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2025 , Vol. 40 >Issue 7: 1933 - 1950

DOI: https://doi.org/10.31497/zrzyxb.20250712

Regular Articles

The influence mechanism of farmers' contracted land transfer behavior on the willingness to homestead withdrawal: Empirical evidence from 4275 households nationwide

  • LI Xing-yi , 1 ,
  • DONG Bo 1 ,
  • DU Xin-wei 1 ,
  • LI Zhe-min , 1, 2
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  • 1. Agricultural Information Institute, Chinese Academy of Agricultural Sciences, Beijing 100081, China
  • 2. Graduate School of Chinese Academy of Agricultural Sciences, Beijing 100081, China

Received date: 2024-07-29

  Revised date: 2024-12-16

  Online published: 2025-06-20

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Abstract

Exploring the influencing factors of farmers' voluntary and compensated withdrawal intention from homestead land is of great significance for promoting the people-oriented rural land system reform. Utilizing micro-survey data encompassing a nationwide scope, this study is anchored in the multifunctional perspective of land, which delineates how the transfer of contracted land influences the willingness to withdraw homestead land and demonstrate the mediating role of household livelihood strategies, as well as the moderating effects of generational disparities and reform pilot effect. The findings are as following: (1) The inflow of contracted land suppresses farmers' willingness to withdraw homestead land, whereas the outflow of contracted land enhances this willingness. (2) Using the ratio of out-migrating population and the proportion of non-agricultural income as proxy variables to assess the mediating role of household livelihood strategies, the study identifies that demographic transition is a significant pathway through which land transfer impacts the willingness to withdraw homestead land, rather than the change of household income structures. (3) The effect of outflow of contracted land in enhancing the willingness of younger farmers to withdraw homestead land is more pronounced, while its influence is less significant among farmers in reform pilot areas. Consequently, future policy formulations regarding homestead land withdrawal should identify the target group, with a respect for the willingness of farmers. It is necessary to synchronize policies of homestead withdrawal and contracted land transfer. It is also imperative to continuously enhance the off-farm employment capabilities of farmers and to facilitate the high-quality migration of the rural population in a scientifically sound manner. Policies should be tailored to account for the heterogeneity among farmers and the unique characteristics of different regions.

Key words： willingness to homestead withdrawal; contracted land transfer behavior; influence mechanism

Cite this article

LI Xing-yi , DONG Bo , DU Xin-wei , LI Zhe-min . The influence mechanism of farmers' contracted land transfer behavior on the willingness to homestead withdrawal: Empirical evidence from 4275 households nationwide[J]. JOURNAL OF NATURAL RESOURCES, 2025 , 40(7) : 1933 -1950 . DOI: 10.31497/zrzyxb.20250712

