孫艷梅，劉新平※，周義才

(1.新疆農(nóng)業(yè)大學(xué)，烏魯木齊 830052； 2.新疆特克斯縣國稅局，伊犁哈薩克 835500)

少數(shù)民族聚居區(qū)農(nóng)戶宅基地退出意愿影響因素分析*
——以新疆特克斯縣為例

孫艷梅1，劉新平1※，周義才2

(1.新疆農(nóng)業(yè)大學(xué)，烏魯木齊 830052； 2.新疆特克斯縣國稅局，伊犁哈薩克 835500)

為了研究宅基地退出影響因素在多民族文化農(nóng)村區(qū)域的特殊性，對新疆特克斯縣農(nóng)戶進行問卷調(diào)查，選取特克斯縣3鄉(xiāng)1鎮(zhèn)作為樣本區(qū)，將調(diào)查農(nóng)戶分為漢族與少數(shù)民族2個類型，提出4個假設(shè)，采取Logistic回歸分析研究影響不同類型農(nóng)戶宅基地退出因素的顯著性，驗證提出的假設(shè)。結(jié)果表明：(1)不同民族文化對宅基地退出影響差異明顯； (2)農(nóng)戶戶主的家庭決策權(quán)存在慣性認(rèn)識偏差； (3)農(nóng)戶家庭與宅基地稟賦對宅基地退出影響顯著； (4)農(nóng)戶宅基地退出政策認(rèn)知亟需提升。研究結(jié)論：(1)重視民族文化對宅基地退出影響； (2)要促進宅基地退出農(nóng)戶就業(yè)和社會保障； (3)要強化宅基地退出政策宣傳與創(chuàng)新。

宅基地 不同類型 民族 退出意愿 影響因素

0 引言

農(nóng)村宅基地退出問題是我國目前農(nóng)村土地研究的熱點和難點之一，宅基地退出的主要手段是通過城鄉(xiāng)建設(shè)用地增減掛鉤，將閑置宅基地的使用權(quán)以市場化、貨幣化的方式退出，但所有權(quán)不變，實現(xiàn)退出的宅基地指標(biāo)換成城鎮(zhèn)的建設(shè)用地指標(biāo)[1-4]。為了加快農(nóng)村宅基地退出進程，國家已出臺相關(guān)規(guī)定，授權(quán)33個縣(市、區(qū))開展農(nóng)村宅基地退出的相關(guān)工作，暫時調(diào)整實施土地管理法、城市房地產(chǎn)管理法關(guān)于農(nóng)村土地征收、集體經(jīng)營性建設(shè)用地入市、宅基地管理制度的有關(guān)規(guī)定[5-6]。

新疆特克斯縣雖未能被授權(quán)成為國家首批試點縣，但是隨著國家“一帶一路”戰(zhàn)略構(gòu)思的推進，城鎮(zhèn)化進程得到快速發(fā)展。更為甚者，特克斯縣由哈、漢、回、維、柯、蒙等33個民族組成，其中以慣于游牧方式生活的哈薩克族為主，獨特的多民族文化在農(nóng)村宅基地退出研究過程中有其特殊性。對此，文章選取特克斯縣作為樣本區(qū)域，基于問卷調(diào)查，對多民族聚居區(qū)域不同民族農(nóng)戶宅基地退出意愿進行描述統(tǒng)計，采用Logistic回歸模型，分析影響不同民族間農(nóng)戶宅基地退出意愿的影響因素，以期為進一步完善農(nóng)村宅基地退出政策提供可能的指導(dǎo)和參考。

1 研究設(shè)計

1.1 研究假設(shè)與模型選擇

1.1.1 研究假設(shè)

一般而言，農(nóng)戶的宅基地退出屬于家庭決策，包括農(nóng)戶個人、家庭特征與宅基地相關(guān)政策認(rèn)知等[7-8]。除此之外，由于調(diào)查研究區(qū)域的多民族性，引入民族因素對農(nóng)戶宅基地退出影響進行分析。最終擬從宅基地產(chǎn)權(quán)認(rèn)知狀況、農(nóng)戶自身家庭以及農(nóng)戶房屋特征等方面提出相關(guān)研究假設(shè)。

