1. 引言
近年来，随着传统村落的不断发展，也在不断被人们关注，特别是发展过程中存在传统村落被严重破坏、过度开发等一系列问题，目前，一些传统村落的整体状况处于“老龄化、空巢化”的状况。由于对传统村落价值稀缺性、保护重要性认识不足，导致许多传统村落得不到有效利用和保护[1]。目前传统村落的保护过程中出现法律法规不完善、保护意识淡薄、商业化过度开发等主要问题[2]。如何保护和合理地开发传统村落成为亟待解决的问题。而宅基地作为传统村落的一个重要要素在其过程中发挥巨大作用。宅基地的退出问题是近几年来理论界的一个热点话题。美国、日本等发达国家对农村宅基地的研究主要集中在宅基地的可持续发展，废弃村庄的利用与整合，农村宅基地扩展的动力和实证分析，以及在管理农村宅基地方面政府科学决策的关键性[3]。从已有研究成果来看，国外大多实行的是土地私有制，没有“宅基地”这个概念的定义。学者主要以土地产权和土地市场为研究焦点，侧重描述产权对农户权益的保障性，强调土地市场对资源配置的合理性，当市场自身失灵时，政府应及时干预，确保农户的利益。虽然我国与西方国家实行不同的土地制度，但相关研究成果对我国宅基地后续发展之路具有一定程度的借鉴意义。在当今工业化和城镇化的发展中，大量农民会在城镇买房，导致大量农户宅基地闲置，农户宅基地的退出成为一种发展趋势[4]。“允许进城落户的农村村民依法自愿有偿退出宅基地”已写入2020年开始实施的《土地管理法》修订版本，但宅基地退出途径、退出效力等诸多操作细节仍未厘清。刘润秋和黄志兵(2021)认为提升乡村治理能力、市场化运作和协同推进相关政策有利于达成宅基地退出试点政策目标[5]。武文杰(2021)认为宅基地的有偿退出，成为农村土地低效利用的解决方案，但目前存在的宅基地退出补偿标准不合理、农民参与度低等问题，最后提出一系列机制，将宅基地退出规范化[6]。张梦凡和翁矑遥等(2021)通过对上海农村宅基地有偿退出的研究发现，农村宅基地退出以及成为一种趋势，但在发展过程中存在很多问题，也相应提出相关建议[7]。从农户意愿的角度出发，谈谈农村集体土地使用权有偿退出问题，根据本文所收集到的数据，尽管许多学者已经就农村宅基地有偿退出及其影响农民意愿的因素进行了大量的研究，但是仍然存在着许多问题。因此本课题计划就此进行分析和探讨，其次在搜集文献的过程中我还发现，在现有的研究中很少有学者涉及到传统村落宅基地有偿退出的相关研究，即使有也是一笔带过，几乎没有什么人会专门去做这方面的研究。这就为论文的写作带来了一定的空间和可能性，并在此基础上进行了进一步的扩展与研究。
本课题以矮寨镇传统村落作为研究案例点，通过研究传统村落宅基地有偿退出的相关影响因素，从而找到传统村落发展过程中存在的相关问题；而在传统村落的保护和开发中，涉及多个主体，农户作为一个最主要的主体，值得我们对其研究。本文以农户为研究对象，研讨了农民对农村集体土地使用权有偿退出的意愿及其影响因素。更好的分析其中的关系，综合其上提出合理的发展建议，更好的来实现传统村落的保护和旅游开发利用。矮寨镇的传统村落较多，在不断发展过程中取得了很多成果，但有存在较多的保护和发展问题。传统村落过度开发、缺乏保护、各主体矛盾等等影响了矮寨镇传统村落的发展。本课题以矮寨镇传统村落作为研究案例点，通过对传统村落宅基地有偿退出农户意愿及相关影响因素的研究，从而更清晰找到传统村落发展过程中存在的问题以及宅基地退出的影响因素，有助于提出切实可行的建议帮助矮寨镇传统村落解决当下问题，同时，为进一步推进矮寨镇传统村落的发展，也为矮寨镇的整体发展提供了新思路。
2. 研究区域概况
本研究选取位于湖南省经济欠发达地区的湘西土家族苗族自治州吉首市的矮寨镇为研究对象，调查该区域下传统村落农户有偿退出宅基地的意愿程度及各方面的影响因素。矮寨镇隶属于湖南省湘西土家族苗族自治州，介于东径109˚29'48''~109˚40'54''，北纬28˚14'29''~28˚25'12''之间，地处吉首市西部，东邻己略乡和保靖县夯沙乡，南接寨阳乡补点村，西靠凤凰县米良乡，北交花垣县排碧乡，距湘西州府吉首市约20 km。调研村落主要是德夯村和中黄村两个中国传统村落，极具代表性。中黄村，原名“重午”，是吉首市、花垣县和保靖县的一个传统村落。德夯村是湘西吉首市的郊区，是一个典型的苗族村庄，这里山清水秀，民宅简朴。
3. 研究设计和数据来源
3.1. 数据来源