在迈向中国式现代化的新征程中，面对城乡发展不平衡的矛盾，党中央作出了乡村振兴的重要战略部署，深化农村土地制度改革是全面推进乡村振兴的必然要求，其重要性不言而喻[1]。对农民而言，宅基地无偿分配等制度特点为其提供了生活生产的立足之地；对国家而言，宅基地制度长期缺少“闲置回收”机制，在人口城乡流动加剧的社会背景下引发了乡村“空心化”和宅基地闲置等公共管理问题[2]。根据国土调查成果共享应用服务平台和中国统计年鉴的数据，2009—2022年，农村建设用地面积从1847.28万hm2增至2136.98万hm2，农村常住人口则从6.89亿人减至4.91亿人，中华人民共和国农业农村部抽样调查数据显示2019年中国农村宅基地的闲置率达18.1%[3]。为此，以习近平同志为核心的党中央从全局高度做出开展宅基地制度改革的重要部署[4]。2015年农村“三块地”改革开启试点，2020年新一轮宅基地制度改革开启试点，其中探索宅基地自愿有偿退出是改革的重要内容，对于节约土地资源，激活农民宅基地价值有重要意义[5]。目前，《中华人民共和国土地管理法》（2019年修订版）规定“国家允许进城落户的农村村民依法自愿有偿退出农村宅基地”；《中华人民共和国土地管理法实施条例》（2021年修订版）的相关条例更体现了尊重农民意愿，保障农民权益的宅基地退出工作原则；党的“二十届三中全会”也提出要“保障进城落户农民合法土地权益，依法维护进城落户农民的土地承包权、宅基地使用权、集体收益分配权，探索建立自愿有偿退出的办法”（https://www.gov.cn/zhengce/202407/content_6963770.htm）。因此，剖析影响农民宅基地退出意愿的因素对于解构改革障碍要素，优化农村宅基地自愿有偿退出政策具有重大意义。
此外，与农业生产相关的承包地制度同样经历了一系列改革。目前，承包地“三权分置”已经在2018年完成法制化[6]，为承包地经营权流转奠定了制度基础，提高了农地经营规模和生产效率，保障了粮食安全。《中国农村政策与改革统计年报（2021年）》显示，2021年全国家庭承包地流转率已超过40%。承包地流转和宅基地退出是顺应人口新流动形势的重要改革措施，需要在尊重农民意愿的前提下统筹考虑。但由于实践中各项改革试点工作相对独立，部分地区在开展“上楼”后没有充分考虑农户务农便利性问题[7]，农民往往对宅基地退出后不便耕作等问题产生担忧（http://finance.people.com.cn/n1/2016/0117/c1004-28061341.html）；也有农户进城后，承包地流转顺利但宅基地由于处置方式受限只能长期闲置[8]。这表明我们对农户承包地流转和宅基地退出的关联性的认知还存在不足，这既给不了农民幸福感和安全感，还可能引发风险，成为改革进程中无法避免的问题。鉴于此，国家层面也适时提出要“健全农户‘三权’市场化退出机制和配套政策 ① ”，“加大多元投入夯实补偿保障 ② ”等措施。因此，理解农户承包地流转行为对宅基地退出意愿的影响机制对于促进农村土地制度改革联动有着重要意义。
纵观现有研究，农户承包地流转和宅基地退出决策问题长期以来被分开单独研究。对于承包地流转而言，学者通常将国家经济转型中的土地市场和劳动力市场联系起来，如李龙等[9]认为农地流出对农户的家庭化流出有显著的促进作用，李荣耀等[10]认为农户非农分化促进了农地承包权流转和退出，而家庭特征和耕地资源禀赋等因素影响了农户的农地利用行为[11]。对于宅基地，探索有效的退出制度对于解决宅基地浪费问题尤其重要[12,13]，改革实践中有证据表明农民心理预期不足[14]、乡土情节严重[15]等问题抑制了农户宅基地退出意愿。对此，农户宅基地退出意愿的影响因素逐渐被学界关注。多数研究基于农户理性设定，认为宅基地退出意愿产生差异的本质在于农户城乡之间流动能力的异质性[16]。如谈林沂等[17]认为农户生计资本水平和结构上的双重差异导致了宅基地退出意愿的差异，张勇超[18]研究发现不同农户的宅基地发挥的功能不同，导致宅基地退出意愿产生差异。基于此，给与农户合理的宅基地退出收益是宅基地顺利退出的关键[19]。另外，也有研究探索了农民心理感知[20]等非客观理性因素对宅基地退出意愿的影响。诚然，以上成果为本文提供了丰富的经验借鉴，但该问题仍有值得探究之处：一方面，农户承包地流转与宅基地退出问题的研究长期以来较为独立，将两者纳入统一研究框架的研究还较为欠缺，这与农村土地制度改革的系统性原则不相适应。另一方面，尽管有研究考虑到承包地流转对宅基地退出意愿的影响，但主要探讨了关联性[21]，两者之间的影响机制还有待进一步揭示。同时，实证研究大多仅针对特定地区，欠缺地区差异性考量，有待进一步补充论证。
鉴于此，本文利用课题组在全国范围的调查项目采集到的入户调查数据，在理论分析基础上利用计量回归分析方法，探索农户承包地流转行为对宅基地退出意愿的影响机制，以期为农村土地制度改革提供经验证据。可能的边际贡献或创新点在于：第一，将农户承包地流转和宅基地退出置于统一的理论分析框架，揭示农户承包地流转行为对宅基地退出意愿的影响机制，进而利用全国范围的入户调查数据进行定量实证研究，深化社会各界对两者关联性的认知；第二，系统性是农村土地制度改革工程的题中应有之义，该研究结论可以明确农户承包地流转行为对其宅基地退出意愿的作用逻辑，对于进一步优化宅基地退出政策、促进农村土地制度联动改革具有重要意义。

1 理论分析与研究假说

中国乡村地域是“人—地—业”三维要素互馈形成的有机系统[22]，农民围绕农业生产聚集形成村落，承包地承载农民的“业”，宅基地承载农民的“居”。20世纪40年代，费孝通先生[23]基于“直接靠农业来谋生的人是黏着在土地上的”的考察，作出了“中国社会的基层是乡土性的”的判断，提出“乡土中国”的概念。1978年改革开放以来的经济社会变革打破了农村传统的人地关系，学者周其仁[24]认为“乡土之‘土’对中国，不如过去那么重要，泥土的神秘性随风而逝”。由于土地不可移动，进城农户在经济理性驱动下往往会处置农村土地，宅基地退出意愿产生差异的关键则在于其城乡间流动能力的差异[16]，而不同承包地流转行为正是该能力差异性的重要体现。基于该观点，将生计策略、代际差异和改革试点情况等因素纳入分析框架，讨论农户承包地流转行为对宅基地退出意愿的影响机制。

1.1 农户承包地流转行为对宅基地退出意愿的直接影响

目前，土地多功能性被广泛运用于土地经济研究的分析中[25]，由于实行土地用途管制，不同类型土地的功能属性不尽相同。对农民来说，宅基地的主导功能为居住保障功能[26]，另有生产（辅助）、财产、文化等次要功能[27]；承包地的主导功能为生产经营功能[28]，另有财产、文化等次要功能。农户承包地流转行为之所以影响宅基地退出意愿，是因为承包地流转影响了宅基地发挥的功能，导致农民在城乡间流动的能力产生差异。将承包地流转行为分为转入和转出两类分别讨论，若农户转入承包地继续经营农业，承包地的生产经营功能强化，而宅基地作为承载农户在农村空间生存的基本要素，其居住保障和辅助生产功能随之强化，宅基地退出意愿得到抑制；反之，若农户转出承包地，承包地的生产经营功能弱化，而家庭劳动力大多活动于非农生产和生活空间，宅基地的居住保障及生产辅助功能随之弱化，农户将更倾向于退出宅基地换取补偿，以进一步提升市民化能力。鉴于此，提出假说：
H1-1：农户承包地转入行为对宅基地退出意愿有显著的削减作用。
H1-2：农户承包地转出行为对宅基地退出意愿有显著的促进作用。

