第44卷第5期
2
017年9月
四川师范大学学报(社会科学版)
JournalofSichuanNormalUniversity(SocialSciencesEdition)
Vol.44,No.5
September,2017
基于Probit二元选择模型的
农村宅基地退出意愿研究
1
,2
1
黄敏,杜伟
(1.四川师范大学经济与管理学院,成都610101;2.西南财经大学统计学院,成都611130)
摘要:农村闲置低效利用宅基地退出既是全面贯彻落实节约集约用地制度的关键环节,又是“保资源、保权益、
保发展”的重要途径。本文根据采集的979个有效样本数据,借助probit二元选择模型,从微观视角研究了农村宅
基地退出意愿的影响因素,研究结果显示:性别、年龄、务工地点、承包地面积、家庭抚养系数等均与农户宅基地退
出意愿存在显著影响关系。强化农民的宅基地退出意愿、促进农村闲置宅基地高效再利用,关键在于削弱宅基地
退出决策的负面影响,加快构建城乡一体化的住房、就业、教育以及社会保障机制,为退地农民解除后顾之忧。
关键词:农村宅基地;退出意愿;微观影响因素;Probit模型
中图分类号:F301.3 文献标志码:A 文章编号:1000-5315(2017)05-0064-06
现阶段,农村房屋大量闲置、宅基地不断扩张,
度改革工作和保障落实退地农民相关权益的高度关
切,在未来较长一段时间内,强化农民宅基地退出意
愿、科学引导农民退出闲置低效利用宅基地的问题
将持续受到关注。尊重农民的“主体地位”是本文选
择从微观视角研究农民退出宅基地意愿的出发点;
发挥农民的“政策驱动作用”、畅通农村宅基地退出
渠道是分析研究宅基地退出意愿问题的根本落脚
点。农民是农村宅基地退出政策的参与者和执行
者,农民退出宅基地意愿直接决定政策推进效率与
制度实施绩效。因此,从微观视角研究农民的宅基
地退出意愿、了解农民的土地权益保障需求,是认真
总结当前宅基地制度改革试点经验、有效推进农村
宅基地制度深化改革的切入点,对盘活利用闲置宅
基地、全面推进集约节约用地、切实维护农民集体资
“
空心村”问题普遍,农村土地资源浪费严重,农民参
与宅基地退出的主观意愿普遍不强,各地城镇化、工
业化建设的快速推进导致人地矛盾十分尖锐,土地
资源集约利用困难重重,全面促进资源节约和大力
推进生态文明建设的任务十分繁重。2015年3月,
全国33个县(市、区)行政区域的宅基地制度改革试
点工作强调:“试点工作必须‘始终把维护好、实现
①
好、发展好农民权益作为出发点和落脚点’”。
017年,中共中央、国务院颁发一号文件《关于深入
推进农业供给侧结构性改革加快培育农业农村发
展新动能的若干意见》,再次强调“按规定对进城落
2
②
户农民自愿退出承包地、宅基地的补偿”。国家政
策导向凸显了党中央对农民主观参与农村宅基地制
收稿日期:2017-04-01
基金项目:国家社科基金项目“农村土地产权制度改革与农民生产行为优化研究”(16BJY091),四川省哲学社会科学规划项目
四川省构建农村宅基地自愿有偿退出机制的研究”(SC15C032)。
“
作者简介:黄敏(1984—),女,四川广汉人,四川师范大学经济与管理学院讲师,西南财经大学统计学院统计学博士研究生,研
究方向为宏观经济统计研究;
杜伟(1973—),男,四川雅安人,经济学博士,四川师范大学经济与管理学院教授,研究方向为农村经济制度改革。
64
黄
敏
杜
伟
基于Probit二元选择模型的农村宅基地退出意愿研究
(一)变量选取
产权利等具有重大的现实意义。
文献综述
一
农村宅基地退出意愿描述农民愿意退出宅基地
在理论层面,国内学者关于农村宅基地退出和
与否的主观决策,是无法量化度量的经济变量。模
型研究的是各微观影响因素对宅基地退出意愿的影
响,因此,宅基地退出意愿是作为被解释变量存在于
模型当中,需要引入虚拟变量完成对该被解释变量
的“量化”。构造取值等于“0”或“1”的人工变量来表
示对农民宅基地退出意愿的观测值,即用“0”表示农
民不愿意退出宅基地,用“1”表示农民愿意退出宅基
地。
补偿问题的研究主要集中在宅基地退出与补偿的模
[1ꢀ2]
式、评价方法、制度缺陷与改革建议等方面 。在
为数不多的关于农村宅基地退出问题的研究成果当
中,所采用的方法包括:Logistic模型分析法、结构
