旧宅基地复垦_重庆市政府公开信箱
重庆市酉阳县政府公开信箱
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邮件字号：
发布单位：
酉阳县政府
来信内容：
旧宅基地复垦
领导你好！我是李溪张家城村的老百姓，我在2010年响应党的号召与测绘公司的签订了就宅基地复垦协议，测绘公司2011年又来复查了一次，但时至今日也没得一点消息，我了解别的乡镇已经基本落实到位了，而我们镇一户都没落实到位，请问领导这是什么原因？
办理单位：
酉阳县政府
办理结果：
来信人：
您好！现将酉阳信箱〔号信件办理情况答复如下：
经查，我县2010年测绘的所有农村建设用地复垦项目在2011年已全部入库备案，2011年我县入库复垦项目80个，目前正在进行竣工验收，所有复垦退出宅基地补偿协议均由宅基地所属乡镇人民政府与农户签订，与测绘公司私自签订的协议无效。
2013年我县在李溪镇实施两个复垦项目,涉及431.7亩，665户，其中官坝等3个农村建设用地复垦项目已取得重庆市土地整治中心测绘成果审查意见，已报市国土房管局审核，待取得入库备案通知书后实施；鹅池等3个村农村建设用地复垦项目，李溪镇政府正在完善相关资料中报县土地整理中心审核。
经查，2013年实施的新项目库中没有来信人户名单。建议来信人向李溪镇人民政府提出书面申请，完善相关资料，由李溪镇人民政府按照农村建设用地复垦相关程序进行报批。
此复
发布时间：
ICP备案编号：渝ICP备号&>&&>&农民宅基地退出意愿的影响因素
农民宅基地退出意愿的影响因素 18203字 投稿：马憴憵
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农民宅基地退出意愿的影响因素*
——基于重庆市“两翼”地区1012户农户的实证分析
（中共重庆市委党校）
内容提要：本文利用对重庆市“两翼”地区1012户农户的调查数据，通过建立Probit模型分析了农
民宅基地退出意愿的影响因素。结果表明：农民的年龄和受教育程度、家庭收入状况、家庭需赡养
的老人数量、宅基地退出补偿方式的多样性选择对农民宅基地退出意愿有正向影响；家庭成员务工
工作变换频率、家庭需抚养的子女数量、现有住房面积、宅基地面积对农民宅基地退出意愿有负向
影响；同时，主要从事农业经济活动、宅基地退出后以低价租住廉租房、公租房以及将宅基地用于
出租等非自住用途的农民，更可能不具有宅基地退出意愿；而家庭外出务工人数、在城镇购房情况
没有通过显著性检验，对农民宅基地退出意愿没有显著影响。
关键词：宅基地
Probit模型
在中国工业化、城镇化加速发展的背景下，农民进城后如何处分闲置的宅基地，成为制约统筹
城乡发展的重要难题。从现有研究来看，在农村宅基地闲置原因的分析方面，孟祥仲、辛宝海（2006），
姜广辉等（2006），于华江、王瑾（2008）认为，造成农村宅基地闲置的主要原因是农村劳动力的流
动性增强，集体土地产权制度存在缺陷，土地用途改变导致非农用地增值；而袁志刚、解栋栋（2010）
则将其原因进一步归纳为，土地资本再配置制度严重滞后于人力资本再配置制度，使进城农民只能
从原有制度空间里被动寻求保障。对于如何解决进城农民宅基地闲置、浪费这一问题，一种观点认
为，应启动农村宅基地市场化改革。例如，韩康（2008）提出，应在“复合所有制”的前提下，赋
予农民永久的土地使用权，建立“区域性、扩散性的宅基地市场”制度；而欧阳安蛟等（2009）则
主张实施农村宅基地有偿使用制度，建立农村宅基地收回补偿制度。另一种观点则认为，应建立宅
基地有偿退出机制。例如，张秀智、丁锐（2009）认为，在经济欠发达地区或偏远地区，宅基地及
房屋难以通过市场方式实现流转，因而应在社会主义新农村建设视野下实行农民宅基地的退出和整
理；卢艳霞等（2011）通过对浙江省农民的宅基地退出模式的调查，认为应赋予农民多样化的选择
权利，因地制宜，分步推进宅基地退出，并提出应严格控制宅基地退出后节余的建设用地指标的使*本文受2011年重庆市社会科学规划重点项目“城乡统筹发展背景下重庆农村土地集约利用研究”（编号：2011ZDJJ
05）、2010年国家社会科学基金项目“土地资本化在中国经济中的作用及转型研究”（编号：10XJY016）和中共重庆
市委党校（重庆行政学院）2010年校级课题“重庆‘两翼’欠发达地区农村非农建设用地流转动力机制研究——基
于农户调查的实证分析”（编号：CQDX）的资助。十分感谢匿名审稿人和编辑对本文提出的宝贵意见，当
然，文责自负。
用和分配；吴康明、陈霄（2011）进一步主张以土地权利束分离为依据，对农民宅基地使用权退出
补偿实行“地票”收益直补。
从总体上看，现有研究主要从农村土地产权制度方面分析了农村宅基地闲置的原因，并大致提
出了宅基地市场化改革和宅基地有偿退出两类解决办法。目前，中国正处于工业化、城镇化高速发
展的阶段，大部分进城农民来自于经济欠发达地区或偏远地区的农村，这些地区往往缺乏宅基地市
场化流转的条件，因此，在这些地区探索建立农民宅基地退出制度，是解决农村宅基地闲置问题的
前提。虽然现有文献在一定程度上探讨了农民宅基地“有偿”退出的路径和机制，但还需要从农民
是否“自愿”的角度研究这些路径和机制的可行性。为此，本文从农民自身偏好和选择的角度，分