假設(shè)一：不同民族的農(nóng)戶宅基地退出意愿影響因素有所不同。通常認(rèn)為，文化背景不同的農(nóng)戶在宅基地退出意愿影響方面也會存在差異[9]。調(diào)查區(qū)屬于多民族聚居區(qū)，其特殊的民族多樣性，特別是愛好游牧的生活習(xí)性對農(nóng)戶宅基地退出的影響是否存在不同還需要進行論證研究。

假設(shè)二：戶主個體特征對其宅基地退出意愿具有顯著影響。彭長生在研究過程中發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶所在區(qū)位、年齡和參保情況對農(nóng)戶宅基地退出意愿有一定的影響，不同農(nóng)戶的個人特征不同，對于宅基地退出意愿也會產(chǎn)生不同影響[10]。對此，該文著重分析論證戶主以及家庭成員的特征對宅基地退出意愿的影響。

假設(shè)三：農(nóng)戶家庭與宅基地特征對其宅基地退出意愿具有顯著影響。陳美球研究得出常年居住在家人口數(shù)量、人均年收入、人均宅基地面積對農(nóng)戶集約利用農(nóng)村居民點用地的意愿有著顯著的影響[11]。由于農(nóng)戶宅基地退出屬于家庭決策，家庭人口、結(jié)構(gòu)以及宅基地資源稟賦會對其決策行為產(chǎn)生一定的影響，該文也將深入分析論證這一假設(shè)。

假設(shè)四：農(nóng)戶宅基地相關(guān)政策的認(rèn)知對其宅基地退出意愿具有顯著影響。肖屹調(diào)查分析發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民關(guān)于土地產(chǎn)權(quán)的認(rèn)知差異是影響其征地意愿的重要因素[12]。該文將以此為依據(jù)，對研究區(qū)農(nóng)戶的政策認(rèn)知進行調(diào)查，論證政策認(rèn)知對宅基地退出意愿的影響程度。

1.1.2 模型選擇

Logistic回歸模型作為一種非線性的概率模型，自變量可以是連續(xù)變量，也可以是離散變量或者虛擬變量，并且不需要假設(shè)它們是聯(lián)合正態(tài)分布。該文使用Logistic回歸方程模型，對影響農(nóng)戶宅基地退出意愿的因素進行分析。Logistic回歸模型基本形式如下：

logit(p)=α+β1x1+…+βnxn+ε

上式中，P為農(nóng)戶愿意退出宅基地的概率，x為自變量，即影響因素，n為自變量的序號，β為自變量的回歸系數(shù)，α為常數(shù)項，ε為隨機誤差項。

1.2 數(shù)據(jù)來源

選取呼吉爾特蒙古鎮(zhèn)、闊克鐵熱克柯爾克孜族鄉(xiāng)、喀拉達拉鄉(xiāng)、喀拉托海鄉(xiāng)3鄉(xiāng)1鎮(zhèn)作為樣本區(qū)，數(shù)據(jù)來源于實地調(diào)查，通過到農(nóng)戶家或農(nóng)民聚集場所進行面對面問卷調(diào)查。此次調(diào)查共發(fā)放問卷179份，收回問卷163份，經(jīng)過篩選和剔除不合格問卷9份，有效問卷154份，占問卷總數(shù)的94.48%。問卷調(diào)查的結(jié)果不僅為農(nóng)民宅基地退出意愿的測算提供數(shù)據(jù)來源，也為退出補償?shù)恼呓ㄗh提供依據(jù)。