数据来源于2022年4月6日对矮寨镇进行的问卷调查，由于当时疫情的影响，未能到实地进行走访调查，而是利用网络抖音和微博等方式与中黄村6位、德夯村5位农户取得联系，通过线上聊天的形式与农户进行交流，了解相关信息。随后通过取得联系的11位农户发放问卷，为了保证问卷调查的科学性和样本的代表性，综合考虑了该地区的经济水平、宅基地退出情况、区位差异等，采用分层抽样和随机抽样相结合的方法进行调查，调查的对象主要是家庭户主。最后中黄村获得129份、德夯村获得130份，共获取调查问卷259份，其中有效问卷253份，问卷有效率达到97.68%。
其中问卷分为三大部分，第一部分是对农户意愿的调查，调查农户是否愿意退出宅基地、退出所需的条件；第二部分为问卷的主体部分，分别从宅基地的基本情况、当地生活的满意度、周围人群产生的影响、农户的认知情况等方面进行调查，其中满意度、周围人群的影响、认知情况均采用李克特五级量表进行测量，进而来反映农户的情感认知和行为意向；第三部分是对农户基本状况和家庭状况的调查，主要包括性别、年龄、受教育程度、家庭收入等。
3.2. 模型构建与变量选择
3.2.1. 模型构建
本研究主要探讨了农户退出宅基地意愿和影响因素，其中自变量和因变量为离散型，由于“是否愿意离开宅基地”为二分变量，故本文运用二元logistic回归模型定量分析了其影响因子。
Logistic模型的具体形式如下[8]：
(1)
(2)
对公式(2)进行对数转换得到
(3)
公式(3)中，p为农户宅基地退出的概率；
为农户不愿意退出宅基地的概率；xi为解释变量；βi为解释变量第i个项中影响农户退出因素的系数；ε为误差；α为常数项。
3.2.2. 变量选择
通过对文献的整理以及各方面资料的收集，综合借鉴刘虹吾[9]、谢智康[10]、郭贯成[11]、朱玉国[12]、王梦茹[13]等学者的研究，将自变量农户退出宅基地的相关影响因素分为农户个人及家庭特征、宅基地特征、生活满意度、主观认知、周围人群五个维度。由于生活满意度、主观认知及周围人群影响程度难以量化，因此，自变量赋值采用李克特五点量表法，变量选取及赋值详见表1。
Table 1. Description of model variables
表1. 模型变量说明
|
变量 |
变量代码 |
自变量定义及赋值 |
自变量 因变量 |
是否愿意退出宅基地 |
y |
是 = 1，否 = 0 |
个人及家庭特征 |
性别 |
x1 |
男 = 1，女 = 2 |
年龄 |
x2 |
20岁及以下 = 1，21~30岁 = 2，31~40岁 = 3，41~50岁 = 4，51岁及以上 = 5 |
受教育程度 |
x3 |
小学及以下 = 1，初中 = 2，高中 = 3，大学及以上 = 4 |
非农职业 |
x4 |
是 = 1，否 = 2 |
家庭收入来源 |
x5 |
种植业 = 1，外出打工 = 2，本地打工 = 3，经营工厂 = 4，租金 = 5，养老保险 = 6，旅游业 = 7，其他 = 8 |
宅基地特征 |
宅基地面积 |
x6 |
70平方米以下 = 1，70~95平方米 = 2，96~120平方米 = 3，121~145平方米 = 4，145平方米以上 = 5 |
宅基地特征 |
每年居住时长 |
x7 |
3个月以下 = 1，3~6个月 = 2，6~9个月 = 3，9个月以上 = 4 |
装修状况 |
x8 |
毛坯 = 1，简装 = 2，中装 = 3，精装 = 4，豪华装 = 5 |
是否闲置 |
x9 |
是 = 1，否 = 2 |
生活满意度 |
住房质量满意度 |
x10 |
很不满意 = 1，不满意 = 2，一般 = 3，比较满意 = 4，很满意 = 5 |
居住环境满意度 |
x11 |
交通状况满意度 |
x12 |
社会保障满意度 |
x13 |
发展机遇满意度 |
x14 |
主观认知 |
政府提供更好的居住环境，促进退出 |
x15 |
完全不赞成 = 1，不赞成 = 2，不确定 = 3，赞成 = 4，完全赞成 = 5 |
政策宣传不到位，阻碍退出 |
x16 |
宅基地区位差，促进退出 |
x17 |
对宅基地产生归属依恋，阻碍退出 |
x18 |
购置新房资金不足，阻碍退出 |
x19 |
周围人群 |
村干部建议退出 |
x20 |
完全不重要 = 1，不重要 = 2，不确定 = 3，重要 = 4，完全重要 = 5 |
亲戚建议退出 |
x21 |
已退出人员建议退出 |
x22 |
未退出人员建议退出 |
x23 |
3.3. 样本特征描述
3.3.1. 农户个体特征
