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2021 , Vol. 43 >Issue 7: 1403 - 1418

DOI: https://doi.org/10.18402/resci.2021.07.10

The influence path of farmers’ homestead withdrawal behavior in poor areas:From the family life cycle perspective

  • GAO Yuan , 1 ,
  • SUN Pengfei 2 ,
  • ZHAO Kai , 1
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  • 1. College of Economics and Management, Northwest A&F University, Yangling 712100, China
  • 2. College of Economics and Management, Shandong Agricultural University, Tai’an 271018, China

Received date: 2020-07-27

  Request revised date: 2020-12-23

  Online published: 2021-08-27

Fold

Abstract

Exploring the paths of influence of farmers’ homestead exiting behavior in poor areas has important theoretical and practical significance for implementing the homestead withdrawal policy. Based on the planned behavior theory and the survey data of 333 farming households in Jinzhai County of Anhui Province the only poor county in the pilot counties of China’s rural homestead reform program, a structural equation model was used to explore the paths of influence of homestead exiting behavior of farmers from the perspective of family life cycle. Differences in the paths of influence of different types of families were also compared and analyzed. The results show that the homestead exiting behavior of rural households in poor areas basically follows the theory of planned behavior, and the influence paths include “behavior attitude → willingness to withdraw → withdrawal behavior” and “subjective norms → willingness to withdraw → withdrawal behavior”. Subjective norms are the dominant factor, followed by behavior attitude, and the willingness of rural households to withdraw from homesteads significantly positively affects their withdrawal behavior. Different types of family homesteads have different influence paths for the withdrawal behavior. The influence paths of families with high demand for support and elderly-care families are “behavior attitude → withdrawal willingness → withdrawal behavior” and “subjective norms → withdrawal willingness → withdrawal behavior”. The influence path of child-raising families is “subjective norms → withdrawal willingness → withdrawing behavior”, and the influence of subjective norms on the child-raising families is stronger than that of elderly-care families and families with high demand for support. This article further put forward some recommendations: implementing different incentive policies for farmers’ homestead withdraw for different types of families, effective use of rural social relations and social networks, improving supporting policies after homestead withdraw, strict implementation of information disclosure and timely payment systems for homestead withdrawal compensation funds, and so on.

Key words： homestead withdrawal; the influence path; planned behavior theory; family life cycle; poor areas; Jinzhai County of Anhui Province

Cite this article

GAO Yuan , SUN Pengfei , ZHAO Kai . The influence path of farmers’ homestead withdrawal behavior in poor areas:From the family life cycle perspective[J]. Resources Science, 2021 , 43(7) : 1403 -1418 . DOI: 10.18402/resci.2021.07.10

1 引言

中国贫困地区由于自然环境较差,地理位置较为偏远,交通、信息等条件相对落后[1],农户收入水平较低,越来越多的劳动力选择常年外出务工,导致“人走房空”现象严重[2],宅基地闲置率高[3],加之贫困地区宅基地呈现分散、不规则状态分布的特点,使得村庄基础设施建设难度大[4],社会公共服务设施供给不便,农户居住环境难以改善。从提高农村宅基地利用效率和改善农村留守人口的生活品质看,大力推进贫困地区农户宅基地有偿退出是农业农村现代化建设中不可缺少的重要一环[5]。早在2015年3月,原国土资源部实施“三块地改革”试点工作,确定了33个试点区域,安徽金寨县主要试点宅基地有偿退出。2020年中央一号文件再次提出,以探索宅基地“三权分置”为重点,进一步深化改革。2020年6月,中央全面深化改革委员会审议通过《深化农村宅基地制度改革试点方案》。同年9月,中央农办、农业农村部在全国104个县（市、区）和3个地级市启动新一轮农村宅基地制度改革试点。实际工作中,宅基地退出面临农户对宅基地退出后的生活重建信心不足;现行政策存在补偿安置不合理[6],不符合农民家庭切实需求[7];农户传统的安土重迁观念较重,乡土眷恋情感深刻,实施宅基地退出的意愿普遍较低等一系列问题,导致宅基地退出工作开展难度大。要克服这些困难,关键在于厘清农户宅基地退出行为的影响机制,揭示贫困地区农户宅基地退出行为的影响路径。同时,作为宅基地改革执行中的最小单元,异质性农户的宅基地退出决策行为与宅基地退出政策能否顺利实施密切相关。需要强调的是,处于不同生命周期阶段的农户家庭由于其成员构成、收入水平、居住和经济条件等方面不同,农户宅基地退出决策也会有所差异[8],因此,基于家庭生命周期视角探讨贫困地区农户宅基地退出行为的影响路径具有重要的理论价值和现实意义[9]。
纵观现有文献,学者们围绕宅基地退出意愿和退出行为的影响因素开展了诸多研究,并得出了一些结论。影响宅基地退出意愿的因素主要包括农户特征（如农户户主年龄、受教育程度[10]以及对宅基地退出的价值感知[11]等）、家庭特征（如家庭人口、家庭收入水平、宅基地的住房层数[12]、老龄化负担和子女抚养负担[13]、人力资本投入[14]、家庭抗险能力[15]等）和外部环境特征（如户籍改革力度[16],宅基地是否确权[17]等）。影响农户宅基地退出行为的因素主要包括表征农户离农程度的因素（如农户非农化程度、是否有农地流出[18]等）和表征农户家庭城市融入的因素（如家庭的风险预期[19]、社会网络[20]以及是否有城镇住房等[21]）。此外,还有少数学者研究了农户宅基地退出意愿和行为的悖离[22,23,24]。可以看出,虽然已有研究对推进宅基地有序退出具有重要的理论和现实意义,但仍存在以下不足：一是在研究内容上,较少有学者将农户宅基地退出意愿与行为统筹考虑,探讨其影响机理和因素间的作用;二是在研究视角上,鲜有研究专门针对贫困地区,从家庭生命周期理论出发,全面系统地分析不同类型家庭农户宅基地退出行为的影响路径差异。基于此,本文引入计划行为理论,以安徽金寨县（全国农村宅基地改革试点县唯一的贫困县）为例,结合333份农户微观实地调研数据,首先采用结构方程模型探究贫困地区农户宅基地退出行为影响路径;在此基础上,以家庭生命周期理论为基础依据,采用多群组结构方程模型,对比分析不同类型家庭的宅基地退出意愿的影响因素和退出行为的路径差异。