1.3 變量選取

1.3.1 因變量

截止2014年末，特克斯縣全境共有少數(shù)民族人口13.957 5萬人，占總?cè)丝诘?9.62%，由于調(diào)查區(qū)域?qū)儆谏贁?shù)民族聚居區(qū)，研究通過劃分漢族農(nóng)戶家庭和少數(shù)民族農(nóng)戶家庭兩大類型，調(diào)查不同民族農(nóng)戶的宅基地退出意愿，將愿意與不愿意納入因變量進行l(wèi)ogistic回歸分析，研究民族聚居區(qū)不同類型農(nóng)戶的退出意愿影響因素，其結(jié)果具有較強的地區(qū)代表性和參考性。根據(jù)調(diào)查統(tǒng)計，漢族農(nóng)戶數(shù)量占全部調(diào)查數(shù)量的61%，少數(shù)民族農(nóng)戶占全部調(diào)查數(shù)量的39%，該文將漢族農(nóng)戶與少數(shù)民族農(nóng)戶分別進行回歸分析，兩種類型農(nóng)戶所占比例將不會影響數(shù)據(jù)分析結(jié)果，分別對94份漢族農(nóng)戶問卷和60份少數(shù)民族農(nóng)戶問卷能夠一定程度真實反映特克斯縣宅基地退出意愿影響問題。農(nóng)戶類型劃分與基本統(tǒng)計數(shù)據(jù)如表1所示。

表1 兩種農(nóng)戶類型劃分與調(diào)查統(tǒng)計

1.3.2 自變量

該文將已有的研究成果與實際調(diào)查情況相結(jié)合，從戶主個體特征、家庭特征、宅基地特征、政策認(rèn)知和居住滿意度等綜合因素考慮，選出20個主要對該區(qū)域農(nóng)戶產(chǎn)生影響的自變量進行分析。除年齡、人口數(shù)、勞動力數(shù)、外出打工成員數(shù)、宅基地數(shù)以及宅基地面積以外，其他自變量變量為分類變量，各自變量賦值與調(diào)查統(tǒng)計結(jié)果如表2。

表2 變量賦值與統(tǒng)計

自變量名稱自變量變量含義及賦值漢族少數(shù)民族戶主個體特征性別x1男=1,女=21.291.12年齡x2按實際調(diào)查值錄入46.6646.60文化程度x3小學(xué)及以下=1,初中=2,高中或中專=3,大?；虮究萍耙陨?42.292.03戶主是否為村干部x4是=1,否=00.050.01戶主是否在外打工x5是=1,否=00.220.12家庭特征人口數(shù)x6按實際調(diào)查值錄入5.496.22勞動力數(shù)x7按實際調(diào)查值錄入3.864.13外出打工成員數(shù)x8按實際調(diào)查值錄入1.6040.63家庭總收入x91萬元以下=1,1萬～3萬元=2,3萬～5萬元=3,5萬～7萬元=4,7萬～9萬元=5,9萬元以上=63.713.95定居城鎮(zhèn)x10是=1,否=00.640.18成員是否在外打工x11是=1,否=00.830.28宅基地特征宅基地數(shù)x12按實際調(diào)查值錄入1.061.08宅基地面積x13按實際調(diào)查值錄入675.72884.45宅基地是否閑置x14是=1,否=00.120.22政策認(rèn)知是否了解退出政策x15是=1,否=00.430.17是否擔(dān)心退出后失業(yè)x16是=1,否=00.230.72是否擔(dān)心退出后居住條件下降x17是=1,否=00.450.77居住滿意度距離市區(qū)滿意度x18滿意=3,一般=2,不滿意=12.292.00乘車滿意度x19滿意=3,一般=2,不滿意=12.011.72道路滿意度x20滿意=3,一般=2,不滿意=11.741.45

表3 兩種類型農(nóng)戶退出意愿統(tǒng)計

2 調(diào)查結(jié)果與分析

2.1 調(diào)查統(tǒng)計結(jié)果

統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)，在154份有效問卷中，漢族農(nóng)戶選擇同意退出的數(shù)量為53份，占本類總問卷比重的56.4%； 少數(shù)民族農(nóng)戶選擇同意退出的數(shù)量為43份，占本類總問卷比重的71.7%(表3)，這說明在調(diào)查區(qū)少數(shù)民族農(nóng)戶退出意愿普遍比漢族農(nóng)戶高。

