1. 引言
宅基地作为农村土地制度的重要组成部分，其流转问题一直是学术界和政策制定者关注的焦点。随着城市化进程的加速和乡村振兴战略的推进，宅基地流转不仅关系到农村土地资源的有效利用，还直接影响到农民的财产性收入增长和农村社会稳定。
新中国成立以来，宅基地制度经历了多次演变，从允许房地一体自由买卖到当前的“三权分置”政策，旨在建立宅基地流转机制，提高土地利用效率[1]。然而，当前宅基地流转仍面临诸多困境。一方面，宅基地确权登记工作存在诸多问题，如权利主体认定不明确、户成员变更需求强烈等[2]。另一方面，宅基地流转保障机制欠缺，城乡发展不协调，以及传统思想观念束缚，限制了宅基地流转的推进[3]。
宅基地流转意愿受多种因素影响，包括农户个体特征、家庭经济状况、社会保障水平及政策认知等。研究表明，农户的文化程度、家庭年收入与宅基地流转意愿呈显著正相关，而家庭总人口数、务农人口占比及闲置宅基地年数与流转意愿呈显著负相关[4] [5]。此外，抚养负担对宅基地流转意愿存在显著抑制作用，非农就业则具有显著的中介作用[6]。这些研究表明，宅基地流转不仅受经济因素影响，还受到社会结构和文化观念的深刻影响。
针对宅基地流转的困境，学者们提出了多种实现路径。一是完善立法，加强宅基地财产功能的法律保护，确保农民在宅基地流转中的合法权益[7] [8]。二是建立多元利用机制，拓宽农民宅基地财产性收入的渠道，如通过租赁、投资入股等方式实现宅基地使用权流转[9] [10]。三是强化保障机制，促进城乡协调发展，提高农民抵御宅基地退出和流转风险的能力[3]。四是深化宅基地制度改革，推动宅基地使用权向集体经营性建设用地使用权转化，实现宅基地的适度放活和高效利用[11] [12]。
一些地区已经探索出具有地方特色的宅基地流转模式。如“义乌模式”和“象山模式”，通过放活农村宅基地使用权，有效破解了城市用地成本高企与农村土地资源大量闲置的双重困境[13] [14]。这些模式不仅激活了宅基地的市场价值，还加快了强村富民的步伐，为宅基地流转提供了有益的经验借鉴。研究选取广东省化州市作为样本区域，运用定量和定性相结合的研究方法，分析与讨论化州市农村宅基地使用权流转的显著性影响因素，最终为促进农村宅基地使用权流转提出了对策与建议。
2. 研究区概况
2.1. 地理位置
化州市位于广东省茂名市西南部，鉴江中下游，地形南北长，东西窄。地势由西北向东南倾斜，北高南低。地貌类型以丘陵地为主，占全市总面积的75.5%。陵、罗、鉴三江及其支流汇归鉴江河系，自北向南纵贯全境，全长349.8公里，流域面积占全市总面积的85.6%。
2.2. 化州市宅基地利用现状
化州市宅基地利用现状可归纳为以下四种情况：第一，存在“一户多宅”现象。调研数据显示，超过90%的农户拥有不止一处宅基地，此现象部分归因于历史因素，部分则与当前宅基地管理的不完善有关。根据《土地管理法》，每户农民原则上应仅拥有一处宅基地，但农户普遍认为宅基地为家族传承，村集体无权干预，这增加了村委的管理难度。
第二，宅基地大量闲置。鉴于化州市农村家庭结构多为祖孙三代同住，且家庭人口通常不超过10人，加之农户建造的房屋多为3至4层半，足以满足居住需求。在“一户多宅”背景下，多余的宅基地往往处于未使用状态。此外，仅约20%的农民从事农业生产，多为留村老年人，其余人员要么外出务工，要么从事非农活动。据统计，每户至少半数成员每年在农村居住时间不足2个月，进一步加剧了已建房屋宅基地的二次闲置。
第三，存在建新不拆旧的现象。随着基础设施改善和居住偏好变化，化州市农村内部出现迁移趋势，如W村农户因南向修路而转向南向建房。同时，老一辈房屋因年久需重建时，农户倾向于在另一处宅基地上新建，而非在原地拆旧建新，因为拆旧成本高且耗时，缺乏相关政策激励，导致旧房占用宅基地而未被有效利用。
第四，农户在宅基地利用上缺乏规整和规划意识。农户往往依据宅基地原有形状建房，不考虑整体布局，如相邻宅基地形状不一，若各自按形建房，将影响通行便利，造成通道宽窄不一，既影响美观也不符合美丽乡村建设标准。这反映了农户对宅基地的珍视与矛盾态度：一方面闲置宅基地，另一方面又极力保留。这种“有限理性”行为决策源于农户拥有多处宅基地却缺乏合法流转途径，加之农民对土地的深厚情感，使得宅基地在日常使用有余时无法转化为可流动资产。
