宅基地“三权分置”改革的农户响应程度及其影响因素——浏阳市实证

罗湖平

doi:10.15957/j.cnki.jjdl.2021.08.022

经济地理 >

2021 , Vol. 41 >Issue 8: 187 - 194

DOI: https://doi.org/10.15957/j.cnki.jjdl.2021.08.022

三农、土地与生态

宅基地“三权分置”改革的农户响应程度及其影响因素——浏阳市实证

罗湖平 ^,¹^,²

展开

1.湖南工商大学公共管理与人文地理学院，中国湖南长沙 410205
2.湖南工商大学乡村振兴研究中心，中国湖南长沙 410205

罗湖平（1977—），男，湖南耒阳人，博士后，教授，硕士生导师，研究方向为土地经济与政策。E-mail：luohp2008@126.com

收稿日期: 2020-10-21

修回日期: 2021-05-01

网络出版日期: 2025-04-13

基金资助

湖南省社会科学基金重点项目(18ZDB017)

湖南省教育厅科学研究重点项目(18A310)

收起

The Response of Farmers and Its Influencing Factors to the Reform of "Three Rights Separation" of Homestead：An Empirical Study of Liuyang

LUO Huping ^,¹^,²

Expand

1. School of Public Administration and Human Geography，Hunan University of Technology and Business，Changsha 410205，Hunan, China
2. Research Center for Rural Revitalization，Hunan Technology and Business University，Changsha 410205，Hunan, China

Received date: 2020-10-21

Revised date: 2021-05-01

Online published: 2025-04-13

Fold

摘要

基于浏阳市宅基地“三权分置”改革的348份农户调查问卷，从支持度、参与度、满意度三方面探寻农户响应行为的区域分异规律，通过有序Probit模型分析农户响应程度的影响因素，结果表明：①农户响应总体情况较好，依城中村、近郊、远郊大致呈反距离衰减特征；②对农户总体响应程度产生正向显著影响的因素有带来收入增长、政策宣传意愿、改革总体成效、使用权流转形式，产生显著负向影响的因素有农户性别、家庭年收入、住房用地来源、样本村社距离、补偿机制选择、文化程度、政策了解程度、生活变化预期；③对城中村、近郊、远郊的农户响应行为影响强度最大的分别是样本村社距离、使用权流转形式、文化程度。

关键词： 宅基地; 三权分置; 农户响应; 区域分异; 城中村; 土地流转

本文引用格式

罗湖平 . 宅基地“三权分置”改革的农户响应程度及其影响因素——浏阳市实证[J]. 经济地理, 2021 , 41(8) : 187 -194 . DOI: 10.15957/j.cnki.jjdl.2021.08.022

Abstract

Based on 348 questionnaires about the reform of "Three Rights Separation" of homestead,this paper takes Liuyang City as research area and explores the rules of regional differentiation of farmers' response behavior from three aspects: support rate,participation willingness and satisfaction. It analyzes the influencing factors of farmers' response degree using ordered Probit model,the results showed that: 1) The response of the farmers is good and shows the characteristics of inverse-distance attenuation from the city center,the near suburb to the far suburb. 2) The factors that have positive and significant effects on the overall response of farmers are the increase of income,the willingness of policy propaganda,the overall effect of reform,and the form of circulation of the right. Gender,family's annual income,the source of housing land,the distance of sample village,the choice of compensation mechanism,education level,the degree of policy understanding and the expectation of life change have significant negative impact on the overall response of farmers. 3) The most influential factors on the response behavior of farmers in urban village,near suburb and far suburb are the distance of the sample village community,the transfer form of the right of use,and the degree of education.

Key words： homestead; three rights separation; farmers' response; regional differentiation; urban village; land circulation

自农村“三块地”改革试点工作启动以来，各具地方特色的实践探索经验丰富多彩、基层创新模式纷纷涌现，有效支撑了国家审慎稳妥推进的土地制度变迁。单从节奏和进度来看，宅基地制度改革是最慢、最保守也是最富有争议的^[1]。在宅基地社会保障功能不断弱化、资产功能日益显现^[2]、闲置浪费日趋严重和大量隐形对外转让^[3]的现实背景下，2018年中央1号文件提出“探索宅基地所有权、资格权、使用权三权分置，落实宅基地集体所有权，保障宅基地农户资格权和农民房屋财产权，适度放活宅基地和农民房屋使用权”，成为新时代土地制度改革的创新举措^[4]。

在此顶层设计的制度供给下，学术界从宅基地价值认知、产权定位和实现途径等方面展开了诸多讨论^[5]。从价值认知来看，“三权分置”能实现产权明晰、价值显化、资源整合等方面的功能价值^[6]，是一条夯实宅基地居住保障功能并实现其财产收益功能的有效途径^[7]，实现了土地社会主义所有制与土地市场化改革的统一^[4]。在产权定位中，集体所有权构成宅基地权利群的基础，资格权独立成为农民专享的集体成员权衍生的权利类型^[6,8]并承载农民住房保障功能，使用权则纯化为典型用益物权并承载资产功能^[9]。其立法意旨是促进和保障农户获取宅基地的增值利益，其制度功能是实现使用权市场化^[10]。学界争议主要聚焦于宅基地资格权定位，如应使“资格权”成员权化^[11⇓-13]还是物权化^[14]，甚至无须命名资格权，通过延长宅基地权利配置链条进行“次级用益物权创设”^[3,15]。从实践途径来看，应有序扩大宅基地产权结构开放性^[16]，适度增强使用权财产属性^[17]，实现农村存量建设用地市场化改革目标^[18]。但过度强调使用权财产权利也会导致“产权失灵”^[19]，而没有集体所有权约束的市场化分配机制又将会导致严重的社会不公^[20]。因此，既要提高利用效率，又要有效促进农民安居乐业、增收致富^[21]，其核心内涵是对公平、稳定和效率的总体把控和平衡协调^[22]。至此，争论多年的宅基地问题在“三权分置”改革中逐渐趋向于在坚持所有权公有制下的农民居住权利保障和财产权利实现之间寻求新的均衡。