方程模型法、条件价值评估法(CVM)和Tobit回归
[1ꢀ4]
模型检验方法等 。总结学者的观点,影响农民
退出宅基地意愿的因素众多。一是家庭因素。包
括:家庭经济收入状况(农业收入和非农业收入的比
重);家庭赡养人口状况、子女中是否有男孩;家庭成
员的技能培训情况和受教育程度;对宅基地产权的
为充分反映调查样本对宅基地退出意愿的微观
影响因素,课题组在进行问卷设计时,涉及到农户个
体、农户收入和就业、土地资源禀赋、退出宅基地补
偿方式等特征标志。
[5ꢀ7]
认知程度;是否在城镇中拥有住房等 。二是社
会保障因素。包括:农民是否参加新农保;退地后医
疗与养老保险的预期值;退出宅基地的经济补偿期
农户个体特征标志包括:年龄、性别、文化程度、
供养系数、是否参保、是否承担教育抚养义务。其
中,家庭供养系数等于家庭非劳动人口与家庭总人
口的比值;是否参保是指是否被纳入新农村社保范
畴;家庭当中有正在上学的需要抚养的子女视为正
在承担教育抚养义务。
[4][8]
望值;非农就业稳定性等 。三是区位因素。如
[2]
远郊农民的宅基地退出意愿更强。四是财政因
素。如政府财政投资不足,导致宅基地集中与规划
[9]
利用效率不高,挫伤农户退出宅基地的积极性。
五是其他影响因素。包括代际因素、土地投资因素、
农户收入和就业特征标志包括:家庭年收入、非
农收入占比、非农劳动人口比例、务工年限、务工地
点、工作稳定程度。其中,工作稳定程度以是否签订
[10ꢀ11]
退地政策因素和未来预期因素等 。现有研究
成果对农户土地退出意愿影响因素的归类较为完
善,但都属于分类影响因素的研究。综合农民各方 2年以上劳动合同为依据。
土地资源禀赋特征标志包括:承包地面积、宅基
面微观影响因素,对农村宅基地退出意愿进行综合
研究的成果尚未发现。分类影响因素分析,对研究
农村宅基地退出的现实问题具有难以克服的弊端:
单列的影响因素重点在于凸显所列因素对宅基地退
出意愿的单类影响,各类影响因素之间的相互作用
无法通过单类因素的影响分析得到科学体现,因此,
并不能通过对各类单列因素影响分析模型的简单加
总来准确描述现实问题。本文从微观视角研究农村
宅基地退出与补偿意愿的影响因素,借助probit二
元选择模型,整合包括农户个体、收入、就业、资源禀
赋以及补偿发放形式等综合特征因素,分析研究农
户退出宅基地意愿的影响方向和影响程度。如此,
不仅能够有效克服各单因素分析无法反映各因素之
间相互影响关系的弊端,还能够增加理论研究所覆
盖的现实信息量,使模型更加充分,更加贴近于现实
发生情境,更好地为农村宅基地制度改革工作提供
理论借鉴。
地面积、宅基地位置、房屋层数。其中,宅基地位置
的标志表现为远郊和近郊;房屋层数是指宅基地上
所修建的房屋的楼层数,以此判断农户对住房的投
资程度。
退出宅基地补偿方式特征标志包括:货币补偿
方式、社保置换方式、房屋置换方式、城镇户口置换
方式。
由于实证分析需借助Eviews7.0统计软件完
成,该软件无法读入文本型数据,解释变量和被解释
变量名称需用符号替代。同时,变量中不仅存在数
据型数据,还存在需转化为数值型数据的分类数据、
顺序型数据。变量转化结果如表1所示。
(二)模型设定
二元选择模型是模型中被解释变量只有两种选
择的变量模型,一件事发生与否,可分别用响应1和
响应0来表示。存在多个自变量的情况可按矩阵形
式定义模型:
二
变量选取、模型设定与数据描述
65
四川师范大学学报(社会科学版)
表1.变量、指标与具体测量标准
统计标志
宅基地退出意愿
年龄
Variable
变量取值
Y
愿意退出=1,不愿意退出和观望态度=0
数值型数据以实际观测值为准
男性=1,女性=0
X1
X2
X3
X4
X5
X6
L1
L2
L3
L4
L5
L6
H1
H2
H3
H4
F
性别
农户
个体
特征
文化程度
小学及以下=1,初中=2,高中/中职=3,大学=4,研究生=5
数值型数据以实际观测值为准
是=1,否=0
供养系数
是否参保
是否承担教育抚养义务
家庭年收入
非农收入占比
非农劳动人口比例
务工年限
是=1,否=0
数值型数据以实际观测值为准
数值型数据以实际观测值为准
数值型数据以实际观测值为准
数值型数据以实际观测值为准
所属乡镇=1,所属县(区、市)=2,所属省内=3,所属省外=4
是=1,否=0
农户
收入
