苏 南京 210095）
摘要：研究目的：基于中国土地经济调查1 839份农户数据，从水平和结构的双重视角分析生计资本对农户宅基地退出意愿的影响，以期为制定差异性的宅基地退出政策提供科学依据。

研究方法：熵值法和Logistic 模型。

研究结果： （1）农户宅基地退出意愿会受到生计资本水平与结构的双重影响；（2）在水平分析中，生计资本总量的提高会促进农户退出宅基地，分维水平的物质资本和社会资本会促进农户退出宅基地；（3）在结构分析中，人力资本占优、自然资本占优、物质资本占优和社会资本占优会促进农户退出宅基地；（4）相较于纯农户和非农户，生计资本对兼业农户宅基地退出意愿的影响更为显著。

相较于较发达地区和次发达地区，生计资本对欠发达地区农户宅基地退出意愿的影响更为显著。

研究结论：提升农户宅基地退出意愿可在充分考虑农户差异性和区域差异性的基础上，通过制定差异性的宅基地退出政策实现农户生计资本的合理配置，促进宅基地退出。

关键词：生计资本；宅基地退出；水平；结构；农户行为意愿中图分类号：F301.0
文献标志码：A
文章编号：1001-8158（2024）03-0026-12
27谈林沂等：生计资本对农户宅基地退出意愿的影响——基于水平和结构的双重视角
生计资本的水平和结构如何影响农户宅基地退出意愿？进一步地，不同生计策略类型的农户和不同发达程度地区的农户宅基地退出意愿可能存在差异，生计资本的水平和结构是如何差异性地影响这两类农户的宅基地退出意愿？现有研究均未对上述问题予以解答。

基于此，本文利用中国土地经济调查的1 839份数据，从水平与结构双重视角研究生计资本对宅基地退出意愿的影响，然后进一步讨论生计资本对不同生计策略类型和不同发达程度地区农户宅基地退出意愿的影响。

相较于前人研究，本文的边际贡献可能在于以下两点：一是研究视角。

从水平和结构的双重视角探讨了生计资本对农户宅基地退出意愿的影响，深化了二者间的机制研究。

二是研究内容。

从生计策略类型和区域类型两个层面分析了生计资本对农户宅基地退出意愿的差异性影响，丰富了生计资本作用于农户宅基地退出意愿的不同渠道。

为制定差异性的宅基地退出政策来改善农户的生计资本水平和结构，促进宅基地退出提供理论依据和参考。

1 机理分析与假说提出
农户的行为决策通常会受到一定的生计资本约束[5,9]。

生计资本的各维度可互相流动、彼此替代，导致生计资本的差异性不仅体现在水平上，还体现在结构上。

生计资本水平反映了生计资本的丰裕度，生计资本结构则反映了生计资本的密集度。

因此，农户的宅基地退出决策是基于自身生计资本状况的综合考量（图1）。

1.1 生计资本水平对农户宅基地退出意愿的影响机理与研究假说
在总量水平方面，生计资本总量的变化会改变农户对宅基地的功能依赖。

当农户生计资本总量较低时，其抵御风险的能力也较低[7]，高度依赖宅基地的保障功能，导致不愿意退出宅基地。

因此，生计资本总量会对农户宅基地退出意愿产生显著正向影响。

在生计资本分维水平方面，人力资本代表着知识、技能、能力和健康状况。

家庭劳动力的数量越多和家庭成员的健康状况越好，不仅会增强其农业生产能力，还会提高其非农务工能力。

前者的提升会使农户更加依赖宅基地的生产功能，而后者的提升则与之相反[10]。

家庭成员受教育水平的提高，一方面有利于提升其从事非农工作的比较优势，退出宅基地便于其进城谋求更好的工作；另一方面会增强其信息获取的能力，更容易了解宅基地退出中的风险，导致农户倾向于保留宅基地[2]。