从基层实践的制度需求来看，农户行为视角研究日益增多，主要聚焦于宅基地使用权范畴。在传统农区，农民对宅基地改革是否支持、支持程度如何，关键在于能否公平设计宅基地取得和退出制度^[23]。由于缺乏科学合理的激励约束机制，农民退出闲置宅基地的积极性普遍低下^[24]，农户对宅基地退出的响应程度也普遍不高^[25⇓-27]。在宅基地有偿使用和退出制度改革试验中，农户响应程度有所提升，如农户参与空心村治理的意愿强度高达78.92%^[28]。在深入的区位分析中，发现农户受偿意愿具有区域差异性^[29]，不同区域以及同一区域不同农户的宅基地退出政策安排应差异化^[30]。在诸多影响因素的计量分析中，退出福利认知与外部环境对农民宅基地退出的影响非常明显^[31]，多民族共生区农户生计的非农程度与宅基地利用的规模及程度成正比^[32]，经济因素在农民抉择中起决定性影响^[33]，农户自身禀赋条件决定着政府作用与社会示范效应的大小^[34]。在推进路径上，要加快构建多元主体参与的风险联动防控机制^[35]，重点防范农户个体风险^[36]，积极应对农民进城失败的风险^[37]。

上述丰富的理论研究与实践探索，有效支持了宅基地“三权分置”改革实验的顺利开展，但在呼应国家改革预期目标时，仍需更多持续深入的基层创新实践和典型案例支撑。特别是在行为理论支持下，如何探讨有地方特色的区域差异化的农户响应机理及其政策选项，显得尤为重要和必要，更是亟待深入试点、实践支持并取得法律突破。本文基于浏阳市348份调查问卷，定量分析宅基地“三权分置”改革试验中的农户响应程度及其影响因素，尝试揭示其区域分异特征及运行规律，以期推进改革纵深发展。

1 研究区域与数据来源

1.1 研究区域概况

浏阳市位于湖南省东北部，地处湘赣边界，是世界闻名的“花炮之乡”，也是著名的革命老区，现为长沙市副中心城市和湘赣边区域性中心城市。2020年，GDP 1 493亿元，城乡人均居民可支配收入45 840元，县域综合发展排全国百强县第9位。全市总面积5 007.75 km²，辖3乡4街道25镇，共有401个行政村（居）委会。2019年底，公安户籍户数41.46万户，总人口149.13万人，城镇化率为66.2%。

1998年，浏阳市开始农房抵押贷款试验。2015年1月，该市成为全国33个农村土地制度改革试点县（市、区）之一，4个乡镇、10个建制村先行先试。2016年，农村土地制度改革三项试点在该市统筹推进。2018年初，启动宅基地“三权分置”改革，至年末，“三块地”改革盘活土地资源9 300余亩，获国务院建设用地计划指标奖励1 000亩，农房抵押贷款发放额达19.7亿元，获评该年度“全国县域综合改革十佳城市”；2019年，推进宅基地退出复垦，验收确认农用地指标1.5万亩、新增耕地7 961.8亩，其改革经验得到推介。

1.2 数据来源及统计说明

本文样本数据来源于入户调查，对于数据来源地的选取采取重点抽样的方法，同时采取随机抽样的手段获取直接数据。调查样本区域均为浏阳市宅基地“三权分置”改革试验区，数据来源可靠。按照城中村、近郊和远郊划分标准，选取市域中心集里街道和荷花街道、南部大瑶镇和金刚镇、北部淳口镇、西部洞阳镇和北盛镇、东部张坊镇共计8镇（街道）11个样本村社，对每个样本村社采取半天式访谈或发放问卷的方式获取样本数据，共回收问卷382份，其中有效问卷348份，占比91.10%。在后续分析中，涉及连续变量和分类变量，故对相关指标初始数值进行标准化处理。

统计指标设计时，选择农户的支持度、参与度和满意度三个分类变量来刻画复杂心理状态的农户响应程度，采用等距赋值测量。其中，农户支持度能较好反映政策的可接受性和受拥护性；农户参与度能较好反映政策的可操作性和农户支持程度，并影响农户满意度；农户满意度是农户需求被满足后的成就感、愉悦感，能较好反映该政策预期与实际感受的相对关系程度。三者均是与农户个体、家庭特征及政策环境等密切相关的复杂人类行为。

2 区域分异的描述性分析

2.1 样本总体分析

在随机调查的348份有效问卷中，男性234人，占比67.24%；年龄以中年为主，占比51.44%；初中文化程度者居多，有136人，其次是小学文化程度者，有105人，累积占比69.25%；大部分家庭年收入在5~15万元之间，占比73.85%；主要收入来源以务工居多，占比47.70%，个体经营次之，占比31.03%。

统计结果显示，支持宅基地“三权分置”改革的农户有312人，占比为89.66%；愿意参与到宅基地“三权分置”改革中来的农户有286人，占比82.18%，其中，愿意有偿转让自家宅基地的241人，占比69.25%；对当前的宅基地“三权分置”改革政策持满意态度的有285人，占比81.90%。由此来看，农户的支持度、参与度、满意度都比较高，一致反映了农户响应情况总体较好。