与就
业特
征
务工地点
工作稳定程度
承包地面积
宅基地面积
宅基地位置
房屋层数
数值型数据以实际观测值为准
数值型数据以实际观测值为准
土地
资源
禀赋
特征
近郊=1,远郊=0
数值型数据以实际观测值为准
宅基地退出与补偿的方式
城镇户口置换=1,房屋置换=2,社保置换=3,货币补偿=4,其他条件=0
(E
()
=0)
μ
i
宅基地退出方式特征的解释变量,ai(i=1…6)、
Y
i
=X
i
β+μ
i
是观测值为1和0的决策被解释变量;X
i 为 ( …)、( …)、分别表示各特征解释
i=1 6γ i=1 4
Y
i
β
i
i
μ
被解释变量,包括选择对象数据的属性和选择主体
的属性;β 为待估计参数;μi 为随机干扰项。
变量的待估计参数。
(三)数据描述
随机干扰项μ
i 的概率分布决定二元选择模型
2016年7ꢀ9月,课题组开展了农村宅基地退
出与补偿问题的问卷调查。问卷调查内容包括:农
村居民个体特征、农村宅基地使用现状、农民对宅基
地退出与补偿的意愿、农民对农村宅基地使用制度
的认知度等。调研区域为四川省南充市统筹城乡试
点区3个镇(阆中市沙溪街道、仪陇县马鞍镇、顺庆
区搬罾镇)的9个村(大河梁村、洞子口村、金鼓村、
琳琅村、险岩村、玉兰村、干堰塘村、青山坝村、竹林
寺村)。调研共发放问卷1200份,收回问卷987份,
剔除不合格问卷8份,有效问卷979份。
的具体形式:当随机干扰项表现为标准正态分布
时,采用Probit二元选择模型;当随机干扰项表现
为逻辑分布时,采用Logit二元选择模型;当随机干
扰项表现为极值I型分布时,采用Extremevalue模
型。二元选择模型的实际应用中,随机干扰项极少
表现为极值I型概率分布,因而Extremevalue二元
选择模型极少被采用,Probit模型和Logit模型的
应用较为常见。又由于正态分布被认为是任何分布
的自然的和首先的选择,于是,Probit模型又是应用
最为广泛的二元选择模型。
描述统计主要从三个角度描述数据的分布特
征:集中程度、离散程度、分布形状。课题组选取众
数、中位数和平均数作为描述农村宅基地退出与补
偿意愿调研数据的集中程度的统计指标;选取异众
比率、方差、标准差、离散系数作为描述农村宅基地
退出与补偿意愿调研数据的离散程度的统计指标;
拟建成的二元选择模型的一般式如下:
6
6
4
Y =c+iΣ=1a
其中,Y 是被解释变量,c 为常数项,X (i =
6)、Li(i=1…6)、Hi(i=1…4)、F 分别表示农
户个体特征、收入和就业特征、土地资源禀赋特征、
i i i i i i
X +Σ L +iΣ=1γH +μF
β
i=1
i
1…
66
黄
敏
杜
伟
基于Probit二元选择模型的农村宅基地退出意愿研究
表2.probit模型路径系数估计结果
变量
估计系数
标准误差
0.028324
1.052724
0.314189
1.35137
临界值
相伴概率值
0.0584
0.0014
0.3452
0.7291
0.5511
0.0513
0.1908
0.2447
0.0463
0.5038
0.0747
0.2058
0.0087
0.0949
0.223
*
年龄X1
ꢀ0.053603
ꢀ1.892538
3.202389
ꢀ0.94434
ꢀ0.346345
0.596221
1.921575
1.308348
1.163233
ꢀ1.992656
0.668471
ꢀ1.782547
ꢀ1.265307
ꢀ2.621776
1.654008
1.218516
ꢀ2.43463
ꢀ0.640896
***
3.371231
性别X2
文化程度X3
供养系数X4
是否参保X5
ꢀ0.296701
ꢀ0.46804
0.307641
0.515985
0.020914
7.71E-06
1.074681
1.043466
0.041197
0.250953
0.482275
0.15518
*
1.108463
是否承担教育抚养义务X6
家庭年收入L1
1.01E-05
1.250104
非农收入比例L2
非农劳动人口比例L3
务工年限L4
*
ꢀ2.079269
*
0.027539
*
务工地点L5
ꢀ0.447336
工作稳定程度L6
承包地面积H1
宅基地面积H2
宅基地位置H3