2.3. 核心概念
“两栖”农户指在农村拥有宅基地，同时在城镇买了购买商品房，在农村和城镇之间都拥有土地使用权房屋的农民群体。
3. 问卷调查数据统计
按照社会调查方法的要求，调查问卷的设计应尽量具备完整性、穷尽性和明确性，本文调查问卷在保证要求的前提下，分为五部分：第一部分，农村宅基地基本情况；第二部分，城镇房屋基本情况，是区分“两栖”与非“两栖”农户的部分；第三部分，市民化能力调查；第四部分，宅基地流转意愿调查；第五部分，被调查者基本情况。本文共收集到有效问卷93份。
调查问卷中，除城镇是否有房、城镇房屋用途和被调查者的性别外，其他问题均采用里克特量五级量表，将每道题的选项分为5个有序分类选项，故可以对调查问卷进行信度检验。采用SPSS软件对调查问卷的相关变量采用Alpha模型进行信度检验(表1)，得到Cronbach’s Alpha值 = 0.801，一般认为alpha系数大于等于0.7则说明该调查问卷具有相当高的信度，因此本文的调查问卷总体信度达到标准。
Table 1. Reliability statistics
表1. 可靠性统计
3.1. 宅基地情况
调查结果显示(表2)，宅基地数量方面，大多数农户(65.6%)拥有2处，其余分散在1处(5.7%)、3处(11.5%)、4处(13.5%)及以上(3.6%)。居住时长上，过半数农户(56.7%)每年在农村居住不足三月，18.8%居住3~6个月，24.5%居住半年以上。宅基地年收益方面，68.2%无收益，27.1%收益在1%-50%，仅4.7%收益超过50%。满意度调查中，42.7%农户觉得一般，29.2%不太满意，3.1%非常不满意，25.0%比较满意，无人表示非常满意。
Table 2. Survey respondents’ homestead situation
表2. 被调查者宅基地情况
指标 |
选项 |
频率(%) |
指标 |
选项 |
频率(%) |
宅基地数量 |
4处以上 |
3.6 |
宅基地占
家庭年收益 |
50%以上 |
4.7 |
4处 |
13.5 |
30%~50% |
4.7 |
3处 |
11.5 |
11%~30% |
3.6 |
2处 |
65.6 |
10%及以下 |
18.8 |
1处 |
5.7 |
没有收益 |
68.2 |
每年居住时长 |
1个月以下 |
10.9 |
农村房屋满意度 |
非常不满意 |
3.1 |
1~3个月 |
45.8 |
不满意 |
29.2 |
3~6个月 |
18.8 |
一般 |
42.7 |
6~9个月 |
7.8 |
比较满意 |
25.0 |
9个月以上 |
16.7 |
非常满意 |
0.0 |
3.2. 生活保障因素情况
生活保障方面包括收入稳定性、非农谋生技能、社保项目办理情况及“两栖”农户的城镇房屋状况，前三者构成市民化能力指标。如表3所示，被调查者中，58.8%农户收入稳定，33.9%一般，7.3%不稳定；54.2%农户非农技能强，35.9%一般，9.9%弱；社保项目方面，38.0%办理了五险，42.7%仅办理了医疗+养老，14.1%仅办理了医疗，4.2%办理了医疗+养老+失业，另有1.0%未办理任何社保。
Table 3. Citizenship capability status
表3. 市民化能力情况
指标 |
选项 |
频率(%) |
收入稳定性 |
非常稳定 |
3.6 |
稳定 |
55.2 |
一般 |
33.9 |
不稳定 |
7.3 |
非常不稳定 |
0.0 |
非农谋生技能 |
很强 |
13.0 |
较强 |
41.1 |
一般 |
35.9 |
|
较弱 |
9.9 |
很弱 |
0.0 |
办理的社保项目 |
五险 |
38.0 |
医疗 + 养老 + 失业 |
4.2 |
医疗 + 养老 |
42.7 |
医疗 |
14.1 |
没有 |
1.0 |
3.3. 城镇房屋使用情况