2.2 区域分异分析

由于区位差异，不同区域内农户对宅基地改革的响应程度会有所不同。依距离分城中村、近郊和远郊三大区域分别随机抽取的77、208和63份问卷，以村社为单位，略去不同村社调查农户数的非均衡性，取其算术均值，由表1可观察其反距离衰减分布的总体特性：城中村、近郊和远郊的农户支持度分别为82.27%、88.85%和87.49%，即呈现出随距离变化的先增后减“倒U”型分布；农户满意度亦然。农户参与度则有序地呈现出城中村（77.86%）、近郊（84.77%）、远郊（88.45%）反距离衰减分布特征。

表1 农户响应程度的分区调查统计表

Tab.1 Statistical table of response degree of farmer households in different districts

分区类型	代表村社	调查户数	占比（%）	响应程度（%）			赋值得分			主要特征
分区类型	代表村社	调查户数	占比（%）	支持度	参与度	满意度	支持度	参与度	满意度	主要特征
城中村	西湖村	68	19.54	86.76	77.94	77.94	2.42	2.79	2.62	已纳入城区规划，交通便利，基础设施齐全，人口密集且流动频繁，出租屋地价较高，宅基地隐形交易活跃，利益纠纷较多，对宅基地改革政策敏感，大多支持放活宅基地使用权，特别主张占有权即使用权的基层运行逻辑
	荷花园社区	9	2.59	77.78	77.78	44.44	2.88	2.88	3.50
	合计/算术均值	77	22.13	82.27^*	77.86^*	61.19^*	2.65^*	2.83^*	3.06^*
近郊村社	南山村	74	21.26	97.30	83.78	94.59	2.14	2.61	2.24	村社经济较发达，农户收入水平较高，土地市场交易频繁，农户对宅基地需求日渐旺盛，收益预期相对较高，改革意愿比较强烈
	山虎村	22	6.32	86.36	90.91	90.91	2.64	2.48	2.48
	亚洲湖村	29	8.33	93.10	89.66	89.66	2.45	2.71	2.44
	南园社区	15	4.31	66.67	86.67	86.67	2.77	2.62	2.47
	洞阳社区	10	2.87	100.00	80.00	80.00	2.60	2.60	2.90
	鹤源社区	58	16.67	89.66	77.59	74.14	2.54	2.88	2.97
	合计/算术均值	208	59.77	88.85^*	84.77^*	85.99^*	2.52^*	2.65^*	2.58^*
远郊村社	谢家村	38	10.92	86.84	73.68	63.16	2.79	2.86	3.11	人居环境较好，经济发展相对滞后，实施一户多宅整治、异地扶贫搬迁等宅基地制度改革有基础，村民参与度较高，在财政补贴政策激励下，农户收益预期在不断增长
	田溪村	13	3.74	92.31	100.00	92.31	2.38	2.15	2.77
	上洪社区	12	3.45	83.33	91.67	100.00	2.58	2.36	2.73
	合计/算术均值	63	18.10	87.49^*	88.45^*	85.16^*	2.58^*	2.46^*	2.87^*

注：1.赋值得分：非常支持=1，比较支持=2，基本支持=3，不太支持=4，不支持=5；2.*表征为村社算术均值。

一种可能的解释是，宅基地“三权分置”改革后，因使用权价值显化的非均衡性而诱发了农户收益预期的区域分异。①突出表现在近郊村社，日渐显现的宅基地使用权流转价值助长了农户收益预期，在良好声誉的政府改革环境下，农户支持度、参与度和满意度均得到较大提升。②在远郊村社，其流转价值显化则明显不足，但在浏阳市域范围内统筹流转宅基地使用权指标（增减挂钩）、城乡合作建房等改革试验激励下，尤其是在基层政府强力的组织动员下，农户参与热情骤然高涨，超过了近郊村社而呈反距离衰减分布；农户支持度和满意度提升也较快，均超过了城中村，但不及近郊村社，从而使得反距离衰减分布曲线中间凸起而呈现“倒U”型分布。这也客观地反映了农户支持度和满意度的行为变化较之于参与度更为理性而滞后，倘若持续深入推进宅基地“三权分置”改革且获得良好声誉，则将超过近郊村从而呈反距离衰减分布；反之，则将进一步固化“倒U”型分布。③在城中村，农户响应程度则是最低的，这些农户是城镇化进程中土地政策变化的最先感知者，也是利益冲突最为聚焦的群体，在宅基地“三权分置”改革中，其心理预期更倾向于政府征地拆迁以获更大补偿；而地方政府则在高额征拆成本下更倾向于城中村改造，这些都客观地降低了农户对宅基地制度改革的热情和预期，进而降低其支持度、参与度和满意度。

3 计量结果分析

3.1 模型设定

由于农户支持度、参与度和满意度三个被解释变量均属多元选择和排序变量，综合考虑被解释变量的多类型性和二元选择模型容易造成重要信息丢失等缺点，本文采用多元有序Probit模型。对宅基地“三权分置”改革的农户响应中无法直接测度的、隐含的、主观评价的指标变量，不妨设为

Y ·

，该因变量取决于其影响因素X，假如满足：

Y ·

=βX+ε，其中，X为解释变量向量，β为待估计参数向量，ε为随机误差项。同时，令Y为可观测到的响应变量，不妨将其定义为1（非常响应）、2（比较响应）、3（基本响应）、4（不太响应）、5（不响应）五个等级。依据