包括被调查农户的性别、年龄、受教育程度、从事的职业、参加的保险五个指标。从表2我们可以看出在253份有效问卷中，矮寨镇农户男性82人，占比32.41%，女性171人，占比67.59%，总体可以看出目前矮寨镇女性较多或者说居住在当地的女性比较多；从年龄来看，矮寨镇20岁及以下的32人，占12.65%，21~30岁24人占9.49%，31~40岁105人占41.5%，41-50岁81人占32.02%，51岁及以上11人占4.35%，从整体占比情况可以看出目前矮寨镇居住的主要以中青年为主；从受教育程度看，小学及以下人数13人，占5.14%，初中75人，占29.64%，高中126人，占49.8%，大学及以上39人，占15.42%，从占比情况我们可以看出总体来说，矮寨镇的文化水平不是很高，主要是中学阶段；在所从事的行业中，有211人从事非农工作，占83.4%，有42人从事农业，占16.6%，说明当地主要依赖的职业不是农业而是非农方面的职业，从大环境来看，非农职业主要包括工业和服务业；从参加的保险上看，新农合医疗保险101人，占比39.92%，新型农村养老保险69人，占比27.27%，城镇职工养老保险31人，占比12.25%，其他52人，占比20.55%，从整体看参保情况比较良性。
Table 2. Individual characteristics of the samples
表2. 样本个体特征
基本特征 |
选项 |
样本数量 |
样本占比 |
性别 |
男 |
82 |
32.41% |
女 |
171 |
67.59% |
年龄 |
20及岁以下 |
32 |
12.65% |
21~30岁 |
24 |
9.49% |
31~40岁 |
105 |
41.5% |
41~50岁 |
81 |
32.02% |
51及岁以上 |
11 |
4.35% |
受教育程度 |
小学及以下 |
13 |
5.14% |
初中 |
75 |
29.64% |
高中 |
126 |
49.8% |
大学及以上 |
39 |
15.42% |
从事非农职业 |
是 |
211 |
83.4% |
否 |
42 |
16.6% |
参加的保险 |
新农合医疗保险 |
101 |
39.92% |
新型农村养老保险 |
69 |
27.27% |
城镇职工养老保险 |
31 |
12.25% |
其他 |
52 |
20.55% |
3.3.2. 家庭特征
主要从三个方面进行分析：家庭人口数、年人均总收入、收入来源三个指标。
从表3可以看出调查的253份有效问卷中，家庭人口数1~2人的农户有23人，占比9.09%，3~4人的有180人，占比71.15%，5人及以上的有50人，占比19.76%，可以看出被调查的农户家庭人口数大致为3~4人，说明家庭人口数相对比较正常，家庭人口没有出现过分偏多偏少的情况；从家庭年人均总收入上看，2500元以下的11人，占比4.35%，2500~5000元38人，占比15.02%，5000~8000元131人，占比51.78%，8000元以上73人，占比28.85%，可以看出家庭年人均收入5000~8000元的人数最多，而2500元以下的人数也比较少，说明收入水平虽然没有达到很高，但相对当地经济水平和实际情况来看还算可观，不算收入过低；从收入来源来看，种植业有33人，占比13.04%，外出打工159人，占比62.85%，本地打工125人，占比49.41%，经营工厂63人，占比24.9%，租金43人，占比17%，养老保险54人，占比21.34%，旅游业16人，占比6.32%，其他89人，占比35.18%，从整体来看，收入来源多样丰富，并不是单一的收入来源。
3.3.3. 宅基地特征
包括被调查农户的宅基地面积、居住时长、装修状况、是否闲置、闲置原因五个指标。
从表4可以看出被调查的农户的宅基地面积70平方米以下的有36个，占比14.23%，70~95平方米60个，占比23.72%，96~120平方米94人，占比37.15%，121~145平方米33人，占比13.04%，145平方米以上30人，占比11.86%，可以看出大体宅基地的面积集中在96~120平方米，从宅基地面积这个角度考虑，该地区宅基地的面积大体正常，很大很小面积的占少数；从居住时长看，3个月以下的155人，占比61.26%，3~6个月35人，占比13.83%，6~9个月9人，占比3.56%，9个月以上54人，占比21.34%，从居住时长看，一年居住少于三个月的农户占大多数，说明农户宅基地居住时间较短；从是否闲置上看，宅基地闲置有146人，占比57.71%，没有闲置107人，占比42.29%；闲置原因中，举家搬入城中有45人，占比30.82%，大部分时间外出打工的有70人，占比47.95%，另批宅基地盖新房17人，占比11.64%，其他14人，占比9.59%，从上述两个数据可以看出，矮寨镇的农户宅基地闲置较多，且闲置原因大多是外出打工。