析影响农民宅基地退出意愿的相关因素，以便为建立自愿、有偿前提下的宅基地退出制度提供参考。
二、研究假说与理论分析框架
借鉴相关研究成果，农民是否愿意退出宅基地，取决于他们对宅基地退出的预期收益和成本的
比较（王兆林等，2011），如果农民预期宅基地退出的收益大于其成本，则他们具有宅基地退出意愿，
反之，则不具有。农民的这一预期在不同的环境和条件下会存在偏差，进而会影响到他们退出宅基
地的实际选择行为和结果。因此，本文在认为农民是“有限理性经济人”的前提下，建立相关的研
究假说和理论分析框架。
（一）研究假说
纽曼认为，传统经济学通常将“经济人”理解为一种工具主义意义上的理性者，他们具有有序
偏好、充分的信息和无懈可击的计算能力，会选择最能满足自己偏好的行为，“经济人”一般被解释
“完全理性”的“经济人”假设成为新古典经济为行为主体的内在一致性和追求自身利益最大化①。
学阐述一切经济现象的起点。而新制度经济学则重视与新古典经济学在分析前提上的区别，他们否
定了完全理性和信息对称的基本假设，认为要使理论符合实际，必须以有限理性和信息不对称作为
分析前提。在Coase（1984）提出“交易成本”的基础上，Simon（1982）最早将“有限理性”概
念引入经济学，他认为，人们只能在决策过程中寻求满意解而难以寻求最优解。就本文的研究对象
而言，农民是否愿意退出宅基地，是“有限理性”选择机制的结果，即农民如何在特定的外部约束
条件下，结合自己对宅基地退出前后收益—成本比较的预期，寻求一个满意解的过程。为了更好地
进行分析，本文建立以下有关假说：
假说1：政府对宅基地“趋于理性”的决策能够为农民自愿退出宅基地形成有效激励。政府对
宅基地的决策是指在现行法律的约束下，政府对农民宅基地采取的处分意愿和行为方式，主要包括
“偏离理性”和“趋于理性”两种决策方式。如果政府无序征用农民土地（包括宅基地）或在无视
农民土地权益的前提下肆意压低农民土地征收价格以获取土地用途转换后巨大的增值收益，进而为
本地实施工业化和城镇化积累资金，则这种对待农民土地（宅基地）的决策是“偏离理性”的；如
果政府在合理保护农民土地（宅基地）权益的基础上，谨慎使用土地征收权利，更加重视农民土地
资本积累对促进农村经济发展和农民增收的积极作用，则这种对待农民土地（宅基地）的决策是“趋
于理性”的。结合本文的研究对象，一项“趋于理性”的对待农民宅基地的政府决策大致包括以下
三个方面的要求：一是要对本地农民宅基地的产权进行积极保护。在实践中，这可以通过对农民宅
基地使用权进行登记确权并赋予其充足的物权权能来实现。重新赋予本地农民对宅基地及房屋的可
处分权利（包括可抵押权利）尤为重要，这能够显化农民宅基地使用权的资产属性，从而提高农民①参见伊特韦尔等（1996）。
认为宅基地是“财产”的主观认知水平。二是应为农民宅基地的有序流转提供必要的公共服务。例
如，加大对农村基础设施建设的财政投入力度，提高宅基地的外部市场价值；积极开展宅基地复垦，
适时引导农民集中居住，促进非农用地集约化利用。三是要适度进行宅基地流转收益的资本化。通
过指标交易，例如重庆的“地票”交易，使欠发达地区的农民宅基地像发达地区一样具有土地级差
收益，并使欠发达地区自愿退出宅基地的农民能够分享到这一收益，从而保障并强化农民的土地权
益，为农民作出自愿退出宅基地的决策提供有效激励。
2.假说2：农民对自愿退出宅基地能够形成“趋于理性”的潜在需求。农民自愿退出宅基地的决
策是指农民在追求利益最大化的目标下对自有宅基地的处分意愿和行为方式。受农业比较利益偏低、
农民“恋地情结”较重等因素的影响，农民退出宅基地的决策同样包括“偏离理性”和“趋于理性”
两类。影响农民退出宅基地决策理性程度的因素主要是农民的城镇就业预期、住房获得预期与征地
预期（吴康明、陈霄，2011）。如果满足以下三个条件，在理性权衡退出宅基地净收益和不退出宅基
地净收益差异的基础上，农民自愿退出宅基地的决策将具有潜在的“趋于理性”特点。这三个条件
是：第一，农民认为容易在城镇获得就业的机会，且认为从事非农经济活动的经济收入能够超过继
续从事农业生产的收入及与土地相关的各种农业补贴（包括种粮补贴、耕地保护补贴等）；第二，农
民能够以较小的成本获得城镇住房；第三，宅基地地处偏远，农民难以通过等待被征地的方式获取
更多经济补偿。如果不同时具备以上三个条件，农民自愿退出宅基地的决策将是“偏离理性”的。
（二）理论模型
根据“有限理性经济人”假设，农民是否愿意退出宅基地取决于政府对农民宅基地决策的理性
、“偏离理性”和程度和农民退出宅基地的理性程度。定义政府对宅基地的决策D1包括“趋于理性”
介于两者之间三种形式，并将政府对宅基地“趋于理性”决策的上限值定义为1，将政府对宅基地
“偏离理性”决策的下限值定义为0，将介于二者之间的决策取值为（0，1）。农民自愿退出宅基地
的决策，可理解为在政府对宅基地决策D1的约束下，农民根据自身特征、家庭特征、宅基地特征和
对宅基地退出补偿及保障状况的预期等因素对是否退出宅基地进行决策。农民自愿退出宅基地的决
策D2会受到政府对宅基地决策D1理性程度的影响。
如果政府执行最大程度“趋于理性”的宅基地决策，即最严格地保护耕地、最严格地节制征地、
1对农民土地产权进行最积极的保护等（其代码分别为x1?,x1,......x1，则农民宅基地退出的意愿程度n）2?
