鄧春磊， 趙小風(fēng)， 金志豐， 陸效平

(1.河海大學(xué)國土資源管理研究所，江蘇南京 211000； 2.江蘇省土地勘測規(guī)劃院，江蘇南京 210024； 3.江蘇省國土資源廳，江蘇南京 210017)

快速的工業(yè)化和城市化促進(jìn)了農(nóng)民剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移，從而引發(fā)了農(nóng)村宅基地閑置或廢棄現(xiàn)象加劇，但由于區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的差異性，致使村莊所處區(qū)位及受外力干預(yù)的不同，宅基地空置的發(fā)展演化進(jìn)程也不盡相同[1]。宋偉等依托全國宅基地調(diào)研數(shù)據(jù)，分析得出我國三大地帶東部、中部、西部村莊宅基地的空心化率分別為14.82%、9.11%、7.15%，東部地區(qū)的宅基地空置現(xiàn)象尤為突出[2]。因此，如何正確引導(dǎo)不同區(qū)域的農(nóng)戶退出宅基地，提高農(nóng)村建設(shè)用地利用效率尤為重要。《關(guān)于農(nóng)村土地征收、集體經(jīng)營性建設(shè)用地入市、宅基地制度改革試點(diǎn)工作的意見》強(qiáng)調(diào)，要探索進(jìn)城落戶農(nóng)民在本集體經(jīng)濟(jì)組織內(nèi)部自愿有償退出或轉(zhuǎn)讓宅基地。各地也進(jìn)行了多樣化的實(shí)踐探索，如天津市的“宅基地?fù)Q房”、重慶市的“地票交易”和浙江省嘉興市“兩分兩換”、上海市宅基地置換等[3]。不論是國家政策還是地方探索，都非常強(qiáng)調(diào)尊重農(nóng)民意愿。因此，圍繞農(nóng)民宅基地退出意愿研究已成為熱點(diǎn)。

目前對(duì)農(nóng)村宅基地退出的相關(guān)研究聚焦于宅基地退出意愿和宅基地退出機(jī)制2個(gè)方面。許恒周認(rèn)為，外出務(wù)工年限、家庭農(nóng)業(yè)收入占比、家庭供養(yǎng)系數(shù)等變量對(duì)農(nóng)戶宅基地退出補(bǔ)償受償意愿具有正向影響，而是否參加新型農(nóng)村合作醫(yī)療或其他保險(xiǎn)、區(qū)位變量、非農(nóng)就業(yè)穩(wěn)定性變量則具有負(fù)面影響[4]。張宇辰等認(rèn)為，農(nóng)民受教育程度、家中老人小孩數(shù)量、宅基地面積對(duì)農(nóng)民宅基地退出意愿有正向影響，而年齡、房屋建造成本、現(xiàn)居住滿意度對(duì)農(nóng)民宅基地退出意愿有負(fù)向影響[5]。陳霄認(rèn)為，農(nóng)民的年齡和受教育程度、家庭收入狀況、家庭需贍養(yǎng)的老人數(shù)量、宅基地退出補(bǔ)償方式的多樣性選擇對(duì)農(nóng)民宅基地退出意愿有正向影響，而家庭成員務(wù)工工作變換頻率、家庭子女?dāng)?shù)量、現(xiàn)有住房面積、宅基地面積對(duì)農(nóng)民宅基地退出意愿有負(fù)向影響[6]。彭長生認(rèn)為，影響農(nóng)戶退出宅基地的因素包括就業(yè)、養(yǎng)老、生活費(fèi)用和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)[7]。歐陽安蛟等認(rèn)為，建立以激勵(lì)機(jī)制和約束機(jī)制為核心的宅基地退出機(jī)制是改革和完善農(nóng)村宅基地使用管理制度的重要內(nèi)容[8]。彭小霞認(rèn)為，完善宅基地退出的立法，完善宅基地退出的相關(guān)法律制度，打破政府對(duì)“土地財(cái)政”的依賴，提高農(nóng)民在宅基地退出中的主體地位，是引導(dǎo)農(nóng)村宅基地退出機(jī)制的關(guān)鍵[9]。程春麗認(rèn)為，明晰宅基地產(chǎn)權(quán)，建立宅基地流轉(zhuǎn)市場，引入農(nóng)村房地產(chǎn)評(píng)估及借助整理規(guī)劃，是加快引導(dǎo)農(nóng)村宅基地自動(dòng)退出的關(guān)鍵[10]。郭歡歡等通過研究不同情景下的人口遷移，認(rèn)為應(yīng)推行“復(fù)墾+流轉(zhuǎn)”的農(nóng)村閑置宅基地處置模式[11]。已有文獻(xiàn)大多側(cè)重于對(duì)影響農(nóng)戶宅基地退出意愿的影響因素及農(nóng)村宅基地退出機(jī)制的構(gòu)建，而基于不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平區(qū)域系統(tǒng)性分析農(nóng)戶宅基地退出意愿的研究則較少。