Y ·

来定义Y，不妨取θ₁、θ₂、θ₃和θ₄四个临界值，其条件概率关系如下：

P Y = 1 [Y] · ˂ θ 1 = F θ 1 - β X

P Y = 2 θ 1 ≤ [Y] · θ 2 = F θ 2 - β X - F θ 1 - β X

P Y = 3 θ 2 ≤ [Y] · θ 3 = F θ 3 - β X - F θ 2 - β X

P Y = 4 θ 3 ≤ [Y] · θ 4 = F θ 4 - β X - F θ 3 - β X

P Y = 5 [Y] · ≥ θ 4 = 1 - F θ 4 - β X

式中：

F ·

函数表示标准正态分布函数；P表示农户行为响应程度的发生概率；X是影响农户响应程度的诸多因素；β是偏回归系数，表示诸多因素X对P的贡献程度。

3.2 模型变量定义及说明

在宅基地“三权分置”改革的农户行为响应中，选取农户支持度（Y₁）、参与度（Y₂）和满意度（Y₃）3个可观测指标变量分别为被解释变量，选取农户个体特征、家庭特征、周边环境、政策认知和政策后续效应5类因素18个指标作为解释变量，其构成、变量定义与赋值及数据统计等情况描述见表2。

表2 变量定义及描述

Tab.2 Variable definition and descriptive

分类	名称及代码	定义与赋值		均值	标准差
响应程度因变量	支持度（Y₁）	非常支持=1，比较支持=2，一般=3，不太支持=4，不支持=5		2.46	0.96
	参与度（Y₂）	非常愿意=1，比较愿意=2，一般=3，不太愿意=4，不愿意=5		2.88	1.26
	满意度（Y₃）	非常满意=1，比较满意=2，一般=3，不太满意=4，不满意=5		2.41	1.04
个体特征因素	年龄（X₁）	60岁以上=1，40-59岁=2，18-39岁=3，18岁以下=4		1.32	0.469
	性别（X₂）	男=1，女=2		1.15	0.748
	文化程度（X₃）	小学及以下=1，初中=2，高中=3，大专及以上=4		2.39	0.909
家庭特征因素	家庭人口规模（X₄）	3人及以下=1，4人=2，5人=3，6人=4，6人以上=5		3.23	1.173
	家庭年收入（X₅）	5万元以下=1，5-10万元=2，10-15万元=3，15万元以上=4		2.11	0.962
	住房用地来源（X₆）	集体分配=1，继承=2，不清楚=3，购买=4		2.12	0.952
周边环境因素	样本村社距离（X₇）	距市镇（街道）中心的实际距离调查数据值（km）		4.39	7.955
	宅基地流转现象（X₈）	没有=1，不清楚=2，较少=3，较多=4		2.19	0.975
	土地交易价格（X₉）	实际调查数据值（万元）		1.82	0.385
三权分置政策认知因素	政策了解程度（X₁₀）	非常了解=1，比较了解=2，一般=3，不太了解=4，不了解=5		3.34	1.100
	资格权保障性（X₁₁）	能=1，不清楚=2，不能=3		1.76	1.039
	使用权流转形式（X₁₂）	私下转让	是=1，否=2	0.27	0.442
		口头协议	是=1，否=2	0.13	0.337
		订立合同	是=1，否=2	0.22	0.414
		废弃	是=1，否=2	0.01	0.113
		统一调配	是=1，否=2	0.29	0.455
	补偿机制选择（X₁₃）	现金补贴=1，以房换房=2，购房补贴=3，社保补贴=4		3.00	1.112
	政策宣传意愿（X₁₄）	非常愿意=1，比较愿意=2，一般=3，不太愿意=4，不愿意=5		2.75	1.033
三权分置政策效应因素	改革总体成效（X₁₅）	非常显著=1，比较显著=2，一般=3，不太显著=4，不显著=5		3.02	1.324
	带来收入增长（X₁₆）	肯定会=1，应该会=2，不清楚=3，不太可能=4，不会=5		1.68	0.651
	生活变化预期（X₁₇）	非常大=1，比较大=2，一般=3，比较小=4，很少=5		2.73	1.037
	政策推广预期（X₁₈）	非常好=1，比较好=2，一般=3，不太好=4，不好=5		2.70	1.048

3.3 模型结果分析

3.3.1 总体性分析

本文使用SPSS 21.0计量经济学软件，在相关性分析排除共线性问题后，对348个样本数据进行有序Probit模型处理，回归模型均具有统计学意义（P<0.01）。取样足够度的Kaiser-Meyer-Olkin度量值为0.709，说明所选取的各变量适合作因子分析；Cronbach's α值为0.651，说明总体样本量表是可信的；Bartlett显著性检验的近似卡方值为1 107.414（P=0.000<0.01），说明各变量之间存在显著相关性。其中，农户支持度、参与度和满意度模型估计及检验结果见表3。Pearson拟合优度检验χ²值分别为1 298.414、1 513.769、1 515.424，均高度显著，表明模型拟合较好。

