農(nóng)戶分化對農(nóng)村宅基地使用權流轉意愿的影響分析

1、<p>　　農(nóng)戶分化對農(nóng)村宅基地使用權流轉意愿的影響分析</p><p>　　摘要：筆者運用結構方程模型（SEM），以河南省4個試點縣（濮陽縣、杞縣、固始縣、汝陽縣）的調(diào)查材料為依據(jù)，對影響農(nóng)村宅基地使用權流轉意愿的因素進行了實證分析。結果表明，農(nóng)戶職業(yè)分化和經(jīng)濟分化程度對農(nóng)村宅基地使用權流轉意愿具有顯著影響；在可觀測變量中，年齡、文化程度、家庭農(nóng)業(yè)勞動力人數(shù)、宅基地使用權穩(wěn)定性的認知等對宅基地使用權流

2、轉意愿具有顯著影響效應。因此，農(nóng)村宅基地使用權流轉政策要注意區(qū)分不同階層農(nóng)戶特點，積極促進農(nóng)戶各階層職業(yè)結構的合理化。 </p><p>　　關鍵詞：農(nóng)戶分化；宅基地使用權流轉意愿；結構方程 </p><p>　　基金項目：國家自然科學基金青年項目（71203147）；教育部人文社會科學青年基金項目（11YJC790249）；河南省軟科學計劃項目（132400410883）；鄭州市技術研究

3、與開發(fā)經(jīng)費支持項目（121PPTGG464；131PRKXF448）。 </p><p>　　作者簡介：楊應杰（1967- ），男，河南臨潁人，河南農(nóng)業(yè)職業(yè)學院副教授，主要從事農(nóng)業(yè)經(jīng)濟研究。 </p><p>　　中圖分類號：F321.1文獻標識碼：A文章編號：1006-1096（2014）01-0038-06收稿日期：2013-01-08 </p><p><

4、;b>　　引言 </b></p><p>　　宅基地是農(nóng)戶安身立命之本，與農(nóng)戶的生活保障息息相關。農(nóng)戶宅基地使用權流轉是適應社會經(jīng)濟發(fā)展的時代選擇，是增加農(nóng)戶家庭收入、實現(xiàn)農(nóng)村建設用地合理高效利用的必然要求（楊華，2010）。隨著我國工業(yè)化和城市化進程的不斷加快，農(nóng)戶職業(yè)類別、收入水平不斷分化，形成了不同的農(nóng)戶階層，農(nóng)戶對于宅基地使用權的感情和價值認識也發(fā)生了重大改變，這必然會影響到他們對宅基地

5、使用權流轉的認知與行為決策。 </p><p>　　隨著宅基地使用權流轉試驗工作的不斷推進，學術界從公平和效率（諸培新 等，2009）、制度經(jīng)濟學（朱新華 等，2009）、激勵機制（邱道持 等，2008）等視角對農(nóng)戶宅基地使用權流轉問題進行了理論研究與實證分析。眾多研究認為，多種因素能夠影響農(nóng)戶宅基地使用權流轉意愿及行為決策，如非農(nóng)收入占家庭總收入的比重、宅基地距縣城距離、流轉政策的了解程度、戶主年齡、戶主學歷（

6、趙國玲 等，2009）、家庭人口數(shù)、宅基地數(shù)量（趙俠，2008）、農(nóng)戶經(jīng)濟收入、農(nóng)戶經(jīng)營水平、城市勞動力市場、農(nóng)村社會保障制度（王英，2008）等。徐倩等（2010）在對山東省齊河縣農(nóng)村宅基地使用現(xiàn)狀分析的基礎上，從社會意識、經(jīng)濟意識與思想意識三個角度分析了影響農(nóng)戶宅基地使用權流轉意愿的因素。魏鳳等（2011）以天津市寶坻區(qū)為樣本、南亞剛等（2010）以吉林市農(nóng)戶為樣本、趙國玲等（2009）以武漢市江夏區(qū)和黃石市為樣本，對農(nóng)戶宅基地使用

