刘心睿，赵伟朝

（河海大学商学院，江苏常州 213022）

2021 年中央一号文件指出，要振兴民族，就必须振兴农村，“三农”工作重心全面转入乡村振兴。而鉴于土地问题尤其是宅基地问题在中国农村经济发展和要素配置中具有重要的地位，因此，对宅基地政策的研究可以作为研究乡村振兴的一个起点。建国后中国的宅基地制度经历了多次演变，从1959 年第一届全国人大第三次会议通过的《高级农业生产合作社示范章程》开始，农村宅基地分为2 种所有制形式：一是原有宅基地，仍然是私有制；二是新增部分，由于是合作社统筹解决，是集体所有制。1962年，中国农村形成了独特的宅基地制度——土地所有，房屋私有。到1963 年，中央强调“社员的宅基地，包括有建筑物和没有建筑物的空白宅基地，都归生产队集体所有，一律不准出租和变卖”。1986 年通过的第一部《中华人民共和国土地管理法》第一次在法律上规定了宅基地的所有制性质。2014 年农村土地“三权分置”制度法制化，宅基地产权细化为所有权、资格权以及使用权，三者相互分立，互相平衡。它破解了宅基地流转的制度障碍，显化了宅基地的经济价值，对增加农民收入，激发乡村发展活力，促进乡村振兴，构建新时代乡村可持续发展机制有重要作用。 从2014 年，中央提出“三权分置”开始，每一年的改革都有所推进。2021 年中央一号文件指出，加强宅基地管理，稳慎推进农村宅基地制度改革试点，探索宅基地所有权、资格权、使用权分置有效实现形式。宅基地“三权分置”已成为当前宅基地改革的主流方向。

随着中国城乡差距的拉大，城市“虹吸效应”愈发显著，越来越多的农民进城务工、进城落户，导致农村出现大量闲置宅基地，出现了大量“空心村”。同时宅基地制度尚不完善，许多村民在申请到新宅基地后并未退回旧宅基地，也有村民为了获得财产性收益而进行私下宅基地交易。以上情况严重影响了农村资源要素合理配置并且误配的程度在逐年递增［1］，阻碍了乡村振兴进程和城乡统筹发展。宅基地制度改革是唤醒农村“沉睡”资源，加快形成城乡经济社会一体化发展新格局，进而促进乡村振兴的重要内容和着力点。

现有研究文献大致可以分为宅基地改革政策以及其与乡村振兴的关系，本研究将从这2 个方面对现有文献进行阐述。国土资源部从2015 年起，陆续在全国33 个试点地区进行了自愿有偿退出宅基地、宅基地有偿使用、下放宅基地审核权限等宅基地改革。众多学者也对其进行了研究讨论，有学者认为基于小农背景下的农村宅基地问题，表现为宅基地闲置与紧张并存，实际是农村宅基地权属不清、权益不明的问题［2］，因此有学者从“三权分置”的角度出发，为农村宅基地的政策研究和村民的收益模式做准备［3］。在探究宅基地改革的实现路径时，刘守英［4］强调了宅基地制度改革要在权衡权利安排、取得方式与社会目标三者间的关系中求解，并且在实际流转中以农户自决和集体主导为主。郭君平等［5］综合运用倾向得分匹配（PSM）和中介分析法（MA），通过比较不同经济区域、地理区位、村庄规模下宅基地制度改革对农房闲置的减缓效应，发现宅基地制度改革能有效降低农房闲置程度。“三权分置”政策一定程度上突破了宅基地使用权流转的制度障碍，释放了宅基地使用权的经济效益，对解决宅基地问题有着明显价值［6］。“三权分置”并没有扩大宅基地使用权的权利范围，而是将其进行进一步分解，在产生财产价值的同时保障了农民的生活基础［7］。在研究宅基地“三权分置”改革的成效时，鲍建平［8］以义乌市为案例，分析了“三权分置”改革的四大成效：集体增收入、农民增权益、社会增稳定、发展增活力。刘雅慧［9］采用多元线性回归模型，以义乌市、绍兴市的上虞区和柯桥区3 个县（市、区）为例，发现宅基地“三权分置”改革能促进农民经济福利、社会福利和环境福利水平的提升。周欢［10］以榆中县北山地区为例研究了“三权分置”的增收机理并采用DID 模型对其进行了实证分析。然而有部分学者认为改革存在一定的问题，如孙鹏飞等［11］研究了宅基地退出改革所产生的影响，他认为宅基地退出通过提高农业经营成本、增加家庭负债和提升外出务工便利性等途径加剧了农村劳动力非农转移。卢媛婷等［12］以浙江省瑞安市与青田县2 个试点地区为例，认为宅基地“空心化”程度与“三权分置”改革成效存在较大关联，两地宅基地出租流转工作取得较大进展，但由于法律体系对宅基地权利界定不明确及农户资格权有偿退出机制的缺失导致促进农民增收效果不明显。