表3 农户响应模型运行结果

Tab.3 Running result of farmer response model

改革支持度模型				农户参与度模型				政策满意度模型
变量	系数		Z值	变量	系数		Z值	变量	系数		Z值
X₂	-0.082（0.001）^***		-3.261	X₂	-0.102（0.000）^***		-4.234	X₂	-0.107（0.000）^***		-4.288
X₅	-0.056（0.000）^***		-4.023	X₃	-0.027（0.040）^**		-2.057	X₃	-0.023（0.083）^*		-1.732
X₆	-0.028（0.012）^***		-2.5	X₅	-0.025（0.052）^**		-1.944	X₅	-0.025（0.061）^*		-1.872
X₇	-0.021（0.071）^**		-1.804	X₆	-0.030（0.006）^***		-2.747	X₆	-0.031（0.006）^***		-2.767
X₁₁	-0.026（0.089）^*		-1.703	X₇	-0.037（0.001）^***		-3.276	X₇	-0.02（0.087）^*		-1.712
X₁₃	-0.044（0.033）^**		-2.134	X₁₀	-0.021（0.073）^*		-1.796	X₁₀	-0.03（0.014）^***		-2.451
X₁₄	0.047（0.001）^***		3.469	X₁₁	0.037（0.013）^***		2.495	X₁₁	0.029（0.062）^*		1.864
X₁₆	0.015（0.095）^*		1.668	X₁₂	0.201（0.063）^*		1.859	X₁₃	-0.039（0.053）^**		-1.937
截距	-1.733（0.000）^***		-8.209	X₁₃	-0.084（0.000）^***		-4.33	X₁₄	0.042（0.002）^***		3.122
Pearson拟合优度检验χ²值 1298.414（0.000）				X₁₅	0.045（0.000）^***		3.694	X₁₅	0.047（0.000）^***		3.689
Bartlett显著性检验 871.329（0.000）				X₁₆	0.027（0.000）^***		3.158	X₁₆	0.015（0.084）^*		1.727
KMO值		0.703		截距	-1.525（0.000）^***		-7.727	X₁₇	-0.018（0.087）^*		-1.712
				Pearson拟合优度检验χ²值 1 513.769（0.000）				截距	-1.621（0.000）^***		-7.809
				Bartlett显著性检验 888.029（0.000）				Pearson拟合优度检验χ²值 1 515.424（0.000）
				KMO值		0.699		Bartlett显著性检验 936.352（0.000）
								KMO值		0.705

注：*、**、***分别表示在10%、5%和1%的置信水平上显著。表4同。

在农户对改革的支持度模型中，产生正向显著影响的解释变量有政策宣传意愿和政策带来的收入增长，产生负向显著影响的有性别、家庭年收入、住房用地来源、样本村社距离、资格权保障性和补偿机制选择，其余解释变量则不显著。其中，影响强度排前三的依次是性别、家庭年收入、政策宣传意愿。这表明农户对“三权分置”改革政策一旦认识到更愿意为之宣传和更加肯定该政策会带来收入增长的时候，就会更加支持该改革；而女性农户比重和家庭年收入越低、住房用地来源中的集体分配方式占比越高、样本村社距离越近、资格权越是不能保障、补偿机制选择中社保补偿比重越低的，就越不倾向于支持该改革。

在农户参与度模型中，排前三的影响因素依次是使用权流转形式、性别和补偿机制选择，产生正向显著影响的解释变量有资格权保障性、使用权流转形式、改革总体成效和带来收入增长，产生负向显著影响的有性别、文化程度、家庭年收入、住房用地来源、样本村社距离、政策了解程度和补偿机制选择，其余变量均未通过显著性检验。这表明在“三权分置”政策的农户认知行为中，资格权的保障性越好、使用权流转形式越是明确，以及改革总体成效和带来收入增长等政策效应越好，就越是有助于提升农户参与度；而女性比重、文化程度和家庭年收入越高、住房用地来源以购买为主、样本村社距离越远、对“三权分置”政策的了解程度越浅、更愿意选择社保补贴的农户的参与度也越高。

在农户对改革政策的满意度模型中，影响强度排前三的依次是性别、改革总体成效和政策宣传意愿，产生正向影响的主要有资格权保障性、政策宣传意愿、改革总体成效和带来收入增长4个解释变量，产生负向影响的解释变量与农户参与度模型的负向解释变量基本保持一致，只是多出了一个生活变化预期变量，其余的都不显著。这表明资格权的保障性越好、政策宣传意愿越强、改革总体成效越好和带来的收入增长越快，农户满意度也就越高；女性越多、文化程度和家庭年收入越高、住房用地来源以购买为主、样本村社距离越远、越是不了解政策、更愿意选择社保补贴、生活变化预期越高的农户越是感觉满意度高。

总体来看，对农户响应程度产生正向显著影响的主要有带来收入增长、政策宣传意愿、改革总体成效、使用权流转形式，产生负向显著影响的主要有性别、家庭年收入、住房用地来源、样本村社距离、补偿机制选择、文化程度、政策了解程度、生活变化预期，其中，影响强度较大的变量主要有使用权流转形式、性别、补偿机制选择、家庭年收入、改革总体成效、政策宣传意愿。

3.3.2 区域分异分析

在区域分异的农户响应程度总体分析中，城中村、近郊和远郊的样本量表均是可信的，Cronbach’s α值分别为0.618、0.604、0.631，KMO值分别为0.622、0.6、0.523，Bartlett球形检验的近似卡方值分别为1339.779（P=0.000<0.01）、554.613（P=0.000<0.01）、440.051（P=0.000<0.01），均达到显著水平。在农户响应程度的区域样本细分中，分别建构农户支持度、参与度和满意度的9类Probit模型，Pearson拟合优度检验和Bartlett检验均高度显著，样本量表基本可信，具体运行结果分别见表4。

表4 区域分异的农户响应程度模型运行结果

Tab.4 Running result of response degree model of farmer household based on regional differentiation

