確權(quán)抑制農(nóng)戶宅基地退出意愿了嗎
——來自川豫皖三省的微觀調(diào)查

高 原，高晨曦，趙 凱

（西北農(nóng)林科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，陜西 楊陵 712100）

城鎮(zhèn)化的快速推進(jìn)和農(nóng)村人口大量外流引發(fā)鄉(xiāng)村人地關(guān)系變動(dòng)，導(dǎo)致農(nóng)村宅基地利用低效和城市建設(shè)用地供給不足的矛盾并存[1]?；谡氐墓δ芏ㄎ弧⒄氐厣限r(nóng)房的資產(chǎn)屬性以及中國宅基地制度的現(xiàn)實(shí)情況，中央提出穩(wěn)慎推進(jìn)農(nóng)村宅基地制度改革，探索引導(dǎo)農(nóng)戶自愿有償退出宅基地[2]。其中，確權(quán)作為改革的重要一環(huán)，旨在保護(hù)農(nóng)民合法權(quán)益的同時(shí)，提高農(nóng)戶參與宅基地制度改革的積極性，實(shí)現(xiàn)土地的高效利用[3]。近年來，中央一號(hào)文件多次強(qiáng)調(diào)要加快房地一體宅基地確權(quán)登記頒證，探索宅基地所有權(quán)、資格權(quán)、使用權(quán)“三權(quán)分置”有效實(shí)現(xiàn)形式。

理論上而言，確權(quán)能夠保障農(nóng)戶家庭土地產(chǎn)權(quán)的安全性、穩(wěn)定性和完整性[4]，為激勵(lì)農(nóng)戶自愿有償退出宅基地發(fā)揮作用。然而現(xiàn)實(shí)中，無論是試點(diǎn)地區(qū)還是非試點(diǎn)地區(qū)，農(nóng)戶自愿有償退出宅基地的積極性并不高[5]。學(xué)界對(duì)于確權(quán)能否推動(dòng)農(nóng)戶宅基地退出也存在爭(zhēng)論：一種觀點(diǎn)認(rèn)為，確權(quán)對(duì)新生代農(nóng)民工宅基地退出意愿有顯著正向影響[6]，也能夠提升城郊農(nóng)戶宅基地流轉(zhuǎn)的概率[3]，在多種補(bǔ)償條件下，確權(quán)能夠顯著促進(jìn)農(nóng)民工退出農(nóng)村的意愿[7]。相反的觀點(diǎn)認(rèn)為，由于確權(quán)強(qiáng)化了農(nóng)戶對(duì)宅基地私有的認(rèn)知，因此相較于廉價(jià)流轉(zhuǎn)和被動(dòng)退出，確權(quán)使得農(nóng)戶更愿意選擇永久保留宅基地[8]。農(nóng)戶對(duì)產(chǎn)權(quán)排他性的認(rèn)知越強(qiáng)，越不愿意退出[9]，即心理所有權(quán)抑制了農(nóng)戶宅基地退出行為[10]。

雖然當(dāng)前學(xué)者已經(jīng)關(guān)注到確權(quán)作為正式制度的主要表現(xiàn)形式，會(huì)對(duì)農(nóng)戶宅基地利用方式產(chǎn)生影響，但相關(guān)研究仍存在一定的補(bǔ)充空間。從制度理論出發(fā)，制度系統(tǒng)包含正式制度與非正式制度[11]。中國農(nóng)村是一個(gè)傳統(tǒng)的關(guān)系型社會(huì)，因此農(nóng)戶對(duì)土地的權(quán)利行使不僅與國家推行的政策制度有關(guān)，還與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和社會(huì)信任等社會(huì)資本有關(guān)[12]。社會(huì)資本作為非正式制度的表現(xiàn)形式之一[13]，是農(nóng)戶生存和發(fā)展的基礎(chǔ)資源，可以為社會(huì)結(jié)構(gòu)中的個(gè)體或組織帶來便利或經(jīng)濟(jì)效益[14]。忽略社會(huì)資本這類非正式制度的補(bǔ)充與調(diào)適，從單一視角分析難以充分體現(xiàn)農(nóng)戶對(duì)確權(quán)政策的響應(yīng)。另外，現(xiàn)有研究大多集中于確權(quán)對(duì)宅基地流轉(zhuǎn)的影響，但宅基地退出與宅基地流轉(zhuǎn)在產(chǎn)權(quán)表達(dá)、交易對(duì)象和方式上存在顯著差異，政府和市場(chǎng)在其中的角色也不盡相同[15]。因此確權(quán)對(duì)宅基地退出的影響不能等同于確權(quán)對(duì)宅基地流轉(zhuǎn)的影響，確權(quán)如何影響農(nóng)戶宅基地退出意愿有待進(jìn)一步補(bǔ)充和細(xì)化。基于以上分析，本文利用川豫皖三省農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)，分析以確權(quán)為代表的正式制度對(duì)農(nóng)戶宅基地退出意愿的影響，揭示其作用機(jī)理，并探討社會(huì)資本這一非正式制度在確權(quán)效應(yīng)中的作用，為優(yōu)化農(nóng)戶宅基地退出決策、推進(jìn)農(nóng)村宅基地制度改革提供參考。