最高。在这种情况下，农民宅基地退出意愿程度的函数可表述为：
111F1(D2)?ax1?bx1
2?cx3???mxn
如果政府执行最大程度“偏离理性”的宅基地决策，即最消极地推行耕地保护及用途管制制度、
00肆意征地、极度依赖土地财政（其代码分别为x10?,x2?,......xn），则农民宅基地退出的意愿程度最低。
在这种情况下，农民宅基地退出意愿程度的函数可以表述为：
000F0(D2)?ax10?bx2?cx3???mxn
在现实中，这两种极端情况一般都不会出现，农民退出宅基地的实际意愿程度往往处于这两种
极端情况之间，即：
F0?D2??F?D2??F1?D2?
（3）式表明，函数值F
0?D2?和F1?D2?大体上可以分别表示在“有限理性”的前提下，农
民退出宅基地的实际意愿程度的下限值和上限值。（3）式的含义可进一步表述为：①政府对宅基地
的决策是影响农民作出宅基地退出决策的重要外部因素。与宅基地退出相关的制度供给越有利，农
民宅基地退出的意愿程度就会越高；反之，其意愿程度就会越低。②农民对宅基地退出的综合预期
是影响其作出宅基地退出决策的内生变量。即使与宅基地退出相关的制度供给较充分，农民最终是
否愿意退出宅基地，可能还受到农民年龄等个体特征、家庭收入状况等家庭特征、宅基地（房屋）
状况以及农民对宅基地退出补偿及生存保障状况的预期等因素的综合影响（张怡然等，2011；王兆
林等，2011）。因此，本文将重点从这些方面分析影响农民宅基地退出意愿的内生因素。
三、数据来源和样本基本特征
（一） 数据来源
本文研究数据来源于课题组对重庆市农户的调查。重庆市自启动户籍制度改革以来， 至今已有
超过330万农民转户进城，但退出宅基地的农民很少。因此，课题组于2011年6月对重庆市“两翼”
（渝东北翼和渝东南翼）地区农民进行了实地调查，以了解影响农民宅基地退出意愿的因素。选择
“两翼”地区作为调查区域的原因是：“两翼”地区位于偏远山区，受主城区经济辐射的影响相对偏
弱，且都属于劳务输出大县（区），农民外出务工、农业兼业化经营的现象普遍存在；同时，农民宅
基地占用耕地、宅基地面积超标、一户占有多处宅基地、宅基地空余和闲置等现象较常见。调查内
容包括农民个体特征、农民家庭特征、农民宅基地（房屋）状况和对宅基地退出补偿及生存保障状
况的预期四个方面。
为保证样本的典型性和代表性，调查采取多阶段重点调查与随机抽样调查相结合的方式展开。
首先，在重庆市“两翼”地区随机选取6个区（县），其中，在“渝东北翼”地区选取了城口县、巫
山县和万州区，在“渝东南翼”地区选取了黔江区、酉阳县和秀山县。然后，在所选取的每个区（县）
中随机选取一个乡镇，再在所选取的每个乡镇中随机选取一个村。接着，以每个村发放的问卷数量
不少于150份但不超过200份为原则，随机选取该村的1～2个村民小组，将整个样本村民小组的所
有农户作为重点被调查农户。同时，按照距离中心镇（或距离主要公路）远、中、近的原则，在每
一个乡镇中，随机选取其他1～3个村作为辅助调查样本村，在每一个辅助调查样本村中发放的问卷
数量原则上不超过100份。并且，无论是重点调查样本村还是辅助调查样本村，都必须不在当地城
调查采用入户访问的方式，由调查人员在不事先通知、村干部不在场的情况下镇发展规划范围内①。
随机选取被调查农户的一位成年家庭成员进行调查。调查人员向被调查农民根据问卷提问，随时解
答农民的疑惑，并填写问卷。调查共计发放问卷1200份，收回问卷1109份，其中，有效问卷1012
份，无效问卷97份，问卷有效率为91.3%。其中，来自重庆市渝东北翼地区3个区（县）的样本量
为524个，占有效样本总数的51.8%；来自重庆市渝东南翼地区3个区（县）的样本量为488个，
占有效样本总数的48.2%。
（二）样本的基本特征
从样本的基本特征（见表1）来看，大多数被调查农民的年龄在50岁以下（占76.9%），受教
育程度为初中以上（占62%），2010年家庭毛收入为2万元及以下（占85.6%）、家庭需赡养的老人
数量为2人及以上（占67.3%），家庭需抚养的子女数量为2人及以上（占70.4%）；41.6%的农民从
事非农经济活动；大部分农民仅将宅基地用于居住，且其家庭宅基地面积在150 平方米及以下；只①样本村必须不在当地城镇发展规划范围内的理由是：如果样本村处于当地城镇发展规划范围内，农民可能会存在“等
待被征地”的心理预期，从而对宅基地退出持完全消极的态度，这将对农民宅基地退出意愿的分析造成干扰。
有不足1/3的农民具有宅基地退出意愿。总体上看，被调查农民及其所在家庭具有一定的代表性。
样本的基本特征 类型 选项
年龄 30～40岁
程度 小学 初中
高中及以上
数量 1人及以下 2人 3人