区域	改革支持度模型			农户参与度模型				政策满意度模型
区域	变量	系数	Z值	变量	系数	Z值		变量	系数	Z值
城中村	X₃	0.068（0.067）^*	1.831	X₃	0.104（0.005）^***	2.821		X₁	-0.060（0.036）^**	-2.096
	X₆	0.057（0.079）^*	1.755	X₇	-0.422（0.000）^***	-8.852		X₂	-0.194（0.000）^***	-4.112
	X₇	-0.408（0.000）^***	-8.382	X₁₀	0.116（0.000）^***	3.798		X₃	0.172（0.000）^***	6.76
	X₁₀	0.052（0.089）^*	1.703	X₁₇	0.044（0.081）^*	1.746		X₆	-0.081（0.000）^***	-3.593
	X₁₃	-0.107（0.052）^**	-1.941	截距	-1.424（0.000）^***	-5.073		X₇	-0.322（0.000）^***	-9.396
	截距	-1.48（0.000）^***	-5.069	Pearson拟合优度检验χ²值 214.171（0.000）				X₈	0.1（0.000）^***	4.08
	Pearson拟合优度检验χ²值 164.914（0.000）			Bartlett显著性检验 1057.846（0.000）				X₉	0（0.000）^***	13.429
	Bartlett显著性检验 1004.271（0.000）							X₁₀	-0.039（0.005）^***	-1.916
								X₁₁	0.052（0.079）^*	1.759
								X₁₂	-0.125（0.002）^***	-3.119
								X₁₄	-0.047（0.040）^**	-2.05
								X₁₅	0.077（0.000）^***	3.747
								X₁₇	0.07（0.000）^***	3.915
								截距	-0.623（0.002）^***	-3.086
								Pearson拟合优度检验χ²值 1828.977（0.000）
								Bartlett显著性检验 1084.147（0.000）
近郊	X₁	0.073（0.023）^**	2.269	X₁	0.079（0.001）^***	3.418		X₂	-0.109（0.016）^**	-2.416
	X₃	-0.04（0.085）^*	-1.725	X₃	-0.035（0.068）^*	-1.823		X₆	-0.049（0.029）^**	-2.185
	X₁₁	-0.057（0.054）^**	-1.928	X₆	-0.077（0.000）^***	-4.691		X₁₂	-0.117（0.004）^***	-2.87
	X₁₂	-0.116（0.004）^***	-2.894	X₇	-0.032（0.035）^**	-2.114		X₁₆	0.037（0.036）^**	2.095
	X₁₄	0.085（0.003）^***	3.002	X₈	-0.04（0.030）^**	-2.175		X₁₈	0.049（0.006）^***	1.878
	X₁₇	-0.034（0.092）^*	-1.684	X₉	0（0.000）^***	17.702		截距	-1.609（0.000）^***	-8.494
	X₁₈	-0.044（0.093）^*	-1.679	X₁₀	0.066（0.000）^***	4.023		Pearson拟合优度检验χ²值 1828.977（0.000）
	截距	-1.618（0.000）^***	-8.75	X₁₁	0.147（0.000）^***	6.716		Bartlett显著性检验 443.962（0.000）
	Pearson拟合优度检验χ²值 421.682（0.000）			X₁₂	-0.235（0.000）^***	-8.343
	Bartlett显著性检验 447.082（0.000）			X₁₃	-0.164（0.000）^***	-5.811
				X₁₄	-0.07（0.001）^***	-3.303
				X₁₅	-0.067（0.000）^***	-4.534
				X₁₇	-0.04（0.005）^***	-2.8
				X₁₈	0.112（0.000）^***	6.076
				截距	-0.901（0.000）^***	-6.882
				Pearson拟合优度检验χ²值 2555.973（0.000）
				Bartlett显著性检验 460.752（0.000）
远郊	X₁	-0.195（0.001）^***	-3.228	X₇	0.084（0.000）^***		3.884	X₁	-0.294（0.000）^***	-4.767
	X₃	0.251（0.000）^***	4.311	X₈	-0.156（0.002）^***		-3.137	X₃	0.259（0.000）^***	4.435
	X₅	-0.219（0.000）^***	-5.256	X₉	0（0.000）^***		5.037	X₅	-0.146（0.000）^***	-3.539
	X₇	0.071（0.001）^***	3.256	X₁₀	0.104（0.010）^***		2.562	X₇	0.090（0.000）^***	4.106
	X₈	0.113（0.021）^**	2.309	X₁₃	-0.143（0.019）^**		-2.345	X₁₁	-0.119（0.022）^**	-2.283
	X₉	0（0.019）^**	2.336	X₁₅	-0.104（0.013）^***		-2.471	截距	-1.126（0.000）^***	-4.449
	X₁₂	-0.119（0.060）^**	-1.883	X₁₆	-0.067（0.041）^**		-2.040	Pearson拟合优度检验χ²值 321.756（0.000）
	截距	-1.217（0.000）^***	-4.846	X₁₇	0.105（0.005）^***		2.798	Bartlett显著性检验 356.054（0.000）
	Pearson拟合优度检验χ²值 350.852（0.000）			X₁₈	0.102（0.013）^***		2.494
	Bartlett显著性检验 369.328（0.000）			截距	-1.247（0.000）^***		-4.892
				Pearson拟合优度检验χ²值 345.517（0.000）
				Bartlett显著性检验 358.387（0.000）

在区域分异的影响因素分析中，样本村社距离（影响强度最大）、文化程度、政策了解程度、性别、住房用地来源等14个变量通过了城中村的显著性检验；使用权流转形式（影响强度最大）、政策推广预期、资格权保障性、补偿机制选择、年龄等16个变量通过了近郊的显著性检验；文化程度（影响强度最大）、年龄、家庭年收入、宅基地流转现象、样本村社距离等14个变量通过了远郊的显著性检验。其中，样本村社距离在城中村呈强负相关，反映了距离中心城区越远的反向作用强度越大，其作用力更容易延绵到近郊和远郊，主导影响了总体响应程度；在远郊呈强正相关，反映了距离所在乡镇中心越近的农户响应程度越高，其作用力仅局限于所在乡镇范围，难以改变总体响应程度走向；在近郊则具有过渡性，只在参与度中呈弱负相关。正是在上述三种中心不同、强度不等、方向分异的作用力叠加影响下，农户响应程度大致呈现出城中村、近郊和远郊分异的反距离衰减趋势，特别是农户参与度具有明显的反距离衰减分布特征。