相較于已有研究，本文可能的邊際貢獻(xiàn)在于：第一，研究?jī)?nèi)容上，本文不僅探討了確權(quán)對(duì)農(nóng)戶宅基地退出意愿的影響，而且關(guān)注到社會(huì)資本在確權(quán)效應(yīng)中的補(bǔ)充作用，從而將以確權(quán)為代表的正式制度和以社會(huì)資本為代表的非正式制度納入同一分析框架，更全面地考察確權(quán)與農(nóng)戶宅基地退出意愿之間的邏輯關(guān)系。第二，研究視角上，本文運(yùn)用稟賦效應(yīng)這一理論揭示確權(quán)影響農(nóng)戶宅基地退出意愿的內(nèi)在機(jī)理，進(jìn)一步拓展了宅基地退出的研究思路，為回答確權(quán)如何影響農(nóng)戶宅基地退出意愿提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

1 理論分析與研究假說

1.1 確權(quán)對(duì)宅基地退出意愿的影響

按照產(chǎn)權(quán)理論，明確權(quán)利并允許其交易會(huì)激發(fā)有效市場(chǎng)，促進(jìn)生產(chǎn)要素自由流動(dòng)[16]。因此，宅基地確權(quán)在理論上有利于活躍農(nóng)村土地要素市場(chǎng)，促進(jìn)要素交易，從而增強(qiáng)農(nóng)戶對(duì)宅基地經(jīng)濟(jì)價(jià)值的認(rèn)識(shí)。然而，在當(dāng)前政府引導(dǎo)為主的宅基地退出實(shí)踐中，宅基地的使用和管理受到嚴(yán)格的政府調(diào)控，其經(jīng)濟(jì)價(jià)值不能完全體現(xiàn)在市場(chǎng)交換中。這也導(dǎo)致當(dāng)前宅基地退出補(bǔ)償中普遍存在標(biāo)準(zhǔn)較低，方式單一等問題，不僅難以滿足農(nóng)戶不斷增長的經(jīng)濟(jì)利益需求，也難以抵御宅基地退出中面臨的生活成本、醫(yī)療社保和居住環(huán)境等發(fā)生變化的風(fēng)險(xiǎn)[7]。換言之，確權(quán)并未從根本上改變農(nóng)戶對(duì)宅基地退出的高成本低收益預(yù)期[17]。而產(chǎn)權(quán)證書作為宅基地轉(zhuǎn)讓或出租的合法憑證，為農(nóng)戶擴(kuò)展宅基地多元利用方式提供了有力產(chǎn)權(quán)保障。因此作為理性經(jīng)濟(jì)人，農(nóng)戶根據(jù)成本收益最大化原則選擇宅基地處置的最優(yōu)方式，譬如流轉(zhuǎn)、出租或入股等。確權(quán)后農(nóng)戶可以合法地將宅基地使用權(quán)作為抵押物用于融資，以擴(kuò)大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模，或開展電商經(jīng)營、農(nóng)村旅游等經(jīng)濟(jì)活動(dòng)來提升收入改善家庭經(jīng)濟(jì)條件，這種情況下，確權(quán)可能會(huì)對(duì)農(nóng)戶宅基地退出意愿表現(xiàn)出抑制作用。另外，與一般意義上的私有財(cái)產(chǎn)不同，在鄉(xiāng)土社會(huì)環(huán)境中，宅基地這類基于祖業(yè)的財(cái)產(chǎn)凝結(jié)著農(nóng)戶的情感與寄托，承載著情感聯(lián)結(jié)和家族紐帶的功能。對(duì)于鄉(xiāng)土依戀情結(jié)較重的農(nóng)戶而言，即便宅基地已處于閑置狀態(tài)，他們?nèi)匀粚⑵淇醋饕环轁撛诘倪z產(chǎn)保留[18]。而確權(quán)從法律意義上明晰了宅基地空間邊界和權(quán)利主體，國家層面對(duì)宅基地使用權(quán)的承認(rèn)和保護(hù)進(jìn)一步加深了農(nóng)戶對(duì)宅基地的“依戀感”和“歸屬感”。因此，相較于被動(dòng)退出，農(nóng)戶更傾向于保留與繼承宅基地。由此提出假說：