1.2 农户生计策略在承包地流转行为与宅基地退出意愿间的中介作用

既然农户宅基地退出意愿的差异性源于城乡流动能力的差异性，那么可以引入农户生计策略进一步解释其中的影响机制。所谓生计策略，指农民维持可持续生计的方式，承包地流转改变了农户家庭农地资源数量和空间格局，影响生产资源配置和生产关系，形成不同生计策略[29]。而农户在不同生计策略选择下的城乡流动能力不同，宅基地功能的发挥呈现差异，进而影响宅基地退出意愿[30]。需要说明的是，生计策略本是一个综合性概念，本文则是侧重从城乡流动能力角度考虑，选择了农户收入结构变化和户内人口转移两个因素作为农户生计策略的代理变量，以解释承包地流转行为对宅基地退出意愿的影响路径。
第一，收入结构变化路径。一般而言，不同承包地流转行为农户在收入结构上形成了不同的生计策略，承包地转入户的农业收入占比相对更高，而承包地转出户的非农收入占比相对更高[31]。但考虑到在当前全国交通普遍更便利且地区间发展更均衡的情况下，农村人口“本地内转移”的特点凸显，尤其是在城乡融合发展程度较好的地区或城郊地区，农户转出承包地后，在本地从事非农劳动更加方便，获得承包地流转收益并安心务工的同时又能依靠成本低廉的宅基地保障居住，退宅意愿并不会因此显著提高。也就是说，承包地流转影响了农户家庭收入结构，但收入结构变化并不代表宅基地功能必然发生变化，从而影响宅基地退出意愿。鉴于此，提出假说：
H2-1：农户承包地流转行为无法通过改变家庭收入结构进而影响宅基地退出意愿。
第二，户内人口转移路径。众多研究表明承包地流转与户内家庭人口转移存在有机关联[32]，而宅基地由于不可移动属性且没有形成类似承包地的较健全的流转市场，农户家庭人口城乡空间配置情况往往又对宅基地退出意愿产生影响[33]。具体而言，若农户转入承包地，抑制了家庭人口向城市转移，相对较多的家庭劳动力从事农业生产，留村人口居多导致农户在农村空间居住的需求进一步加大，宅基地居住保障和生产辅助功能更加凸显，农户退宅意愿得以抑制；相反，若农户转出承包地，促进了劳动力向城市转移，家庭人口更多流向城市空间，部分农户甚至已在城镇购买商品房，宅基地的居住保障功能逐渐被替代，农户倾向于退出宅基地换取补偿，宅基地退出意愿得到强化。鉴于此，提出假说：
H2-2：农户承包地流转行为可以通过改变家庭人口的迁移方向进而影响宅基地退出意愿。

1.3 农民代际差异和改革试点在承包地流转行为与宅基地退出意愿间的调节作用

代际差异是一个社会学概念，指不同年代的人群在思想和行为方式上的差异和冲突。社会心理理论认为个体行为背后受心理因素和社会文化影响[34]，那么农民代际体现出的宅基地价值观差异也促其形成了不同宅基地退出意愿[35]。而就本研究问题，农民代际背后体现的行为逻辑差异可能是调节承包地流转行为影响宅基地退出意愿的关键因素。一般而言，农民转入承包地从事农业生产活动，不论年龄几何，他们都需保留宅基地以满足“居业协同”需求，代际差异的调节作用理应不显著。而对于承包地转出，年轻农民的耕作技能更加匮乏，受到现代化的新思想影响和更高程度的正式教育，他们进入城市的预期更足、市民化转移能力更强，承包地转出后更倾向于同时退出宅基地；年长农民的耕作技能熟练，农地情结更深，重视“安土重迁”“落叶归根”等传统习俗，加上社会关系固化和非农就业预期不足等问题，承包地转出一般是为避免农地荒置并获取流转收益，可以专心进城务工，而未来回村还可继续耕作[36]，因此宅基地退出意愿更低。鉴于此，提出假说：
H3：农民代际差异调节了承包地转出行为对宅基地退出意愿的促进作用，而对承包地转入行为削减宅基地退出意愿的调节效应不显著。
改革试点是中国特色政治治理模式[37]，是指通过在部分地区先行试点，为更广泛的地区提供可复制、可推广的经验做法，而这种改革政策实施对试点地区农民的土地处置决策产生了深刻影响[38,39]。本文将改革试点参与情况观测的尺度确定在更精准的村一级，以农民所在村庄是否参与农村综合性改革试点试验或全国农村改革试验区为准。具体而言，不论村庄是否参与改革试点，农户转入承包后由于需要在村中居住，退宅意愿理应均被抑制，也就是说，改革试点对其调节作用不显著。而对于承包地转出，一方面，制度作为强大外源力量，实施中往往伴随规范性或引导性措施[40]，试点村庄由于政策宣传到位，村民的策认知程度更高，农民在转出承包地的前提下，宅基地退出的推动力可能更大；而另一方面，改革试点为村庄投入了大量资源，促进经济发展和乡村振兴[41]，基础设施、治理能力和农民生活生产条件等方面改善较大，也可能在农户退出宅基地决策中形成阻力。鉴于此，提出假说：
H4：村庄改革试点参与情况调节了承包地转出行为对宅基地退出意愿的促进作用，而对承包地转入行为削减宅基地退出意愿的调节效应不显著。
综合上述分析，本文构建了承包地流转行为对宅基地退出意愿的作用机制，如图1所示。
图1 农户承包地流转行为影响宅基地退出意愿的机制