Table 3. Characteristics of sample households
表3. 样本家庭特征
基本特征 |
选项 |
样本数量 |
样本占比 |
人口数 |
1~2人 |
23 |
9.09% |
3~4人 |
180 |
71.15% |
5人及以上 |
50 |
19.76% |
年人均总收入 |
2500元以下 |
11 |
4.35% |
2500~5000元 |
38 |
15.02% |
5000~8000元 |
131 |
51.78% |
8000元以上 |
73 |
28.85% |
收入来源 |
种植业 |
33 |
13.04% |
外出打工 |
159 |
62.85% |
本地打工 |
125 |
49.41% |
经营工厂 |
63 |
24.9% |
租金 |
43 |
17% |
养老保险 |
54 |
21.34% |
旅游业 |
16 |
6.32% |
其他 |
89 |
35.18% |
Table 4. Sample residential land characteristics
表4. 样本宅基地特征
基本特征 |
选项 |
样本数量 |
样本占比 |
宅基地面积 |
70平方米以下 |
36 |
14.23% |
70~95平方米 |
60 |
23.72% |
96~120平方米 |
94 |
37.15% |
121~145平方米 |
33 |
13.04% |
145平方米以上 |
30 |
11.86% |
居住时长 |
3个月以下 |
155 |
61.26% |
3~6个月 |
35 |
13.83% |
6~9个月 |
9 |
3.56% |
9个月以上 |
54 |
21.34% |
装修状况 |
毛坯 |
37 |
14.62% |
简装 |
81 |
32.02% |
中装 |
100 |
39.53% |
精装 |
29 |
11.46% |
豪华装 |
6 |
2.37% |
是否闲置 |
是 |
146 |
57.71% |
否 |
107 |
42.29% |
闲置原因 |
举家搬入城中 |
45 |
30.82% |
大部分时间外出打工 |
70 |
47.95% |
另批宅基地盖新房 |
17 |
11.64% |
其他 |
14 |
9.59% |
3.3.4. 农户认知特征及周围人群影响
(1) 从表5可以看出在253份有效问卷中，赞成以及完全赞成政府提供更好的居住环境可以促进退出的有210人，占比83%；赞成以及完成赞成政府宣传不到位会阻碍退出的有179人，占比70.75%，从上面两项数据可以明显看出，政府政策的扶持、农户对政策的认识与了解都会影响农户的退出意愿。赞成以及完成赞成宅基地区位差，促进退出的有192人，占比75.89%，说明宅基地本身的区位条件也会对农户的退出意愿产生影响；不赞成以及完成不赞成购置新房资金不足会阻碍退出的有208人，占比79.84%，说明如果没有足够的资金购置新房会促进农户产生退出意愿；赞成以及完成赞成对宅基地产生归属依恋会阻碍退出有207人，占比81.82%，说明情感因素也是影响退出意愿的一大重要因素。
Table 5. Survey on farmers’ cognition
表5. 农户认知情况调查
基本特征 选项 |
完全不赞成 |
不赞成 |
不确定 |
赞成 |
完全赞成 |
政府提供更好的居住环境，促进退出 |
5 (1.98%) |
8 (3.16%) |
30 (11.86%) |
193 (76.28%) |
17 (6.72%) |
政策宣传不到位，阻碍退出 |
4 (1.58%) |
17 (6.72%) |
53 (20.95%) |
171 (67.59%) |
8 (3.16%) |
宅基地区位差，促进退出 |
6 (2.37%) |
15 (5.93%) |
40 (15.81%) |
179 (70.75%) |
13 (5.14%) |
购置新房资金不足，阻碍退出 |
21 (8.3%) |
181 (71.54%) |
27 (10.67%) |