现有研究中多数学者都认为宅基地“三权分置”改革对乡村振兴有重要作用，刘锐［13］认为宅基地制度是乡村振兴的重要支撑性制度，宅基地制度改革对乡村振兴的产业落地、资金支持以及治理水平提高等意义重大。郭贯成等［14］认为宅基地“三权分置”改革从用地、资金、生态环境、乡村治理、要素流动等方面对乡村振兴发挥作用。朱强等［15］认为宅基地“三权分置”改革是实现乡村振兴、解决“三农”问题的关键。朱振明［16］认为宅基地退出改革是实现乡村振兴的关键。另外，由于“三权分置”在改革过程中呈现出了新特点和新问题，在乡村振兴战略的导向下，对其也提出了新要求［13，15，16］。雪克来提·肖开提等［17］认为乡村振兴战略导向下的宅基地制度改革有其特定的时代背景和现实诉求。从乡村振兴战略导向探讨了“保障所有权，稳定资格权和发展使用权”的新路径。严金明等［18］针对乡村振兴战略的发展要求，认为宅基地“三权分置”改革应当参照制度变迁的历史路径依赖。夏柱智［19］面向乡村振兴，解析了“三权分置”政策及其2 种基本模式，认为放活产权的宅基地改革构成了乡村振兴的必要条件，而不是充分条件。

综上，对于当前宅基地改革面临的问题，政策导向便是通过“三权分置”，赋予宅基地财产性功能，从而激发农村活力，破解宅基地现有困局。在宅基地“三权分置”改革的研究上，主要集中在宅基地“三权分置”中使用权的研究上，对于当前宅基地面临的问题，宅基地“三权分置”改革能赋予宅基地财产性功能，激发农村活力，破解宅基地资源配置受限、影响乡村振兴，同时乡村振兴战略导向也为改革提出了新要求。但目前的研究还存在以下局限：第一，大多数学者对宅基地“三权分置”改革的研究基本还停留在政策解读、预期效应等理论层面，对于改革后的成效研究还较少。第二，虽然有部分研究发现了宅基地“三权分置”改革对社会稳定、地区经济、乡村振兴等的影响，但大多基于经验分析或基于问卷调查中的简单数据，缺乏实证分析。第三，现有研究集中于改革试点地区的个案研究，无法从宏观的角度看待改革后的成效。针对以上局限，本研究将以全国33个试点地区的面板数据，采用双重差分法（DID）实证研究宅基地“三权分置”改革后对乡村振兴所产生的效应，并对结果进行稳健性检验和异质性分析，探索地区差异对改革的影响，从而在此基础上对宅基地“三权分置”的实施效果进行讨论。

1 研究设计与数据说明

1.1 模型设定

“发展为了人民，发展依靠人民”，实现乡村振兴从根本上说是为了人的发展，发展农村经济根本上说是为了最广泛的农民收入的发展。因此本研究将选取农民年人均可支配收入作为研究乡村振兴的被解释变量。从理论上看，宅基地“三权分置”制度作为一项农村产权经济制度，本身具有一定的经济属性，对促进农业增效、农民增收、农村发展具有重要意义［10］，该制度能从以下方面促进农民增收：第一，解放农民束缚，释放农村劳动力，从而提高农民的工资性收入；第二，放活土地的经营权，加速土地流转，使农民能够从出租宅基地中获得财产性收入。因此，本研究验证宅基地“三权分置”改革对乡村振兴的作用，将以研究其对农民收入的影响为主要线索。研究农民增收的情况，最简单的方法便是比较政策实施前后农民的收入差异。然而，农民收入的变化可能会同时受到宅基地制度改革实施所产生的“政策效应”以及地区经济自然发展所产生的“时间效应”的影响，采用双重差分法则可以将“政策效应”与“时间效应”从政策实施结果中分离出来，从而得到宅基地制度改革带来的农民增收“净效应”。