Fig. 1 The influence mechanism of farmer contracted land transfer on homestead withdrawal willingness

2 研究方法与数据来源

2.1 数据来源

本文采用的数据来自中华人民共和国农业农村部农村合作经济指导司委托课题组（中国农业科学院农业信息研究所“农村宅基地管理和改革研究中心”）牵头实施开展的全国农村宅基地定点监测项目（2023年）。该调查遵循分层随机抽样的原则，问卷分为行政村问卷和农户问卷两级，先基于村庄数量和农村人口分布等情况确定各省级行政区所需的样本占比，抽取到行政村级别并填写村庄问卷后，通过农村宅基地统计调查平台在每个行政村中随机抽取20~30位农民进行家庭信息的访谈，最终形成行政村和农户两级调查数据。2023年是该项目调查的第一期，范围涉及全国东部、中部、西部、东北4个地区27个省级行政区、179个行政村，得到4547份农户数据。在合并农户与行政村调查数据的基础上，剔除错填、漏填数据和各类异常值问卷，最终得到4275份有效问卷，问卷有效率为94.04%。

2.2 变量设计

被解释变量设定为农民宅基地退出意愿，以问题“如果提供适当的补偿，您家是否愿意退出宅基地”的答案为准，设定为0、1形式的二分类变量，分别表示“不愿意”“愿意”。核心解释变量设定为农户承包地流转行为，包括承包地转入和转出两类行为，分别以农户是否存在承包地转入或转出行为两个变量表示，设定为0、1形式的二分类变量，表示该农户是否存在上述行为。控制变量选取参考相关文献[41-43]，影响农民宅基地退出意愿的因素来自多个层面，本文综合选取了个人特征、家庭特征、宅基地及农房特征和村庄特征4个层面共17个变量，尽量保证控制变量的全面性。变量的具体设定方式和描述性统计结果详见表1。
表1 变量设定和描述性统计 (N=4275)

Table 1 Variable setting and descriptive statistics (N=4275)

变量类型和名称 指标选取和设定/单位 均值 标准差 最小值 最大值
被解释变量
宅基地退出意愿 不愿意=0；愿意=1 0.251 0.434 0 1
核心解释变量
承包地转入行为 否=0；是=1 0.057 0.232 0 1
承包地转出行为 否=0；是=1 0.276 0.447 0 1
个人特征
年龄 单位：周岁 57.372 11.954 15 93
性别 女=0；男=1 0.800 0.400 0 1
受教育年限 年 7.910 3.026 0 16
宅基地所有权认知 不属于个人=0；属于个人=1 0.288 0.453 0 1
社区居住环境满意度 非常不满意=1；比较不满意=2；一般=3；
比较满意=4；非常满意=5		 4.404 0.809 1 5
家庭特征
户内人口数 个 3.686 1.784 1 13
外出人口比例 外出人数/户内总人数 0.360 0.381 0 1
家庭年收入 上一年家庭年收入取对数 11.009 0.885 7.313 16.524
承包地面积 亩（1亩≈667 m2） 6.373 24.077 0 1062
城镇购房情况 否=0；是=1 0.288 0.453 0 1
宅基地及农房特征
宅基地发证情况 未发证=0；已发证=1 0.715 0.451 0 1
宅基地占地面积 m2 308.819 368.170 11.440 7571.520
建房成本 建房成本取对数 10.776 1.505 4.605 14.914
农房是否有庭院 否=0；是=1 0.710 0.454 0 1
村庄特征
村庄与最近县城的距离 km 19.228 17.091 0 95
村庄主导产业企业情况 无=0；有=1 0.391 0.488 0 1
村庄改革试点参与情况 未参与=0；参与=1 0.525 0.499 0 1