調(diào)查還發(fā)現(xiàn)，在154戶農(nóng)戶戶主中60%以上的被調(diào)查者是初中及以下文化程度，農(nóng)戶受教育程度普遍偏低，比較而言，漢族農(nóng)戶的受教育程度要好于少數(shù)民族農(nóng)戶； 漢族農(nóng)戶戶主和少數(shù)民族農(nóng)戶戶主平均年齡均在46.6歲左右，說明目前留在農(nóng)村的農(nóng)戶戶主年紀(jì)普遍較大。家庭特征調(diào)查發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村家庭總?cè)丝跀?shù)普遍較多，其中漢族農(nóng)戶平均人口數(shù)為5.49人，少數(shù)民族農(nóng)戶平均人口數(shù)為6.22人，每戶家庭可提供的勞動力較充足； 漢族家庭外出打工人數(shù)要比少數(shù)民族外出打工人多，漢族平均每戶有1.604人選擇外出打工，而少數(shù)民族平均每戶只有0.63人選擇外出打工(表2)。

訪談中發(fā)現(xiàn)，少數(shù)民族農(nóng)戶的宅基地特征平均數(shù)值統(tǒng)計均要高于漢族農(nóng)戶，主要原因是大部分漢族農(nóng)戶到調(diào)查區(qū)定居的時間并不長，在土地財富的積累上會相對偏小。對于相關(guān)政策的認(rèn)知方面，漢族農(nóng)戶對政策的了解程度好于少數(shù)民族農(nóng)戶，主要因為缺乏專業(yè)的精通少數(shù)民族語言的政策宣傳員，相當(dāng)數(shù)量少數(shù)民族農(nóng)戶在信息獲取渠道方面受到一定限制，相關(guān)宣傳溝通往往不能通暢，導(dǎo)致少數(shù)民族農(nóng)戶在宅基地退出政策認(rèn)知上有所不足。

2.2 模型分析

一般認(rèn)為，多重共線性會影響到模型的準(zhǔn)確性，所以需要對解釋變量進行檢驗，判斷是否存在多重共線性。該文共選取了20個解釋變量，由于選取的變量較多，有可能存在共線性，需要對20個解釋變量進行共線性的檢驗。通過spss20.0軟件對變量進行共線性檢驗，結(jié)果提取方差膨脹因子(VIF)和置信區(qū)間在95%時的條件指針(CI)來說明變量是否存在多重共線性，檢驗輸出如表4所示。

表4 多重共線性診斷

自變量方差膨脹因子(VIF)條件指針(CI)自變量方差膨脹因子(VIF)條件指針(CI)自變量方差膨脹因子(VIF)條件指針(CI)X11.211.052X84.2571.826X151.4481.898X23.3611.774X91.5982.318X162.3681.040X33.7211.757X102.5311.994X172.2071.230X41.3112.325X113.3912.622X181.5773.084X51.5682.157X121.8651.969X191.8070.961X62.8881.120X131.6431.147X201.9052.518X72.3073.513X142.1811.842

表5 模型系數(shù)的綜合檢驗

表6 Hosmer和Lemeshow檢驗

一般認(rèn)為，如果VIF≥10，存在共線性，VIF>25，一定存在共線性，表5中VIF最大值為4.257，小于10； 如果10100，存在嚴(yán)重共線，表5中CI最大值為3.513，小于10。因此認(rèn)為該文選取的20個變量通過多重共線性檢驗，無需再剔除。

為了確定選取的變量能否建立合適的模型并進行相關(guān)的分析，對模型顯著性和適配性進行檢驗，檢驗結(jié)果如表5、表6所示。

通過表5模型系數(shù)綜合檢驗結(jié)果可知，漢族和少數(shù)民族農(nóng)戶綜合檢驗的顯著值均小于0.05，說明模型越來越顯著。表6中Hosmer和Lemeshow檢驗結(jié)果均未達到顯著水平，顯著值均大于0.05，說明該模型適配度較好，選取的自變量可以有效地預(yù)測因變量。

以上檢驗結(jié)果表明選取的模型能較好地預(yù)測結(jié)果，最后對調(diào)查的154戶農(nóng)戶數(shù)據(jù)進行Logistic回歸分析。該文采用逐步向后Wald法對自變量進行選擇，直到最后進入模型變量全部顯著為止，回歸結(jié)果如表7所示。

表7 兩種農(nóng)戶類型回歸結(jié)果

類型劃分自變量系數(shù)Wals顯著性類型劃分自變量系數(shù)Wals顯著性漢族農(nóng)戶X40.886.50.011少數(shù)民族農(nóng)戶X70.9993.4740.062X6-1.2648.8930.003X81.6472.9950.084X81.1366.4210.011X13-1.1362.9470.086X13-0.7263.4420.064X151.1463.8230.051X17-0.5354.7030.03X16-1.4917.7570.005X18-1.8765.2670.022