基于上述考虑，本研究构建了如下的计量模型：

式中，i、t分别表示县和年份，λi、vt分别表示个体固定效应与时间固定效应，εit表示随机干扰项。revitalization为因变量，代表乡村振兴，使用农民可支配收入表示。post为虚拟变量，表示宅基地制度改革试点与否，若i县被选为宅基地制度改革试点，则取值为1，否则取值为0；time同样是虚拟变量，表示宅基地制度改革政策执行与否，若t晚于宅基地制度改革实施年份，则取值为1，否则取值为0。2015 年2 月27 日，全国人民代表大会正式通过决议，授权国务院在全国33 个试点县推进农村土地征收、集体经营性建设用地入市、宅基地制度改革，因此，本研究将宅基地制度改革的实施年份设置为2015 年。control为一系列控制变量，用于控制县随时间而发生变化的因素。α0为待估常数项，α1为核心待估系数，表明宅基地制度改革对农民增收的“净效应”，这也是本研究重点关注的系数。

1.2 数据来源与变量选择

为了通过实证研究分析宅基地制度改革对农民增收的实际影响效应，本研究选用了国泰安数据库中县域部分的数据，研究年份确定为2010—2019年，经过初步整理，共得到22 360 条样本数据。

根据上述理论基础，本研究选择农民年人均可支配收入作为被解释变量，表征乡村振兴情况，命名为revitalization。农民人均可支配收入指农村居民可用于最终消费支出和储蓄的总和，即可用于自由支配的收入，其囊括了工资性收入、经营性净收入、财产性净收入以及转移性净收入。故而采用这一指标可以较为全面综合地体现出宅基地制度改革对农民增收的影响。

而对于本研究的核心解释变量treat，为post与time的交互项。第一批宅基地制度改革开始于2015年2 月，全国共有33 个县被选为试点地区，具体名单如表1 所示。对于这一项制度，treat可理解为一政策虚拟变量，即若该县为第一批宅基地制度改革试点地区且处于2015 年后，则赋值为1，否则赋值为0。

表1 2015 年第一批宅基地制度改革试点地区

为了控制各县随时间发展而发生变化的时间性因素，本研究同样设置了以下控制变量：①area，行政区域面积；②pop，该地区年末户籍人口数；③gdp，该地区生产总值，表征发展状况；④consumption，该地区社会消费品零售额，表征消费水平；⑤welfare，该地区社会福利收养性单位床数，表征社会福利水平；⑥education，该地区在校学生总数，表征教育水平。

另外，本研究还剔除了关键被解释变量为空的样本数据，而对于部分数值缺失，进行了插值法补足。最后得到各变量的描述性统计如表2 所示。

表2 各变量的描述性统计结果

2 实证分析

2.1 模型回归结果分析

依据上述理论假设，根据式（1）使用双重差分法的固定效应模型对宅基地制度改革产生的农民增收效应进行了实证研究。回归结果如表3 所示，其中，模型（1）是未加入控制变量的回归结果，模型（2）中加入了一系列县域的控制变量并报告了其回归结果。