房屋层数H4
ꢀ0.610226
*
ꢀ0.406847
**
*
0.0174
0.002712
0.546842
0.475847
0.666336
*
ꢀ1.15851
*
0.0149
0.5216
退出补偿方式F
ꢀ0.105992
0.16538
2
McFaddenR=0.602147
注:*、**和***分别表示变量系数在10%、5%和1%的统计水平上显著。
表3.修正后probit模型路径系数估计结果
变量
常数项C
估计系数
标准误差
1.131133
0.018728
0.557718
0.245055
0.623678
0.163047
0.108324
0.002036
临界值
相伴概率值
0.0235
0.0667
0.0001
0.0178
0.28
*
2.562675
*
2.265582
ꢀ1.833611
3.873682
2.589146
ꢀ1.080424
ꢀ1.714103
ꢀ2.695617
1.601524
*
ꢀ0.03434
年龄X1
***
2.160424
性别X2
**
0.262202
是否承担教育抚养义务X6
非农劳动人口比例L3
务工地点L5
ꢀ0.673837
*
ꢀ0.258284
0.0891
0.007
*
ꢀ0.292
**
承包地面积H1
宅基地面积H2
0.00186
0.1327
2
McFaddenR=0ꢁ732776
注:*、**和***分别表示变量系数在10%、5%和1%的统计水平上显著。
选取偏态系数和峰态系数作为描述农村宅基地退出
结果如表2所示。
2
与补偿意愿调研数据的分布形状的统计指标。
根据Eviews7.0的输出结果,McFaddenR=
0ꢁ602147,probit模型拟合程度为60ꢁ21%,样本数
据60ꢁ21%的信息可以通过probit二元选择模型来
解释。
三
模型估计结果分析
待估计参数β采用最大似然估计法,即以对数
似然函数最大化为约束条件,计算模型参数估计量。
借助Eviews7.0统计软件完成参数估计过程,输出
以10%的显著水平为判断标准,解释变量与被
67
四川师范大学学报(社会科学版)
解释变量之间关系不显著(伴随概率>0ꢁ1)的是:
,X4,X5,L1,L2,L4,L6,H3,F。即,文化程度、
四
研究结论与启示
本文利用课题组的调查问卷返回数据,以农户
的个体特征因素、农户收入和就业特征因素、土地资
源禀赋特征因素、退出宅基地补偿方式因素作为研
究农民退出宅基地意愿的微观影响因素。在此假设
前提下构建了probit二元选择模型,模型检验结果
显示,对样本数据采用probit二元选择模型分析是
适当的。研究发现,显著影响农村宅基地退出的微
观影响因素包括年龄因素、性别因素、教育抚养义
务、务工地点和承包地面积因素。其中,性别因素、
教育因素与农村宅基地退出的发生概率之间存在显
著的正向变动关系;年龄因素、务工地点、承包地面
积与农村宅基地退出的发生概率之间存在显著的反
向变动关系。
X
3
家庭供养系数、是否参保、家庭年收入、非农收入占
比、务工年限、工作稳定程度、宅基地位置、宅基地退
出与补偿方式九项因素,与农民宅基地退出意愿不
存在显著的相关关系。这些因素对农民决定是否退
出宅基地的影响不大。剔除在10%显著水平下无
法通过检验的变量后,得到修正后的probit模型参
数估计结果,如表3所示。
剔除不显著变量后,Eviews7.0输出结果显示,
2
McFaddenR=0.732776,
修正后的probit模型对
样本数据的解释程度为73.28%。
在90%的显著水平下,解释变量H2(宅基地面
积)、L3(家庭非农劳动人口比例)与被解释变量不
存在显著的相关关系,其他变量的估计参数在90%
的显著水平下通过检验。根据Eviews7.0输出结果
写出probit模型的拟合结果如下:
1.就年龄因素而言,年长的农民退出宅基地的
意愿较弱,新生代农民退出宅基地的意愿更加强烈;
就性别因素而言,男性退出宅基地的动机比女性更
强。这一研究结果折射出,城市生存能力对宅基地
退出意愿具有显著影响,即新生代农民的受教育程
度普遍高于老一代农民,男性从业技能普遍高于女
性,农村宅基地依然对农民发挥着生活保障、居住保
障和养老保障作用。可见,推行农村宅基地的退出
与补偿机制,需要首先解除农民的后顾之忧,必须以