2 理论分析与研究假设

2.1 家庭类型的划分及其特点分析

家庭生命周期的概念最早由Rowntree[25]于1903年提出。之后,针对不同国家和不同研究内容,学者们建立和完善了家庭生命周期模型[26,27],考虑到国情和文化的差异,国外学者Paul[28]在1947年按照结婚、子女出生、子女离家、夫妻之一死亡和夫妻双亡等7个重要事件,划分出形成、扩展、稳定、收缩、空巢与解体6个阶段;国内学者林善浪等[29]在此模型的基础上提出了5个阶段,即年轻夫妇家庭、成长中的核心家庭、成熟的核心家庭、扩大家庭、空巢夫妇家庭;汪为等[9]划分为起步期、抚养期、负担期、稳定期、赡养期和空巢期6个阶段。现实中,伴随着中国农村人口老龄化和隔代抚养的普遍增多,农户家庭生命周期中处于空巢阶段的比例逐步上升,不同农户家庭的成员结构也相应发生不同变化。基于此,本文考虑当前农村大量“分户不分家”与“同户不同住”现象共存,以家庭生命周期为依据,从家庭实际生活人口结构出发,按照抚幼压力和养老负担[30]将农户家庭划分为无抚养负担家庭、抚幼型家庭、养老型家庭和抚幼养老型家庭4种类型（表1）。
表1 农村家庭类型

Table 1 Types of rural families

家庭类型 划分标准
无抚养负担
家庭		 家中没有16岁以下（不含16岁）的子女,也没有65岁以上（不含65岁）的老人
抚幼型家庭 家中有16岁以下的子女,没有65岁以上的老人
养老型家庭 家中没有16岁以下的子女,有65岁以上的老人
抚幼养老型家庭 家中既有16岁以下的子女,也有65岁以上的老人
不同类型农户家庭在宅基地有偿退出决策中具有不同的特点。对于无抚养负担家庭,处于家庭生命周期的起步期,经济决策与父辈相对独立,市场意识较强,容易接受新事物,具有强烈的市民化意愿[31],但其存在资本积累有限,应对风险能力较弱的劣势。对于抚幼型家庭而言,承担着抚养子女的责任,家庭经济负担比无抚养负担家庭相对较重,家庭资本积累较少,注重提高个人职业技能。对于养老型家庭而言,与前两类家庭相比,户主年龄相对较大,接受信息能力较弱,对原有村庄环境的依赖性较强,乡土意识浓厚,宅基地的居住功能和社会保障功能尤为凸显[11]。对于抚幼养老型家庭而言,老人和户主的家庭资本和社会资源有了一定的积累,家庭社会关系网较宽,但由于处于“上有老,下有小”的阶段,抚养孩子和赡养老人带来的经济负担相对较大,在一定程度上会削弱其退出宅基地后重建生活的信心。

2.2 理论框架和研究假设

计划行为理论被广泛运用在个体决策行为中[32,33,34,35]。近年来,该理论在农村居民点整理[36]、土地流转[37]和农地整治[38]等方面也得到了应用,证明了其具有良好的解释力和适用性。农户宅基地退出行为由其意愿决定。农户宅基地退出意愿受个体态度、外界政策干预、个人对政策认知以及预期风险控制能力等因素的影响。可见,计划行为理论也适用于农户宅基地退出行为研究。计划行为理论起源于Fishbein[39]提出的多属性态度理论。其观点为,行为态度决定行为意向,预期的行为结果及其评估反过来又会影响行为态度。在此基础上,Fishbein等[40]进一步提出了理性行为理论。Ajzen等[41]基于理性行为理论,将知觉行为控制变量加入,初步提出计划行为理论。该理论被认为是社会心理学领域中最著名的个体态度与行为关系的理论[42]。在农户宅基地退出行为中,农户对于宅基地退出的喜爱或者厌恶程度、在退出过程中感受到的社会规范以及应对宅基地退出可能存在的风险和困难的控制力都影响宅基地退出的意愿,进而影响到农户宅基地退出行为（图1）。
图1 计划行为理论框架