江蘇省經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展水平位于全國前列，但省內(nèi)存在很大的區(qū)域差異。2014年蘇南地區(qū)生產(chǎn)總值達(dá)到3.89萬億元，是蘇中及蘇北地區(qū)生產(chǎn)總值總和的1.4倍；蘇南地區(qū)農(nóng)民人均純收入達(dá)到20 954元，分別是蘇中、蘇北地區(qū)的1.35、1.65 倍。區(qū)域經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展和城市化水平的差異，也導(dǎo)致不同區(qū)域農(nóng)民兼業(yè)化程度、農(nóng)戶宅基地退出意愿以及政府的宅基地退出政策有所差異。因此，探索江蘇省不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平區(qū)域的農(nóng)戶宅基地退出意愿及其影響因素，不僅可以為制定差別化的農(nóng)村宅基地退出政策提供依據(jù)，還可為制定就地城鎮(zhèn)化和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化政策提供參考。

1 數(shù)據(jù)來源與方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

基于對(duì)農(nóng)戶宅基地退出的影響因素相關(guān)研究[12-17]，影響農(nóng)戶宅基地退出意愿的因素既包括受教育程度、家庭人口數(shù)、家庭資產(chǎn)狀況等內(nèi)部因素，也包括外出務(wù)工收入及財(cái)產(chǎn)性收入等外部因素，還包括農(nóng)戶對(duì)宅基地產(chǎn)權(quán)的認(rèn)知程度等，這些因素通過影響農(nóng)戶的家庭特征、收入結(jié)構(gòu)、資產(chǎn)特性進(jìn)而影響農(nóng)戶宅基地退出意愿。據(jù)此，本研究選取了以下解釋變量：(1)家庭特征。主要包括被調(diào)查對(duì)象的性別、年齡、居住時(shí)間、受教育程度、上班距離、外出務(wù)工人口數(shù)、被撫養(yǎng)人數(shù)。(2)收入結(jié)構(gòu)。主要包括農(nóng)戶的經(jīng)營性收入、工資性收入、財(cái)產(chǎn)性收入、轉(zhuǎn)移性收入。具體而言，家庭經(jīng)營性收入指住戶或住戶成員從事生產(chǎn)經(jīng)營活動(dòng)所獲得的凈收入，是全部經(jīng)營收入中扣除經(jīng)營費(fèi)用、生產(chǎn)性固定資產(chǎn)折舊和生產(chǎn)稅之后得到的凈收入；工資性收入指通過各種途徑得到的全部勞動(dòng)報(bào)酬和各種福利，包括受雇于單位或個(gè)人、從事各種自由職業(yè)、兼職和零星勞動(dòng)得到的全部勞動(dòng)報(bào)酬和福利；財(cái)產(chǎn)性收入指住戶或住戶成員將其所擁有的金融資產(chǎn)、住房等非金融資產(chǎn)和自然資源交由其他機(jī)構(gòu)單位、住戶或個(gè)人支配而獲得的回報(bào)并扣除相關(guān)費(fèi)用之后得到的凈收入；轉(zhuǎn)移性收入是指國家、單位、社會(huì)團(tuán)體對(duì)住戶的各種經(jīng)常性轉(zhuǎn)移支付和住戶之間的經(jīng)常性收入轉(zhuǎn)移。(3)資產(chǎn)特性。主要包括宅基地面積、建筑年代、宅基地?cái)?shù)量、房屋結(jié)構(gòu)類型、房屋使用情況、是否有城鎮(zhèn)住房等。

數(shù)據(jù)主要來源于2015年7—9月對(duì)蘇南地區(qū)(蘇州市永聯(lián)村、李袁村)、蘇中地區(qū)(揚(yáng)州市茆舍村、夏集村)、蘇北地區(qū)(宿遷市毛集村、許莊村)農(nóng)戶所做的抽樣問卷調(diào)查。從每個(gè)村隨機(jī)選取不同年齡、性別、教育程度、職業(yè)的農(nóng)戶，由調(diào)研人員根據(jù)調(diào)研內(nèi)容與農(nóng)戶交流，對(duì)宅基地退出相關(guān)問題進(jìn)行詢問。共發(fā)放問卷577份(表1)，其中蘇南地區(qū)180份、蘇中地區(qū)196份、蘇北地區(qū)201份。