7、權流轉意愿的影響因素進行了實證分析，最后得出農(nóng)戶宅基地使用權流轉意愿與區(qū)位條件、農(nóng)戶家庭屬性及經(jīng)濟發(fā)展水平密切相關的結論。 </p><p>　　綜上所述，學者們從個人特征、家庭特征、社區(qū)環(huán)境等視角，對農(nóng)村宅基地使用權流轉意愿的影響因素進行了實證分析。然而，那些影響宅基地使用權流轉意愿的潛在變量，難以直接觀察與分析，運用傳統(tǒng)模型往往不能妥善解決問題，而運用結構方程模型（SEM）則較為穩(wěn)妥。因此，本文利用河南省4個

8、試點縣（濮陽縣、杞縣、固始縣、汝陽縣）的調(diào)查數(shù)據(jù)，采用結構方程模型方法來分析農(nóng)民分化的類型和程度對宅基地使用權流轉意愿所產(chǎn)生的影響，以期為宅基地使用權流轉政策的制定提供參考依據(jù)。 </p><p>　　一、假說提出及模型構建 </p><p>　　本文在借鑒已有研究的基礎上，考慮國內(nèi)農(nóng)村宅基地使用權流轉的現(xiàn)實情況，將影響農(nóng)戶意愿和行為的因素分為農(nóng)戶分化特征、農(nóng)戶個人特征、農(nóng)戶家庭特征、流轉

9、組織約束特征與農(nóng)戶養(yǎng)老保障特征等幾個方面。 </p><p><b>　　1.假說提出 </b></p><p>　　H1：農(nóng)戶分化特征對農(nóng)村宅基地使用權流轉潛在意愿具有正向顯著影響。 </p><p>　　工業(yè)化、城市化進程的加快促使農(nóng)戶職業(yè)類別逐漸多樣化、收入來源逐漸多元化，原本高度同質(zhì)的農(nóng)戶逐漸出現(xiàn)了分化，這必然會使他們對農(nóng)村宅基地使用權

10、的價值認識發(fā)生變化，也必然會使宅基地使用權的流轉價值產(chǎn)生差異。 </p><p>　　H2：農(nóng)戶個人特征對農(nóng)村宅基地使用權流轉潛在意愿具有正向顯著影響。 </p><p>　　農(nóng)戶個人特征主要包括性別、年齡、文化程度、婚姻狀況、健康狀況等。從理論上講，男性思想趨于活躍，宅基地使用權流轉的潛在意愿較強，女性則相反。隨著農(nóng)戶年齡增長、婚姻狀況及健康狀況變化，他們對新生事物的接受能力一般也會逐漸

11、降低，從而對宅基地使用權流轉的需求意愿也會減弱。通常，文化程度較高的農(nóng)戶具有較強的經(jīng)營意識與能力，視野會更開闊，對制度創(chuàng)新所蘊含的盈利機會的認識和把握會更準確，對宅基地使用權流轉的預期會更高。 </p><p>　　H3：農(nóng)戶家庭特征對農(nóng)村宅基地使用權流轉潛在意愿具有正向顯著影響。 </p><p>　　家庭特征主要包括家庭總人口、非農(nóng)收入比重、宅基地數(shù)量等。一般而言，以經(jīng)商或外出務工為主

12、要收入來源、家庭收入水平處于中等以上、宅基地數(shù)量較多的農(nóng)戶，對生產(chǎn)性信貸的需求較強，轉出宅基地使用權的意愿會更強。 </p><p>　　H4：農(nóng)戶宅基地流轉組織約束特征對農(nóng)村宅基地使用權流轉潛在意愿具有正向顯著影響。 </p><p>　　在宅基地使用權流轉中，相關配套中介組織是否完善、流轉程序的規(guī)范程度等制度環(huán)境，必然會對農(nóng)戶宅基地流轉的意愿產(chǎn)生影響。 </p><

13、p>　　H5：農(nóng)戶養(yǎng)老保障特征對農(nóng)村宅基地使用權流轉潛在意愿具有正向顯著影響。 </p><p>　　宅基地使用權是農(nóng)民的一項長期而有保障性的土地財產(chǎn)權利，具有極強的保障功能。農(nóng)戶在養(yǎng)老等社會保障方面存在的后顧之憂，必然會影響到其宅基地使用權流轉意愿（陶紀坤，2011）。 </p><p><b>　　2.模型建立 </b></p><p&g