表3 DID 回归结果

从表3 可以看出，两次回归结果中treat变量的系数均为正，且模型（2）中在1%水平上显著为正，表明宅基地制度改革显著提升了农民可支配收入，对乡村振兴具有积极意义。这一结论与党国英［20］、孔祥智［21］的结论一致。至此，本研究的核心问题已得到解释。另外，从模型（2）中其他控制变量的系数来看，gdp的系数在1%的水平上显著为正，表明宅基地制度改革对地区生产总值同样也有促进作用，这可以作为宅基地制度对乡村振兴作用的一个佐证。而welfare的系数则在1%的水平上显著为负，表明宅基地制度改革会抑制试点地区的福利水平发展，可能是由于政策实施存在滞后性，对地区的经济发展促进效应还尚未体现，而如何使政策的正面效应尽快显现同样也是政策制定者需要着重考虑的。education、consumption变量的系数均不显著，表明宅基地制度改革对试点地区教育水平以及消费能力无明显影响。

2.2 稳健性检验

2.2.1 平行趋势检验 对于双重差分法的关键前提是平行趋势假设，即试验组与对照组在政策执行前有相似的发展趋势。为了验证这一假设成立，本研究参照李建明等［22］的做法，使用反事实检验法进行检验。将宅基地制度改革政策的执行时间提前3 年以检验平行趋势假设是否成立，将政策实际执行前1 年作为基准回归组；另外，引入政策执行后3 年的虚拟变量，以考察宅基地制度改革政策对农民增收作用的动态效应，具体的计量模型如下：

式中，t代表宅基地改革试点城市政策执行的第t年，取值为［-3，3］，其中负数代表政策执行前，正数代表政策执行后。post表示低碳城市试点政策执行第j年的虚拟变量，其余变量的含义与式（1）相同。以政策执行前一期作为基准进行回归，βj的显著性水平为关注的重点。回归结果如图1 所示。

图1 平行趋势检验回归结果

从图1 可以看到宅基地制度改革政策执行前2年系数均不显著，证明本研究的模型设定符合平行趋势假定；另外，可以看到宅基地制度改革政策执行后1 年系数尚不显著，直至政策执行2 年后系数才显著，表明宅基地制度改革政策带来的农民增收效应具有滞后性，在政策实施2 年后才体现出来，这同样也符合政策实施的实际情况。

2.2.2 安慰剂检验 除平行趋势检验外，安慰剂检验同样也是政策评价中不可缺少的一步。安慰剂检验旨在检验不可观测的特征的干扰，本研究通过随机设定处理组，观察估计系数的分布是否显著来进行安慰剂检验。经过500 次重复，得到如图2 所示的结果。从图2 可以看到，基于随机样本回归得到的估计系数均分布在0 的附近，且服从正态分布，验证了宅基地制度改革产生的农民增收效应并不是由于不可观测的随机因素导致的。

图2 安慰剂检验结果

2.2.3 其他稳健性检验 宅基地“三权分置”改革试点地区的挑选实际受到政府偏好的影响，这会导致“三权分置”改革政策treat这一分组变量并不满足自然试验要求的随机性。同时，试点城市的乡村振兴效应还可能是由于研究期内其他政策的影响而表现出来。基于此，本研究计划通过更改政策实施年份和试点城市样本，生成一个新的解释变量treat’，若其估计系数不显著，则可以说明宅基地改革试点地区的乡村振兴效应不受到其他政策及试点城市选择的影响。因此除上述稳健性检验外，本研究还进行了更改处理年份、更改试点县样本、更改样本容量以及将控制变量滞后一期的稳健性检验，具体检验结果如表4 所示。模型（3）为更改处理年份后样本的回归结果，通过虚拟一个在2017 年实施的新政策以产生一个新的解释变量进行回归；模型（4）为更改试点县样本后样本的回归结果，通过随机选择一组新的试点县以产生一个新的解释变量进行回归；模型（5）为对样本进行截尾处理后的回归结果，通过对变量进行2.5 百分位的双边截尾处理，剔除了样本离群值，缩小了样本容量；模型（6）为将控制变量滞后一期的回归结果，考虑到可能存在的内生性问题，本研究将所有控制变量都进行滞后一期处理，再次进行回归。

由表4 可以看出，模型（3）与模型（4）的treat’均不显著，表明宅基地制度改革所带来的农民增收效应并未受到研究期内的其他政策干扰，同样也未受到政府的选择偏好下产生的试点地区所带来的影响。这在一定程度上同样论证了本研究的模型设定符合自然试验所要求的随机性。而模型（5）与模型（6）的treat’均在1%水平上显著，再次验证了本研究实证结果的稳健性。