表1 變量解釋與說明

1.2 樣本基本情況

被調(diào)查的577份樣本農(nóng)戶中，農(nóng)戶年齡主要集中在40～60歲之間，平均年齡為53.11歲，其中男性農(nóng)戶為443人(占被調(diào)研對(duì)象的76.78%)，女性農(nóng)戶為134人(占被調(diào)研對(duì)象的23.22%)。238戶農(nóng)戶愿意退出宅基地，占41.24%；317戶農(nóng)戶不愿意退出宅基地，占54.94%；22戶并不關(guān)心是否退出宅基地，占3.81%。蘇南、蘇中、蘇北地區(qū)愿意將宅基地退出的農(nóng)戶比例分別為40.56%、41.32%、41.79%。樣本基本統(tǒng)計(jì)情況如表2所示。

1.3 模型選擇

由于被調(diào)查者的退出意愿分為愿意和不愿意2類，因此可采用二分類因變量的Logistic回歸建立農(nóng)戶宅基地退出意愿模型，通過數(shù)據(jù)抽樣，確定每個(gè)自變量的回歸系數(shù)，以各自變量回歸系數(shù)為依據(jù)解釋農(nóng)戶宅基地退出意愿的概率，從而揭示各解釋變量在預(yù)測空間變化發(fā)生概率的作用和強(qiáng)度[18]。根據(jù)二元Logistic模型，設(shè)定農(nóng)戶愿意退出宅基地取值為1，農(nóng)戶不愿意退出宅基地取值為0。影響農(nóng)戶宅基地退出意愿的因素有17個(gè)，分別是X1，X2，…，X17。構(gòu)建的Logistic模型為：

(1)

式中：p為農(nóng)戶贊成宅基地退出的發(fā)生概率，即退出意愿度；β1，β2，…，β17是Logistic回歸待定系數(shù)。

2 結(jié)果與分析

為保證模型的穩(wěn)定性和準(zhǔn)確性，需要對(duì)自變量進(jìn)行多重共線性檢測。本研究選擇容忍度(Tolerance)進(jìn)行多重共線性檢測，相關(guān)系數(shù)矩陣顯示，蘇南、蘇中、蘇北地區(qū)因變量的Tolerance值全部大于0.1的標(biāo)準(zhǔn)值。模型系數(shù)的綜合檢測顯示，蘇南、蘇中、蘇北3個(gè)地區(qū)的對(duì)數(shù)似然值分別為138.100、93.671、50.285；蘇南、蘇中、蘇北3個(gè)地區(qū)NagelkerkeR2值分別為0.337、0.278、0.463，回歸方程較顯著，說明采用該模型合理。

2.1 蘇南地區(qū)

居住時(shí)間、上班距離、被撫養(yǎng)人數(shù)、宅基地面積、宅基地?cái)?shù)量、是否有城鎮(zhèn)住房等因素對(duì)蘇南地區(qū)農(nóng)戶宅基地退出意愿有顯著影響(表2)。其中，居住時(shí)間與宅基地面積有負(fù)向影響，其余變量有正向影響。原因可能是由于農(nóng)戶居住時(shí)間越長，一方面其工作與生活能力逐漸下降，另一方面其鄉(xiāng)土情結(jié)更為強(qiáng)烈，導(dǎo)致其居住時(shí)間越長越不愿退出宅基地。上班距離較遠(yuǎn)的農(nóng)戶希望退出宅基地，一方面由于工作不穩(wěn)定且舉家搬遷的費(fèi)用過高，另一方面一部分上班距離較遠(yuǎn)的農(nóng)戶將子女安置于打工地點(diǎn)附近使得宅基地空置，另一部分將老人及子女留在宅基地的農(nóng)民，則希望通過退出宅基地使老人及子女能在安置區(qū)得到更好的照顧。被撫養(yǎng)人數(shù)與農(nóng)戶宅基地退出意愿呈正相關(guān)，隨著經(jīng)濟(jì)水平提高，農(nóng)戶撫養(yǎng)子女壓力也越來越大，蘇南地區(qū)農(nóng)戶安置機(jī)制日益完善，農(nóng)戶退出宅基地后的福利水平也逐年提高，使得撫養(yǎng)子女壓力較大的家庭可通過退出宅基地來緩解生活壓力。宅基地面積對(duì)農(nóng)戶宅基地退出意愿有正向影響，而宅基地?cái)?shù)量有負(fù)向影響，可能是由于農(nóng)村宅基地缺乏有效的法律約束，導(dǎo)致農(nóng)村一戶多宅的現(xiàn)象普遍，擁有宅基地?cái)?shù)量較多的農(nóng)戶希望通過宅基地退出來獲得經(jīng)濟(jì)利益，尤其是涉及到法律糾紛的宅基地，農(nóng)戶更希望通過退出宅基地來擺脫占地紛爭，而擁有宅基地?cái)?shù)量較少的農(nóng)戶的退出意愿則相對(duì)偏低。