4 结论、讨论与政策启示

4.1 结论与讨论

通过调查数据的描述性分析和多元有序Probit模型分析，可得到以下结论：

①浏阳市宅基地“三权分置”改革的农户响应总体情况较好。调研数据显示，农户支持度、参与度和满意度都在80%以上。区域分异的描述性分析发现，农户总体响应程度依城中村、近郊和远郊大致呈反距离衰减趋势。其中，农户参与度具有明显的反距离衰减特征；农户支持度和满意度虽呈“倒U”型分布，但是远郊已超过城中村，直逼近郊，在良好声誉的改革预期下亦将呈反距离衰减分布趋势。一方面，在土地制度改革中，区位更优、价值越高、显化越早的城中村往往是农户关注最多、了解最深、敏感度最高却也是矛盾最多、支持度最低的，因此，在新的宅基地“三权分置”改革刚开始试验时，农户响应程度自然会是垫底的。另一方面，在浏阳市远郊的大围山风景区等地，那些尊重民意诉求的闲置宅基地盘活利用行为，在基层政府强大的组织动员能力下，是很容易获得农户响应的。由此，两端响应程度的高低自然形成，不近不远的近郊则只能处于中间状态，这些农户既期待着快速城镇化的到来，能像城中村一样被征地而暴富，又担心着失地后的生活改变而吃亏。在当前稳慎推进“三块地”改革试验中，要高度重视这些业已形成的区域分异规律，顺应农户行为响应程度的变化趋势加以积极引导，要特别注重提升农户支持度、参与度和满意度等从而获取良好改革声誉。

②在农户总体响应模型中，影响强度较大的变量主要有使用权流转形式、性别、补偿机制选择、家庭年收入、改革总体成效、政策宣传意愿等。其中，正向显著性影响因素有带来收入增长、政策宣传意愿、改革总体成效、使用权流转形式，反映了农户收入增长的获得感越强、对政策的支持宣传意愿越强、改革总体成效越好和使用权流转形式越规范，就越是积极响应；负向显著性影响因素有性别、家庭年收入、住房用地来源、样本村社距离、补偿机制选择、文化程度、政策了解程度、生活变化预期，反映了农户中的女性比重、文化程度和家庭年收入越高、住房用地来源以购买为主、样本村社距离越远、更愿意选择社保补贴、政策了解和生活变化预期越少，就越是响应程度高。需要指出的是，样本村社距离的负向显著性影响亦可证实描述性分析中的反距离衰减分布趋势。

③在三类区域分异的农户响应模型中，影响强度最大的变量分别是样本村社距离、使用权流转形式、文化程度。样本村社距离在城中村的强负相关作用主导了总体响应程度，进一步证实了城中村、近郊和远郊分异的反距离衰减总体分布特征。同时，制度层面的宅基地使用权流转形式规范化和农户层面的文化程度，也在较大程度上影响了区域分异响应模型。

4.2 政策启示

根据上述研究结果，在稳慎推进农村宅基地“三权分置”改革中，需要：

①高度重视农户行为响应程度及其影响机理。立足民意，在尊重农户行为响应的基础上放活宅基地使用权和房屋财产权，在更大范围内统筹城乡增减挂钩的宅基地流转指标，不断规范流转形式，搭建交易平台，健全补偿标准，规范区域评估定价机制；在系统推进“三块地”改革中提升宅基地改革的总体成效，细分农户个体性别和家庭年收入状况，让其自愿加入到相关政策的宣传中来，进一步完善与改革试验相配套的政策、制度和体系，从而有效提升农户参与度、支持度和满意度。

②重点把握宅基地使用权价值显化的区域分异规律。在反距离衰减规律作用下，应依样本村社距离更加注重分区段动态地推进宅基地“三权分置”改革。在区位优势最为凸显的城中村，却是农户响应程度最低的，客观地反映了城镇化进程中那些凸显的征地拆迁矛盾等消极因素的后续效应仍在影响着农户响应行为选择，在持续推进的制度改革中，至少不能任其持续扩散和恶化，良好声誉的城中村改造、社区微治理转型等有望成为改革的配套政策选项。在远郊，依距离衰减规律可选择从农户响应程度较好的近距离村社开始，逐步分层、纵深推进改革且力争获得良好声誉，让初期较高的参与热情化为更加理性持久的支持度和满意度，同时要注重提升农户文化程度。在近郊，一方面要充分利用价值显化的市场规律，积极盘活利用闲置宅基地资源，重点是要完善宅基地使用权自愿退出、有偿使用和区域统筹流转等制度，有效提升农户的改革获得感；另一方面又要强化国土部门行政执法力度，重点打击小产权房、工商资本下乡圈地建房、宅基地变性为商品房或集体经营性建设用地入市等隐形流转行为，有效治理一户多宅、超标超限、私搭乱建、违规违控等粗放无序的存量宅基地问题。

参考文献

原文顺序 | 文献年度倒序 | 文中引用次数倒序

[1]	姚长存. 宅基地“三权分置”:内涵、逻辑与商业银行金融服务对接[J]. 农村金融研究, 2018(11):26-30.

[2]	朱宝丽, 马运全. “三权分置”背景下宅基地抵押融资的困境与突破[J]. 农村金融研究, 2018(11):17-21.

[3]	宋志红. 宅基地“三权分置”:从产权配置目标到立法实现[J]. 中国土地科学, 2019, 33(6):28-36.

[4]	熊金武. 农村土地三权分置改革的理论逻辑与历史逻辑[J]. 求索, 2018(4):82-87.