2.3 异质性分析

中国地域辽阔，不同地理位置的县域经济发展情况以及生活水平都有所差异，故而对于某些具体政策的实施效果可能会因为地理区位的不同而产生异质性影响。为了探究宅基地制度改革的农民增收效应在地理区位上是否存在异质性影响，本研究将全国各县按照其所属省份划分为东、中、西3 个地区，分别进行回归。具体回归结果如表5 所示，其中模型（7）报告了东部地区样本的回归结果，模型（8）报告了中部地区样本的回归结果，模型（9）报告了西部地区样本的回归结果。

表5 异质性检验回归结果

由表5 可以发现东部地区与中部地区的回归结果中，treat变量均不显著，而西部地区的treat变量则在1%水平上显著为正，表明宅基地制度改革政策显著提升了西部试点地区农民的可支配收入水平，而对东部和中部试点地区的农民增收效应却并不显著。这可能是因为西部地区的经济发展相对较差，宅基地制度改革所带来的经济效应能够更明显、更快地体现出来，而对于东部以及中部地区，则可能由于政策的滞后性，这一效应尚未体现出来。而如何使宅基地制度改革产生的积极作用更平衡、更公平地在全国范围内体现，尽早实现乡村振兴、共同富裕，也是需要重点考虑的。

3 结论与政策启示

根据上述实证分析，此次宅基地“三权分置”改革提升了农民年人均可支配收入，对实现乡村振兴具有正向作用，并通过构建控制变量发现其对促进地区生产总值增加也有作用，从侧面印证了其对乡村振兴的积极意义。其次，通过东、中、西3 个地区的异质性分析发现其增收效应具有明显的滞后性，在一定程度上甚至抑制了试点地区的福利水平发展。此外，异质性分析结果显示由于地区经济发展水平等因素导致改革的正向效应具有较大的地区差异性。基于此，本研究得出以下几点政策启示。

1）探寻有效措施，缩短改革的滞后期。政府应加强引导，构建科学合理的宅基地退出补偿标准，完善改革中的保障及配套设施，以促进“三权分置”政策的落实，为实现乡村振兴助力。宅基地有偿退出制度是宅基地制度改革的重要环节，是盘活存量建设用地，缓解资源紧张、避免占用耕地的重要途径。改革能够继续实施完善配套服务、让农民满意的政策。并且要充分维护宅基地改革中的公平，综合考量不同地区经济发展水平等实际状况。

2）乡村振兴不仅靠盘活土地资源，更要增添经济活力。“三权分置”政策实施后对农民增收和地区GDP 提高产生了正向影响，即对乡村振兴产生了正向影响，但其正向效应有限，要实现乡村持续发展，破解城乡差距大等现实问题还需增添农村经济发展活力，如出台返乡人员优惠政策，为改革增加人才动力；扶持有关社会企业发展，为改革增加社会动力。目前的宅基地制度试点改革工作，其改革主基调是使宅基地的功能继续聚焦于居住保障上，宅基地的资产属性在改革中没有得到足够的重视。优秀人才的入驻和社会企业的发展不仅能推动当地经济的发展，切实满足农民利用宅基地资源以增加财产收入的迫切需求，还能吸引外来人口，促进土地的流转。

3）充分发挥村民自治组织作用，发挥农民主体作用和首创精神，由农民集体根据实际情况统一协商、决策和执行，赋予农民更多的选择权。首先，宅基地制度改革要以尊重农民意愿、维护农民权利为前提，要加强信息公开，保障农民的知情权、参与权、表达权。其次，农村宅基地不同区域实际情况差异很大，农民最了解本村的实际情况和诉求，农民的事情应当由农民来做主，有助于政策理解和推行。最后，畅通农民监督机制，完善宅基地民主管理，做到真正的赋权于民。由于土地涉及的利益方众多，在改革过程中应坚持底线、公平性、因地制宜与集体性决策原则，坚守“土地公有制性质不改变、耕地红线不突破、农民利益不受损”的原则，充分给予各地区自主权，根据实际情况分区施策、因地制宜。