15 (5.93%) |
9 (3.56%) |
对宅基地产生归属依恋，阻碍退出 |
5 (1.98%) |
9 (3.56%) |
32 (12.65%) |
192 (75.89%) |
15 (5.93%) |
(2) 从表6可以看出周围人群对退出意愿也会产生影响，认为村干部建议退出和已退出人员建议退出重要以及完全重要的分别有172人，占比67.99%、175人，占比69.17%，说明村干部这种比较有威信的人以及有亲身经历有经验的已退出人员的建议是非常重要的；相比这两种再看亲戚建议退出以及未退出人员建议的重要程度占比就没有那么高，说明对退出意愿的影响不大。
Table 6. Survey on the impact of people around farmers
表6. 农户周围人群影响情况调查
基本特征 选项 |
完全不重要 |
不重要 |
不确定 |
重要 |
完全重要 |
村干部建议退出 |
6 (2.37%) |
25 (9.88%) |
50 (19.76%) |
163 (64.43%) |
9 (3.56%) |
亲戚建议退出 |
4 (1.58%) |
134 (52.96%) |
54 (21.34%) |
53 (20.95%) |
8 (3.16%) |
已退出人员建议退出 |
5 (1.98%) |
30 (11.86%) |
43 (17%) |
167 (66.01%) |
8 (3.16%) |
未退出人员建议退出 |
9 (3.56%) |
146 (57.71%) |
54 (21.34%) |
36 (14.23%) |
8 (3.16%) |
3.3.5. 生活满意度情况
如表7，包括住房质量、居住环境、交通情况、社会保障、发展机遇满意度五大指标，从整体调查结果来看，矮寨镇的农户对生活的满意度较低，特别是交通和社会保障还做的远远不够，严重影响居民的生活体验，因此也在一定程度上影响农户的退出意愿。
Table 7. Survey on life satisfaction
表7. 生活满意度情况调查
基本特征 选项 |
很不满意 |
不满意 |
一般 |
比较满意 |
很满意 |
住房质量满意度 |
12 (4.74%) |
105 (41.5%) |
39 (15.42%) |
76 (30.04%) |
21 (8.3%) |
居住环境满意度 |
11 (4.35%) |
105 (41.5%) |
40 (15.81%) |
71 (28.06%) |
26 (10.28%) |
交通情况满意度 |
11 (4.35%) |
115 (45.45%) |
53 (20.95%) |
58 (22.92%) |
16 (6.32%) |
社会保障满意度 |
7 (2.77%) |
116 (45.85%) |
57 (22.53%) |
57 (22.53%) |
16 (6.32%) |
3.4. 基于问卷调查的农户退出宅基地意愿统计描述
3.4.1. 农户退出意愿分析
根据调查显示(表8)，支持退出宅基地的农户占比60.87%，不支持退出的占比39.13%，说明在矮寨镇大部分农户还是愿意退出宅基地。据调查显示，愿意退出宅基地的农户大都以非农职业收入为主并且宅基地的年居住时长不长，宅基地大部分时间处于闲置状态；而不愿意退出的农户大都是年龄比较大的，以农业收入为主的且居住时间比较长产生了一定的乡土依恋。
3.4.2. 不同类型的农户退出意愿情况
主要从不同年龄、受教育程度、是否从事非农职业这三个指标来分析。
根据调查结果发现，从年龄上看，矮寨镇现居住的大都为中青年，相对来说老年人偏少，从调查数据清晰看出年龄越小思想越开放的农户的退出意愿更为强烈，而对于年龄比较大的老年农户来说，长期居住，具有家庭情结，宅基地私有化意识很强，所以退出的意愿相对较低；从受教育程度来看，以高中文化程度为主的农户比例较高，并且这些群体的退出意愿较强。但结合矮寨镇当地的实际情况再对数据进行分析发现，这也符合学历越高农户退出意愿越强烈的观点；最后从是否从事非农职业来看，现阶段矮寨镇从事非农职业的农户占比也比较大，从事非农职业对地域的要求没有那么大，对宅基地的需求也是弹性需求并不是必须的，所以退出意愿也会表现的比较明显。
Table 8. Farmers’ willingness to withdraw from residential land
表8. 农户退出宅基地意愿情况
意愿 |
样本数量 |
样本占比 |
愿意 |
154 |