H1：確權(quán)對(duì)農(nóng)戶宅基地退出意愿具有負(fù)向影響。

實(shí)質(zhì)上，無論是確權(quán)所帶來的產(chǎn)權(quán)安全保障對(duì)宅基地利用方式的擴(kuò)展，還是產(chǎn)權(quán)邊界確定對(duì)農(nóng)戶家宅繼承觀念的加深，本質(zhì)都是農(nóng)戶對(duì)宅基地功能和情感的依賴，表現(xiàn)為農(nóng)戶對(duì)宅基地資產(chǎn)屬性的發(fā)掘和心理價(jià)值的高估，而這正是稟賦效應(yīng)的體現(xiàn)。稟賦效應(yīng)最早由THALER 提出，是指當(dāng)個(gè)體一旦擁有某項(xiàng)財(cái)產(chǎn)，那么他對(duì)該物品價(jià)值的評(píng)價(jià)相較未擁有之前會(huì)大幅提高，具體表現(xiàn)為出賣該商品時(shí)索要的價(jià)格（Willing to Accept, WTA）往往比購入該商品時(shí)的花費(fèi)（Willing to Pay, WTP）更高[19]。按照財(cái)產(chǎn)是否具有人格屬性可以將其分為“人格財(cái)產(chǎn)”和“可替代財(cái)產(chǎn)”兩類[20]。一般而言，人格財(cái)產(chǎn)的稟賦效應(yīng)要強(qiáng)于可替代財(cái)產(chǎn)的稟賦效應(yīng)[21]。宅基地是農(nóng)戶依據(jù)集體成員身份申請(qǐng)所得，其使用權(quán)會(huì)因戶籍轉(zhuǎn)移、權(quán)利主體死亡等原因自然消亡。因此宅基地對(duì)農(nóng)戶而言具有強(qiáng)烈的人格財(cái)產(chǎn)屬性。在未確權(quán)時(shí)，土地產(chǎn)權(quán)較模糊，稟賦效應(yīng)也相對(duì)較低，農(nóng)戶會(huì)擔(dān)心產(chǎn)權(quán)強(qiáng)度較弱導(dǎo)致的土地糾紛或調(diào)整。確權(quán)從法律層面明晰了宅基地空間邊界和權(quán)利主體，保障了農(nóng)戶對(duì)土地的權(quán)利，降低了農(nóng)戶失去土地的風(fēng)險(xiǎn)，強(qiáng)化了產(chǎn)權(quán)強(qiáng)度，加深了農(nóng)民的稟賦效應(yīng)和宅基地“私有”認(rèn)知[18]。進(jìn)一步地，若個(gè)體對(duì)某一財(cái)產(chǎn)具有生存依賴性和在位控制權(quán)，尤其是當(dāng)其控制權(quán)的交易具有不均質(zhì)性和不可逆性，那么其稟賦效應(yīng)將較為強(qiáng)烈[22]。目前政策實(shí)踐中，宅基地退出以政府引導(dǎo)下農(nóng)民放棄宅基地獲得貨幣或住房安置為主要形式，補(bǔ)償前提條件中部分地區(qū)規(guī)定農(nóng)戶須承諾不再申請(qǐng)宅基地，顯然宅基地退出具有明顯的不可逆性[15]，因此農(nóng)戶對(duì)宅基地會(huì)表現(xiàn)出更深的稟賦效應(yīng)。綜上，無論是從宅基地自身屬性還是宅基地退出的特征而言，確權(quán)都加深了農(nóng)戶對(duì)宅基地的稟賦效應(yīng)，從而對(duì)退出意愿表現(xiàn)出負(fù)向影響。由此提出假說：

H2：確權(quán)通過加強(qiáng)稟賦效應(yīng)抑制農(nóng)戶宅基地退出意愿。

1.2 社會(huì)資本在稟賦效應(yīng)影響宅基地退出意愿中的調(diào)節(jié)作用

人們長期交往中形成的網(wǎng)絡(luò)、信任和規(guī)范等是社會(huì)資本的核心要素[23]。社會(huì)資本作為農(nóng)戶生存和發(fā)展的重要資源，可以為家庭提供所需的物質(zhì)或精神支持，進(jìn)而影響其行為決策。具體而言，首先，宅基地退出是農(nóng)戶基于個(gè)人利益與政府合作的結(jié)果，準(zhǔn)確的信息和可靠的執(zhí)行有助于促成良好的合作[24]。高水平的社會(huì)資本能夠提升農(nóng)戶獲取和分享信息資源的能力[13]，增加農(nóng)戶宅基地退出信息獲取容量，提高農(nóng)戶對(duì)當(dāng)前宅基地利用現(xiàn)狀及宅基地制度改革重要性的認(rèn)知，緩解農(nóng)戶對(duì)宅基地經(jīng)濟(jì)價(jià)值的高估，從而消除合作中信息不對(duì)稱的問題。其次，農(nóng)戶作為理性經(jīng)濟(jì)人，在宅基地退出政策實(shí)施時(shí)，根據(jù)其感知到的退出利益與風(fēng)險(xiǎn)形成決策意愿[25]。社會(huì)資本作為交往互惠性的關(guān)系媒介資源，具有資金調(diào)動(dòng)、風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)的功能。社會(huì)網(wǎng)絡(luò)成員間通過提供具體的工作信息、介紹就業(yè)機(jī)會(huì)等求職援助降低農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移成本和失業(yè)的可能性，增強(qiáng)其生計(jì)轉(zhuǎn)型過程中消除障礙的能力。同時(shí)，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)成員間無償資助、禮金往來、非正規(guī)借貸等，能夠?yàn)楦纳妻r(nóng)戶生活環(huán)境和生計(jì)方式提供資金支持。最后，作為一種非正式制度，社會(huì)資本可以通過促進(jìn)合作行動(dòng)而提高社會(huì)效率[13]。較高的社會(huì)資本有助于創(chuàng)建相互信任，互惠合作的環(huán)境，也有利于提高農(nóng)戶的談判能力，使其有可能在宅基地退出中獲得更多的補(bǔ)償或更好的退出條件，從而緩解稟賦效應(yīng)的負(fù)向影響。因此社會(huì)資本可以通過擴(kuò)充信息資源和優(yōu)化互動(dòng)合作來幫助農(nóng)戶應(yīng)對(duì)宅基地退出中的風(fēng)險(xiǎn)和問題，從而削弱稟賦效應(yīng)的約束。由此提出假說：