因此，人力资本对农户宅基地退出意愿的影响方向不确定，有待进一步验证。

自然资本主要是指农户拥有或长期拥有的土地。

农户承包的耕地面积越多和耕地肥力越好，农户越愿意投入农业生产，对宅基地保障和生产功能的依赖越深，从而不愿意退出宅基地。

农户拥有的宅基地数量越多，其多余的宅基地越容易闲置。

在已有宅基地满足保障的前提下，退出闲置宅基地可显化其财产功能，因此农户愿意退出宅基地。

因此，自然资本对农户宅基地退出意愿的影响方向尚不确定，有待进一步验证。

物质资本是指农户家庭用于生产生活的机器设备和住房。

耐用消费品数量的增加与房屋结构的优化会增加农户的居住满意度来强化其宅基地保障功能的依赖，导致农户不愿意退出宅基地。

城镇住房数量的增加会弱化农户对宅基地保障功能的依赖，使其愿意退出宅基地。

此外，物质资本的丰富虽满足了农户的居住需求，但不能满足其对周围公共服务的需求[11]。

而退出宅基地可为其进城提供货币补偿或房屋安置，满足其享受城市优质服务的需求。

因此，物质资本会显著正向影响农户退出宅基地。

金融资本是农户为达成生计目标所需要的资金资源。

一方面，金融资本丰富的农户通常以非农收入为收入来源，其稳定的生计不仅导致其对宅基地退出补偿的需求不强烈[12]，而且可能促使农户更加依赖宅基地的心理功能，造成宅基地的受偿预期偏高，从而
图1 生计资本影响农户宅基地退出意愿的分析框架Fig.1 The analytical framework of the impact of
livelihood capital on farmers’ willingness to WRL
中国土地科学 2024年3月 第3期28
倾向于保留宅基地。

另一方面，金融资本丰富的农户具有较强的借贷能力，在面临宅基地退出风险时会主动选择风险分担工具[13]。

因此，金融资本对农户宅基地退出意愿的影响方向尚不确定，有待进一步验证。

社会资本是农户为实现生计活动可使用的关系网络或社会资源。

现有退出补偿大多忽略了医疗和养老等社会保障，农户会因失去宅基地的保障功能而不愿意退出宅基地。

而社会资本的提高有助于农户谈判能力的提升，进而获得更多的退出补偿[14]。

此外，社会资本还可通过风险分担和信息传播降低农户对宅基地退出的风险预期[15]。

因此，社会资本会显著正向影响农户宅基地退出意愿。

根据上述分析，提出以下假说：
假说H1a：生计资本总量水平会显著正向影响农户宅基地退出意愿。

假说H1b：生计资本分维水平会影响农户宅基地退出意愿。

具体而言，物质资本、社会资本会显著正向影响农户宅基地退出意愿；人力资本、自然资本和金融资本对农户宅基地退出意愿的影响方向尚不确定，有待进一步验证。

1.2 生计资本结构对农户宅基地退出意愿的影响机理与研究假说
生计资本结构即农户各类资本的相对水平，如人力资本占优型即该农户所拥有的所有资本中人力资本的水平最高[9]。

不同维度间的生计资本具有一定的替代性，在一定条件下可互相替代与转化。

譬如人力资本占优型农户的家庭拥有更高的受教育水平与更健康的身体，更易获得非农工作的机会，从而拥有更高收入和更多与外界接触交流的机会。

即基于生计资本的可替代性，人力资本占优可转化为金融资本和社会资本，促进农户的宅基地退出意愿。

若不同维度的生计资本不存在替代性，依据木桶理论可知，讨论最低的生计资本分维水平即可了解农户是否愿意退出宅基地，这显然与实际情况相悖。

虽然农户会依据自身生计资本，通过自身较高分维水平的转化来提升较低分维水平，如李清政等[16]指出家庭社会资本水平的增加会促进家庭对人力资本和物质资本的投入，从而实现整体生计的改善。

但在现实中不同农户在各类资本间的差异及差异强度上是不一致的，不同资本间的替代率亦不一致。

因此在探讨农户宅基地退出意愿时，不仅要考虑到生计资本水平的约束，而且要考虑各类生计资本结构的合理配置。

基于各维度生计资本之间的替代性和动态性平衡的考虑是影响农户宅基地退出意愿的重要因素。

根据上述分析，提出假说H2：农户各类生计资本结构优势会显著正向影响其宅基地退出意愿。

2 数据来源、变量选取与模型选择
2.1 研究区域与数据来源
江苏省位于我国东部，属于长江三角洲经济发展中心，2020年城镇化率为73.44%。

近年来，江苏省通过城乡建设用地增减挂钩等方式广泛开展宅基地退出探索，取得了一定的成果与经验。

截至2020年，江苏省宅基地总面积约为350 915万m2，共发放不动产登记证书230万本。

江苏省的经济发展水平整体较好，但在省内不同地区的经济发展水平差别较大，这一特征与全国经济结构相符，因此选取江苏省为研究区域具有较强的现实意义。

本文数据来自2020年南京农业大学中国土地经济调查（CLES）数据库。

调研区域和农户样本均通过PPS 抽样获得，包括13个地级市、52个行政村和2 628户 农户。

调研以“一对一”访谈方式进行，所用问卷包含土地市场、农业生产、乡村产业等方面内容。

除去部分空值与异常值数据后，有效样本合计1 839户。

2.2 变量选取
2.2.1 核心自变量
借鉴相关成果，本文选取15项指标以反映农户的生计资本特征，具体而言：（1）人力资本：选取家庭劳动力数量[17]、家庭成员健康状况[18]和家庭成员受教育水平[19]3个指标。