4人及以上 人数 比例（%）类型 选项 农业生产 非农经济活动 10000元以下 1元2元30000元以上 闲置 自住 出租等形式流转 100平方米内 100～150平方米150～200平方米200 平方米以上 愿意 不愿意 人数 比例（%）主要经济 活动类型 2010年家庭毛收入 宅基地（房屋）利用现状 宅基地面 积 宅基地退 出意愿 591 58.4 421 41.6 398 39.3 469 46.3 110 10.9 35 3.5 276 27.3 665 65.7 71 7.0 357 35.3 439 43.4 127 12.5 89 8.8 320 31.6 692 68.4
需抚养 的子女 数量
四、模型构建及变量选取
（一）模型构建
本文研究所考察的是农民宅基地退出意愿，且假定其选择只有两种：愿意退出宅基地与不愿意
退出宅基地。对于此类二元选择问题，在综合考虑自变量类型的情况下，本文通过建立Probit模型
对其影响因素进行量化分析。
二元选择模型的矩阵定义式为:
（4）式中，农民宅基地退出意愿y为二元离散变量，将农民愿意退出宅基地赋值为1，将农民
不愿意退出宅基地赋值为0。引入一个与X有关的潜在变量y?，有y??X????。其中，自变量
X为农民宅基地退出意愿的影响因素，?为待估系数，?*是相互独立且服从正态分布的残差项。
y与y?的对应关系表达式为：
?0,若y*?0?
（5） *??1,若y?0
进而y的概率模型为：
P(y?1)?P(y*?0)?P(?*??X?)?1?F(?X?)
P(y?0)?P(y?0)?P(???X?)?F(?X?)
（二）变量的选取及其描述性统计分析
根据前文给出的有关研究假说和相关研究成果，本文将影响农民宅基地退出意愿的因素分为农
民个人特征、农民家庭特征、宅基地（房屋）资产状况和农民对宅基地退出补偿及生存保障状况的
预期4组变量，相关变量的含义、赋值及描述性统计分析结果见表2。
变量定义与描述性统计分析结果
1.农民个体特征
受教育程度
主要经济活动类型
2.农民家庭特征
家庭收入状况 2010年家庭毛收入水平。≤1万元=1， 1万～2万元
=2，2万～3万元=3，≥3万元=4
家庭外出务工人数
家庭成员务工工作变
换频率 ≤1人=1，2人=2，3人=3，≥4人=4 3年以上未变换=1，3年内变换1次=2，2年内变换1次=3，1年内变换1次及以上=4
1.392 0.639 ？
2.154 0.859 ？
1.541 0.743
1.698 1.028
1.895 0.871 - - - 1.477 0.752 + 2.108 1.261 - 2.110 0.941 + ≤30岁=1，30～40岁=2， 40～50岁=3，≥50岁=4文盲=1，小学=2，初中=3，高中（或大专）及以上=4农业生产活动=0，非农经济活动=1 3.015 0.895 + 2.584 0.732 + 0.537 0.499 + 变量含义及赋值 平均值 标准差 预期方向家庭需赡养的老人数量≤1人=1，2人=2，3人=3， ≥4人=4 家庭需抚养的子女数量≤1人=1，2人=2，3人=3，≥4人=4 3.农民宅基地（房屋）状况 宅基地（房屋）利用现闲置=1，自住=2，以出租等方式流转=3 状 现有住房面积 宅基地面积
在城镇购房情况 ≤100平方米=1，100～200平方米=2，200～300平方米=3，≥300平方米=4 ≤100平方米=1，100～150平方米=2，150～200平方米=3，≥200平方米=4 未买房=0，已买房=1 0.095 0.294 +
1.268 0.560 +
1.593 0.537 + 4.农民对宅基地退出补偿及生存保障状况的预期 宅基地退出补偿方式 的多样性选择 宅基地退出后的住房
宅基地退出意愿 愿意=1，不愿意=0 0.296 0.302 —
注：由于调查区域的农民在宅基地上修建2层楼房的现象比较常见，所以，房屋的建筑面积一般大于宅基地面积。 现金补偿=1，现金+社保组合补偿=2，现金+社保+住房安置组合补偿=3 以低价租住廉租房、公租房=1，购买自有产权房=2，其他=3
本文主要选取年龄、受教育程度、主要经济活动类型来反映农民的个人特征①。一般而言，农
民年龄越大，在城镇获得工作的机会就越少，且思想越趋于保守，其宅基地退出意愿可能会越弱。
农民受教育程度越高，从事非农经济活动的机会就越多，其宅基地退出意愿可能会越强。农民主要①在问卷设计时，由于遵循了严格控制问题个数的原则，所以，没有调查农民的婚姻状况和性别情况，调查数据可能
会存在一些瑕疵。
从事非农经济活动时，宅基地对他的“住房保障”作用就越弱，其宅基地退出意愿可能会越强。
本文主要选取家庭收入状况、家庭外出务工人数、家庭成员务工工作变换频率、家庭需赡养的
老人数量和家庭需抚养的子女数量来反映农民的家庭特征。从理论上说，家庭收入状况越好的农民，
可能越具有更高层次的住房需求和购买力，因而其宅基地退出意愿可能越强。家庭外出务工人数越