2.2.1 漢族農(nóng)戶宅基地退出意愿影響因素分析

分析發(fā)現(xiàn)，能夠顯著影響漢族農(nóng)戶宅基地退出的因素有5個方面，分別是戶主是否為村干部、家庭人口數(shù)、外出打工成員數(shù)、宅基地面積和是否擔(dān)心退出后居住條件下降。其中戶主是否為村干部與外出成員打工數(shù)這兩個因素的回歸系數(shù)分別為0.88和1.136，這表明二者對漢族農(nóng)戶宅基地退出的影響是正向積極的，即戶主擔(dān)任村干部的農(nóng)戶與其他家庭相比具有更為強烈的宅基地退出意愿，外出打工成員數(shù)量越多的農(nóng)戶越愿意進行宅基地退出。其中家庭人口數(shù)、宅基地面積與是否擔(dān)心退出后居住面積下降的回歸系數(shù)為負(fù)，分別是-1.264、-0.726、-0.535，說明這3個因素的數(shù)值越大，則該農(nóng)戶越不愿意接受宅基地退出。

調(diào)查中發(fā)現(xiàn)，戶主為村干部的農(nóng)戶對相關(guān)政策解讀更為了解和深刻，在宅基地退出政策上表示更加的認(rèn)同； 家庭外出打工數(shù)越多，所接觸的新的觀念越多，接觸新鮮事物的能力越強，為家庭注入新觀念的機會就越多，對于家庭成員會產(chǎn)生不同程度的影響，會吸引家庭其他成員前往自己所打工的城市，外出打工子女越多，家中老人更愿意隨子女居住。而家庭人口數(shù)越多，宅基地面積越大，所需要的生活資料也多，家庭開支就大，對土地依賴性越強，宅基地占據(jù)家庭財富的份額就越大，對宅基地退出后的工作和生活的前景越擔(dān)憂，在宅基地退出意愿上表現(xiàn)得更為謹(jǐn)慎。

2.2.2 少數(shù)民族農(nóng)戶宅基地退出意愿影響因素分析

通過表3可知，顯著影響少數(shù)民族農(nóng)戶宅基地退出意愿的因素主要為勞動力數(shù)、外出打工成員數(shù)、宅基地面積、是否了解宅基地退出政策、是否擔(dān)心宅基地退出后失業(yè)以及家庭與市區(qū)距離滿意度6個方面。其中勞動力數(shù)、外出打工成員數(shù)、是否了解宅基地退出政策3個變量的回歸系數(shù)均為正，分別是0.999、1.647、1.146，說明家庭勞動力數(shù)、外出打工成員數(shù)越多的少數(shù)民族農(nóng)戶越愿意接受宅基地退出，越了解宅基地退出政策越的少數(shù)民族農(nóng)戶也越能夠接受宅基地退出。宅基地面積、是否擔(dān)心宅基地退出后失業(yè)以及家庭距離市區(qū)滿意度等3個變量的回歸系數(shù)為負(fù)，分別為-1.136、-1491、-1.876，表明宅基地面積越大的少數(shù)民族農(nóng)戶越不愿意退出，越擔(dān)心退出后失業(yè)以及對家庭-市區(qū)距離越滿意的農(nóng)戶同樣越不愿意接受宅基地退出。