（2）自然资本：选取承包耕地面积[20]、耕地肥力[21]和宅基地数量[7]3个指标。

鉴于宅基地具有土地和住房的双重属性，为了更好地进行衡量，本文对这两种属性分别采用不同指标进行区分。

根据自然资本的定义，将其土地属性归为自然资本，用宅基地数量衡量。

下文根据物质资本的定义，将其住房属性归为物质资本，用住房结构衡量。

（3）物质资本：选取家用电器和农用机械数量表征耐用消费品数量[9]，用以反映农户在农业生产和日常生活上的物质资本。

选取住房结构[22]和城镇住房持有情况[23]表征住房资产。

（4）金融资本：选用家庭年收入和家庭存款分别表征农户金融资本的流量和存量[24]。

选用信贷获得性来反映农户是否能够通过借贷获得所需的资金资源[25]。

（5）社会资本：选取人情支出[26]、遇到困难时能够借到5万元的人数[27]、家庭是否为党员
29谈林沂等：生计资本对农户宅基地退出意愿的影响——基于水平和结构的双重视角
户或干部户[28]3个指标。

2.2.2 因变量
因变量为农户宅基地退出意愿。

农户愿意退出则赋值为1，不愿意退出则赋值为0。

江苏省所推行的宅基地退出政策主要为有偿退出，包括“一户一宅”和“一户多宅”等。

在1 839户农户样本中，仅有246户 属于“一户多宅”，占全样本的13.377%；其中愿意退出户仅有29户，占全样本的1.577%。

鉴于绝大多数农户不存在“一户多宅”，也不涉及“一户多宅”的退出，再结合实地调研情况，本文主要探讨“一户一宅”农户（资格权）有偿永久退出。

2.2.3 控制变量
参照相关研究，从以下三方面设置了控制变量：（1）农户特征[3]，包括农户性别、年龄和受教育程度；（2）宅基地政策认知特征[1]，包括宅基地归属认知、宅基地继承认知、宅基地抵押认知；（3）村庄特征[29-30]，包括村庄到县城的距离和村庄宅基地确权情况。

变量的定义与赋值见表1。

2.3 模型选择
2.3.1 熵值法
本文首先采用极差法对原始数据进行标准化归一处理，然后选用熵值法确定各类评价指标的权重，从而获得生计资本的各项数值，再据此计算出生计资本的总量水平、分维水平与分维结构。

计算公式为：
V i =
1
j
n
=
/（W j×S ij）（1）式（1）中：S ij是第i个农户第j个标准化后的指标数值，W j是第j项指标的权重，V i是生计资本评价值。