“两栖”农户城镇房屋情况如表4，主要用途为自住(83.8%)，少数用于出租(5.4%)或投资(10.8%)。在满意度方面，超过半数对房屋位置(54.8%)、交通(61.3%)、生活便利程度(63.4%)及环境(64.5%)表示满意，分别有32.3%、26.8%、30.1%和28.0%的受访者评价为一般，而表示不满意的比例依次为13.0%、11.9%、6.5%和7.5%。
Table 4. Basic information of urban housing
表4. 城镇房屋基本情况
指标 |
选项 |
频率(%) |
指标 |
选项 |
频率(%) |
城镇住房位置 |
非常满意 |
8.6 |
城镇住房生活便利程度 |
非常满意 |
0.0 |
满意 |
46.2 |
满意 |
63.4 |
一般 |
32.2 |
一般 |
30.1 |
不满意 |
13.0 |
不满意 |
6.5 |
非常不满意 |
0.0 |
非常不满意 |
0.0 |
城镇住房交通 |
非常满意 |
1.0 |
城镇住房环境 |
非常满意 |
14.0 |
比较满意 |
60.3 |
比较满意 |
50.5 |
一般 |
26.8 |
一般 |
28.0 |
不满意 |
11.9 |
不满意 |
7.5 |
非常不满意 |
0.0 |
非常不满意 |
0.0 |
3.4. 认知程度和流转意愿
被调查者对农村宅基地流转政策了解程度普遍不高，其中了解者仅占20.3%，多数为一般了解(43.8%)或不了解(36.0%)，非常不了解者占4.2%。在流转意愿上，68.8%的被调查者愿意流转宅基地，但无人愿在无任何补偿下流转。具体流转方式中，转让、出租、抵押、入股联营和房屋联建的意愿率分别为59.4%、89.1%、67.2%、76.0%和59.4%。详细数据参见表5。
Table 5. Willingness of respondents to transfer their homestead land
表5. 被调查者宅基地流转方式意愿情况
流转方式 |
指标 |
频率(%) |
转让 |
怎样都愿意 |
0.0 |
|
有钱赚 |
4.2 |
急用钱 |
40.6 |
走投无路 |
14.6 |
怎样都不愿意 |
40.6 |
出租 |
怎样都愿意 |
0.0 |
有钱赚 |
49.5 |
急用钱 |
39.1 |
走投无路 |
0.5 |
怎样都不愿意 |
10.9 |
抵押 |
怎样都愿意 |
0.0 |
有钱赚 |
10.9 |
急用钱 |
18.8 |
走投无路 |
37.5 |
怎样都不愿意 |
32.8 |
入股联营 |
怎样都愿意 |
0.0 |
有钱赚 |
55.2 |
急用钱 |
14.6 |
走投无路 |
6.3 |
怎样都不愿意 |
24.0 |
房屋联建 |
怎样都愿意 |
0.0 |
有钱赚 |
36.5 |
急用钱 |
16.7 |
走投无路 |
6.3 |
怎样都不愿意 |
40.6 |
4. 农村宅基地使用权流转影响因素实证分析
4.1. 变量的选择与定义
1) 变量的选择
参考过往研究者的成果[15] [16]，将化州市宅基地流转的影响因素分为五部分：第一部分，农村宅基地基本情况，包括宅基地数量、农村房屋居住时长、宅基地收益、农村房屋居住条件；第二部分，城镇房屋基本情况，包括城镇房屋用途、城镇房屋位置、城镇房屋交通、城镇房屋生活便利程度、城镇房屋环境；第三部分，市民化能力调查，包括收入稳定性、非农谋生技能、办理社保项目；第四部分，宅基地流转政策了解与意愿调查，包括宅基地流转政策了解程度和宅基地流转意愿；第五部分，被调查者基本情况，包括性别、年龄、文化程度。
2) 变量的定义
本文定义的因变量为宅基地使用权流转意愿，属于“愿意”及“不愿意”二分变量；自变量为宅基地数量、每年居住时长、宅基地收益、农村房屋居住条件、收入稳定性、非农谋生技能、办理社保项目、农户对政策的了解程度、性别、年龄、文化程度、城镇房屋用途、城镇房屋位置、城镇房屋交通、城镇房屋生活便利程度、城镇房屋环境(表6)。
Table 6. Variable definition