表2 樣本數(shù)據(jù)基本情況

表3 模型估計(jì)結(jié)果

注：“*”“**”“***”分別表示在10%、5%、1%水平下顯著。

蘇南地區(qū)相較于蘇中及蘇北地區(qū)而言，是否有城鎮(zhèn)住房成為影響農(nóng)戶退出宅基地意愿的關(guān)鍵因素。隨著農(nóng)戶逐步流轉(zhuǎn)出農(nóng)地經(jīng)營權(quán)，居住在農(nóng)村的農(nóng)戶越來越少，部分農(nóng)戶選擇不翻建現(xiàn)有住房而是購置城鎮(zhèn)住房，因城鎮(zhèn)住房相對(duì)于宅基地住房而言，不僅可以自由買賣，而且周邊教育、醫(yī)療等生活基礎(chǔ)設(shè)施更加完備。而擁有城鎮(zhèn)住房的農(nóng)戶多選擇在城鎮(zhèn)中居住，其宅基地住房則多選擇出租或空置，導(dǎo)致其宅基地退出意愿更為強(qiáng)烈。

2.2 蘇中地區(qū)

上班距離、外出務(wù)工人數(shù)、財(cái)產(chǎn)性收入、建筑年代是蘇中地區(qū)對(duì)農(nóng)戶宅基地退出意愿有顯著影響的因素(表2)。其中，上班距離、外出務(wù)工人數(shù)、財(cái)產(chǎn)性收入對(duì)農(nóng)戶宅基地退出有正向影響，而建筑年代對(duì)農(nóng)戶宅基地退出呈負(fù)向影響，說明蘇中地區(qū)農(nóng)戶家庭成員上班距離越遠(yuǎn)、外出務(wù)工人數(shù)越多、財(cái)產(chǎn)性收入越高則其退出宅基地意愿越強(qiáng)烈，而宅基地建筑年代越短，則退出意愿越弱。蘇中地區(qū)農(nóng)戶上班距離對(duì)宅基地退出的影響與蘇南地區(qū)原因相類似；外出務(wù)工人數(shù)對(duì)宅基地退出有正向影響，是由于外出人口數(shù)較多的家庭中，只有老人和孩子留守，而打工者又不能隨時(shí)回來照看，這造成蘇中地區(qū)部分農(nóng)戶家庭希望通過退出宅基地使家人在集中區(qū)得到更好地安置；財(cái)產(chǎn)性收入對(duì)宅基地退出有正向影響，這是由于蘇中地區(qū)農(nóng)民的財(cái)產(chǎn)性收入的主要來源于生產(chǎn)資料和有形不動(dòng)產(chǎn)，農(nóng)民財(cái)產(chǎn)種類少且收入較低，微薄的財(cái)產(chǎn)性收入在緩解農(nóng)民生活壓力中遠(yuǎn)未發(fā)揮作用，因此對(duì)于財(cái)產(chǎn)性收入相對(duì)較高的農(nóng)戶家庭而言，希望能夠更快將房產(chǎn)轉(zhuǎn)化為現(xiàn)金，以換得更好的生活保障；建筑年代與農(nóng)戶宅基地退出意愿呈負(fù)相關(guān)，是由于農(nóng)戶宅基地住房經(jīng)歷了不同時(shí)期的翻建，尤其是20世紀(jì)90年代以后翻建的住房，農(nóng)戶家庭投入了較多的翻建費(fèi)用及裝修費(fèi)用，這是農(nóng)戶不愿退出宅基地的主要原因。