60.87% |
不愿意 |
99 |
39.13% |
4. 研究结果实证分析
采用spss24.0统计软件对矮寨镇253个有效农户的抽样数据进行logistic回归分析，得出了农户自愿退出的意愿和相关因素(见下表9~13：模型估计结果)。
4.1. 个人及家庭特征对农户的影响
(1) 性别、受教育程度均未能达到5%的显著性水平，表明性别影响并不显著。其中男性为32.41%、女性为67.59%，相对而言性别区分不明显。受教育程度方面，小学及以下占比5.14%、初中29.64%、高中49.8%、大学及以上15.42%，教育水平区分不明显。
(2) 年龄显著性为0.049，通过5%的显著性水平检验，且该变量的系数为−0.379，因此对农户宅基地退出意愿有显著负向作用，即年龄较大的农户更不愿意退出宅基地。一是年龄较大的农户可能从事的职业更偏向农业，收入比较单一，与现代快节奏生活比较脱节，很难适应城市生活并且不具备竞争力，所以难以在城市稳定生活和工作；二是年龄较大的农户可能在该地居住时间较长，对该地产生很浓厚的乡土情怀，思想更为传统同时更加熟悉当地的生活，因此不愿意退出的想法就比较强烈。
Table 9. Personal and family characteristics
表9. 个人及家庭特征
自变量 |
B |
标准误差 |
瓦尔德 |
自由度 |
显著性 |
Exp(B) |
性别 |
−0.335 |
0.404 |
0.686 |
1 |
0.408 |
0.716 |
年龄 |
−0.379 |
0.196 |
3.738 |
1 |
0.049 |
0.684 |
受教育程度 |
−0.334 |
0.266 |
1.571 |
1 |
0.210 |
0.716 |
非农职业 |
0.603 |
0.514 |
1.372 |
1 |
0.024 |
1.827 |
家庭收入来源 |
0.806 |
0.578 |
1.944 |
1 |
0.038 |
2.239 |
(3) 是否从事非农职业的显著性为0.024，通过5%的显著性水平检验，该变量的系数为0.603，结果表明，对宅基地退出意愿存在着明显的正效应，即从事非农职业的农户更愿意退出宅基地。而相对来说，从事农业的农户就越不愿意退出宅基地，因为两者相比从事非农职业的农户更年轻化。可能受教育程度也越高，掌握更多技能，对宅基地和农村的依赖性不强，相反从事农业的农户可能偏老龄化，同时对宅基地的依赖性可能比较强。
(4) 家庭的收入来源的显著性0.038，通过5%的显著性水平检验，该变量的系数为0.806，因而对农户宅基地退出意愿有明显的正向影响，即收入来源越多并且从事非农职业的农户更愿意退出宅基地。而收入来源较为单一且从事农业的农户就不是很愿意退出宅基地，因为他们对宅基地有居住和生产方面的需要，因此退出宅基地会打乱他们原有的生活节奏，因此他们的退出意愿不强烈。
4.2. 宅基地特征对农户意愿的影响
(1) 宅基地面积的显著性为0.000，通过5%的显著性水平检验，该变量的系数为0.008，因而对农户宅基地退出意愿有明显的正向影响，即宅基地越大的农户越愿意退出。因为宅基地越大，他们退出宅基地的机会成本也越大。经调查，农户自愿放弃宅基地的前提条件是资金补偿，也就是他们能得到更多的经济补偿。
(2) 每年居住时间的显著性为0.051，通过5%的显著性水平检验，该变量的系数为−0.116，因此对农户宅基地退出意愿有显著的负向作用，即每年居住时间越长的农户越不愿意退出。因为居住时间比较短，可能农户宅基地的数量比较多，或者外出就业，因此宅基地的流动性就更为强烈；而相反，农户的居住时间越长说明他的宅基地数量可能比较少，同时可能在当地工作，因此对宅基地的居住需求非常大，即不愿意退出宅基地。
(3) 装修状况的显著性为0.048，通过5%的显著性水平检验，该变量的系数为−0.428，因而对农户的宅基地退出意愿具有明显的负面影响，即宅基地的装修质量越好，农户就越不愿意退出。因为装修程度越高说明宅基地的成本越高，而成本越高意味着对资金补偿的要求就越高，就更难实现宅基地的退出，据调查显示，该地的宅基地装修状况主要是毛坯、简装、中装。
(4) 是否闲置的显著性为0.000，通过5%的显著性水平检验，该变量的系数为0.201，因此对农户宅基地退出意愿有显著的正向作用，即宅基地的越闲置农户就越愿意退出。因为宅基地处于闲置状况可能是举家搬入城中、外出打工、另批宅基地建房等方面的原因，因此流动性比较强。