2.3.2 Logistic模型
本文的因变量为农户宅基地退出意愿，属于典型的二元离散变量，因此选用Logistic模型进行计量分析，具体公式如下所示：
Logistic（p）= ln（1p p-）= Q + H
1
X
1
+
H2X2 + … + H m X m + e
（2）
表1 变量定义与赋值
Tab.1 Definition and assignment of variables
项目变量名称变量定义及赋值
人力资本家庭劳动力数量18~60岁的家庭成员数量/人
家庭成员健康状况家庭成员健康状况均值（1 = 丧失劳动能力，2 = 差，3 = 中， 4 = 良，5 = 优）家庭成员受教育水平家庭成员受教育年限均值/年
自然资本承包耕地面积家庭承包耕地面积/亩
承包耕地肥力承包耕地的肥力（1 = 差，2 = 中，3 = 好）
宅基地数量家庭拥有的宅基地数量/处（1 = 差，2 = 中，3 = 好）
物质资本住房结构家庭住房结构（1 = 砖、石、木料房屋，2 = 砖混结构，3 = 钢筋混凝土结构）城镇住房持有情况家庭是否持有城镇住房（1 = 是，0 = 否）
耐用消费品数量家庭拥有的家用电器和农用机械数量/个
金融资本家庭总收入2019年家庭总收入/万元
家庭存款数2019年家庭拥有的存款金额/万元
信贷获得性是否获得过银行贷款（1 = 是，0 = 否）
社会资本人情支出家庭人情支出费用/万元
遇到困难可借5万元的人数遇到困难时能够借到5万元的人数/人
家庭是党员户或干部户家庭中是否有党员或干部（1 = 是，0 = 否）
农户特征性别受访者性别（1 = 男，0 = 女）
年龄受访者年龄/周岁（1 = 35岁以下，2 = 35~45岁，3 = 46~55岁，4 = 56~65岁，5 = 65岁以上）
受教育程度受访者受教育程度（1 = 小学及以下，2 = 初中，3 = 高中或中专，4 = 大学或大专，5 = 研究生及以上）
宅基地政策认知特征宅基地归属认知宅基地归属（1 = 村集体所有，2 = 国家所有，3 = 个人所有）宅基地继承认知宅基地是否可以继承（1 = 是，0 = 否）
宅基地抵押认知宅基地是否可以抵押贷款（1 = 是，0 = 否）
村庄特征村庄到县城的距离村委会到县城的距离/km
村庄宅基地确权情况本村是否进行宅基地确权（1 = 是，0 = 否）
中国土地科学 2024年3月 第3期
30式（2）中：p 是农户愿意退出宅基地的概率；1 - p 是农户不愿意退出宅基地的概率，
Q 是模型常数项；X 是解释变量；
H 代表系数值；e 代表随机扰动项。

3 实证结果与分析
3.1 农户生计资本分析
（1）农户生计资本水平分析。

就总量水平而言，农户整体的生计资本总量均值为0.140，表明农户生计资本总量处于较低水平；生计资本总量的最大值和最小值之间相差较大，表明农户整体在生计资本总量水平上分化程度较大。

就分维水平而言，按其均值排序为：物质资本（0.047）＞社会资本（0.043）＞金融资本（0.019）＞自然资本（0.017）＞人力资本（0.015），表明农户的物质资本相对充裕，人力资本较为匮乏。

进一步地，依据农户生计资本总量水平计算值，将农户分为强生计资本型和弱生计资本型农户[9]。

由表2可知，就生计资本总量水平而言，强资本型农户占比48.940%，弱资本型农户占比51.060%，说明大多数农户的生计资本总量低于总体均值。

就生计资本分维水平而言，农户在人力资本方面的分布较为均匀，在自然、物质、金融和社会资本方面均表现出明显的分化。

综上所述，农户生计资本水平具有明显的异质性特征，表现为总量水平差异显著，生计资本分维水平分布不均且强弱分化明显。

（2）农户生计资本结构分析。

借鉴相关研究[9]，将农户5类生计资本分维水平最高的定义为该类资本占优型农户。

由表3可得，在1 839个样本农户中，金融资本占优型农户最多，共有556人，占比30.234%；物质资本占优型农户的数量与金融资本占优型相近，共有520人，占比28.276%；社会资本占优型农户位居第三，共有423人，占比23.002%；人力资本占优型农户数量相对较少，共有209人，占比11.365%；自然资
本型农户占比最少，仅有131个，占比7.123%。