蘇中地區(qū)相較蘇南及蘇北地區(qū)而言，建筑年代成為影響蘇中地區(qū)農(nóng)戶家庭是否退出宅基地的關(guān)鍵原因。出現(xiàn)這一結(jié)果的原因可能是因?yàn)椴糠执迩f只是劃定了農(nóng)戶宅基地面積而不限制容積率，導(dǎo)致農(nóng)戶不斷增高宅基地住房層數(shù)及增加裝修成本，退出意愿也隨之降低。隨著農(nóng)戶工資性收入水平的提高及家庭人口的增加，越來越多的農(nóng)戶有條件翻建宅基地住房；另一方面退出宅基地后的城鎮(zhèn)及安置小區(qū)住宅往往滿足不了農(nóng)戶對(duì)于住宅大面積的需求。

2.3 蘇北地區(qū)

被撫養(yǎng)人數(shù)和財(cái)產(chǎn)性收入是對(duì)蘇北地區(qū)農(nóng)戶宅基地退出意愿有顯著正向影響的因素。被撫養(yǎng)人數(shù)對(duì)農(nóng)戶宅基地退出的意愿影響有正向作用，可能是由于蘇北地區(qū)部分已退出宅基地的農(nóng)戶得到了很好安置，有的宅基地面積較大的農(nóng)戶家庭退出宅基地后甚至得到了7～8套住房，完全滿足了生活需要，還可以出租部分房屋帶來額外收益。

蘇北地區(qū)相較于蘇南及蘇中地區(qū)而言，財(cái)產(chǎn)性收入因素的顯著性更為明顯，成為影響這個(gè)地區(qū)農(nóng)戶家庭是否退出宅基地的關(guān)鍵原因。即這個(gè)地區(qū)財(cái)產(chǎn)性收入狀況越好的農(nóng)戶家庭，農(nóng)民宅基地退出意愿越強(qiáng)烈。出現(xiàn)這一結(jié)果的原因可能是，相對(duì)于發(fā)達(dá)地區(qū)而言，這一地區(qū)農(nóng)民的財(cái)產(chǎn)種類相對(duì)較少，金融財(cái)產(chǎn)也相對(duì)缺乏，對(duì)于基金、股票、債券更是很少接觸，房屋是這些家庭最主要的有形財(cái)產(chǎn)，但由于房產(chǎn)租賃和買賣市場的不確定性，很容易導(dǎo)致宅基地閑置，對(duì)家庭收入造成損失，致使這些家庭希望退出宅基地。

3 結(jié)論

通過構(gòu)建Logistic回歸模型，從家庭特征、收入結(jié)構(gòu)、資產(chǎn)特性3個(gè)方面探討了江蘇省不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平區(qū)域農(nóng)戶宅基地退出意愿的影響因素，得出如下結(jié)論：(1)蘇南、蘇中、蘇北3個(gè)區(qū)域愿意將宅基地退出的農(nóng)戶比例分別為40.56%、41.32%、41.79%。(2)蘇南地區(qū)農(nóng)戶宅基地退出意愿的影響因素主要包括居住時(shí)間、上班距離、被撫養(yǎng)人數(shù)、宅基地面積、宅基地?cái)?shù)量、是否有城鎮(zhèn)住房。此區(qū)域農(nóng)戶相較于其他2個(gè)調(diào)研地區(qū)農(nóng)戶的可支配收入水平更高，導(dǎo)致收入結(jié)構(gòu)對(duì)其意愿影響相對(duì)較小，而是更多地考慮鄉(xiāng)土情結(jié)；另一方面此類農(nóng)戶以自愿退出為主，擁有城鎮(zhèn)住房對(duì)其家庭是否退出宅基地影響較大。(3)蘇中地區(qū)對(duì)農(nóng)戶宅基地退出意愿的影響因素主要為上班距離、外出務(wù)工人數(shù)、財(cái)產(chǎn)性收入、建筑年代。此區(qū)域農(nóng)戶相較于其他2個(gè)調(diào)研地區(qū)的農(nóng)戶可支配收入水平居中，退出宅基地后是否擁有完善的社會(huì)保障成為其是否退出考慮的主要因素；此區(qū)域多數(shù)村莊只是劃定了農(nóng)戶宅基地面積而不限制容積率，導(dǎo)致其資產(chǎn)屬性中的建筑年代對(duì)其是否退出宅基地影響較大。(4)蘇北地區(qū)對(duì)農(nóng)戶宅基地退出意愿的影響因素主要為被撫養(yǎng)人數(shù)、財(cái)產(chǎn)性收入。此區(qū)域農(nóng)戶相較于其他2個(gè)調(diào)研地區(qū)農(nóng)戶的可支配收入水平最低，導(dǎo)致家庭收入水平及撫養(yǎng)壓力成為其是否退出宅基地的主要影響因素。

[1]龍花樓，劉彥隨，張小林，等. 農(nóng)業(yè)地理與鄉(xiāng)村發(fā)展研究新近進(jìn)展[J]. 地理學(xué)報(bào)，2014，69(8)：1145-1158.