Figure 1 Theoretical framework of planned behavior

（1）行为态度。依据计划行为理论,农户宅基地退出的行为态度是指农户对于宅基地退出的认同与否以及对退出后的利弊评价[25]。若农户对于宅基地退出的结果有正面预期,认为退出后会优化土地资源配置,促进村庄发展,改善居住环境,提高生活质量,改进教育医疗等条件,就会产生积极的行为态度。反之,若农户认为宅基地退出并不能进一步改善个人以及家庭状况,不能为集体以及村庄发展带来好处,就会产生消极的行为态度。研究表明,农户家庭经济条件越好,对目前的生活状态越满意,预期宅基地退出净收益越小,越容易产生负面的行为态度,也就越不愿意退出宅基地[43]。
不同类型家庭的行为态度对宅基地退出意愿的影响存在差异。对于无抚养负担家庭,户主年龄偏小,多选择在外打工,从事农业生产较少,对农村环境和宅基地的依赖度低,因此其宅基地退出的行为态度对其退出意愿的影响较弱。对于抚幼型家庭,处于家庭资本的积累期,主要负担为子女教育,大多数家庭劳动力分工通常表现为女方在城镇近郊陪读,男方外出务工,宅基地生产生活功能体现有限,因此其宅基地退出的行为态度对其退出意愿影响较弱。对于养老型家庭,由于年老夫妻劳动能力下降,基本生活主要依靠子女赡养和社会保障,居住环境改善和医疗便捷度提升是促使其退出宅基地的主要动力。宅基地退出政策的实施,将农户搬迁至建有老年活动中心、养老院等的集中安置社区,降低了家中老人对劳动力的依赖,增强其宅基地退出行为态度对退出意愿的影响[44]。对于抚幼养老型家庭,一般为三代同堂,中年夫妇由于同时面临抚幼和养老压力,在宅基地退出决策时对教育条件和医疗水平更为关注。目前,农户宅基地退出后的集中安置区一般选址在交通便利,距离学校和医院等设施较近的区位。因此,农户宅基地退出后,子女可以在集中居住区就近选择更优质的学校,老人看病也更方便。老年夫妇随着年龄增长,在外务工优势下降,为替子女分担压力,回到农村帮忙抚养未成年孙子女。因此,其宅基地退出的行为态度对其退出意愿影响较强。
基于此,本文提出以下假说：
H1a：农户宅基地退出的行为态度越积极,其宅基地退出意愿越强烈。
H1b：不同类型家庭宅基地退出的行为态度对其退出意愿影响不同。其中抚幼养老型家庭和养老型家庭的宅基地退出行为态度对其退出意愿影响显著,而无抚养负担家庭和抚幼型家庭则影响不显著。
（2）主观规范。主观规范包括个体感受到的重要他人或团体认为是否应该执行某一行为的压力和顺从意向[46]。农户宅基地退出的主观规范是指农户在宅基地退出时感受到的重要他人或团体对个体行为决策的影响。农户处于关系型社会,由于羊群效应和集体决策的影响,其在宅基地退出时不单纯依据退出后自身的福利变化作决定,还受到来自政府、村委会、亲戚家人[47]和邻居朋友[48]等因素的综合影响,农户感受到的不同程度的主观规范对其退出意愿形成不同的影响。
不同类型家庭宅基地退出的主观规范对其退出意愿的影响存在差异。对于无抚养负担家庭,日常生计以外出务工为主,常年居住在外,其技术接受能力、就业能力[49]和信息接收能力较强,能够相对快速地从多渠道了解宅基地退出相关政策,对于政府相关政策及村委相关措施规定更加敏感,同时,由于缺乏社会经验,其在作出决策时会参考父辈的建议,与朋友商量决议,因此外部环境（即主观规范）对这类家庭宅基地退出意愿影响较强。对于抚幼型家庭,出于育儿压力和经济负担的考虑,其在宅基地退出后期望子女可以得到优质的教育,期望自身能够获得稳定、高薪酬的工作。由于关系网相对较窄,感受到的主观规范主要来源于村委以及政府的指令性规范,尤其是政府关于教育政策的制定与执行会对这类家庭宅基地退出意愿产生直接影响。对于抚幼养老型家庭,处于“上有老,下有小”的阶段,家庭成员较多,面临较大生计压力,决策时会关注村委及政府对于教育和养老政策的宣传,同时亲戚朋友对宅基地退出政策的评价有很强的参考意义。对于养老型家庭,家庭关系网开始收缩[50],且随着人口老龄化程度的加深,该类家庭养老负担只增不减,但“新农保”制度的出现让广大农民在家庭养老和土地养老之外拥有了新的选择[51],社会养老制度的再分配效应也具有益贫性[52],养老型家庭在决策时也会受到政府政策及社会保障制度的影响,因此,宅基地退出过程中政府和村委的养老政策宣传会影响这类家庭宅基地退出的意愿。基于此,本文提出以下假说：
H2a：农户宅基地退出的主观规范越强烈,宅基地退出意愿越强。
H2b：不同类型家庭宅基地退出的主观规范对其退出意愿均有显著影响,且无抚养负担家庭影响程度最强。
（3）知觉行为控制。农户宅基地退出的知觉行为控制是指农户对于发生退出行为时可能产生的困难或阻碍是否可以控制的信念[53],包括内部控制信念和外部控制信念。内部控制信念主要指农户关于宅基地的专业知识以及农户所拥有的资金等。农户对宅基地相关知识越了解,农户拥有的资金规模越大,对于外部不利条件的控制力越强,农户越愿意退出宅基地[54]。外部控制信念包括宅基地退出政策的健全程度以及宅基地自身条件等。宅基地退出及其配套政策越健全,农户退出后生活信心越足[55];宅基地住房建筑年限越久,房屋越破旧,农户退出后损失越小,越愿意退出。反之,房屋建筑年限越短,农户越认为退出后损失大于收益,越不愿意退出[24]。
不同类型家庭宅基地退出的知觉行为控制对其退出意愿的表现存在差异。对于无抚养负担家庭,处于起步期,其户主年龄一般较小,相较老一辈农民受教育程度高,具备在宅基地退出中转变生计方式的能力。同时,其市场化意识强,对宅基地的资产价值较敏感,在宅基地退出中希望获取足量的资金补偿。但目前安置补偿资金有限,补偿政策往往难以满足宅基地退出农户的需求[45],这会削弱其宅基地退出的知觉行为控制能力,从而影响其宅基地退出意愿的产生。对于抚幼型家庭,培养下一代任务艰巨,异地就学门槛高成本大,宅基地退出的配套教育政策是否健全是其退出宅基地的关键因素。因此,宅基地退出政策中有关退出户子女教育政策的落实程度直接影响农户在宅基地退出中知觉行为控制能力,进而影响其退出意愿。对于抚幼养老型家庭,一般家庭人口规模较大,虽需承担抚养孩子和赡养老人的双重压力,但劳动力数量也相对较多,积累了一定的社会资本和资源,外出务工几率大,较高的资本禀赋能够帮助其克服举家搬迁的困难,有利于农户知觉行为控制能力对其退出意愿影响作用的发挥。对于养老型家庭,由于家庭成员劳动能力下降,退出宅基地中面临的主要困难是退出后难以适应生活方式的转变,因此,对这类家庭而言,集中安置区基础设施是否完善和配套养老政策是否健全直接影响农户在宅基地退出中知觉行为控制能力,进而影响其退出意愿。基于此,本文提出以下假说：
H3a：农户的宅基地退出知觉行为控制越强,宅基地退出意愿越强。
H3b：不同类型家庭宅基地退出的知觉行为控制对其退出意愿均有显著影响。其中,无抚养负担家庭和抚幼养老型家庭宅基地退出的知觉行为控制对其退出意愿影响更强。
（4）农户宅基地退出意愿对行为的影响。计划行为理论核心的内容认为,行为态度、主观规范和知觉行为控制越积极,主体意愿越强烈,强烈的意愿将会带来行为决策的产生[56]。也就是说农户越认可宅基地退出,周围重要团体和亲戚朋友的影响越大,农户自身对宅基地退出行为产生的困难的控制力越强,其决定退出宅基地这一行为越可能发生。因此,本文提出以下假说：
H4：农户宅基地退出意愿越强,退出行为越可能发生。