综上所述，农户生计资本的水平和结构均存在较明显的差异性和分布的不均匀性。

3.2 基准回归
多重共线性检验结果显示所有自变量的容差均小于10，不存在多重共线性问题。

由表4的模型1可知，就生计资本总量水平而言，生计资本总量水平在1%的统计水平上正向显著。

这表明生计资本总量的提高会促进农户的宅基地退出意愿，与已有研究[6]的结论一致，假说H1a 得以验证。

由表4的模型2可知：生计资本分维水平对农户宅基地退出意愿存在差异性影响。

物质资本和社会资本会显著影响农户宅基地退出意愿，人力资本、自然资本和金融资本对农户宅基地退出意愿的影响不显著。

假说H1b 部分得以验证。

具体而言：首先，物质资本和社会资本分别在1%和10%的水平上促进农户宅基地退出意愿，与假说H1b 一致。

其中，社会资本的回归结果与孙鹏飞等[31]的研究结论一致。

其次，人力资本未通过显著性检验，这与孙鹏飞等[32]的研究结论不一致。

可能的原因在于：样本中人力资本丰富的农户基本从事非农或兼业工作，占比接近95%，这降低了对宅基地生产功能的依赖。

但农户受教育水平的提高会增强其信息获取的能力，更容
表2 农户生计资本水平评价结果与类型分布
Tab.2 Evaluation results and distribution of farmers’ livelihood capital level
变量
均值最小值最大值强资本型弱资本型
频数频率/%频数频率/%生计资本总值（ZC ）0.1400.0120.52290048.94093951.060人力资本（HC ）0.0150.0000.03699954.32384045.677自然资本（NC ）0.0170.0000.23025013.594 1 58986.406物质资本（PC ）0.0470.0000.16149126.699 1 34873.301金融资本（FC ）0.0190.0000.14766436.107 1 17563.893社会资本
（SC ）0.043
0.000
0.165
627
34.095
1 212
65.905
表3 农户生计资本结构分布
Tab.3 Distribution of farmers’ livelihood capital structure
生计资本类型频数频率/%人力资本占优型
（HA ）20911.365自然资本占优型（NA ）1317.123物质资本占优型（P A ）52028.276金融资本占优型（F A ）55630.234社会资本占优型（SA ）42323.002总计
1 839
100.000
31谈林沂等：生计资本对农户宅基地退出意愿的影响——基于水平和结构的双重视角
易了解宅基地退出中的风险，削弱了农户的宅基地退出意愿[2]。

因此，人力资本对农户宅基地退出的影响不显著。

再次，自然资本未通过显著性检验，这与吴云青等[5]的结论不一致。

可能的解释为：样本农户平均承包5.484亩耕地，耕地肥力均值为2.421。

鉴于当前农业生产的投资回报率较低，且国家鼓励进行耕地流转，农户会倾向于将耕地流转以此换取额外的收入和更多的非农就业机会，促进了其宅基地退出意愿[3]。

但同时，接近90%的农户属于“一户一宅”，且平均年龄超过60岁，其对宅基地心理和保障功能的强烈依赖会削弱宅基地退出意愿。

最后，金融资本未通过显著性检验。

可能的原因在于金融资本丰富的农户约有70%从事非农工作，生活基本脱离农业生产，虽不再依赖宅基地的生产和保障等功能，但其对宅基地财产价值显化的需求同样不强烈[12]。

因此金融资本并不会影响农户的宅基地退出意愿。

由表4的模型3可知，人力资本占优型、自然资本占优型、物质资本占优型和社会资本占优型农户分别在5%、5%、1%和5%的统计水平下通过显著性检验，表明不同资本结构优势对农户宅基地退出意愿有显著正向影响，假说H2成立。

值得注意的是，虽然人力资本占优、自然资本占优、物质资本占优和社会资本占优均会正向促进农户宅基地退出意愿，表明农户宅基地退出意愿对这4类资本的依赖性更强，但并不能否认未纳入模型的金融资本对农户宅基地退出意愿的作用[9]。

表4 生计资本对农户宅基地退出意愿的影响
Tab.4 The effect of livelihood capital on farmers’ willingness to WRL
变量
模型1模型2模型3
系数标准误系数标准误系数标准误
总量水平
ZC 3.736*** 4.397
分维水平
HC18.984 1.194
NC 6.150 1.565
PC 4.178*** 3.151
FC-11.206-1.307
SC 2.825* 1.791
结构
HA0.808** 2.494
NA0.888** 2.380 P A 1.111*** 4.405
SA0.663** 2.403
控制变量
年龄-0.051-0.585-0.038-0.417-0.034-0.381性别 1.022*** 4.186 1.059*** 4.321 1.062*** 4.342受教育程度0.1030.9280.126 1.1120.163 1.482宅基地归属认知-0.018-0.135-0.042-0.309-0.043-0.314宅基地抵押认知0.174 1.0140.192 1.1110.210 1.217宅基地继承认知-0.545*-1.801-0.542*-1.776-0.516*-1.700村庄到县城的距离-0.007-1.250-0.006-1.100-0.006-1.040村庄宅基地确权情况-0.375**-2.146-0.346**-1.969-0.354**-2.021
常数项-2.935***-4.350-3.014***-4.026-3.270***-4.678 Pseudo R20.0600.0650.063
N 1 839 1 839 1 839
注：5类资本占优型均属于虚拟变量，而同时放入多个虚拟变量回归会导致“虚拟变量陷阱”，因此参照张童朝等[9]的研究，以金融资本占优型为参照组进行考察，下表同；***、**、*分别代表在1%、5%和10%的统计水平上显著，下表同。