多，说明家庭的收入来源可能越具有多样性，整个家庭脱离农村传统社会的意识可能越强，也越具
有搬迁到城镇生活的条件，因而其宅基地退出意愿可能越强。家庭成员务工工作变换频率越低，意
味着农民非农就业的稳定性越强，其宅基地退出意愿可能会越强。一般来说，家庭需赡养的老人数
量和需抚养的子女数量越多，农民家庭的经济负担就越重，如果农民预期退出宅基地后的经济补偿
能大大减轻家庭的经济负担，则其宅基地退出意愿就会越强；反之，若预期不能有效减轻家庭的经
济负担，而在去城镇生活的成本越高的情况下，其宅基地退出意愿就会越弱。因此，家庭需赡养的
老人数量和需抚养的子女数量对农民宅基地退出意愿的影响具有不确定性。
本文主要选取宅基地（房屋）利用现状、现有住房面积、宅基地面积和在城镇购房情况来反映
农民的宅基地（房屋）状况。一般而言，当宅基地（房屋）处于闲置状态时，农民的宅基地退出意
愿会更强。现有住房面积和宅基地面积越小，农民改善现有住房状况的愿望会越强，因而其宅基地
退出意愿可能也越强。如果农民已经在城镇购置了住房，宅基地对他提供的“住房保障”功能就很
弱，其宅基地退出意愿可能更强。
本文主要选取宅基地退出补偿方式的多样性选择和宅基地退出后的住房意愿来反映农民对宅基
地退出补偿及生存保障状况的预期。这2个变量可能是影响农民宅基地退出意愿的关键因素。如果
农民能够通过退出宅基地得到更多的经济补偿或获得更好的住房保障，甚至更好的生存和发展资源，
那么，其宅基地退出意愿会更强。
五、农民宅基地退出意愿的影响因素：结果与分析
本文利用Eview5.0统计分析软件，对调查数据进行Probit回归，估计结果见表3。估计结果显
示，模型的LR统计量符合显著性要求；其他统计量也表明，所建立的模型整体拟合效果比较好。
（一）农民个体特征因素的影响
1.年龄对农民宅基地退出意愿有显著的正向影响。即农民年龄越大，越具有宅基地退出意愿。
这一结果与王兆林等（2011）的研究结论一致。调查结果也显示，年龄在30岁以下的农民中，具有
宅基地退出愿意的人仅占14.3%；而在年龄为30～40岁、40～50岁和50岁以上的农民中，具有宅
基地退出愿意的人分别占26.2%、33.2%和58.1%，所占比重持续上升。这一结果与前文的预期并不
一致。其原因可能是，年龄越大，农民从事农业生产的能力越弱，希望进城投靠务工子女或获取城
镇养老保障的愿望越强，因此，他们的宅基地退出意愿就越强。
2.受教育程度对农民宅基地退出意愿有显著的正向影响。即农民受教育程度越高，越具有宅基
地退出意愿。这一结果验证了前文的预期。调查结果也显示，在文化程度为初中以下的农民中，仅
15.4%的人具有宅基地退出意愿；而在文化程度为初中及以上的农民中，具有宅基地退出意愿的人
占到了41.6%，比前者约高出26个百分点。出现这一结果的原因可能是，受教育程度越高，农民的
思想可能越开放，从事非农经济活动的机会也越多，因而越能从心理上摆脱“宅基地保障”的束缚。
3.主要经济活动类型对农民宅基地退出意愿有显著的正向影响。即主要从事非农经济活动的农
民，更可能具有宅基地退出意愿。调查结果显示，在主要从事农业生产活动的农民中，仅有7%的人具有宅基地退出意愿；而在主要从事非农经济活动的农民中，具有宅基地退出意愿的人占到了
49.0%，所占比例是前者的7倍。其原因可能是，相比于主要从事农业生产的农民，主要从事非农
经济活动的部分农民，可能已经具有了购买城镇住房的经济能力或已经获得了城镇住房，在物质上
已脱离了“宅基地保障”的束缚。
（二）农民家庭特征因素的影响
1.家庭收入状况对农民宅基地退出意愿有显著的正向影响。即家庭收入状况越好，农民越具有
宅基地退出意愿。调查结果显示，在2010年家庭毛收入为10000元以下的农民中，仅17.6%的人具
有宅基地退出意愿；在2010年家庭毛收入为1元、2元的农民中，具有宅
基地退出意愿的人所占比例分别上升到37.6%、43.8%；而在2010年家庭毛收入为30000元以上的
农民中，这一比例上升到75.6%。由此可以看出，随着家庭收入水平的上升，具有宅基地退出意愿
的人所占比例也持续上升，这与张怡然等（2011）的研究结论基本一致。出现这一结果的原因可能
是，家庭收入状况越好，农民越有能力获得其他生存和发展的资源和机会，宅基地对他们提供的“生
存保障”力度越弱，因而他们越具有宅基地退出意愿。
2.家庭成员务工工作变换频率对农民宅基地退出意愿有显著的负向影响。即家庭成员务工工作
变换频率越高，农民越不具有宅基地退出意愿。调查结果显示，在家庭成员务工3年以上未变换工
作的农民中，有47.1%的人具有宅基地退出意愿；而家庭成员务工在3年内变换工作1次、2年内
变换工作1次和1年内变换工作1次及以上的农民中，具有宅基地退出意愿的农民所占比例分别下