[2]宋 偉，陳百明，張 英. 中國村莊宅基地空心化評(píng)價(jià)及其影響因素[J]. 地理研究，2013，32(1)：20-28.

[3]黃貽芳. 農(nóng)戶參與宅基地退出的影響因素分析——以重慶市梁平縣為例[J]. 華中農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版)，2013，105(3)：36-41.

[4]許恒周. 基于農(nóng)戶受償意愿的宅基地退出補(bǔ)償及影響因素分析——以山東省臨清市為例[J]. 中國土地科學(xué)，2012，26(10)：75-81.

[5]張宇辰，黃賢金，陳志剛，等. 基于logisic模型的農(nóng)戶意愿對(duì)宅基地退出的影響——以無錫市為例[J]. 土地經(jīng)濟(jì)研究，2015(1)：24-35.

[6]陳 霄. 農(nóng)民宅基地退出意愿的影響因素——基于重慶市“兩翼”地區(qū)1 012戶農(nóng)戶的實(shí)證分析[J]. 中國農(nóng)村觀察，2012(3)：26-36，96.

[7]彭長生. 農(nóng)民宅基地產(chǎn)權(quán)認(rèn)知狀況對(duì)其宅基地退出意愿的影響——基于安徽省6個(gè)縣1 413戶農(nóng)戶問卷調(diào)查的實(shí)證分析[J]. 中國農(nóng)村觀察，2013(1)：21-33.

[8]歐陽安蛟，蔡鋒銘，陳立定. 農(nóng)村宅基地退出機(jī)制建立探討[J]. 中國土地科學(xué)，2009，23(10)：26-30.

[9]彭小霞. 農(nóng)民權(quán)益保護(hù)視角下農(nóng)村宅基地退出機(jī)制之完善[J]. 農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2015(4)：9-13.

[10]程春麗. 農(nóng)村宅基地退出補(bǔ)償與利益機(jī)制構(gòu)建探析[J]. 農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2014(1)：13-17.

[11]郭歡歡，鄭財(cái)貴，牛德利，等. 不同情景下的人口遷移及其對(duì)農(nóng)村土地利用影響研究——以重慶市為例[J]. 長江流域資源與環(huán)境，2014，23(7)：905-910.

[12]陳美球，李志鵬，賴運(yùn)生，等. 確權(quán)確股不確地承包地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)研究——基于江西省黃溪村實(shí)踐的調(diào)研[J]. 土地經(jīng)濟(jì)研究，2015(1)：59-68.

[13]黃貽芳，鐘漲寶. 不同類型農(nóng)戶對(duì)宅基地退出的響應(yīng)——以重慶梁平縣為例[J]. 長江流域資源與環(huán)境，2013，22(7)：852-857.

[14]朱新華. 戶籍制度對(duì)農(nóng)戶宅基地退出意愿的影響[J]. 中國人口·資源與環(huán)境，2014，24(10)：129-134.

[15]許恒周，殷紅春，石淑芹. 代際差異視角下農(nóng)民工鄉(xiāng)城遷移與宅基地退出影響因素分析——基于推拉理論的實(shí)證研究[J]. 中國人口·資源與環(huán)境，2013，23(8)：75-80.

[16]張秀智，丁 銳. 經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)與偏遠(yuǎn)農(nóng)村地區(qū)宅基地退出機(jī)制分析：案例研究[J]. 中國農(nóng)村觀察，2009(6)：23-30，94-95.

[17]孫戰(zhàn)文，楊學(xué)成. 農(nóng)民工家庭成員市民化的影響因素分析——基于山東省1 334個(gè)城鄉(xiāng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)的Logistic分析[J]. 中國農(nóng)村觀察，2013(1)：59-68.

[18]梁 辰，王 諾. 基于Logistic回歸的沿海經(jīng)濟(jì)區(qū)建設(shè)用地演變驅(qū)動(dòng)因素研究[J]. 地理科學(xué)，34(5)：556-562.