調(diào)查發(fā)現(xiàn)，調(diào)查區(qū)少數(shù)民族農(nóng)戶在長期的游牧生活中，均形成了獨特的、豐富多彩的具有民族特色的民居傳統(tǒng)文化，表現(xiàn)為其家庭勞動力數(shù)越多，越傾向于在廣闊草原上進行以家族為單位進行自由放牧，對宅基地的依賴程度就會減弱，更樂意政府部門給予財務(wù)上的補貼，更愿意退出宅基地。在自然經(jīng)濟條件下，游牧民族的居住和生活環(huán)境相對封閉，傳統(tǒng)的民居文化受到外界的影響很小，具有很強的穩(wěn)定性和傳承性，然而隨著城鎮(zhèn)化進程的推進，調(diào)查區(qū)游牧民族的生活方式正在發(fā)生變化，對宅基地退出政策了解程度越深，同時政府大力推行游牧民族定居政策，其游牧的生活方式受到一定影響，部分游牧農(nóng)戶逐漸接受了定居方式，少數(shù)民族農(nóng)戶走出去打工的數(shù)量也越來越多，最終能夠較理性地做出愿意退出的決定； 隨著經(jīng)濟文化的共融，少數(shù)民族農(nóng)戶也逐漸提高了經(jīng)濟意識，其家庭距離市區(qū)越近，屬于城市經(jīng)濟輻射范圍，其宅基地就越值錢，越愿意選擇退出宅基地獲取高額的利潤。調(diào)查區(qū)長期是游牧民族活動地區(qū)，雖然隨著時代的變遷，很多生活習(xí)性都發(fā)現(xiàn)了改變，但是相當(dāng)數(shù)量的農(nóng)戶對于土地的依賴性還依然留存，對退出宅基地后的營生抱有憂慮，影響了其退出的意愿。

3 結(jié)論與對策建議

3.1 結(jié)論

3.1.1 不同民族文化對宅基地退出影響差異明顯

通過以上分析可知，顯著影響漢族農(nóng)戶宅基地退出意愿的因素主要為戶主是否為村干部、家庭人口數(shù)、外出打工成員數(shù)、宅基地面積和是否擔(dān)心退出后居住條件下降等5個方面，而顯著影響少數(shù)民族農(nóng)戶宅基地退出意愿的因素為勞動力數(shù)、外出打工成員數(shù)、宅基地面積、是否了解宅基地退出政策、是否擔(dān)心宅基地退出后失業(yè)以及家庭與市區(qū)距離滿意度等6個方面。對比發(fā)現(xiàn)，自變量外出打工成員數(shù)和宅基地面積同時能夠顯著影響漢族農(nóng)戶與少數(shù)民族農(nóng)戶的宅基地退出意愿，這是二者的共性部分。然而，由于調(diào)查區(qū)具有典型的牧區(qū)文化特征，少數(shù)民族農(nóng)戶在長期的游牧生活中，均形成了獨特的、豐富多彩的具有民族特色的民居傳統(tǒng)文化，相對于漢族農(nóng)戶而言，對宅基地的依賴程度更低。不過，隨著城鎮(zhèn)化進程的推進，政府牧民定居工程的開展，游牧民族的生活方式正在發(fā)生變化，部分游牧農(nóng)戶逐漸接受了定居方式。研究可知，文化背景不同的農(nóng)戶在宅基地退出意愿影響方面也會存在差異，這很好地論證了前文的假設(shè)一，同時說明在政府在宅基地退出政策實施方面不能一概而論，需要按照實際的民族文化，充分考慮各民族的實際需求，制定合理有效的政策。

3.1.2 農(nóng)戶戶主的家庭決策權(quán)存在慣性認(rèn)識偏差

研究發(fā)現(xiàn)，在戶主個人特征的影響程度方面，僅有戶主是否為村干部能夠顯著影響漢族農(nóng)戶宅基地退出意愿，而對少數(shù)民族農(nóng)戶退出意愿的影響不顯著。根據(jù)訪談了解發(fā)現(xiàn)，隨著時代的進步，現(xiàn)代很多農(nóng)戶家庭中戶主并不具有完全的決策權(quán)，在遇到家庭重大決策時，通常會舉家商討決定，這點在漢族和少數(shù)民族之間的區(qū)別這在逐漸縮小。通過研究發(fā)現(xiàn)，無論漢族農(nóng)戶家庭還是少數(shù)民族農(nóng)戶家庭，戶主個體特征對其宅基地退出的影響程度都在逐漸減小，這與傳統(tǒng)的慣性認(rèn)識有所偏差。值得注意的是，漢族農(nóng)戶家庭的戶主是否為村干部能夠顯著影響退出意愿，調(diào)查過程中發(fā)現(xiàn)，這主要是由于村干部在國家政策認(rèn)知和宣傳方面能夠促進宅基地退出，這充分說明了政策認(rèn)知的重要性。因此，該文認(rèn)為在本次調(diào)查中，戶主個體特征對宅基地退出的決定性影響已經(jīng)消失，前文的假設(shè)二不能夠很好成立。