3 研究区域和数据来源

3.1 研究区域

安徽省金寨县地处大别山腹地,鄂豫皖三省交界处,是一个集老区、库区、贫困地区为一体的山区县,同时也是全国农村宅基地改革试点县之一。自2015年启动试点工作以来,金寨县将宅基地制度改革、库区移民、扶贫和建设美丽乡村等各项工作齐头并进。据相关部门统计数据显示,截至2017年底,金寨县自愿申请有偿退出宅基地2.09万户、7.37万人,复垦农村宅基地3万多亩,退出工作取得显著成效[57]。同时贫困发生率从18.1%下降到4.8%,下降13.3个百分点[58]。因此,本文选取安徽省金寨县作为贫困地区农户宅基地退出的研究区域,对其他贫困地区开展宅基地退出工作具有政策借鉴作用。

3.2 数据来源与检验

（1）数据来源与基本情况。本文所用数据来源于课题组2018年7—8月对安徽省金寨县农户开展的抽样调查。为保证样本具有代表性,课题组采用分层逐级抽样和随机抽样相结合的方式,基于宅基地退出状况、经济发展情况以及距离县城远近等因素,选取10个乡镇共发放问卷335份,剔除部分数据缺失和信息前后矛盾的问卷后,得到有效问卷333份,问卷有效率为99.40%。退出宅基地农户的问卷内容涉及家庭人口结构及劳动力就业状况、受访者宅基地退出基本状况以及对宅基地退出的行为态度、主观规范和知觉行为控制等方面。调研区受访农户户主的平均受教育年限为6.02年,家庭成员人均年收入约为1.4万元,建档立卡贫困户占总样本的54%（表2）,这一比例较高主要原因有2点：第一,金寨县属于原国家级贫困县和全国宅基地退出试点县,在政策落实中,该县将宅基地退出与扶贫工作协同推进,因此政策实施初期,退出对象主要集中于贫困户,这就导致退出户中大多数为贫困户。第二,调研中确认受访农户是否为贫困户是通过询问农户退出宅基地之前是否为贫困户,由于大多数农户退出时间在2017年前,因此建档立卡贫困户占样本总体比重较高。
表2 宅基地退出农户基本情况