[5]	严金明, 迪力沙提, 夏方舟. 乡村振兴战略实施与宅基地“三权分置”改革的深化[J]. 改革, 2019(1):5-18.

[6]	陈振, 罗遥, 欧名豪. 宅基地“三权分置”:基本内涵、功能价值与实现路径[J]. 农村经济, 2018(11):40-46.

[7]	雪克来提·肖开提, 迪力沙提·亚库甫. 乡村振兴战略导向下的宅基地“三权分置”制度改革[J]. 新疆师范大学学报:哲学社会科学版, 2019(5):1-7.

[8]	张力, 王年. “三权分置”路径下农村宅基地资格权的制度表达[J]. 农业经济问题, 2019(4):18-27.

[9]	靳相木, 王海燕, 王永梅, 等. 宅基地“三权分置”的逻辑起点、政策要义及入法路径[J]. 中国土地科学, 2019, 33(5):9-14.

[10]	向勇. 宅基地“三权分置”的立法意旨[J]. 农业经济问题, 2019(4):10-17.

[11]	夏沁. 农村宅基地“三权分置”改革的立法实现[J]. 地方立法研究, 2018, 3(4):104-116.

[12]	岳永兵. 宅基地“三权分置”:一个引入配给权的分析框架[J]. 中国国土资源经济, 2018, 31(1):34-38.

[13]	董新辉. 宅基地使用权流转制度的困境、出路与重塑[J]. 学术交流, 2018(9):104-111.

[14]	徐忠国, 卓跃飞, 吴次芳, 等. 农村宅基地“三权分置”的经济解释与法理演绎[J]. 中国土地科学, 2018, 32(8):16-22.

[15]	宋志红. 宅基地“三权分置”的法律内涵和制度设计[J]. 法学评论, 2018, 36(4):142-153.

[16]	叶兴庆. 有序扩大农村宅基地产权结构开放性[J]. 农业经济问题, 2019(4):4-10.

[17]	姜楠. 宅基地“三权”分置的法构造及其实现路径[J]. 南京农业大学学报:社会科学版, 2019,(3):105-116,159.

[18]	席志国. 民法典编纂视域中宅基地“三权分置”探究[J]. 行政管理改革, 2018(4):45-50.

[19]	印子. 农村宅基地地权实践及其制度变革反思——基于社会产权视角的分析[J]. 中国农村观察, 2014(4):52-62,83.

[20]	印子. 对宅基地使用权初始取得市场化的反思[J]. 天津行政学院学报, 2014, 16(6):86-91.

[21]	徐忠国, 卓跃飞, 吴次芳, 等. 农村宅基地问题研究综述[J]. 农业经济问题, 2019(4):28-39.

[22]	张梦阳. 宅基地制度改革的方向及思路——基于广东省佛山市南海区的改革实践[J]. 中国土地, 2018(10):36-37.

[23]	曾旭晖, 郭晓鸣. 传统农区宅基地“三权分置”路径研究——基于江西省余江区和四川省泸县宅基地制度改革案例[J]. 农业经济问题, 2019(6):58-66.

[24]	庄开明, 黄敏. 完善农村宅基地退出与补偿机制的思考[J]. 农村经济, 2017(7):13-19.

[25]	李瑞琴. 农村宅基地退出的农户响应研究——基于四川省成都市12村486个样本农户的分析[J]. 农业技术经济, 2014(4):43-52.

[26]	范建双, 虞晓芬. 浙江农村“三权”改革背景下农户宅基地空间置换意愿的影响因素[J]. 经济地理, 2016, 36(1):135-142.

[27]	关江华. 生计差异化农户宅基地退出意愿的影响研究——以湖北江汉平原为例[J]. 江苏农业科学, 2018, 46(23):436-441.

[28]	王良健, 吴佳灏. 基于IAD模型的空心村治理农户参与意愿研究[J]. 经济地理, 2019, 39(8):185-191.

[29]	王兆林, 杨庆媛, 骆东奇. 农民宅基地退出差异性受偿意愿及其影响因素分析[J]. 中国土地科学, 2018, 32(9):28-34.

[30]	孙鹏飞, 赵凯, 周升强, 等. 风险预期、社会网络与农户宅基地退出——基于安徽省金寨县626户农户样本[J]. 中国土地科学, 2019, 33(4):42-50.

[31]	张龙, 何忠伟. 农民宅基地退出决策行为研究——基于北京5个区的调查[J]. 农业展望, 2018, 14(12):46-53.

[32]	张磊, 李君, 武友德. 多民族共生区农户生计与土地利用分异特征——以云南洱源县郑家庄为例[J]. 经济地理, 2018, 38(9):183-190. DOI

[33]	龚宏龄, 林铭海. 推拉理论视域农民宅基地退出意愿及其影响因素——基于重庆市的调查数据[J]. 湖南农业大学学报:社会科学版, 2019, 20(2):24-30.

[34]	洪德和, 程久苗, 吴九兴, 等. 农户宅基地退出意愿与行为转化研究——基于金寨县的实证[J]. 中国农业资源与区划, 2019, 40(6):140-148.

[35]	刘双良, 秦玉莹. 宅基地“三权分置”政策的议程设置与推进路径——基于多源流理论模型视角的分析[J]. 西北农林科技大学学报:社会科学版, 2019, 19(1):60-68.

[36]	吴明发, 严金明, 蓝秀琳, 等. 基于模糊综合评价模型的农村宅基地流转风险评价[J]. 生态经济, 2018, 34(1):94-97,170.

[37]	贺雪峰. 论农村宅基地中的资源冗余[J]. 华中农业大学学报:社会科学版, 2018(4):1-7,165.

Options

文章导航

模态框（Modal）标题

摘要