2.3 模型构建

（1）基准回归模型
被解释变量（宅基地退出意愿）设定为二分类变量，采用二值选择模型来估计更准确。选择Probit模型进行估计，设定以下基准回归模型：
W i t h d r a w a l i = α 0 + α 1 T r a n s f e r i + ∑ α 2 X i + ε i
式中： W i t h d r a w a l i是第i个农户的宅基地退出意愿； T r a n s f e r i是第i个农户的承包地流转行为，包括转入和转出； X i为控制变量； ε i是随机扰动项； α 0是常数项； α 1、 α 2是待估计参数。考虑到模型可能存在异方差问题，文本采用稳健标准误的方法直接矫正异方差问题。
（2）中介效应模型
目前，中介效应分析被逐渐运用到社会经济研究，越来越多的学者认为中介效应分析可以揭示被解释变量和解释变量之间的影响路径。借鉴Baron等[44]的研究，构建以下模型：
W i t h d r a w a l i = α 0 + α 1 T r a n s f e r i + ∑ α 2 X i + ε i 1
L i v e l i h o o d i = β 0 + β 1 T r a n s f e r i + ∑ β 2 X i + ε i 2
W i t h d r a w a l i = γ 0 + γ 1 T r a n s f e r i + γ 2 L i v e l i h o o d i + ∑ γ 3 X i + ε i 3
式（2）检验承包地流转对宅基地退出意愿的直接效应；式（3）检验解释变量对中介变量的影响。 T r a n s f e r i是解释变量，指第i个农户的农地流转行为； L i v e l i h o o d i是中介变量，指生计策略； β 0是常数项； β 1、 β 2是待估计参数。式（4）在式（2）的基础上加入中介变量，检验中介变量对被解释变量的影响效应； γ 0是常数项； γ 1、 γ 2、 γ 3是待估计参数。将式（3）代入式（4）可以得到中介效应量 γ 2 β 1，若 γ 2 β 1与 γ 2同号，说明农户生计策略在承包地流转对宅基地退出意愿的影响中发挥中介效应；若 γ 2 β 1与 γ 2异号，则说明农户生计策略在其中具有遮掩效应。
（3）调节效应模型
为了验证调节效应，借鉴徐笑君等[45]的研究，构建以下模型：
W i t h d r a w a l i = α 0 + α 1 T r a n s f e r i + α 2 G e n e r a t i o n i + α 3 T r a n s f e r i × G e n e r a t i o n i + ∑ α 4 X i + ε i 1
W i t h d r a w a l i = β 0 + β 1 T r a n s f e r i + β 2 R e f o r m i + β 3 T r a n s f e r i × R e f o r m i + ∑ β 4 X i + ε i 2
式（5）和式（6）在式（1）基础上添加了调节变量和承包地流转的交互项。 G e n e r a t i o n i、 T r a n s f e r i × G e n e r a t i o n i是农民代际差异、与承包地流转的交互项； α 3、 α 4是待估计参数； R e f o r m i和 T r a n s f e r i × R e f o r m i是村庄改革试点和其与承包地流转的交互项； β 3、 β 4是待估计参数。若解释变量、调节变量和交互项的系数估计结果同时显著则表示该变量的调节效应成立。

3 结果分析

3.1 农户承包地流转行为对宅基地退出意愿的直接影响

实证分析之前，在Stata软件中使用collin命令对变量进行多重共线性检验，结果显示各变量的VIF值均明显<10，最大为1.5，平均值为1.17<2，各变量的Tolerance值均明显>0.2 ③ ，认为变量间不存在严重多重共线性问题。
承包地流转行为对宅基地退出意愿的影响估计结果参见表2，逐步加入控制变量，发现承包地流转行为始终保持显著且方向相同。承包地转入行为在1%的水平上显著，边际效应为-0.085，说明承包地转入行为使宅基地退出意愿降低8.5%，H1-1得到验证。承包地转出行为同样在1%的水平上显著，边际效应为0.054，说明承包地转出行为使宅基地退出意愿提高5.4%，H1-2得到验证。总体而言，农户承包地流转行为对宅基地退出意愿产生了显著影响，农户更倾向于同时保留或处置承包地和宅基地。对于承包地转入户，承包地承担着家庭就业、收入和粮食安全等重任，承包地生产经营功能的加强进一步强化了宅基地居住功能和辅助生产功能，宅基地退出意愿降低；对于承包地转出户，承包地生产经营功能逐渐丧失，宅基地由于具有不可移动属性，其居住保障功能随之弱化，农户倾向于退出宅基地。控制变量估计结果大多显著，与现有文献的结论大致相符。具体来看，个人特征方面，年龄越小、男性、宅基地所有权权属认知为非个人的农民的宅基地退出意愿更强；家庭特征方面，户内人口更少、外出人口更多、家庭年收入越多、承包地面积越大的农户，宅基地退出意愿更强，但城镇购房情况不显著，这与现有研究观点有一定出入[46]；宅基地和农房特征方面，宅基地发证、面积越大会提高宅基地退出意愿，农房建房成本越高、有庭院会削减农民宅基地退出意愿；村庄特征方面，村庄距离最近县城越远、有主导产业企业会削减农户宅基地退出意愿，村庄参与改革试点会提高当地农户的宅基地退出意愿。
表2 农户承包地流转对宅基地退出意愿影响的总效应

Table 2 The total effect of farmers' household contracted land transfer on homestead withdrawal willingness

变量名 宅基地退出意愿
系数 边际效应 系数 边际效应
承包地转入行为 -0.288***
(0.099)		 -0.085***
(0.029)
承包地转出行为 0.184***
(0.048)		 0.054***
(0.014)
年龄 -0.009***
(0.002)		 -0.003***
(0.001)		 -0.009***
(0.002)		 -0.003***
(0.001)
性别 0.146***
(0.057)		 0.043***
(0.017)		 0.151***
(0.057)		 0.045***
(0.017)
受教育年限 0.004
(0.009)		 0.001
(0.003)		 0.005
(0.009)		 0.001
(0.003)
宅基地所有权权属认知 -0.154***
(0.050)		 -0.046***
(0.015)		 -0.159***
(0.050)		 -0.047***
(0.015)
社区居住环境满意度 -0.018
(0.027)		 -0.005
(0.008)		 -0.021
(0.027)		 -0.006
(0.008)
户内人口 -0.066***
(0.014)		 -0.020***
(0.004)		 -0.064***
(0.015)		 -0.019***
(0.004)
外出人口比例 0.174***
(0.063)		 0.052***
(0.019)		 0.169***
(0.063)		 0.050***
(0.019)
家庭年收入 0.127***
(0.032)		 0.038***
(0.009)		 0.119***
(0.031)		 0.035***
(0.009)
承包地面积 0.013***
(0.003)		 0.004***
(0.001)		 0.011***
(0.003)		 0.003***
(0.001)
城镇购房情况 0.038
(0.054)		 0.011
(0.016)		 0.024
(0.054)		 0.007
(0.016)
宅基地发证情况 0.102**
(0.050)		 0.030**
(0.015)		 0.103**
(0.049)		 0.030**
(0.015)
宅基地占地面积 2.3E-04***
(7.2E-05)		 6.8E-05***
(2.2E-05)		 2.3E-04***
(7.2E-05)		 6.8E-05***
(2.1E-05)
建房成本 -0.112***
(0.015)		 -0.033***
(0.004)		 -0.110***
(0.015)		 -0.033***
(0.004)
农房是否有庭院 -0.158***
(0.052)		 -0.047***
(0.015)		 -0.167***
(0.052)		 -0.049***
(0.015)
村庄与最近县城的距离 -0.010***
(0.001)		 -0.003***
(4.3E-04)		 -0.010***
(0.001)		 -0.003***
(4.3E-04)
村庄主导产业企业情况 -0.379***
(0.048)		 -0.113***
(0.014)		 -0.377***
(0.048)		 -0.112***
(0.014)
村庄改革试点参与情况 0.114**
(0.046)		 0.034**
(0.014)		 0.100**
(0.046)		 0.030**
(0.014)
常数项 -0.033
(0.393)		 -0.012
(0.393)
观测值/个 4275
Pseudo R2 0.0672 0.0684
Wald chi2检验 279.39*** 284.50***