表6. 变量定义
定义 |
变量 |
赋值 |
y |
流转意愿 |
愿意 = 1，不愿意 = 2 |
X1 |
宅基地数量 |
4处以上 = 1，4处 = 2，3处 = 3，2处 = 4，1处 = 5 |
X2 |
每年居住时长 |
1个月以下 = 1，1~3月 = 2，3~6月 = 3，6~9月 = 4，
9个月以上 = 5 |
X3 |
宅基地占家庭年收益 |
50%以上 = 1，30%~50% = 2，11%~30% = 3，10%及以下 = 4，
没有收益 = 5 |
X4 |
农村房屋居住条件 |
非常不满意 = 1，不满意 = 2，一般 = 3，比较满意 = 4，
非常满意 = 5 |
X5 |
收入稳定性 |
非常稳定 = 1，稳定 = 2，一般 = 3，不稳定 = 4，非常不稳定 = 5 |
X6 |
非农谋生技能 |
很强 = 1，较强 = 2，一般 = 3，较弱 = 4，很弱 = 5 |
X7 |
办理社保项目 |
五险 = 1，医疗+养老+失业 = 2，医疗 + 养老 = 3，医疗 = 4，
没有 = 5 |
X8 |
农户对政策的了解程度 |
非常了解 = 1，了解 = 2，一般 = 3，不了解 = 4，非常不了解 = 5 |
X9 |
性别 |
男 = 1，女 = 2 |
X10 |
年龄 |
30岁以下 = 1，30~40岁 = 2，40~50岁 = 3，50~60岁 = 4，60岁及以上 = 5 |
X11 |
文化程度 |
本科及以上 = 1，专科 = 2，高中 = 3，初中 = 4，小学及以下 = 5 |
X12 |
城镇房屋用途 |
自己居住 = 1，出租 = 2，投资 = 3 |
X13 |
城镇房屋位置 |
非常满意 = 1，满意 = 2，一般 = 3，不满意 = 4，非常不满意 = 5 |
X14 |
城镇房屋交通 |
非常满意 = 1，满意 = 2，一般 = 3，不满意 = 4，非常不满意 = 5 |
X15 |
城镇房屋生活便利程度 |
非常满意 = 1，满意 = 2，一般 = 3，不满意 = 4，非常不满意 = 5 |
X16 |
城镇房屋环境 |
非常满意 = 1，满意 = 2，一般 = 3，不满意 = 4，非常不满意 = 5 |
4.2. 自变量与因变量的相关性检验
采用SPSS 23.0软件对各个自变量与因变量之间的相关性进行了检验。鉴于本文问卷数据均为分类变量，故选用斯皮尔曼模型进行相关性分析，结果如表7所示。根据相关系数的判定标准，绝对值小于0.1表示不相关，0.1至0.3为弱相关，0.3至0.6为中相关，大于0.6则为强相关。
根据表7所示，自变量X1、X2、X3、X4、X5、X6、X7、X8、X11、X13、X14、X15、X16与因变量之间的相关性同样显著，其相关系数绝对值均大于0.3，表明这些自变量与因变量之间存在一定的关联性，值得进一步深入研究。相反，自变量X9、X10、X12与因变量之间的相关性不显著，因此将在后续分析中予以剔除。
Table 7. Correlation coefficient
表7. 相关性系数
x |
y |
x |
y |
X1 |
0.464** |
X9 |
0.065 |
X2 |
0.791** |
X10 |
0.126 |
X3 |
−0.849** |
X11 |
0.383** |
X4 |
0.680** |
X12 |
−0.039 |
X5 |
0.763** |
X13 |
0.455** |
X6 |
0.658** |
X14 |
0.529** |
X7 |
0.628** |
X15 |
0.568** |
X8 |
0.596** |
X16 |
0.548** |
注：**. 在0.01级别(双尾)，相关性显著。*. 在0.05级别(双尾)，相关性显著。
4.3. 农村宅基地使用权流转的影响因素实证分析
4.3.1. 模型选择
为进一步探究自变量对因变量的作用效果及影响程度，将进行回归分析。鉴于本文的因变量为二分变量，且自变量均为分类变量，因此采用二元Logistic回归分析模型是合适的。