H3：社會(huì)資本在稟賦效應(yīng)影響宅基地退出意愿中具有調(diào)節(jié)作用。

基于以上分析，本文將確權(quán)、稟賦效應(yīng)、社會(huì)資本和宅基地退出意愿納入同一個(gè)分析框架（圖1），以期將正式制度與非正式制度相結(jié)合，為宅基地制度改革中農(nóng)戶宅基地退出意愿的研究提供一個(gè)新的視角。

2 數(shù)據(jù)來源、變量界定和模型設(shè)定

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于課題組2019年10月對(duì)四川邛崍市及2020年8—9月對(duì)河南長垣和安徽金寨開展的農(nóng)戶抽樣調(diào)查。選取這些地區(qū)的主要原因有以下幾點(diǎn)：一是這三個(gè)地區(qū)是全國宅基地制度改革的試點(diǎn)地區(qū)，外出務(wù)工人數(shù)多，宅基地閑置現(xiàn)象較突出，宅基地確權(quán)頒證工作已在此有序開展。二是這三個(gè)地區(qū)屬于中國傳統(tǒng)農(nóng)區(qū)，社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)和社會(huì)信任等非正式制度仍對(duì)農(nóng)戶的行為決策具有重要的影響[26]。因此，本文選取以上地區(qū)的農(nóng)戶作為研究對(duì)象具有較好的代表性。按照分層抽樣與隨機(jī)抽樣相結(jié)合的方法，綜合考慮宅基地退出基本情況、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、地理區(qū)位等因素，課題組在每個(gè)縣選取7～8 個(gè)鎮(zhèn)、每個(gè)鎮(zhèn)選取4～6個(gè)村、每個(gè)村隨機(jī)抽取12～16戶農(nóng)戶進(jìn)行調(diào)查。問卷調(diào)查內(nèi)容包括受訪者及戶主個(gè)人特征、家庭人口構(gòu)成、家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和社會(huì)資本、宅基地持有和退出狀況、村莊基本特征等方面，調(diào)查共發(fā)放問卷1 872份，包含退出戶和未退出戶兩類，由于本文重點(diǎn)關(guān)注未退出戶的退出意愿，因此在研究中剔除了退出戶樣本，剩余未退出宅基地農(nóng)戶樣本共725份，其中有效樣本709份，問卷有效率97.8%。

2.2 變量界定

（1）因變量。本文因變量為農(nóng)戶宅基地退出意愿，按照意愿強(qiáng)度將退出意愿劃分為5個(gè)等級(jí)，由1到5程度依次增強(qiáng)。

（2）核心自變量。本文核心自變量為宅基地確權(quán)。土地確權(quán)證書是農(nóng)戶享有土地權(quán)利的物化證明，也是宅基地確權(quán)完成的最終標(biāo)志。因此本文選取確權(quán)證書的頒發(fā)作為宅基地確權(quán)的代理變量。

（3）中介變量。本文中介變量為農(nóng)戶對(duì)宅基地的稟賦效應(yīng)。傳統(tǒng)上對(duì)稟賦效應(yīng)的衡量主要有兩種方法，差值法（WTA-WTP）和比值法（WTA/WTP）。但按照目前《物權(quán)法》和《土地管理法》規(guī)定嚴(yán)禁宅基地單獨(dú)買賣，且考慮到宅基地退出的不可逆性和單向性，農(nóng)戶在宅基地退出中無法成為“買者”，因此無法通過傳統(tǒng)方式衡量宅基地的稟賦效應(yīng)[22]。由于稟賦效應(yīng)本質(zhì)是農(nóng)戶對(duì)所擁有物品價(jià)值的高估[27]，因此本文以“農(nóng)戶對(duì)現(xiàn)行宅基地退出標(biāo)準(zhǔn)的滿意度”來間接衡量。在數(shù)據(jù)處理中，將指標(biāo)進(jìn)行反向編碼后得到農(nóng)戶對(duì)宅基地的稟賦效應(yīng)，滿意度越低，表明農(nóng)戶對(duì)宅基地的稟賦效應(yīng)越強(qiáng)。

（4）調(diào)節(jié)變量。以血緣和地緣為紐帶構(gòu)建的人際關(guān)系網(wǎng)絡(luò)和社會(huì)信任是農(nóng)村社會(huì)非正式制度所關(guān)注的焦點(diǎn)。借鑒已有研究[28]，本文選取社會(huì)網(wǎng)絡(luò)廣度、社會(huì)信任強(qiáng)度和社會(huì)資本高度作為社會(huì)資本的代理變量，并對(duì)三者標(biāo)準(zhǔn)化后取平均數(shù)為綜合指標(biāo)觀測(cè)值。

（5）控制變量。本文控制變量包括戶主特征、家庭特征以及村莊特征三方面。具體變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

表1 變量選取與描述性統(tǒng)計(jì)Tab.1 Variable selection and descriptive statistics

2.3 模型設(shè)定

（1）基準(zhǔn)回歸。本文的因變量為農(nóng)戶宅基地退出意愿，屬于典型的有序多分類變量，因此采用Order Probit模型較為合適，并以O(shè)rder Logit作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

（2）中介效應(yīng)。通過檢驗(yàn)稟賦效應(yīng)的中介效應(yīng)，可以揭示確權(quán)影響農(nóng)戶宅基地退出意愿的作用機(jī)理。參考因果回歸逐步法，結(jié)合Order Probit模型進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)分析。具體形式如下：