注：**、***分别表示在5%、1%的统计水平上显著，括号内为稳健标准误，下同。

3.2 稳健性检验和内生性讨论

（1）稳健性检验
稳健性检验中，一是将解释变量替换为三分类变量（包含承包地转入、未流转和转出）并将控制变量中的村庄离最近县城的距离（连续变量）替换为村庄区位（分类变量）；二是将Probit模型替换为Logit和Tobit模型；三是随机抽取90%样本和连续变量5%及95%缩尾处理。发现稳健性检验结果 ④ 均与前文基准回归的估计结果基本一致，有力支持了前文的研究结论。
（2）内生性讨论
首先，考虑到承包地流转是基于农民自愿有序前提下进行的，即农户承包地流转行为并不是随机的，而是受到自身、家庭或外部环境等因素的影响，本文采用Rosenbaum等[47]提出的倾向得分匹配（Propensity Score Matches，PSM）的方法来纠正样本自选择的内生性问题，进一步验证结论的稳健性。参考影响农户承包地流转行为因素的相关研究[48]并综合样本特点，选取了年龄、性别、受教育年限、户内人口、外出人口比例、年收入、村庄区位、经济区域、村庄是否有主导产业企业以及村庄生产托管服务开展情况等10个因素作为匹配的协变量，使用Logit模型估计倾向得分。进一步选择1对5的最小近邻匹配、半径为0.001的半径匹配、带宽值为0.06的核匹配、默认核函数和带宽值的局部线性回归匹配4种方法进行倾向得分匹配，并采用自抽样迭代（Bootstrap）500次的方法估计处理组平均处理效应（ATT）、控制组平均处理效应（ATU）和平均处理效应（ATE）。估计结果如表3所示，承包地转入和转出行为在不同的匹配方法下的ATT始终在5%以上的统计水平上显著，符号与基准回归结果一致，ATU和ATE同时也均在10%以上的水平显著；另经平衡性检验，处理组和对照组在各协变量上的整体标准偏差均在10%以内，说明两组在协变量上的差异经过匹配后得以消除 ⑤ 。这表明，通过纠正样本自选择的内生性偏差后，假说H1-1和H1-2同样得到验证，增强了上述结论的稳健性。
表3 倾向得分匹配结果

Table 3 Results of propensity score matches

变量名 宅基地退出意愿
最小近邻匹配 半径匹配 核匹配 局部线性回归匹配
承包地转入行为
ATT -0.071** -0.079*** -0.064** -0.075***
(0.036) (0.032) (0.027) (0.027)
ATU -0.058* -0.064** -0.075** -0.058*
(0.033) (0.036) (0.031) (0.030)
ATE -0.059* -0.064** -0.075*** -0.059*
(0.032) (0.035) (0.031) (0.029)
承包地转出行为
ATT 0.069*** 0.068*** 0.070*** 0.069***
(0.021) (0.019) (0.014) (0.015)
ATU 0.080*** 0.072*** 0.081*** 0.079***
(0.021) (0.023) (0.015) (0.019)
ATE 0.077*** 0.071*** 0.078*** 0.076***
(0.019) (0.020) (0.014) (0.018)