降到28.5%、16.9%和2.7%。其原因可能与调查区域农民的务工状态有关。在重庆市“两翼”地区，
农村城市化水平较低，就近或就地的非农就业机会不多，因此，调查中近一半的被调查农户（约49%）
家中有成员过去或目前在省外务工，变换工作的频次高，其所从事的非农工作不稳定，多属“短工”
性质，且他们外出务工呈“候鸟型迁徙”状态，在经济不景气、省外务工机会较少时，他们就回流
到农村，于是，他们自然地将宅基地作为退守农村的保障。因此，这些农户的宅基地退出意愿不强
3.家庭需赡养的老人数量对农民宅基地退出意愿有显著的正向影响。即家庭需赡养的老人越多，
农民越具有宅基地退出意愿。调查结果显示，在家庭需赡养的老人数量为1人及以下的农民中，仅
14.6%的人具有宅基地退出意愿；而在家庭需赡养的老人数量为2人及以上的农民中，具有宅基地
退出意愿的人占到了39.5%，比前者要高出约25个百分点。根据张怡然等（2011）的研究结论，家
中有需赡养的老人，会使进城农民在城镇落户的概率降低9.3%，并增加他们对退出宅基地的顾虑。
这与本文的调查和分析结果有一定的偏差。其原因可能是，家庭需赡养的老人越多，家庭的经济负
担可能越重，农民退出宅基地如果能够获得更多经济补偿和生活保障，则有助于缓解其家庭的经济
4.家庭需抚养的子女数量对农民宅基地退出意愿有显著的负向影响。即家庭需抚养的子女越多，
农民越不具有宅基地退出意愿。调查结果显示，在家庭需抚养的子女数量为1个及以下的农民中，
具有宅基地退出意愿的人占41.3%；而在家庭需抚养的子女数量为2个及以上的农民中，仅27.5%
的人具有宅基地退出意愿，比前者低了约14个百分点。产生这一结果的原因可能是，由于家庭需抚
养的子女较多，农民预期其子女成年后可能存在不确定的、多样化的生存方式，因此，他们希望继
续持有宅基地（房屋）这一重要资产，以应付其子女未来发展中可能存在的风险。
5.家庭外出务工人数没有通过显著性检验，对农民宅基地退出意愿影响不显著。调查结果显示，
家庭外出务工人数为1人及以下、2人、3人和4人及以上的4个农民群体中，具有宅基地退出意愿
的人所占比例分别为30.8%、29.4%、35.6%和27.5%，由此可以看出，随着家庭外出务工人数的增加，具有宅基地退出意愿的农民所占比例的变化并没有规律。其原因可能与本文将反映家庭成员外
出务工状况的变量设定为绝对指标有关。家庭外出务工人数的多寡既难以反映家庭成员在家或外出
的情况，也不能有效反映农民从事非农经济活动的收入状况和稳定状况。
（三）宅基地（房屋）状况因素的影响
1.宅基地（房屋）利用状况对农民宅基地退出意愿有显著的负向影响。当宅基地用于出租等非
自住用途时，农民更可能不具有宅基地退出意愿。调查结果显示，在宅基地（房屋）闲置的农民中，
具有宅基地退出意愿的人占40.2%；而在宅基地（房屋）用于自住的农民中，仅有21.5%的人具有
宅基地退出意愿；在将宅基地（房屋）用于出租的农民中，这一比例下降到仅为6.6%。其原因可能
是，如果宅基地（房屋）以出租等方式流转能为农民带来持续的资产性收益，农民就不愿意退出宅
基地以获取一次性的经济补偿；反之，若宅基地（房屋）不能用于能够有效增加农民经济收益的其
他用途或处于闲置状态，农民则较多地具有宅基地退出意愿。
2.现有住房面积和宅基地面积对农民宅基地退出意愿有显著的负向影响。即农民现有住房和宅
基地面积越大，越不具有宅基地退出意愿。调查结果显示，在现有住房面积分别为100平方米、100～
200平方米和200～300平方米的农民中，有宅基地退出意愿的人分别占35.6%、28.8%和5.3%，所
占比例呈持续下降的态势；而在现有住房面积为300平方米以上的农民中，已经没有人有宅基地退
出意愿。在宅基地面积分别为100平方米、100～150平方米、150～200平方米和200平方米以上的
农民中，有宅基地退出意愿的人分别占40.5%、31.9%、19.1%和12.6%，所占比例同样呈持续下降
的态势。调查结果较好地佐证了回归结果。出现这一负向影响的原因可能是，现有住房和宅基地面
积较大的农民，可能是农村中相对富裕的群体，他们退出宅基地的机会成本较高，即使退出宅基地
能获得丰厚的经济补偿，但只要他们预期退出宅基地后的生活水平低于退出前的生活水平，他们就
不会愿意退出宅基地。
3.在城镇购房情况没有通过显著性检验，对农民宅基地退出意愿影响不显著。根据调查数据，
在1012个调查样本中，只有28个农民（占3.7%）已经在城镇购房，且其中仅7个农民有宅基地退
出意愿。这一结果与王兆林等（2011）的观点不一致。其原因可能是，在本次调查中，在城镇购房
的样本农民太少，所占比例太低。
（四）对宅基地退出补偿及生存保障状况的预期因素的影响
1.宅基地退出补偿方式的多样性选择对农民宅基地退出意愿有显著的正向影响。即农民认为宅