4.3.2. 二分变量Logistic 回归结果
在进行“两栖”农户的回归分析时，剔除了不显著相关的X9，X10，X12，在此基础上，先进行霍斯默-莱梅肖检验，验证模型的选择是否合适，结果如下表8。
Table 8. “Amphibious” farmer Hosmer Lemeshau inspection
表8. “两栖”农户霍斯默–莱梅肖检验
步骤 |
卡方 |
自由度 |
显著性 |
1 |
0.184 |
2 |
0.912 |
一般认为霍斯默–莱梅肖检验显著性p > 0.05，则说明模型与观测值能较好拟合，研究中的p = 0.912 > 0.05，说明模型选择合适。
验证模型选择的合理性之后，进行二元Logistic回归分析，得到结果如下表9。以下是对“两栖”农户宅基地流转意愿影响因素的总结。
在5%的置信水平下，宅基地数量(X1)、宅基地收益(X3)、收入稳定性(X5)和文化程度(X11)的显著性均大于0.05，表明这些因素对“两栖”农户宅基地流转意愿的影响不显著。
相反，以下因素在5%的置信水平下显著性小于0.05，对“两栖”农户宅基地流转意愿有显著正向影响：
每年居住时长(X2)：B值为2.637，Exp(B)为8.242，表明每年居住时间越短，农户越愿意流转宅基地。
农村房屋条件(X4)：B值为2.483，Exp(B)为12.552，显示农村房屋条件对流转意愿的影响程度较高。
非农谋生技能(X6)：B值为1.558，Exp(B)为4.750，表明非农谋生技能对流转意愿的影响程度一般。
办理社保项目(X7)：B值为2.084，Exp(B)为8.035，显示办理社保项目对流转意愿的影响程度一般。
政策了解程度(X8)：B值为1.905，Exp(B)为6.717，表明政策了解程度对流转意愿的影响程度一般。
城镇房屋位置(X13)：B值为1.739，Exp(B)为5.690，显示城镇房屋位置对流转意愿的影响程度一般。
城镇房屋交通(X14)：B值为1.931，Exp(B)为6.899，表明城镇房屋交通对流转意愿的影响程度一般。
城镇房屋生活便利(X15)：B值为3.612，Exp(B)为37.049，显示城镇房屋生活便利对流转意愿的影响程度高。
城镇房屋环境(X16)：B值为3.557，Exp(B)为35.045，表明城镇房屋环境对流转意愿的影响程度高。
综上，每年居住时长、农村房屋条件、城镇房屋生活便利和城镇房屋环境等因素对“两栖”农户宅基地流转意愿有显著且较高的正向影响，而其他因素如非农谋生技能、办理社保项目、政策了解程度、城镇房屋位置和城镇房屋交通等则对流转意愿有显著但一般程度的正向影响。
Table 9. Binary logistic regression results of “amphibious” farmers
表9. “两栖”农户二元Logistic回归结果
|
X1 |
X2 |
X3 |
X4 |
X5 |
X6 |
X7 |
X8 |
X11 |
X13 |
X14 |
X15 |
X16 |
显著性 |
0.063 |
0.000 |
0.996 |
0.001 |
0.996 |
0.000 |
0.000 |
0.002 |
0.054 |
0.000 |
0.000 |
0.000 |
0.000 |
B |
|
2.637 |
|
2.483 |
|
1.558 |
2.084 |
1.905 |
|
1.739 |
1.931 |
3.612 |
3.557 |
Exp(B) |
|
8.242 |
|
12.552 |
|
4.750 |
8.035 |
6.717 |
|
5.690 |
6.899 |
37.049 |
35.045 |
4.3.3. 回归结果分析
根据二元Logistic回归分析结果，对于“两栖”农户而言，其宅基地流转意愿受到多个正向影响因素的共同作用，这些因素包括农村房屋每年居住时长、农村房屋居住条件、非农谋生技能、社保项目办理情况、政策了解程度以及城镇房屋相关情况。