14、t;　　第一步，根據(jù)上述假設構建宅基地使用權流轉潛在意愿的結構方程理論模型（Structural Equation Modeling，SEM ），如圖1所示。 </p><p>　　第二步，建立可觀測變量與潛變量之間因果關系的結構模型，該模型由測量方程和結構方程兩部分構成（榮泰生， 2009）。具體模型可表述為 　　式中，X表示由外生指標組成的向量，Y表示由內(nèi)生指標組成的向量；δ和ε分別為X、Y測量上的誤差；Λ

15、x表示指標X與潛變量ξ的關系，Λy表示指標Y與潛變量η的關系。ξ表示外生潛變量，η表示內(nèi)生潛在變量；γ與β分別表示外生潛變量ξ對內(nèi)生潛變量η之間的相互影響結構系數(shù)矩陣；ζ為殘差項。 </p><p>　　第三步，構建農(nóng)戶宅基地使用權流轉意愿影響因素的結構方程分析模型。具體內(nèi)容如下 </p><p><b>　　3.變量定義 </b></p><p&

16、gt;　　農(nóng)戶宅基地使用權流轉潛在意愿的選擇是一個非連續(xù)、多項無序型變量，本文將其取值限定為[1，3]，即“農(nóng)戶宅基地使用權凈轉入”定義為 y=1，“農(nóng)戶既不轉入也不轉出宅基地使用權”定義為 y=2，“農(nóng)戶宅基地使用權轉出”定義為y=3。各自變量的具體定義如表1所示。 </p><p>　　二、數(shù)據(jù)來源和基本情況 </p><p><b>　　1.數(shù)據(jù)來源 </b>&

17、lt;/p><p>　　本文使用的數(shù)據(jù)來源于沈陽農(nóng)業(yè)大學農(nóng)地金融課題組于 2012年10月～12月對河南省濮陽縣、汝陽縣、杞縣、固始縣農(nóng)戶進行的問卷調(diào)查。本次調(diào)查共發(fā)放問卷480份，收回問卷460份，其中有效問卷439份。在選擇樣本點時，主要基于宅基地使用權流轉頻繁、非農(nóng)就業(yè)機會較多、農(nóng)民分化現(xiàn)象明顯等方面的考慮。為了更好地反映農(nóng)民分化特征差異對宅基地使用權流轉意愿的影響，在數(shù)據(jù)資料的收集過程中，本研究選用了問卷調(diào)查

18、法和參與式農(nóng)村評估法（PRA，Participatory Rural Appraisal）。 </p><p><b>　　2.樣本基本情況 </b></p><p>　　樣本涵蓋河南省4個試點縣8個鄉(xiāng)（鎮(zhèn)）16個自然村（莊）的439個農(nóng)戶。樣本中，女性239人，占54.4%，男性200人，占45.6%；初中及以下文化程度者73人，占16.7%，高中文化程度者222人

19、，占50.6%，中專及以上文化程度者144人，占32.7%。 </p><p><b>　　三、模型檢驗 </b></p><p>　　1.樣本的信度、效度分析 </p><p>　　本研究采用統(tǒng)計軟件SPSS17.0對個人特征、家庭特征、農(nóng)民分化特征等潛變量及年齡、性別等可觀測變量進行信度分析（如表2所示）。由表2可知，調(diào)查問卷潛變量Cron

20、bach’ sa值在0.733～0.893之間，整體Cronbach’ sa值為0.908①，說明各項測量指標的一致性較強。同時，本研究對潛變量的觀測指標采用主成分因子與方差最大正交旋轉方法進行了分析，可觀測變量標準因子載荷系數(shù)在0.6左右，僅有“對社會養(yǎng)老的了解”這一個變量載荷小于臨界值0.5，說明諸潛在變量的結構效度良好。 </p><p>　　2.探索性因子分析 </p><p>　