注：*表示在10%的统计水平上显著，括号内为Bootstrap标准误，下同；Bootstrap的重复次数为500次。

另外，虽然PSM方法可以控制可观测因素的干扰，减少了样本自选择的内生性问题，但无法解决不可观测因素引起的扰动，造成遗漏变量的内生性问题。同时，可以发现农户承包地流转与宅基地退出意愿间可能存在反向因果问题，农民宅基地退出意愿可能影响承包地流转行为，若农民宅基地退出意愿强，通常意味着他们已在城镇定居或在城镇拥有稳定收入，可能会更倾向于流转承包地。因此，本文通过工具变量回归进一步解决上述问题。工具变量的选取需要与内生解释变量高度相关且与随机误差项不相关，对于承包地转入，外包服务对土地转入方存在更明显的要素约束缓解效应，影响承包地转入行为[49]，但不会直接影响宅基地退出意愿，选取村庄是否开展生产托管服务作为它的工具变量；对于承包地转出，农地流转市场的发育程度影响着农户承包地转出行为的实现，但并不直接影响宅基地退出意愿，本文选取各省级行政区的承包地流转率匹配为它的工具变量。数据来源于2021年《中国农村政策与改革统计年报》。工具变量法估计的结果如表4所示，首先，两模型的弱工具变量F检验的结果均显示在1%的水平上显著，说明工具变量选取有效且不存在弱工具变量问题，排除了弱工具变量问题的干扰。模型估计结果显示承包地转入和转出行为均在1%的水平上显著，影响效应分别为负向和正向，皆与基准回归和PSM方法估计的结果一致，假说再次得到验证。另外，可以发现处理变量的影响效应的估计数值显著增大，说明农户承包地流转对宅基地退出意愿的影响效应的确存在，而没有控制承包地流转内生性的Probit回归模型在很大程度上低估了这一效应。总的来说，在纠正内生性问题后，农户承包地转入行为对宅基地退出意愿的抑制效应和承包地转出行为对宅基地退出的促进效应依旧显著。
表4 工具变量回归结果

Table 4 Results of instrumental variable regression

变量名 宅基地退出意愿
边际效应 边际效应
承包地转入行为 -4.131***
(0.300)
承包地转出行为 2.261***
(0.048)
其他控制变量 YES YES
观测值/个 4275 4250
弱工具变量F检验 12.56*** 35.19***
Wald chi2检验 286.37*** 541.58***

注：括号内为Delta-method标准误；由于西藏自治区的省级承包地流转率有缺失，导致承包地转出模型中的观测值缩减至4250个。

3.3 影响机制检验

（1）中介效应检验
为验证上述假说，将农户非农收入占比和外出人口比例作为中介变量，表示农户生计策略。目前检验中介效应的方法主要有逐步回归法、索贝尔（Sobel）检验和自抽样迭代（Bootstrap）检验，相比于逐步回归法，Sobel检验和Bootstrap检验克服了模型偏差、共线性和样本分布假设等问题，估计结果更有解释效力，本文采用这两种方法进行估计，结果如表5所示：路径I和路径II的估计结果显示非农收入占比的间接效应不显著，说明农民的承包地流转行为的确改变了家庭收入结构但并不会直接对宅基地退出意愿造成影响；路径III和路径IV的估计结果显示外出人口比例在其中存在部分中介效应，中介效应占比分别为11.81%和4.23%，说明农户承包地流转行为通过家庭劳动力城乡转移的路径影响宅基地退出意愿。鉴于此，H2-1和H2-2得到验证。
表5 中介效应检验结果

Table 5 Results of mediation effect test

影响路径 Sobel检验 Bootstrap检验
间接效应 直接效应 总效应 中介效应占比 间接效应 95%置信区间
下限 上限
I.承包地转入→非农收入
占比→宅基地退出意愿		 0.0047
(0.0040)		 -0.0559**
(0.0284)		 -0.0511*
(0.0281)		 — 0.0047
(0.0040)		 -0.0031 0.0126
II.承包地转出→非农收入
占比→宅基地退出意愿		 -0.0027
(0.0018)		 0.0692***
(0.0150)		 0.0665***
(0.0148)		 — -0.0027
(0.0019)		 -0.0064 0.0010
III.承包地转入→外出人口
比例→宅基地退出意愿		 -0.0068***
(0.0026)		 -0.0511*
(0.0281)		 -0.0580**
(0.0280)		 0.1181 -0.0068***
(0.0026)		 -0.0120 -0.0017
IV.承包地转出→外出人口
比例→宅基地退出意愿		 0.0029**
(0.0012)		 0.0665***
(0.0148)		 0.0695***
(0.0148)		 0.0423 0.0029**
(0.0013)		 0.0003 0.0056

注：括号内分别为稳健和Bootstrap标准误，Bootstrap重复次数为1000次。

至于承包地流转通过改变农户收入结构影响宅基地退出意愿的路径为何不显著，本文从村庄区位和地区发展差异两个层面进行分组的异质性分析，以验证假说观点。村庄区位方面，结合样本村总体区位特征，以距离最近县城10 km、30 km为界将样本分为近郊村、中郊村和远郊村三个组别；地区发展差异方面，按照中国经济区域的划分的标准将样本分为东部、中部、西部和东北地区四个组别，分组回归的结果如表6所示。发现在以近郊村庄和东部地区为代表的城乡融合发展程度较高的地区组别中，农户承包地转出行为对宅基地退出意愿的影响并不显著。这说明，即使农户转出承包地从事非农工作，非农收入相应提高，但以本地非农就业为主的转移方式导致人口并未实质性融入城市，宅基地仍是其生存基础。也就是说，农户收入结构变化不会直接影响其宅基地退出意愿，导致中介效应检验无法通过。
表6 分组回归结果