Table 2 Basic information of exit homestead farmers

类型 项目 户数 比例/% 均值 标准差
户主年龄/岁 ≤45 62 18.6 56.38 12.23
[46, 55] 99 29.8
[56, 65] 87 26.1
≥66 85 25.5
户主受教育年限/年 0 50 15.0 6.02 4.00
[1, 6] 138 41.4
[7, 9] 109 17.2
[10, 12] 20 6.0
≥13 16 4.8
家庭人口/人 ≤3 115 34.5 4.12 1.64
[4, 6] 206 61.9
>6 12 3.6
家庭人均年收入/万元 ≤1 130 39.0 1.43 11823.43
（1, 2] 133 40.0
>2 70 21.0
是否为建档立卡贫困户 是=1 180 54.1 0.54 0.50
否=0 153 45.9
住房建筑面积/m2 <100 69 20.7 177.15 87.99
[100, 200] 174 52.3
>200 90 27.0
是否持有宅基地使用权证 是=1 278 83.5 0.83 0.37
否=0 55 16.5
（2）信度与效度检验。一般认为,信度检验判断的Cronbach’s α系数标准如下：低于0.65,问卷不可信;处于[0.65, 0.7)之间时,可以最小程度接受,居于[0.7, 0.8)之间时,问卷可靠性相当好,居于[0.8, 0.9]之间时,问卷结果非常好[56]。经过计算,整体的Cronbach’s α系数为0.827,各潜变量的结果均大于0.65（表3）,说明问卷通过信度检验,量表内部一致性较好。
表3 变量信度、效度检验结果

Table 3 Results of variable reliability and validity tests

潜变量 信度检验 效度检验
Cronbach’s α系数 KMO Bartlett球形检验
行为态度 0.716 0.742 0.000
主观规范 0.659 0.627 0.000
知觉行为控制 0.838 0.805 0.000
退出意愿 0.760 0.772 0.000
退出行为 0.851 0.780 0.000
效度检验是分析所得到的测量结果能够有效反映所要考察内容的程度,包括内容效度检验和结构效度检验两方面。本文问卷设置和变量选取时结合调研区域实际情况,同时参考了已有文献[24],因此,具备理论基础和现实基础,内容效度较好[56]。对于结构效度检验,首先进行KMO值和Bartlett球形检验,进而确定是否可以进行因子分析,通过SPSS分析得到量表整体KMO值为0.811,Bartlett球形检验值显著性为0.000,各潜变量的KMO值均大于0.6,且Bartlett球形检验值显著性均小于0.001（表3）,也就是可以运用因子分析法提取潜变量所对应观测变量公因子分析测量问卷的结构效度。

4 模型构建和变量设置

4.1 模型构建

为了研究农户宅基地退出的行为态度、主观规范、知觉行为控制与其退出意愿以及行为这些潜变量之间的关系,本文选择结构方程模型展开研究。与普通的回归模型相比,结构方程模型（SEM）最大的优点就是能够分析难以直接观测的潜变量之间的关系,包含测量模型和结构模型两个基本模型,集成路径分析和因子分析两种方法[59]。依据计划行为理论,对不同类型家庭的农户宅基地退出行为进行分析。参考相关研究[56],构建的模型具体如下：
（1）测量模型。测量模型由潜变量、观测变量和残差项构成,表达潜变量和观测变量之间的关系。表达式如下：
x 1 i = α j x 1 + e j ( i = 1,2 , 3,4 ; j = 1 , … 4 )
x 2 i = α j x 2 + e j ( i = 1,2 , 3 ; j = 5 , … , 7 )
x 3 i = α j x 3 + e j ( i = 1,2 , 3,4 ; j = 8 , … , 11 )
x 4 i = α j x 4 + e j ( i = 1 , 2,3 , 4 ; j = 12 , … , 15 )
y i = α j y + e j ( i = 1,2 , 3,4 ; j = 16 , … , 19 )
式中： x 1 i、 x 2 i、 x 3 i、 x 4 i、 y i表示5个潜变量所对应的观测变量,i表示每个潜变量对应的观测变量个数; x 1、 x 2、 x 3、 x 4、 y分别表示农户行为态度、主观规范、知觉行为控制、农户宅基地退出意愿以及退出行为这5个潜变量。 j 表示观测变量的个数 , α 1- α 19为相对应的各观测变量的载荷系数; e 1- e 19表示残差项。
（2）结构模型。结构模型反映各潜变量之间的关系,具体方程如下：
x 4 = β 1 x 1 + β 2 x 2 + β 3 x 3 + μ 1
y = β 4 x 4 + μ 2
式中： β 1、 β 2、 β 3、 β 4分别为各潜变量之间的路径系数; μ 1、 μ 2分别为潜变量 x 4和 y的残差项。

4.2 变量设置及描述性统计

按照计划行为理论,参考现有文献[24],本文设置行为态度（BA）、主观规范（SN）、知觉行为控制（PBC）、退出意愿（W）和退出行为（BH）5个潜变量以及相对应的19个观测变量,各观测变量均采用Likert五点量表法进行测定,并采用正向赋值。具体变量设置如表4所示。
表4 农户宅基地退出调查问卷观测变量的描述性统计

Table 4 Descriptive statistics of the measured variables of the questionnaire on farmers’ homestead exit