统筹城乡就业保障机制和社会保障机制为前提。
2.就教育因素而言,由于对城市高质量教育服
务的渴望而导致农民退出农村宅基地的可能性增
强。中国教育资源分配不公是一个普遍共识。近年
来,受到农村中小学布局调整政策的影响,教育资源
集中至乡镇地区,村落学校和教学点大幅度减少,农
村适龄儿童就近入学困难。与此同时,随着农民满
足子女受教育需求意识的不断增强,在提供合理补
偿的条件下,一些具备城镇从业、生存能力的农民倾
向于退出农村宅基地,转向城镇生活。然而,随父母
涌入城市的流动儿童难以就读流入地公立学校,受
教育权利被剥夺现象非常普遍,让一部份农民对进
入城镇生活望而却步。因此,改革城镇务工人员子
女入学制度、切实保障进城农民子女享有城镇入学
教育权益,有助于激励农村闲置宅基地的退出。
3.就务工地点而言,越是背井离乡在外务工的
农民越不愿退出宅基地,“离土不离乡”的意愿表现
越为明显,远离家乡在省外务工的农民回乡意识比
在附近城镇区域务工的农民更加强烈,农村劳动转
1
2 6
y=2ꢁ56-0ꢁ034x +2ꢁ16x +0ꢁ26x
1ꢁ67l -0ꢁ26l -0ꢁ29h +0ꢁ002h
McFaddenR =0.7328)
-
3
5
1
2
2
(
Probit二元选择模型分析结果表明,农民宅基
地退出的决策受到年龄因素、性别因素、教育抚养义
务、务工地点和承包地面积因素的影响。
年龄因素与农民退出宅基地发生的概率成反向
变动关系,随着年龄的增长,农民愿意退出宅基地的
动机逐渐减弱,越是年长的农民越不愿意退出农村
宅基地。从模型的量化估计结果来看,农民的年龄
每增长1岁,退出宅基地的发生概率减少0.034。性
别因素对退出宅基地意愿的影响表现为:男性退出
宅基地的动机比女性更强。是否承担教育抚养义务
对退出宅基地意愿的影响表现为:家庭中有正在接
受教育的子女的农民退出宅基地的发生概率比家庭
中没有正在接受教育的子女的农民要高。务工地点
与农民退出宅基地发生的概率成反向变动关系,农
民务工地点越远,农民退出宅基地的动机越弱。也
就是说,在省外务工的农民反而比在所属县市地区
务工的农民更不愿意退出宅基地。承包地面积与农
民退出宅基地发生的概率成反向变动关系,承包地
面积越大的农民愿意退出宅基地的动机越弱,承包
地面积越小的农民更愿意退出宅基地。从模型的量
化估计结果来看,承包地面积每增长1亩,退出宅基
地的发生概率减少0.29。
68
黄
敏
杜
伟
基于Probit二元选择模型的农村宅基地退出意愿研究
移并不彻底,农民“恋土情节”普遍存在。要顺利实
现农村转移人口市民化,进而推动农村宅基地退出,
一方面,必须完善农民工权益保护的法律体系和强
化农民工权益保护中的政府责任,赋予外出务工人
员稳定的权利基础和健全的维权方式,强化外来务
工人员在城市区域的主人翁意识;另一方面,应该尽
快加速社保制度改革和住房保障制度改革,实现社
会保险关系的可转移以及提高养老保险领取标准,
强化农民工的归属感。
基地的“共存”关系显著,承包地面积每增长1亩,退
出宅基地的发生概率减少29%。产生这一现象的
主要原因是农业经营的规模效益,承包地面积较少
的农民鲜少具有强烈的专心经营农业生产的倾向,
而承包地面积较大的农民由于土地经营的规模效益
高于小块经营的农民,更愿意从事农业生产经营,其
退出宅基地的意愿较为薄弱,加上国家对农村承包
地使用权交易的大力支持,在一定程度上增强了农
民做适度规模农业经营的信心。农村宅基地退出的
重点工作对象在现阶段仍然是人口密度较高、人均
承包地面积较少的地区。
.就土地资源禀赋特征而言,
农民承包地面积
4
越大的农民,其退出宅基地的动机越弱,承包地与宅
注释:
①
②
具体内容详见:十二届全国人大常委会第十三次会议审议通过的《关于授权国务院在北京市大兴区等三十三个试点县(市、
区)行政区域暂时调整实施有关法律规定的决定》。
具体内容详见:中共中央、国务院2016年12月31日发布的《关于深入推进农业供给侧结构性改革加快培育农业农村发
展新动能的若干意见》。
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[责任编辑:钟秋波]
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