具体而言，农村房屋每年居住时长和农村房屋居住条件对“两栖”农户的流转意愿具有显著影响，反映出“两栖”农户的生活方式特点，即他们可能经常在城镇和农村之间往返。当农村房屋每年居住时间较长且居住条件满意时，“两栖”农户更倾向于保留宅基地，因为此时农村宅基地对他们来说仍具有利用价值和财产价值。
同时，非农谋生技能对“两栖”农户在城镇生活的能力具有重要影响。拥有更强的非农技能意味着农户更容易摆脱农业生产，更能适应城镇生活。此外，社保项目的办理情况也是影响农户流转意愿的关键因素之一。社保项目越齐全，农户对流转宅基地后的生活保障越有信心，从而更愿意流转宅基地。
政策了解程度同样对“两栖”农户的流转意愿产生影响。通常，“两栖”农户受教育程度较高，看待问题较为理性。他们对宅基地流转政策的了解程度越高，就越能在不损害自身利益的前提下，从更高层面理解并支持宅基地流转政策。
此外，城镇房屋情况也是影响“两栖”农户流转意愿的重要因素。这包括城镇房屋的位置、交通、生活便利程度和居住环境。在城镇拥有房产的农户往往更倾向于居住在城镇。当城镇房屋位置优越、交通便利、生活方便且居住环境良好时，农户更倾向于留在城镇生活，从而导致农村宅基地空闲出来，降低其利用价值。此时，农户更倾向于流转农村宅基地使用权以获得经济利益，提高宅基地的财产价值，进而提升在城镇的生活水平。
5. 结论与讨论
本文旨在研究化州市“两栖”农户流转自家农村宅基地的影响因素。首先，通过收集与整理实际情况的资料，进行了描述性分析。随后，运用二元Logistic回归分析，识别出影响“两栖”农户流转意愿的显著因素。这些因素包括农村房屋每年居住时长、农村房屋居住条件、非农谋生技能、社保项目办理情况、政策了解程度以及城镇房屋情况。最后，基于上述分析结果，提出了促进宅基地流转的相关建议。
1) 随着社会发展与城镇化推进，宅基地作为农户基础生活保障的功能逐渐减弱，农户倾向于将固定宅基地转化为流动性财产。调查显示，68.8%的被调查者愿意流转农村宅基地，这一比例反映出宅基地流转既是顺应时代发展的需求，也符合农户追求更高生活质量与财产增值的自身发展需求。因此，明确支持宅基地流转的政策研究与制度制定显得尤为重要，旨在为农户提供更加清晰、有保障的流转路径。
2) 宅基地流转应平衡个人、集体与国家利益。在无补偿和奖励的情况下，无农户愿意主动流转宅基地，这凸显了利益平衡在宅基地流转中的重要性。宅基地流转不仅涉及农户使用权的转移，还需确保农户个人权益得到充分保障；同时，作为宅基地所有者的集体，其权益也应在流转过程中得到维护。此外，为满足社会发展需求，国家征收宅基地的情况时有发生，此时流转更需兼顾集体所有向国家所有的转变。因此，宅基地流转制度改革需遵循个人利益、集体利益与国家利益兼顾的原则，并特别重视个人利益的保护，以促进农户合法权益、推动农村集体经济发展，同时维护社会和谐稳定与国家长治久安。
3) 宅基地流转政策应具有针对性与灵活性。针对“两栖”农户的不同需求，政策应鼓励宅基地流转并提供相应补偿与保障措施。通过提供非农谋生技能培训，提高农户适应城镇生活的能力；同时，为其提供更加优惠且全面的社保项目，以解除其后顾之忧。在鼓励流转的同时，政府还需提供实质性帮助，如改善农户在城镇的房屋条件，提升其生活质量与水平，从而增强农户流转宅基地的意愿。
4) 加强政策宣传力度，提高农户认知程度与参与度。鉴于当前农户文化水平相对较低，对政府出台的法律法规了解不足，相关部门应加大宣传力度，特别是针对农村宅基地政策法规进行全面、深入的宣传与讲解。在改革试行期间，更需通过多渠道、多形式进行宣传，提高农户对政策的认知程度与参与度。这不仅有助于政策的顺利推行与实施，还有利于保护耕地资源、促进农村宅基地使用权的合理流转，提高宅基地资源的利用效率与经济效益，同时推动农村社会的全面发展与进步。
6. 结语
化州市“两栖”农户流转宅基地意愿受农房条件、谋生技能及城镇住房状况影响。为了有效提升农户流转宅基地的意愿，促进宅基地资源的有效盘活与合理利用，关键在于制定针对性和灵活性兼备的政策，并加大宣传力度，这不仅能够激发农户流转宅基地的内在动力，促进宅基地资源的高效配置与利用，还能为乡村振兴战略的实施注入新的活力，推动农村经济社会的全面发展。