式（1）—式（3）中：Xi表示確權(quán)；Mi表示中介變量稟賦效應(yīng)；Yi表示因變量農(nóng)戶宅基地退出意愿；Ci為控制變量；α1、α2、α3、α4、α5、α6、α7為待估計(jì)參數(shù)；α0為截距項(xiàng)；εi為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

（3）調(diào)節(jié)效應(yīng)。借鑒溫忠麟等[29]的研究，當(dāng)自變量為分類變量，調(diào)節(jié)變量為連續(xù)變量時(shí)，將連續(xù)變量中心化，用帶有乘積項(xiàng)的回歸模型進(jìn)行層次回歸檢驗(yàn)，分析社會(huì)資本與稟賦效應(yīng)的交互作用，即檢驗(yàn)社會(huì)資本是否能作為調(diào)節(jié)變量改變稟賦效應(yīng)對(duì)農(nóng)戶宅基地退出意愿的影響。模型的具體形式如下：

式（4）—式（5）中：Mi為中介變量；Ui為調(diào)節(jié)變量；MiUi為二者的交互項(xiàng)，若交互項(xiàng)顯著則表明調(diào)節(jié)效應(yīng)存在；β1、β2、β3、β4、β5為待估計(jì)參數(shù)。

（4）基于Bootstrap有調(diào)節(jié)的中介檢驗(yàn)方法。相較于中介調(diào)節(jié)常用的逐步法，Bootstrap檢驗(yàn)分析方法可以把中介效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)放入一個(gè)分析框架內(nèi)，避免了遺漏變量的發(fā)生[10]?；灸Ｐ腿缦拢?/p>

式（6）—式（8）中：γ1、γ3、γ5、γ6、γ7、γ8為待估計(jì)參數(shù)；γ2、γ4、γ9為控制變量的估計(jì)參數(shù)；其余變量含義同上。式（6）是確權(quán)對(duì)宅基地退出意愿的直接影響，式（7）是確權(quán)對(duì)中介變量稟賦效應(yīng)的影響，式（8）是確權(quán)通過受社會(huì)資本調(diào)節(jié)的稟賦效應(yīng)對(duì)宅基地退出意愿的間接影響。

3 實(shí)證結(jié)果分析

3.1 基準(zhǔn)回歸

本文運(yùn)用SPSS 軟件，對(duì)問卷數(shù)據(jù)進(jìn)行信效度檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，Cronbach’sα系數(shù)為0.770，量表整體KMO值為0.625，Bartlett 球形檢驗(yàn)值顯著性為0.000，表明數(shù)據(jù)具有較好的信效度[25]。

（1）確權(quán)對(duì)農(nóng)戶宅基地退出意愿的影響?；貧w結(jié)果如表2所示，三個(gè)模型結(jié)果均顯示確權(quán)對(duì)農(nóng)戶宅基地退出意愿具有顯著負(fù)向影響。如前文理論分析所述，這可能是由于當(dāng)前實(shí)踐工作中對(duì)于宅基地退出的探索還不夠充分，農(nóng)戶退出宅基地所面臨的外部環(huán)境和保障機(jī)制并不完善，交易雙方信息不對(duì)稱且交易風(fēng)險(xiǎn)較大的情況下，有效市場(chǎng)很難建立[30]。而確權(quán)對(duì)于資產(chǎn)的產(chǎn)權(quán)安全保障旨在交易中保護(hù)權(quán)利主體利益，卻不能直接創(chuàng)造交易[2]，導(dǎo)致確權(quán)未按照產(chǎn)權(quán)理論所預(yù)期的對(duì)宅基地退出表現(xiàn)出激勵(lì)作用。由此假說H1得以驗(yàn)證。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果Tab.2 Baseline regression results

（2）稟賦效應(yīng)在確權(quán)影響農(nóng)戶宅基地退出意愿中的中介作用。估計(jì)結(jié)果如表3所示，確權(quán)對(duì)稟賦效應(yīng)有顯著正向影響，同時(shí)引入確權(quán)和稟賦效應(yīng)，中介變量和核心解釋變量均顯著，表明間接效應(yīng)顯著，通過將系數(shù)相乘可得中介效應(yīng)的估計(jì)值為-0.062，且α3×α6與α5同號(hào)，表明稟賦效應(yīng)在確權(quán)影響宅基地退出意愿中具有部分中介效應(yīng)，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比重為0.062 / 0.262×100%=23.66%。即確權(quán)不僅對(duì)農(nóng)戶宅基地退出意愿具有直接影響，還會(huì)通過加強(qiáng)農(nóng)戶的稟賦效應(yīng)進(jìn)而對(duì)宅基地退出意愿產(chǎn)生間接負(fù)向影響。原因在于，確權(quán)從法律層面明晰了宅基地的空間邊界和權(quán)利主體，進(jìn)一步強(qiáng)化了農(nóng)戶對(duì)宅基地的“安全感”和“歸屬感”[18]，使得農(nóng)戶對(duì)宅基地的價(jià)值評(píng)價(jià)相應(yīng)提高，進(jìn)而負(fù)向影響宅基地退出意愿。由此假說H2得以驗(yàn)證。

表3 中介效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)回歸結(jié)果Tab.3 Mediating effect and moderating effect regression results