Table 10. Characteristics of residential land
表10. 宅基地特征
自变量 |
B |
标准误差 |
瓦尔德 |
自由度 |
显著性 |
Exp(B) |
宅基地面积 |
0.008 |
0.002 |
22.283 |
1 |
0.000 |
1.008 |
每年居住时长 |
−0.116 |
0.195 |
0.335 |
1 |
0.051 |
1.123 |
装修状况 |
−0.428 |
0.216 |
3.913 |
1 |
0.048 |
1.534 |
是否闲置 |
0.201 |
0.541 |
13.875 |
1 |
0.000 |
7.505 |
4.3. 生活满意度对农户意愿的影响
(1) 住房质量、居住环境、社会保障、发展机遇满意度未通过5%的显著性水平检验，从调查结果看，住房质量、居住环境、社会保障和发展机会满意度对农户的宅基地退出意愿没有明显的影响。
(2) 交通状况满意度的显著性0.017，通过5%的显著性水平检验，该变量的系数−0.481，因此对农户宅基地退出意愿有显著的负向作用，即交通越便利农户越不愿意退出宅基地。一是交通不便，人们的生活的舒适度会降低，因此农户更愿意退出宅基地去寻求更便利的居住地和更舒适的生存地，；二是如果交通便利，根据矮寨镇的实际情况来说，只要交通便利发展的机会就会更多，因此农户的退出意愿也会减弱。
Table 11. Life satisfaction
表11. 生活满意度
自变量 |
B |
标准误差 |
瓦尔德 |
自由度 |
显著性 |
Exp(B) |
住房质量满意度 |
−0.170 |
0.421 |
0.164 |
1 |
0.686 |
0.843 |
居住环境满意度 |
0.730 |
0.446 |
2.681 |
1 |
0.102 |
2.075 |
交通状况满意度 |
−0.481 |
0.357 |
1.814 |
1 |
0.017 |
0.618 |
社会保障满意度 |
−0.263 |
0.316 |
0.694 |
1 |
0.079 |
0.768 |
发展机遇满意度 |
0.649 |
0.373 |
3.031 |
1 |
0.648 |
1.913 |
4.4. 主观认知对农户意愿的影响
(1) 政府改善居住环境、政策宣传不到位、宅基地区位差未达到5%的显著性水平检验，说明退出意愿并不明显。一方面年纪比较大的农户对本地产生一种归属感，从事就业的可能性不高，而且对新的生活也不太适应；另一方面年轻的外出就业的农户，也无法适应新的住所和就业的需求。而政策宣传和宅基地是会宅基地退出产生影响的因素，但在本样本中表现不明显。
(2) 对宅基地的归属依恋的显著性为0.040，通过5%的显著性水平检验，该变量的系数为−0.263，说明对农户宅基地退出意愿有显著的负向作用，即农户对宅基地的归属意识越强越不愿意退出。因为农户的居住时间比较长，对该地产生归属，他们就不愿意离开去适应一个新的环境。
(3) 购置新房资金不足的显著性为0.043，通过5%的显著性水平检验，该变量的系数为−0.649，说明对农户宅基地退出意愿有显著的负向作用，即农户购置新房的资金越不足越愿意退出。因为对于有些农户退出宅基地后无居住场所，所以购置新房是首先要考虑的，而对于资金不足的农户来说，退出宅基地能获得的经济补偿刚好能解决这一问题。
Table 12. Subjective cognition
表12. 主观认知
自变量 |
B |
标准误差 |
瓦尔德 |
自由度 |
显著性 |
Exp(B) |
政府提供更好的居住环境，促进退出 |
−0.170 |
0.421 |
0.164 |
1 |
0.686 |
0.843 |
政策宣传不到位，阻碍退出 |
−0.481 |
0.357 |
1.814 |
1 |
0.178 |
0.618 |
宅基地区位差，促进退出 |
0.730 |
0.446 |
2.681 |
1 |
0.102 |
2.075 |
对宅基地产生归属依恋，阻碍退出 |
−0.263 |
0.316 |
0.694 |
1 |
0.040 |
0.768 |
购置新房资金不足，阻碍退出 |
−0.649 |
0.373 |
3.031 |
1 |
0.043 |
1.913 |
4.5. 周围人群对农户意愿的影响