21、　本研究使用SPSS17.0對數(shù)據(jù)進行了KMO樣本測度及巴特立特球體檢驗（Bartlett’ s test），結果顯示：KMO的值為0.849，大于臨界值0.7；巴特立特球體檢驗的X值為1168.534且P<0.001。這說明母群體的相關矩陣之間有共同因素存在。同時，模型相關系數(shù)矩陣的系數(shù)值均大于臨界值0.3，說明模型變量之間存在較高的相關性，適合做因子分析。 </p><p>　　3. 驗證性因子分析（C

22、FA） </p><p>　　4. 結構方程模型檢驗 </p><p>　　本研究選取χ2/df（相對卡方）、RMSEA（近似誤差均方根）、NFI（規(guī)范擬合指數(shù)）、CFI（比較擬合指數(shù)）與TLI（TuckerLewis系數(shù)）五類指標來評價模型與數(shù)據(jù)的擬合優(yōu)與劣。五類指標絕對與相對擬合指數(shù)均達到了建議值的要求，說明測量模型與數(shù)據(jù)的總體擬合情況較好（詳見表4）。 </p><

23、;p>　　四、結構方程模型結果分析 </p><p>　　個人特征、家庭特征、農(nóng)民分化特征、流轉組織約束、養(yǎng)老保障特征等5個潛變量對宅基地使用權流轉意愿影響的路徑系數(shù)分別為 0.357、0.648、0.634、0.295和0.482（如圖2所示）。這進一步證明了5個潛變量和流轉意愿之間的假設關系。由圖2可以看出，農(nóng)戶的家庭特征因素對農(nóng)村宅基地使用權流轉意愿的影響最大，農(nóng)民分化特征的影響次之。 </p&

24、gt;<p><b>　　1.個人特征 </b></p><p>　　個人特征的可觀測變量中，農(nóng)戶年齡與宅基地使用權流轉意愿呈負相關關系，表明隨著年齡的增大，農(nóng)民宅基地使用權流轉意愿逐漸減弱。一般而言，年齡較大的農(nóng)戶思想觀念相對保守，有一種安土重遷的想法，更傾向于不轉出宅基地。文化程度與宅基地使用權流轉意愿呈正相關關系。農(nóng)戶文化程度越高，對新生事物的接受能力越強，其中創(chuàng)新意識較

25、強的，大都會利用農(nóng)閑時間外出務工，他們更愿意把自己宅基地的使用權通過部分或者全部流轉來提升家庭收入水平。性別、婚姻和健康狀況這3個可觀測變量對宅基地使用權流轉意愿的影響則不顯著。最可能的解釋是，由于特定地區(qū)受到固有的內(nèi)、外環(huán)境的影響，農(nóng)戶宅基地使用權流轉意愿出現(xiàn)了趨同，進而消弭了性別、婚姻、健康狀況對宅基地使用權流轉的影響力。 </p><p><b>　　2.家庭特征 </b></p

26、><p>　　家庭中農(nóng)業(yè)勞動力人數(shù)對農(nóng)村宅基地使用權流轉意愿的影響在5%統(tǒng)計水平下顯著，且呈負相關，表明農(nóng)業(yè)勞動力較為富足的家庭，轉入宅基地使用權的意愿更強。非農(nóng)業(yè)收入比重對宅基地使用權流轉意愿的影響在 10%水平下顯著，且呈正相關，說明隨著非農(nóng)收入占家庭收入比重的增加，農(nóng)戶宅基地使用權流轉意愿由弱變強。 </p><p><b>　　3.農(nóng)民分化特征 </b></

27、p><p>　　職業(yè)類別和職業(yè)分化程度兩個變量均在5%統(tǒng)計水平下對宅基地使用權流轉意愿有正向影響，經(jīng)濟分化程度變量則在 10%水平上顯著。由標準化路徑系數(shù)可知，職業(yè)分化程度與經(jīng)濟分化程度每提高1個單位，農(nóng)戶進行宅基地使用權流轉的概率就分別增加 0.394 和 0.358個單位。這說明職業(yè)分化程度和經(jīng)濟分化程度越高、非農(nóng)收入比重越高，農(nóng)戶的收入來源就越廣，他們對宅基地使用權的依賴程度就越低，在一定程度上就會促使他們把宅