（3）社會(huì)資本在稟賦效應(yīng)影響宅基地退出意愿中的調(diào)節(jié)作用。如表3中回歸結(jié)果所示，稟賦效應(yīng)與社會(huì)資本的交互項(xiàng)顯著為正，說明社會(huì)資本存在調(diào)節(jié)效應(yīng)，即農(nóng)戶社會(huì)資本水平越高，稟賦效應(yīng)對(duì)其宅基地退出意愿的負(fù)向影響越弱。這表明，社會(huì)資本作為一種非正式制度，在宅基地退出中與正式制度之間具有調(diào)適和補(bǔ)充作用。實(shí)踐中，確權(quán)政策由于在一定程度上脫離農(nóng)村社會(huì)實(shí)際和農(nóng)戶需要而受到多方面掣肘[2]，加之村干部素質(zhì)及知識(shí)文化水平有限、村民自治制度建設(shè)不完善等問題，造成宅基地很難通過民主管理來實(shí)施。而非正式制度在農(nóng)戶日常生產(chǎn)生活中已得到長期積累完善，在鄉(xiāng)村管理的許多方面都表現(xiàn)出靈活性、自發(fā)性和延展性等特征，能夠與正式制度形成良好的互補(bǔ)作用[13]。在宅基地退出中非正式制度可以通過協(xié)商、援助或合作等方式確保農(nóng)戶在宅基地退出中獲取合理的利益，為農(nóng)戶提供一定的保障。由此，假說H3得到驗(yàn)證。

3.2 內(nèi)生性討論

由于宅基地制度改革工作的復(fù)雜性，各地在推進(jìn)宅基地確權(quán)工作時(shí)，通常按照先易后難，局部試點(diǎn)而后全面推廣的路徑來實(shí)施。這意味著確權(quán)的順序并非隨機(jī)，即可能存在選擇性偏誤。為緩解這一問題，本文使用PSM 模型進(jìn)行驗(yàn)證。依據(jù)農(nóng)戶是否獲得確權(quán)證書將農(nóng)戶分為對(duì)照組（未獲得證書）和實(shí)驗(yàn)組（獲得證書），分別運(yùn)用最小近鄰匹配、半徑匹配、核匹配和局部線性回歸匹配的方法匹配分析確權(quán)對(duì)農(nóng)戶宅基地退出意愿的影響效應(yīng)。結(jié)果如表4所示，在解決選擇性偏誤后，結(jié)果依然顯著，4種匹配方法均顯示確權(quán)對(duì)農(nóng)戶宅基地退出意愿有顯著負(fù)向影響。

表4 PSM分析結(jié)果Tab.4 PSM analysis results

在模型設(shè)定和變量選擇中，可能存在遺漏變量和測(cè)量誤差，從而產(chǎn)生估計(jì)偏誤，本文選用工具變量法進(jìn)行處理。借鑒李麗等[31]的做法，選取“除該農(nóng)戶外村莊其他樣本農(nóng)戶的平均確權(quán)領(lǐng)證率”作為該農(nóng)戶宅基地確權(quán)的工具變量。其選擇依據(jù)如下：一方面，工具變量具有相關(guān)性，上述工具變量反映了村域宅基地確權(quán)頒證的狀況，與特定樣本農(nóng)戶的宅基地確權(quán)證書的領(lǐng)取狀況息息相關(guān)；另一方面，工具變量具有外生性，剔除了特定個(gè)體信息后的工具變量與樣本農(nóng)戶的宅基地退出意愿沒有直接聯(lián)系。結(jié)果如表5所示，LM統(tǒng)計(jì)量在1%的水平上拒絕“工具變量不可識(shí)別”的假設(shè)，且WaldF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值大于10%顯著性水平下的Stock-Yogo弱工具變量檢測(cè)的臨界值，表明工具變量通過相關(guān)性檢驗(yàn)和弱工具變量檢驗(yàn)。第一階段估計(jì)結(jié)果中工具變量回歸系數(shù)顯著為正，第二階段估計(jì)結(jié)果的確權(quán)回歸系數(shù)顯著為負(fù)，說明確權(quán)對(duì)農(nóng)戶宅基地退出意愿的負(fù)向影響仍然穩(wěn)健。

3.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（1）加入第二輪改革試點(diǎn)數(shù)據(jù)。自2015年國家先后啟動(dòng)實(shí)施了兩輪農(nóng)村宅基地制度改革試點(diǎn)工作，隨著宅基地改革工作的不斷推進(jìn)，農(nóng)戶在第一輪和第二輪改革階段對(duì)宅基地退出的認(rèn)知和意愿可能存在差異，因此有必要加入第二輪改革試點(diǎn)數(shù)據(jù)進(jìn)一步驗(yàn)證確權(quán)對(duì)農(nóng)戶宅基地退出意愿的影響。為保證樣本平衡性，抽取基準(zhǔn)回歸中安徽省的樣本作為第一輪改革階段的研究對(duì)象（297 份），并加入安徽省第二輪改革的數(shù)據(jù)（課題組于2022 年8 月調(diào)研所得，可用于本研究的有效樣本量294 份），按照改革時(shí)間進(jìn)行分組回歸，結(jié)果如表6所示。第一輪試點(diǎn)和第二輪試點(diǎn)回歸中，確權(quán)對(duì)農(nóng)戶宅基地退出意愿的負(fù)向影響均顯著，但第二輪的影響系數(shù)絕對(duì)值略小于第一輪，表明確權(quán)對(duì)農(nóng)戶宅基地退出意愿的抑制作用會(huì)隨著改革的推進(jìn)逐步弱化。確權(quán)的目的是明晰產(chǎn)權(quán)邊界保護(hù)農(nóng)戶權(quán)益，隨著改革工作的不斷探索推進(jìn)，各地退出政策和退出模式不斷完善，農(nóng)戶對(duì)宅基地退出政策和退出結(jié)果的認(rèn)知不斷深化，這有可能會(huì)修正農(nóng)戶固有的產(chǎn)權(quán)私有意識(shí)，從而弱化確權(quán)對(duì)宅基地退出意愿的抑制作用。