潜变量 编号 观测变量 变量界定 均值 标准差
行为态度 BA1 有利于村庄规划发展 1=完全不同意;2=比较不同意;3=一般;4=比较同意;5=非常同意 4.051 0.892
BA2 有利于提升居住环境 同上 4.252 0.841
BA3 有利于提升子女教育 同上 3.901 0.987
BA4 有利于提高生活质量 同上 4.216 0.892
主观规范 SN1 村委会认为应该退出 同上 3.928 0.964
SN2 亲戚朋友认为应该退出 同上 3.563 0.940
SN3 家人认为应该退出 同上 3.865 1.019
知觉行为控制 PBC1 退出政策不健全 同上 2.369 1.174
PBC2 农户专业知识缺乏 同上 2.610 1.196
PBC3 农户资金不足 同上 2.309 1.250
PBC4 房屋建造年限较短 同上 2.637 1.265
退出意愿 W1 如政府能提供价格合理的集中居住区安置房,会愿意退出宅基地 同上 4.267 0.816
W2 若能提供就业保障,会愿意退出宅基地 同上 4.189 0.859
W3 若政府能提供社会保险,会愿意退出宅基地 同上 4.177 0.945
W4 若能保留土地承包权,会愿意退出宅基地 同上 3.964 0.993
退出行为结果 BH1 对退出补偿弥补损失的满意度 1=很不满意;2=不满意;3=一般;4=满意;5=很满意 3.477 1.204
BH2 对退出后生活的适应程度 1=不适应;2=不太适应;3=基本适应;4=比较适应;5=非常适应 4.000 0.979
BH3 对退出补偿及时性的满意度 1=很不满意;2=不满意;3=一般;4=满意;5=很满意 3.673 1.040
BH4 对退出补偿标准一致的满意度 1=很不满意;2=不满意;3=一般;4=满意;5=很满意 3.508 1.148

5 结果与分析

5.1 模型适配度检验

利用AMOS20.0软件构建农户宅基地退出行为的结构方程模型路径图（图2）,其中,单向箭头表示潜变量之间以及潜变量与对应观测变量之间的因果关系,双向箭头表示潜变量之间的相关关系。通过绝对适配度指数,增值适配度指数和简约适配度指数共9项指标来对图2的模型整体进行适配度检验,运用AMOS分析计算具体结果如表5所示,各项指标基本达到临界要求,说明模型和数据拟合度较好。
图2 结构方程模型构建

Figure 2 Construction of the structural equation model

表5 模型整体适配度检验结果

Table 5 Test results of the overall match degree of the model

绝对适配度指数 增值适配度指数 简约适配度指数
Χ 2/df GFI RMSEA NFI CFI IFI PGFI PNFI
一般标准 <3 [0, 1] <0.1 [0, 1] [0, 1] [0, 1] [0, 1] [0, 1]
最佳标准 <2 >0.9 <0.05 >0.9 >0.9 >0.9 >0.5 >0.5
实际拟合值 2.4 0.902 0.065 0.858 0.911 0.912 0.693 0.732
结果 一般 理想 一般 一般 理想 理想 理想 理想

5.2 测量模型结果分析

通过AMOS20.0对测量模型的拟合结果如表6所示。标准化载荷系数反映潜变量和观测变量之间的关系,系数值越大,表示该观测变量能被潜变量解释的变异越大[53]。由表6可知,各观测变量均在1%的水平上通过显著性检验,其中,居住环境的提升,亲戚朋友的行为决策,退出政策的不健全,政府提供价格合理的集中居住房和对退出补偿及时性的满意度能够更多地反映5个潜变量的内涵。具体来看,农户宅基地退出的行为态度4个观测变量中,居住环境的提升（BA2,0.718）因子载荷略高于其余观测变量,表明农户行为态度对其解释力最强。往往等量损失比等量获得能对人们产生更强的心理感受[60],因此只有当农户感知退出宅基地获得的收益大于损失的价值时,才会愿意退出宅基地。主观规范3个观测变量中,亲戚朋友的行为决策（SN2,0.756）是最能影响农户意愿的社会规范。这一点与孙鹏飞等[20]的研究结果一致,亲友间的信息传递与帮扶带动对宅基地退出行为有显著的促进作用。知觉行为控制4个观测变量中,退出政策的不健全（PBC1,0.846）对农户作出宅基地退出决定的阻碍作用最强,一方面,宅基地制度改革尚处于初期阶段,政策制定不能兼顾各方利益主体,另一方面,受宣传手段、方式单一限制,农户对宅基地退出政策相关信息的了解不足[61]。宅基地退出意愿4个观测变量中,政府提供价格合理的集中居住房（W1,0.716）最能够反映农户退出意愿,“退有所居”始终是农户退出宅基地要解决的核心问题[55]。宅基地退出行为4个观测变量中,对退出补偿及时性的满意度（BH3,0.889）最能反映农户退出行为,宅基地退出行为的产生是农户基于收益最大化原则,与政府合作的结果[62],因此政府补偿的及时性和合理性能够促进宅基地退出。
表6 影响因素分析结果

Table 6 Results of factor analysis

潜变量 观测变量 因子载荷 标准化载荷系数 C.R（t值）
行为态度 BA1 0.728 0.675*** 9.490
BA2 0.817 0.718*** 9.824
BA3 0.638 0.440*** 6.720
BA4 0.757 0.671***
主观规范 SN1 0.802 0.657***
SN2 0.828 0.756*** 9.469
SN3 0.684 0.504*** 7.386
知觉行为控制 PBC1 0.872 0.846*** 11.133
PBC2 0.862 0.814*** 10.949
PBC3 0.827 0.759*** 10.519
PBC4 0.724 0.604***
退出意愿 W1 0.817 0.716***
W2 0.788 0.704*** 10.631
W3 0.731 0.628*** 9.708
W4 0.729 0.607*** 9.430
退出行为 BH1 0.834 0.725***
BH2 0.759 0.623*** 10.743
BH3 0.883 0.889*** 14.770
BH4 0.851 0.827*** 14.164