基地退出补偿方式越具有多样性、越合理，就越具有宅基地退出意愿。从调查结果看，在选择“一
次性现金补偿”方式的农民中，仅17.8%的人具有宅基地退出意愿；而在选择“现金+社保组合补偿”
和“现金+社保+住房安置组合补偿”方式的农民中，具有宅基地退出意愿的人所占比例分别上升到
32.6%和43.2%。其原因可能是，如果在退出宅基地后能够得到更多的资源，农民就更有可能摆脱“宅
基地保障”心理。
2.宅基地退出后的住房意愿对农民宅基地退出意愿有显著的正向影响。即农民退出宅基地后住
房越有保障，他们越具有宅基地退出意愿。调查显示，在选择“以低价租住廉租房、公租房”的农
民中，仅5.4%的人具有宅基地退出意愿；而在选择“购买自有产权房”的农民中，具有宅基地退出
意愿的人占到了75.5%。出现这一结果的原因可能是，“退有所居”是农民退出宅基地要解决的核心
问题，这关系到农民退出宅基地后如何获得住房资源这一关键利益，只有农民认为退出宅基地后其
居住水平至少不低于退出之前的水平，他们才可能具有宅基地退出意愿。
农民宅基地退出意愿影响因素的Probit模型估计结果
1.农民个人特征因素
年龄 0.5461***
受教育程度 0.4676***
2.农民家庭特征因素
家庭收入状况 0.7 0.1 0.8 0.0071 估计系数 标准差 概率值 主要经济活动类型 0.4032** 0.8
家庭外出务工人数 -0.9 0.6087 家庭成员务工工作变换频率 -0.0434** 0.0
家庭需赡养的老人数量 0.1221*
3.宅基地（房屋）状况因素
宅基地利用现状 -0.1558**
现有住房面积 -0.1532**
宅基地面积 -0.1631*
4.对宅基地退出补偿及生存保障状况的预期因素
宅基地退出补偿方式的多样性选择 0.6404***
宅基地退出后的住房意愿 0.5450**
伪R2 0.1 0.4 0.0 0.4 0.3 0.1 0.0655 家庭需抚养的子女数量 -0.3 0.0854 在城镇购房情况 7.8a 1.0000 对数似然值 -27.9419
LR统计量 50.3983 LR统计量显著性水平 0.0000 注：a这一标准差失真的原因可能与在城镇购房的有效样本量较少有关；b*、**和***分别表示变量在10%、5%
和1%的统计水平上显著。
六、结论与政策启示
本文基于对重庆市“两翼”地区1012户农户的实地调查数据，运用Probit模型分析了影响农民
宅基地退出意愿的因素。结果表明：对农民宅基地退出意愿有正向影响的因素包括农民年龄、受教
育程度、主要经济活动类型、家庭收入状况、家庭需赡养的老人数量、宅基地退出补偿方式的多样
性选择、宅基地退出后的住房意愿，即年龄较大、受教育程度越高、主要从事非农经济活动、家庭
收入状况越好、家庭需赡养的老人越多、选择越具有多样性的宅基地退出补偿方式、宅基地退出后
住房越有保障的农民，越具有宅基地退出意愿；对农民宅基地退出意愿有负向影响的因素包括务工
工作变换频率、家庭需抚养的子女数量、宅基地（房屋）利用状况、现有住房面积和宅基地面积，
即在外务工工作变换频率越高、家庭需抚养的子女越多、将宅基地用于出租等经营性用途、现有住
房和宅基地面积越大的农民，越不具有宅基地退出意愿；而家庭务工人数和在城镇购房情况两个因
素对农民宅基地退出意愿影响不显著。 基于以上结论，政府在制定和完善宅基地退出的相关政策时，应注意以下几点：第一，应充分
农民宅基地退出意愿的影响因素
考虑到农民的个体特征和偏好，针对具有不同特征的农民群体制定相应的政策，优先构建对农村“空巢老人”等特殊群体的宅基地退出激励机制；第二，重点鼓励和支持闲置、空余宅基地的产权主体自愿退出宅基地，同时加强对这些宅基地的整理和复垦，实现农村土地的集约利用；第三，建立促进进城农民稳定就业的长效机制，通过加强对进城农民的培训、增加城镇就业岗位和启动对进城农民子女在其父母打工所在城镇入学与教育的补贴计划等，提高进城农民的经济收入并增强其在城镇工作和生活的稳定性；第四，为进城农民提供务实的住房保障，在公租房租赁、安置房及商品房购置等方面给予自愿退出宅基地的农民更多的优惠政策支持，实现“退有所居”、“居有所产”，彻底免除他们的后顾之忧。
〔1〕Coase, Ronald H.: The New Institutional Economics, Journal of Institutional and Theoretical Economics, No. 140, 1984. 〔2〕Simon, Herbert A.：Models of Bounded Rationality, Volume 1：Economic Analysis and Public Policy，Press of Massachusetts Institute of Technology, 1982.