表6 加入第二輪改革試點(diǎn)數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果Tab.6 Regression results of adding the second round of pilot reform data

（2）更換檢驗(yàn)方法。為了檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性，運(yùn)用基于Bootstrap 有調(diào)節(jié)的中介檢驗(yàn)方法對(duì)確權(quán)影響宅基地退出意愿過程中，稟賦效應(yīng)的中介效應(yīng)和社會(huì)資本的調(diào)節(jié)效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。Bootstrap 中按照調(diào)節(jié)變量均值加減一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差得到調(diào)節(jié)變量高、中、低三個(gè)組，然后根據(jù)各中介作用下的系數(shù)判斷調(diào)節(jié)變量的顯著性。由表7檢驗(yàn)結(jié)果可知，稟賦效應(yīng)在確權(quán)影響農(nóng)戶宅基地退出意愿的中介效應(yīng)顯著且符號(hào)為負(fù)，社會(huì)資本在稟賦效應(yīng)影響農(nóng)戶宅基地退出意愿的過程中有顯著的正向調(diào)節(jié)作用。說明確權(quán)對(duì)農(nóng)戶宅基地退出意愿直接影響和間接影響的前述研究結(jié)果較為穩(wěn)健。

表7 條件中介作用和調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果Tab.7 Test results of conditional mediating and moderating effects

3.4 異質(zhì)性分析

不同年齡的農(nóng)戶在成長環(huán)境、家宅觀念、社會(huì)需求等方面存在差異，相較而言，老齡人口有更深的“落葉歸根”觀念和更強(qiáng)的“鄉(xiāng)土依戀”情結(jié)，同時(shí)產(chǎn)權(quán)私有觀念更甚[32]，這可能在一定程度上加深其對(duì)宅基地的稟賦效應(yīng)，從而表現(xiàn)出更低的宅基地退出意愿。為此，本文參考國際公認(rèn)的老齡人口劃分標(biāo)準(zhǔn)[33]，將樣本按照戶主年齡是否在60歲以下劃分為“年輕組”和“老齡組”，運(yùn)用分組回歸方法進(jìn)行異質(zhì)性分析，結(jié)果如表8 所示。老齡組中確權(quán)對(duì)農(nóng)戶宅基地退出意愿有顯著負(fù)向影響，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。年輕組中確權(quán)對(duì)農(nóng)戶宅基地退出意愿表現(xiàn)為負(fù)向影響，但不再顯著。這一點(diǎn)與已有研究結(jié)論相呼應(yīng)[6]，老齡組受年齡和體力等限制，進(jìn)城打工機(jī)會(huì)逐漸減少，返鄉(xiāng)養(yǎng)老成為多數(shù)農(nóng)戶的最終選擇，因此他們更加看重農(nóng)村宅基地的住房養(yǎng)老功能，在考慮宅基地退出決策時(shí)，更關(guān)心他們的就業(yè)和養(yǎng)老問題能否得到妥善解決，然而目前宅基地退出保障機(jī)制尚不健全，因此，確權(quán)對(duì)其抑制作用更明顯。這一差異性的結(jié)論也在一定程度上佐證了稟賦效應(yīng)是確權(quán)抑制農(nóng)戶宅基地退出意愿的機(jī)制之一。

表8 異質(zhì)性回歸結(jié)果Tab.8 Heterogeneity regression results

處于不同區(qū)位的宅基地在經(jīng)濟(jì)條件，自然環(huán)境以及受城市發(fā)展輻射等方面存在差異。一般而言，宅基地距離城鎮(zhèn)越近，經(jīng)濟(jì)價(jià)值越高，受城市化和市場(chǎng)化影響更強(qiáng)；宅基地距離城鎮(zhèn)越遠(yuǎn)，住房保障功能越明顯。這些特征差異會(huì)影響到農(nóng)戶對(duì)宅基地確權(quán)的反應(yīng)及權(quán)利行使，進(jìn)而影響到農(nóng)戶宅基地退出意愿。為此，本文借鑒相關(guān)研究的劃分方法[34]，按照受訪者宅基地距縣政府距離劃分為近郊（距縣區(qū)25 km內(nèi)）、中郊（距縣區(qū)25～50 km）和遠(yuǎn)郊（距縣區(qū)50 km外）。運(yùn)用分組回歸方法進(jìn)行異質(zhì)性分析，結(jié)果如表8所示。隨著宅基地與縣區(qū)距離的拉近，確權(quán)對(duì)宅基地退出意愿的負(fù)向影響逐漸增強(qiáng)?？赡艿脑蚴牵际艹鞘谢l(fā)展影響強(qiáng)烈，市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)逐漸喚醒農(nóng)戶的財(cái)產(chǎn)意識(shí)，因此對(duì)宅基地確權(quán)所表現(xiàn)出的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)認(rèn)識(shí)更深刻[2]，而現(xiàn)有退出補(bǔ)償尤其是經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償可能無法滿足農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)利益需求。同時(shí)確權(quán)通過產(chǎn)權(quán)的界定使其更有條件運(yùn)用市場(chǎng)化手段盤活宅基地資產(chǎn)，相較于政府主導(dǎo)的退出模式，近郊農(nóng)戶更愿意通過市場(chǎng)交易來顯化資產(chǎn)財(cái)產(chǎn)屬性，從而表現(xiàn)出對(duì)宅基地退出的抑制作用。