3.1.3 農(nóng)戶家庭與宅基地稟賦對宅基地退出影響顯著

研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶家庭與宅基地特征對漢族農(nóng)戶和少數(shù)民族農(nóng)戶宅基地退出意愿均具有顯著影響，其中顯著影響漢族農(nóng)戶宅基地退出的農(nóng)戶家庭與宅基地特征有家庭人口數(shù)、外出打工成員數(shù)、宅基地面積，顯著影響少數(shù)民族農(nóng)戶宅基地退出意愿的農(nóng)戶家庭與宅基地特征主要為勞動力數(shù)、外出打工成員數(shù)、宅基地面積。其中，家庭勞動力數(shù)、外出打工成員數(shù)越多，兩種類型農(nóng)戶均表示越愿意接受宅基地退出。研究還發(fā)現(xiàn)，無論是漢族農(nóng)戶還是少數(shù)民族農(nóng)戶均表現(xiàn)出宅基地面積越大越不愿意退出傾向。由此說明，前文的假設(shè)三得到較好論證，農(nóng)戶家庭與宅基地特征對宅基地退出意愿具有顯著影響。

3.1.4 農(nóng)戶宅基地退出政策認(rèn)知亟需提升

能夠顯著影響漢族農(nóng)戶宅基地退出的政策認(rèn)知因素主要為是否擔(dān)心退出后居住條件下降，顯著影響少數(shù)民族農(nóng)戶宅基地退出意愿的政策認(rèn)知因素是否了解宅基地退出政策、是否擔(dān)心宅基地退出后失業(yè)。調(diào)查發(fā)現(xiàn)，無論是漢族農(nóng)戶還是少數(shù)民族農(nóng)戶，在政策認(rèn)知方面有待宣傳普及，政策了解越少的農(nóng)戶表現(xiàn)出越不愿意退出的態(tài)度。訪談中了解到部分農(nóng)戶擔(dān)心的政策性問題主要有補償標(biāo)準(zhǔn)方面，部分農(nóng)戶由于常年習(xí)慣院落式生活，不習(xí)慣樓層式生活，部分農(nóng)戶由于習(xí)慣利用宅院進行畜牧養(yǎng)殖，控制家庭的額外開支，增加家庭的收益，擔(dān)憂一旦宅基地退出影響家庭生計。種種問題由于政策了解不夠，導(dǎo)致其退出意愿表現(xiàn)為消極的一面。這也論證了該文的假設(shè)四，即農(nóng)戶宅基地相關(guān)政策的認(rèn)知對其宅基地退出意愿具有顯著影響，宅基地退出政策的宣傳與普及十分必要。

3.2 對策建議

3.2.1 重視民族文化對宅基地退出影響

不同類型農(nóng)戶受多種因素影響，尤其是民族文化的影響，宅基地退出意愿會有所不同。因此要求政府在宅基地退出過程中合理有效應(yīng)對不同類型農(nóng)戶的退出需求，充分考慮少數(shù)民族農(nóng)戶的傳統(tǒng)文化。宅基地退出的核心問題不僅僅是補償標(biāo)準(zhǔn)問題，還包括民族文化的尊重問題。由于漢族農(nóng)戶和少數(shù)民族農(nóng)戶在多方面存在差異，不同農(nóng)戶間資源稟賦不同，民族文化也不盡相同，影響其退出宅基地的因素也不同，建議政府不能采用統(tǒng)一的宅基地政策引導(dǎo)農(nóng)戶退出宅基地，而應(yīng)根據(jù)主體的多樣化需求制定差異化的宅基地退出方案，同時要充分重視民族文化尤其是少數(shù)民族文化，尊重和保護少數(shù)民族文化。宅基地退出只有為每一群體都帶來生產(chǎn)環(huán)境和生活方式的改善，同時帶來福利水平的提高，農(nóng)戶才會大規(guī)模、成片地退出宅基地。