〔3〕孟祥仲、辛宝海：《明晰使用产权：解决农村宅基地荒废问题的途径选择》，《农村经济》2006年第10期。 〔4〕姜广辉、张凤荣、秦静、张琳、宫攀：《北京山区农村居民点分布变化及其与环境的关系》，《农业工程学报》2006 年第11期。
〔5〕于华江、王瑾：《我国农村宅基地管理调查分析——基于陕西、浙江和河南等地农户的问卷调查》，《中国农业大学学报（社会科学版）》2008年第6期。
〔6〕袁志刚、解栋栋：《统筹城乡发展：人力资本与土地资本的协调再配置》，《经济学家》2010年第8期。 〔7〕韩康：《启动中国农村宅基地市场化改革》，《国家行政学院学报》2008年第4期。
〔8〕欧阳安蛟、蔡锋铭、陈立定：《农村宅基地退出机制探讨》，《中国土地科学》2009年第10期。
〔9〕张秀智、丁锐：《经济欠发达与偏远农村地区宅基地退出机制分析：案例研究》，《中国农村观察》2009年第6期。
〔10〕卢艳霞、胡银根、林继红：《浙江农民宅基地退出模式调研及思考》，《中国土地科学》2011年第1期。 〔11〕吴康明、陈霄：《农民土地退出意愿与关键环节拿捏：重庆例证》，《改革》2011年第10期。
〔12〕王兆林、杨庆媛、张佰林、藏波：《户籍制度改革中农民土地退出意愿及其影响因素分析》，《中国农村经济》2011年第11期。
〔13〕［英］约翰·伊特韦尔、莫里·米尔盖特、彼得·纽曼：《新帕尔格雷夫经济学大辞典》（第一卷），经济科学出版社，1996年。
〔14〕张怡然、邱道持、李艳：《农民工进城落户与宅基地退出影响因素分析——基于重庆市开县357份农民工的调查问卷》，《中国软科学》2011年第2期。
（责任编辑：陈秋红）
China Rural Survey
No.3，2012（Serial No.105） diversion to take place. When the land diversion happens, the female will lose some of their decision rights to some extend. Besides, the female could not be guaranteed to attain the right when the parents transfer their own land use rights to the children. As for the phenomenon that the female rights are damaged in the land diversion process, both the male and the female show their "approval".
Factors of Peasants’ Willingness to Return Residential Lands
——An Empirical Study with Survey Data from 1012 Rural Households in the “Two-wing” Area of Chongqing
…………………………………………………………………………………………Chen Xiao（26） Using the survey data from 1012 rural households in the “Two-wing” area of Chongqing, the paper analyzes factors of peasants’ willingness to return their residential lands by building Profit model. The results show that, the factors of peasant’s age, education degree, and main type of economic activities, annual family income, and numbers of aged people need to be supported in family, options of compensation expectations on returning residential lands as well as housing claim after returning residential lands have positive influences on peasant’s willingness to return their residential lands. While the factors of peasant’s frequency of job-exchange, numbers of children need to be raised in family,
the situation of residential land’s usage, the square of their houses and residential lands have negative influences on peasant’s willingness to return their residential lands. And the factors of numbers of people engaged in non-agricultural activities and the situation of purchasing houses in towns fail to pass the examination and don’t have any obvious influences on peasant’s willingness to return their residential lands.
Incredible Commitment to Punish and Distortion of Rural Policies
………………………………………………………………………………………Tan Qiucheng（37） This paper builds a dynamic game of incomplete information between the central and local government in implementing rural policies. The central government makes and issues a rural policy and the local government implements this policy. A rural policy has different suitability in different areas because of different economic and social development level and natural endowment. The local government knows the true suitability in its jurisdiction, but the central government only knows the probability distribution of the suitability. When return from distorting the rural policy is high, or when the reserved utility of the principal of local government in his term is low and the principal discounts the future at a high rate, the central government’s announcement of punishing those who distort rural policies is ineffective. When the central government’s cost to examine the policy implementation is high, or when the local governments expect that the rule of ‘too many to punish’ will be adopted, the central government’s commitment of punishment is incredible. When commitment of punishment is ineffective or incredible, the local governments whose
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