Table 6 Results of group regression

变量名 宅基地退出意愿
近郊村组
边际效应		 中郊村组
边际效应		 远郊村组
边际效应		 东部地区
边际效应		 中部地区
边际效应		 西部地区
边际效应		 东北地区
边际效应
承包地转出行为 -0.012 0.098*** 0.093** 0.020 0.068*** 0.125*** 0.084
(0.024) (0.020) (0.038) (0.030) (0.022) (0.023) (0.070)
其他控制变量 YES YES YES YES YES YES YES
观测值/个 1680 1759 836 1224 1293 1552 206
Pseudo R2 0.1025 0.1393 0.2507 0.0901 0.1315 0.1213 0.4749
Wald chi2检验 184.78*** 202.07*** 180.34*** 106.72*** 128.48*** 189.08*** 100.35***
（2）调节效应检验
将农民代际差异和村庄改革试点参与情况设定为调节变量，其中，农民代际的划分标准结合样本的总体分布特征和现有研究的划分[35]，以出生年份1965年和1980年为界将农民分为老年、中年和青壮年三代，变量值分别设定为1、2和3，村庄改革试点参与情况的设定同基准回归，以村庄参与农村综合性改革试点试验或全国农村改革试验区的情况为准。进一步，调节效应检验需要生成交互项，为避免共线性问题，先进行变量的去中心化处理，然后生成四个交互项后引入模型，并在代际差异的调节检验中去除年龄（连续性变量）变量避免多重共线性，估计结果如表7所示。结果显示，农民代际差异和村庄改革试点情况在承包地转出行为影响宅基地退出意愿中的调节效应显著，而在承包地转入行为影响宅基地退出意愿中的调节效应不显著。结合参数估计结果可以发现：第一，承包地转出行为对年轻世代农民宅基地退出意愿的影响效应更大；第二，承包地转出行为对改革试点村庄农民宅基地退出意愿的影响效应更小，承包地转出行为和村庄参与改革试点二者存在替代效应。另外，调节变量对于承包地转入削减宅基地退出意愿的调节效应均不显著，这表明农民在有意转入承包地经营农业的情况下，尽管在年龄和当地政策规制上不尽相同，但宅基地居住保障和辅助生产的功能均未丧失，宅基地退出的意愿差异不大，导致调节效应不显著。鉴于此，H3和H4得到支持。
表7 调节效应检验结果

Table 7 Results of regulating effect test

变量名 宅基地退出意愿 变量名 宅基地退出意愿
边际效应 边际效应 边际效应 边际效应
承包地转入行为 -0.083*** 承包地转入×改革试点 -0.069
(0.030) (0.058)
承包地转出行为 0.053*** 承包地转出×代际差异 0.036*
(0.014) (0.021)
代际差异 0.052*** 0.053*** 承包地转出×改革试点 -0.049*
(0.010) (0.010) (0.028)
村庄改革试点参与情况 0.028** 0.025** 其他控制变量 YES YES
(0.013) (0.013) 观测值/个 4275 4275
承包地转入×代际差异 -0.044 Pseudo R2 0.0671 0.0689
(0.043) Wald chi2检验 277.34*** 289.08***

4 结论与启示

4.1 结论

本文将农户承包地流转行为和宅基地退出意愿纳入统一的分析框架，基于27个省（自治区、直辖市）4275户农户的有效调查数据，利用Probit模型验证了农户承包地流转行为与宅基地退出意愿的影响关系，利用中介效应和调节效应模型验证了生计策略的中介效应以及农民代际差异和改革试点的调节效应。主要研究结论如下：（1）农户承包地转入行为削减了宅基地退出意愿，而承包地转出行为促进了宅基地退出意愿，采用三种稳健性检验方法并用PSM方法和工具变量法纠正内生性问题后结论依旧成立。（2）使用农户非农收入占比和外出人口比例作为代理变量检验农户生计策略的中介效应，发现承包地流转可以通过人口转移的路径影响宅基地退出意愿，而不是通过改变农户收入结构的路径影响宅基地退出意愿。（3）承包地转出行为对年轻农民宅基地退出意愿的促进作用更大，对改革试点地区农民宅基地退出意愿的促进作用更小。而调节变量对承包地转入削减宅基地退出意愿的调节效应不显著。需要说明的是，受限于数据资料约束，本文对农户承包地流转行为仅在类型上做出区分，暂未对数量、承包地流转收入等因素进行考察，也缺乏承包地的质量、产量等信息，未来需要在持续性动态跟踪的基础上做进一步研究，以对结论做出进一步验证和比较。

4.2 政策启示

研究结论可以引申出以下政策启示：（1）科学识别宅基地自愿有偿退出的目标群体，开展宅基地退出的政策引导。对于家庭承包地已经转出、劳动力进城形成稳定非农就业的农户，引导其形成合理宅基地功能和价值认知，在尊重意愿和保证“户有所居”前提下引导其有偿退出宅基地，提高宅基地退出效率。（2）优化农村土地制度的联动改革机制。优化承包地流转和宅基地退出政策，积极探索市场化的“三权同退”制度和配套机制，并作好风险防范措施；尊重部分农民留居农村的意愿，为其提供更优质的承包地经营和宅基地管理服务。（3）提高农民非农就业能力，科学引导农村人口高质量转移。鼓励和支持农民发展多样生计，在土地流转和退出过程中给与农民必要的技能培训；确保承包地流转和宅基地退出工作公正合理，确保农民土地权益，保障农户承包地流转和宅基地退出收入预期；提升农村基础设施和公共服务，使农民更容易接触广泛的就业机会，为其生计转型提供便利。（4）针对内外部差异实行区别化激励、多样化补偿。宅基地退出政策设计需避免“一刀切”以顺应不同地区发展特性或满足不同群体需求。如为年长农民提供更多社会保障类补偿，为年轻农民提供非农就业支持；发挥改革试点地区的制度活力，实施更精准的信息传播和参与机制以发挥“示范作用”。

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