28、基地使用權流轉出去。 </p><p>　　4.宅基地使用權流轉組織約束 </p><p>　　在反映該潛變量的3個可觀測變量中，只有對宅基地產(chǎn)權穩(wěn)定性的認知這一變量在10%水平上具有顯著影響，而有無流轉中介組織和是否簽訂書面流轉合同對宅基地使用權流轉意愿的影響則不顯著?？赡艿慕忉屖牵谡{(diào)查區(qū)域內(nèi)，宅基地的流轉范圍大都在本行政村內(nèi)，在當前農(nóng)村尚處于熟人社會的狀態(tài)下，村規(guī)民約等非正式制度對農(nóng)

29、民宅基地流轉等行為具有較大約束力。 　　5.養(yǎng)老保障特征 </p><p>　　在反映養(yǎng)老保障潛變量的可觀測變量中，宅基地使用權在養(yǎng)老保障中的作用這一變量在5%水平上顯著，且呈負相關關系；是否參與社會養(yǎng)老保障對宅基地使用權流轉意愿的影響在 5%水平上顯著，且呈正相關關系。這表明在當前農(nóng)村社會保障不太完善的狀況下，宅基地使用權是農(nóng)民一項長期而有保障的土地財產(chǎn)權利，相當部分農(nóng)戶對宅基地有著經(jīng)濟上、精神上的依賴。 &

30、lt;/p><p><b>　　五、政策建議 </b></p><p>　　根據(jù)實地調(diào)查資料及回歸分析結果，本文特提出以下政策建議。 </p><p>　　第一，持續(xù)開展農(nóng)村宅基地使用權流轉試點。宅基地使用權流轉這一金融產(chǎn)品的創(chuàng)新應與我國現(xiàn)階段農(nóng)戶的實際需求結合起來，選擇有條件的地區(qū)，如經(jīng)濟發(fā)達、農(nóng)戶經(jīng)商創(chuàng)業(yè)較活躍并且流轉較為規(guī)范的村鎮(zhèn)進行宅基地使

31、用權流轉試點，通過差異化的產(chǎn)品供給（如差異化的流轉模式、額度、時間等）來滿足農(nóng)戶多樣化的宅基地使用權需求，試點成功后逐步推開。 </p><p>　　第二，逐步弱化宅基地的養(yǎng)老保障功能。宅基地是農(nóng)戶祖祖輩輩安身立命的根基。對于非農(nóng)收入比重較小的打工農(nóng)戶與純農(nóng)戶而言，宅基地使用權的轉出，不僅會使當代人承擔家庭的生存風險，還會給下一代的生存帶來風險。無論是基于經(jīng)濟角度，還是從社會理性角度，他們對宅基地使用權流轉的態(tài)度

32、都相當謹慎。因此，只有健全和完善農(nóng)村社會保障制度，才能把更多農(nóng)戶從依靠宅基地保障的狀態(tài)下解放出來，逐步還農(nóng)村宅基地以資產(chǎn)要素的本來屬性，以更好地發(fā)揮其經(jīng)營價值。 </p><p>　　第三，完善宅基地使用權流轉相關制度。一是優(yōu)化宅基地使用權流轉的制度環(huán)境。根據(jù)農(nóng)戶分化特征差異及農(nóng)戶對宅基地使用權的依賴性與認知差異，細化、優(yōu)化宅基地使用權流轉政策，從而提高宅基地使用權流轉的整體效率。二是促進農(nóng)戶職業(yè)階層結構的合理分

33、化。通過提高農(nóng)村勞動力職業(yè)技術素質(zhì)，培育不同階層農(nóng)戶獨特的資源稟賦優(yōu)勢，為農(nóng)民分化創(chuàng)造條件，從而更好地促進宅基地使用權流轉。 </p><p>　?、賲⒄諛s泰生（2009）的研究，Cronbach’ sa達到0.6以上就可接受。 </p><p><b>　　參考文獻： </b></p><p>　　南亞剛，陳景升.2010.農(nóng)戶宅基地使用權流

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