3.2.2 促進宅基地退出農(nóng)戶就業(yè)和社會保障

在宅基地退出過程中，通常伴隨著承包地的退出，失地農(nóng)民的再就業(yè)應(yīng)該妥善安排。因此，在大規(guī)模的宅基地退出之前，各地需要優(yōu)先考慮的是這部分農(nóng)民的非農(nóng)就業(yè)問題，只有這一問題解決了，宅基地退出才能順利推行。調(diào)查區(qū)中少數(shù)民族農(nóng)戶對退出后的生計問題尤為擔(dān)憂，因此，相關(guān)部門應(yīng)該加強少數(shù)民族農(nóng)戶的就業(yè)培訓(xùn)，選擇適合其生活方式的培訓(xùn)，讓他們真正從宅基地退出中獲益，享受到宅基地退出后的優(yōu)惠。另外，隨著集中居住成本以及物價水平的不斷上升，地方政府要充分考慮到這些問題給農(nóng)民養(yǎng)老增加的成本，各地要逐漸建立完善的公共養(yǎng)老體制，以解除農(nóng)民的后顧之憂。

3.2.3 強化宅基地退出政策宣傳與創(chuàng)新

政府應(yīng)該加大宣傳力度，政府應(yīng)該加強政策創(chuàng)新，針對不同類型的農(nóng)戶，制定差別化的激勵政策在宅基地退出過程中。充分利用電視、廣播、報紙等各種媒體，廣泛宣傳宅基地相關(guān)法律法規(guī)以及宅基地退出的具體政策，提高農(nóng)民的法律認(rèn)知水平，強化宅基地的集體產(chǎn)權(quán)意識，淡化農(nóng)民的宅基地私有觀念，提高農(nóng)民的宅基地退出意愿。特別是對少數(shù)民族農(nóng)戶的政策宣傳尤為重要，通過宅基地退出政策宣傳，幫助少數(shù)民族農(nóng)戶理解宅基地退出的意義，保障其在宅基地退出過程中的知情權(quán)和參與權(quán)，最大限度地獲取他們的支持和信任，才能激發(fā)農(nóng)戶主動參與宅基地退出的熱情。

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ANALYSIS ON THE FACTORS INFLUENCING THE EXIT INTENTION OF FARMERS′ HOMESTEAD IN THE MINORITY COMMUNITY*——TAKE THE TURKS IN XINJIANG COUNTY AS AN EXAMPLE

Sun Yanmei1，Liu Xinping1※，Zhou Yicai2

(1.Xinjiang Agricultural University，Urumqi 830052，China； 2.The National Tax Bureau of Turks，Yili kazakhstan 835500,China)

To deepen the understanding of the Xinjiang homestead and promote the development of Xinjiang urbanization, especially in the construction of Xinjiang "Silk Road Economic Zone", this paper studied the impact factors of homestead in the special areas of multi-national culture, based on the questionnaire of thefarmersin Turks of Xinjiang including Han nationality and minority ethnic groups. Four hypotheses were proposed based on the characteristics of ethnic minority areas and the SPSS20.0 and Logistic regression were used in this study. The results showed that (1) the different national cultures had obvious differentimpacts on the homestead exit,(2) the family decision-making power of household households had inertia deviation,(3) the family and the homestead endowment had a significant impact,(4) the farmers′ homestead exit policy awareness neededto be promoted. Finally, it put forward the following policy recommendations: (1) to pay attention to the influence of national culture on the exit of residential land, (2) to promote the rural homestead exit from the employment and social security, (3) to strengthen the homestead exit policy advocacy and innovation..

homestead； different types； nation； exit intention； influencing factors

10.7621/cjarrp.1005-9121.20161206

2015-10-10

孫艷梅(1990—)，女，江蘇連云港人，碩士研究生。研究方向：土地利用與管理?！ㄓ嵶髡撸簞⑿缕?1959—)，男，重慶人，博士后、教授、博士生導(dǎo)師。研究方向：土地利用與土地生態(tài)。Email：lxping16@163.com

*資助項目：新疆哲學(xué)社會科學(xué)研究規(guī)劃基金項目“新疆農(nóng)村宅基地抵押風(fēng)險防控與機制研究”(14BJY24)

F301.3

A

1005-9121[2016]12-0036-07