注：***表示在1%的水平上显著。

5.3 结构模型结果分析

通过AMOS20.0对结构模型的拟合结果如表7所示。能够看出农户宅基地退出的行为态度和主观规范对其退出意愿的影响分别在10%和1%的水平上显著为正,证实了假说H1a和假说H2a。宅基地退出意愿在1%的水平上显著正向影响退出行为,证实了假说H4。根据计划行为理论模型,行为态度和主观规范分别通过意愿对退出行为产生影响,参考已有文献在结构方程中的路径分析[63],本文可得出贫困地区农户宅基地退出行为的影响路径包括“行为态度→退出意愿→退出行为”和“主观规范→退出意愿→退出行为”。
表7 结构方程模型参数估计结果

Table 7 Parameter estimation results of the structural equation model

路径 标准化路径系数 C.R（t值）
退出意愿←行为态度 0.179* 1.714
退出意愿←主观规范 0.548*** 4.753
退出意愿←知觉行为控制 0.062 1.008
退出行为←退出意愿 0.439*** 6.233

注：***、**、*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著。

标准化路径系数表明：农户宅基地退出的主观规范（0.548）是影响其退出意愿的主导因素;农户宅基地退出的行为态度（0.179）对其退出意愿的作用相对较小。也就是说,贫困地区农户宅基地退出过程中,政府和周围亲戚朋友对农户的影响更重要。农村传统关系社会中的社会网络会提高信息获取和传递能力[64],亲戚朋友的行为是农户决策的重要参考。农户间由血缘和地缘关系结成的社会网络内部的礼金往来和转移支付等行为可帮助农户筹集资金[65],抵御宅基地退出后的风险。农户个人及家庭对于宅基地退出这一行为的评估及其结果的预判也会影响到行为决策,农户行为态度越积极,其宅基地退出行为越可能发生,对宅基地退出后的补偿越满意。
农户宅基地退出的知觉行为控制没有显著影响其行为决策。也就是农户所表现出来的对于宅基地退出过程中以及退出后可能发生的困难和风险的控制力强弱并没有显著促进或者阻碍其退出。可能的原因主要有：一是宅基地退出政策不健全弱化了农户宅基地退出的决心。由于金寨县是宅基地退出的试点县,可借鉴的经验不多,目前制定的补偿标准以及配套的教育社保等政策不能达到农户预期,加大了农户宅基地退出的风险以及不确定性,在一定程度上抑制了农户的宅基地退出知觉行为控制。二是农户宅基地专业知识欠缺阻碍了宅基地退出决策。历史原因导致农户对宅基地的“私有化”观念严重加之其受教育水平偏低,无法对宅基地退出政策作出分析和判断,在一定程度上影响了农户的宅基地退出的知觉行为控制。三是农户经济状况较差削弱了宅基地退出的能力。贫困地区农户个人及家庭禀赋相对匮乏,加之购房补贴、货币补偿模式难以契合农民家庭长远发展需求,退出宅基地迁入安置区后部分农户由于房屋装修等面临垫资甚至负债情况,农户宅基地退出的知觉行为控制受到限制。基于以上理由,导致样本农户宅基地退出的知觉行为控制对其退出意愿和行为的影响不显著。

5.4 不同类型家庭宅基地退出行为影响路径对比分析

由于不同家庭的人口数量和结构存在差异,其收入水平、住宅需求、家庭分工和抚养负担等方面均不一致。因此,在开展总体样本农户宅基地退出行为的影响路径分析基础上,有必要进一步研究不同类型家庭的宅基地退出行为路径,并比较其路径差异。此处运用多群组分析方法,对无抚养负担家庭、抚幼型家庭、养老型家庭和抚幼养老型家庭4种类型分别进行回归,结果见表8。
表8 多群组分析结果

Table 8 Multigroup analysis results

路径 无抚养负担家庭（n=75） 抚幼型家庭（n=113） 养老型家庭（n=65） 扶幼养老型家庭（n=80）
路径系数 C.R 路径系数 C.R 路径系数 C.R 路径系数 C.R
退出意愿←行为态度 -0.963 -1.699 0.217 1.061 0.717*** 6.050 0.384* 1.807
退出意愿←主观规范 1.416** 2.207 0.494** 2.328 0.282** 2.273 0.333* 1.714
退出意愿←知觉行为控制 0.199 1.158 0.082 0.603 -0.052 -0.577 0.109 0.958
退出行为←退出意愿 0.145 1.050 0.434*** 3.401 0.714*** 5.016 0.504*** 3.630