4 結(jié)論與建議

本文利用川豫皖三省709 戶農(nóng)戶的微觀調(diào)研數(shù)據(jù)，在理論分析的基礎(chǔ)上，運(yùn)用有序Probit，逐步回歸及Bootstrap 有調(diào)節(jié)的中介作用檢驗(yàn)方法等，實(shí)證研究了確權(quán)對(duì)農(nóng)戶宅基地退出意愿的影響及內(nèi)在作用機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)：第一，確權(quán)對(duì)農(nóng)戶宅基地退出意愿有顯著負(fù)向影響，在考慮選擇性偏誤后，結(jié)果依然顯著。第二，稟賦效應(yīng)在確權(quán)抑制農(nóng)戶宅基地退出意愿中發(fā)揮部分中介作用，具體表現(xiàn)為確權(quán)通過強(qiáng)化農(nóng)戶對(duì)宅基地的稟賦效應(yīng)，從而抑制其宅基地退出意愿。第三，社會(huì)資本在稟賦效應(yīng)抑制宅基地退出意愿中發(fā)揮負(fù)向調(diào)節(jié)作用，即社會(huì)資本能夠削弱稟賦效應(yīng)對(duì)宅基地退出意愿的抑制作用。第四，相對(duì)而言，確權(quán)對(duì)宅基地退出意愿的負(fù)向影響在戶主年齡較大的農(nóng)戶家庭更為顯著；就宅基地區(qū)位而言，確權(quán)對(duì)距離縣區(qū)更近的宅基地退出抑制更為強(qiáng)烈。

基于以上研究結(jié)論，本文提出以下政策建議：第一，完善確權(quán)頒證工作內(nèi)容。在加速推進(jìn)宅基地資格權(quán)、使用權(quán)以及農(nóng)戶住房財(cái)產(chǎn)權(quán)確權(quán)頒證工作時(shí)，進(jìn)一步細(xì)化工作內(nèi)容，搭建宅基地政策信息共享平臺(tái)，通過入村宣講、村組會(huì)議等多樣化手段加強(qiáng)政策宣傳，引導(dǎo)農(nóng)戶正確認(rèn)識(shí)宅基地確權(quán)頒證的目的和意義，逐步破除農(nóng)戶“占有即所有”的產(chǎn)權(quán)認(rèn)知。第二，重視社會(huì)資本等非正式制度在宅基地改革過程中的作用。利用農(nóng)村社區(qū)信息共享平臺(tái)，積極宣傳和普及宅基地退出的現(xiàn)實(shí)背景和政策支持，提升農(nóng)戶參與宅基地制度改革的意識(shí)并發(fā)揮其主觀能動(dòng)性。充分運(yùn)用數(shù)字技術(shù)為農(nóng)戶互動(dòng)交流、擴(kuò)大社交圈、獲取政策資訊和就業(yè)信息等創(chuàng)造途徑和條件，從而發(fā)揮社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和社會(huì)參與的重要作用。第三，因地因人制宜制定宅基地退出政策。在充分保障農(nóng)戶權(quán)益的基礎(chǔ)上，分類探索近郊、中郊和遠(yuǎn)郊等不同區(qū)域宅基地退出模式，規(guī)范和完善宅基地經(jīng)濟(jì)價(jià)值較高區(qū)域的市場(chǎng)化交易環(huán)境和條件，真正發(fā)揮確權(quán)在交易中的權(quán)利認(rèn)定和權(quán)利保護(hù)作用。同時(shí)，要分類保障農(nóng)戶差異性權(quán)益需求，重點(diǎn)關(guān)注老齡農(nóng)戶宅基地退出后生計(jì)轉(zhuǎn)型和可持續(xù)發(fā)展問題，提高社會(huì)保障的包容性和接納度，減輕退宅農(nóng)戶的后顧之憂。

需要指出的是，政策的實(shí)施績(jī)效具有一定的時(shí)滯性。本文利用截面數(shù)據(jù)分析了確權(quán)對(duì)農(nóng)戶宅基地退出意愿的影響作用，而截面數(shù)據(jù)無法反映出宅基地確權(quán)效應(yīng)的動(dòng)態(tài)變化。正如穩(wěn)健性檢驗(yàn)中運(yùn)用第一輪和第二輪試點(diǎn)數(shù)據(jù)分組回歸的結(jié)果所示，確權(quán)對(duì)農(nóng)戶宅基地退出決策可能會(huì)隨著改革的推進(jìn)發(fā)生改變。鑒于此，未來研究可以進(jìn)一步運(yùn)用平衡面板數(shù)據(jù)，更科學(xué)有效地分析確權(quán)對(duì)農(nóng)戶宅基地利用方式的影響。