(1) 村干部建议的显著性为0.048，通过5%的显著性水平检验，该变量的系数为0.581，这表明，农村集体土地使用权出让意愿存在着显著的正效应，也就是村干部的意见可以提高农民的退出意愿。因为他是传统村落土地流转政策的主要负责人，清楚政策，在农户心目中地位较高，所以村干部的建议在农户心中信服度比较高。
(2) 亲戚、已退出、未退出人员建议的显著性分别为0.343、0.638、0.565，都未能通过5%的显著性水平检验，说明这三者对农户的退出意愿无显著影响。
Table 13. Surrounding people
表13. 周围人群
自变量 |
B |
标准误差 |
瓦尔德 |
自由度 |
显著性 |
Exp(B) |
村干部建议退出 |
0.581 |
0.318 |
3.329 |
1 |
0.048 |
1.787 |
亲戚建议退出 |
−0.267 |
0.281 |
0.900 |
1 |
0.343 |
0.766 |
已退出人员建议退出 |
0.141 |
0.300 |
0.221 |
1 |
0.638 |
0.868 |
未退出人员建议退出 |
−0.177 |
0.308 |
0.332 |
1 |
0.565 |
0.838 |
5. 结论与建议
5.1. 结论
在对矮寨镇进行调研的基础上，采用二元logistic回归模型，对传统村落宅基地有偿退出的农户意愿及相关因素进行了量化分析，研究结果表明：农户的个人及家庭特征、宅基地特征、生活满意度、主观认知、周围人群五个方面都对农户宅基地退出意愿产生了显著影响，不同的因素作用的强度和方向存在差异，整体呈现外部客观因素的作用强度大于内部主观因素。
(1) 农户个体及家庭特征：年龄、是否从事非农职业、收入来源都存在显著影响，且年龄存在负向作用，是否从事非农职业和收入来源都呈现正向作用；而相比较而言，性别和受教育程度的作用强度就较小。
(2) 宅基地特征：这一外在客观因素整体的显著性都较强，对农户的退出意愿存在较为显著的影响，而其中宅基地面积和是否闲置存在正向作用，居住时间和装修状况存在负向作用。
(3) 生活满意度：这一因素当中的交通状况满意度的显著性较强，且存在负向作用，而相对来说，住房质量、居住环境、社会保障、发展机遇满意度的作用强度较小，显著性较弱。
(4) 主观认知：这一内在主观影响的整体显著性较弱，农户的归属依恋和购置新房资金不足的作用强度较大，且都呈现负向作用；而政府提供好的居住条件、政策宣传不到位、宅基地区位差的显著性都较弱，其中政策宣传存在正向作用，宅基地区位差存在负向作用。
(5) 周围人群：村干部的建议的显著性较强，且存在正向作用，而相比之下其他人员的建议显著性较弱，其中已退出人员建议存在正向作用，是农户退出意愿会综合考虑的一个因素。
5.2. 建议
基于本次调查的目的，结合调查结果以及矮寨镇的实际情况，提出以下相关建议，以便帮助矮寨镇更好地实现宅基地改革制度措施的进一步完善，以此促进矮寨镇传统村落的保护和旅游开发利用。
(1) 充分考虑农户自身需求。制定宅基地退出政策要充分考虑当地农户的自身需要，通过调查和对当地实际情况的了解发现，不同的农户可接受的退出条件是不一样的，因此，我们应该了解其需求，根据不同的需求实施差别化的退出政策。比如对于普通的农户，不仅需要提供居住条件，还需要提供就业或者生产场地；对于外出就业的部分农户来说，更愿意接受资金补偿。
(2) 提供更为完善的就业机制。对于从事农业或者收入来源主要是农业的农户来说，退出宅基地无疑会减少家庭收入，打破原有的生活节奏，同时他们重新就业的竞争力也比较弱，因此导致退出的意愿不强。这就需要政府加强对他们的技术技能培训和就业指导，同时提供更多符合实际的就业机会，这样才能够帮助农户退出后仍能有较为稳定的生活和收入。
(3) 加大政策的宣传力度。农户对政策越不了解就越不愿意退出，因此我们应加大改革政策的宣传力度，全面详细地向农户传达相关政策，特别是涉及农户切身利益的退出后的社会保障、补偿方式等问题。
(4) 充分尊重农户意愿。宅基地退出改革过程中，农户是主体，因此我们在践行退出政策时要充分尊重农户的意愿，要坚持农户自愿原则，满足农户合理的利益诉求，提高农户在宅基地退出过程中的意愿和参与程度，更有利于矮寨镇这一传统村落未来的可持续发展。
(5) 充分发挥村干部指导的作用。村干部作为退出政策的宣传者和执行者，对退出政策非常了解，同时又在农户心中具有较高的威望和话语权，因此，充分发挥村干部的指导建议作用，更有利于促进农户积极自愿参与宅基地制度改革。
基金项目
2023年度教育部人文社会科学研究规划基金项目(23YJA790051)。
NOTES
*通讯作者。