注： n表示不同类型家庭的样本数。

由表8可看出,按照表中行项分析,行为态度对各类型家庭宅基地退出意愿的影响程度不同,其中对养老型家庭（β=0.717,P<0.01）和抚幼养老型家庭（β=0.384,P<0.1）的影响显著,假说H1b得到检验。养老型家庭比抚幼养老型家庭受影响程度稍大,这可能是因为老一辈对宅基地的使用时间较长、投注感情较深,宅基地对其而言仍承担着完全的居住功能和较强的社会保障功能,相对其他家庭而言宅基地禀赋效应对养老型家庭更明显,强化了其宅基地退出行为态度对退出意愿的影响。对于经济状况较差的抚幼养老型家庭而言,宅基地退出后,交通相对便捷,相对拓宽了信息获取渠道,就业的机会增加,就业渠道也会变广,同时会获得更好更便捷的社会资源（户籍、医疗、教育）[63],从而加强其宅基地退出行为态度对退出意愿的影响。无抚养负担家庭中,年轻夫妇多数两人同时长期在外打工,强烈的市民化意愿使其对于宅基地退出后家庭在农村发展的规划较少,同时评估宅基地退出对集体、村庄的利弊感知较弱或者较片面,这可能是造成行为态度在这一阶段家庭不显著的原因。主观规范对各类型家庭的宅基地退出意愿的影响均显著,但程度不同,其中对无抚养负担家庭（β=1.416,P<0.05）的影响程度较强,对抚幼型家庭（β=0.494,P<0.05）,养老型家庭（β=0.282,P<0.05）和抚幼养老型家庭（β=0.333,P<0.1）的意愿影响程度较弱。假说H2b得到检验。对于抚幼养老型家庭而言,大多数抚幼养老型家庭生计模式为“青壮年劳动力外出谋生、妇孺老弱留守家中”,加之偏远山区的地理位置,宅基地交易市场相对滞后,使其宅基地的“资本化”功能认知相对较低,较重的经济负担使其更加谨慎地从自身条件出发考虑宅基地退出的利弊,从而作出相对独立的决策选择。以上4类家庭中,从家庭负担系数视角看,无抚养负担家庭、抚幼型家庭、养老型家庭以及抚幼养老型家庭的家庭经济负担依次提高。所不同的是,抚幼型家庭处于资本积累的阶段,劳动力职业技能需不断提升,同时伴随着子女的成长,教育负担日益提高,为满足教育投资和家庭劳动力升级,非农收入占总收入的比重逐步上升,社会网络能够从更广的方面影响到其行为决策。对于养老型家庭,社交网络较为稳定、简单,接受新事物难度相对较大;同时,伴随着国家对农户社会保障制度的不断完善,其预期负担逐步降低。因此,与抚幼型家庭相比,养老型家庭的主观规范影响程度相对较低。因此,整体上,有教育和养老压力的3类家庭其主观规范都比无抚养负担家庭的影响程度低。知觉行为控制对各类家庭宅基地退出意愿的影响都没有通过检验,假说H3b未得到检验,这与前文总样本的结果一致。值得注意的一点是在意愿对行为的影响路径系数中,无抚养负担家庭未通过显著性检验,可能的原因是,年轻夫妇由于多数常年在城市打工,获取市场化信息的能力较强,城市日益增长的房价使其对宅基地资产价值产生较高预期,一方面强烈地想要融入城市的愿望“拉动”其退出宅基地,另一方面退出后所得到的低于预期的现实补偿却未“推动”其退出宅基地,这种理想和现实的偏差造成其退出意愿和退出行为的差异。按照表中列项分析,影响抚幼养老型家庭和养老型家庭宅基地退出行为的路径有“行为态度→退出意愿→退出行为”和“主观规范→退出意愿→退出行为”,影响抚幼型家庭宅基地退出行为的路径有“主观规范→退出意愿→退出行为”。

6 结论与建议

6.1 结论

本文以安徽省金寨县农户调研数据为样本,基于家庭生命周期视角,依据计划行为理论,运用结构方程模型,探讨贫困地区农户宅基地有偿退出行为的影响路径,并分析不同类型家庭的影响差异。通过实证分析,得到如下结论：
（1）农户宅基地退出的行为态度、主观规范、知觉行为控制、退出意愿和退出行为5个潜变量对应解释力最强的观测指标依次是居住环境的提升、亲戚朋友的意见、退出政策的健全程度、政府提供价格合理的集中居住房和对退出补偿及时性的满意度。由此可见,宅基地退出决策主要影响因素中,“户有所居”是基础,政策健全是保障,亲朋意见是重要参考。
（2）贫困地区农户宅基地退出行为的影响路径遵循“行为态度→退出意愿→退出行为”和“主观规范→退出意愿→退出行为”,其中村委会、亲戚朋友和家人的决策意见对农户宅基地退出行为具有重要影响。政策因素、农户知识观念以及家庭经济条件削弱了知觉行为控制对退出意愿及行为的作用。
（3）不同类型家庭宅基地退出意愿的影响因素有所差异,退出行为的影响路径也各不同。其中抚幼养老型家庭和养老型家庭的影响路径有两条：“行为态度→退出意愿→退出行为”和“主观规范→退出意愿→退出行为”,影响抚幼型家庭宅基地退出行为的路径有“主观规范→退出意愿→退出行为”。

6.2 建议

基于以上结论,本文提出以下政策建议：
（1）针对不同类型家庭实施不同的农户宅基地退出激励政策。对于抚幼型家庭,城市教育资源在接纳宅基地退出家庭子女时实施与城市孩子同等的政策;对于养老型家庭,进一步完善宅基地退出户的养老保障功能,探索能够弥补宅基地养老保障功能的多元化养老保障体系;对于抚幼养老型家庭,实施宅基地退出户的就业帮扶政策,在就业岗位的分配上优先考虑此类家庭。
（2）政府部门开展农户宅基地退出工作中应树立典型,有效利用农村社会网络,发挥示范带动作用,充分调动农户在宅基地退出中的主观规范作用,激励农户实现宅基地自愿有偿退出。
（3）严格落实宅基地退出补偿资金的信息公开和按时支付制度,对于宅基地退出补偿标准、补偿协议签订流程、补偿资金的发放、补偿资金的监督管理等信息及时公布,强化宅基地退出政策的宣传力度,充分运用网络、微信等新媒体手段扩宽农户信息接收渠道,加强农户对宅基地退出的必要性和迫切性认识,主动参与宅基地退出。

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