农户分化对农村宅基地使用权流转意愿的影响分析——基于结构方程模型（SEM）的估计.docVIP

农户分化对农村宅基地使用权流转意愿的影响分析——基于结构方程模型（SEM）的估计 模型(SEM)则较为稳妥。因此，本文利用河南省4曰:农户养老保障特征对农村宅基地使用权流个试点县(樵阳县、祀县、固始县、汝阳县)的调查数转潜在意愿具有正向显著影响。据，采用结构方程模型方法来分析农民分化的类型宅基地使用权是农民的一项长期而有保障性的和程度对宅基地使用权流转意愿所产生的影响，以土地财产权利，具有极强的保障功能。农户在养老期为宅基地使用权流转政策的制定提供参考依据。等社会保障方面存在的后顾之忧，必然会影响到其宅基地使用权流转意愿(陶纪坤，2011)。一、假说提出及模型构建2.模型建立本文在借鉴已有研究的基础上，考虑国内农村第一步，根据上述假设构建宅基地使用权流转宅基地使用权流转的现实情况，将影响农户意愿和潜在意愿的结构方程理论模型(Stn川町alEquation 行为的因素分为农户分化特征、农户个人特征、农户Modeling , SEM ) ，如图1所示。家庭特征、流转组织约束特征与农户养老保障特征第二步，建立可观测变量与潜变量之间因果关等几个方面。系的结构模型，该模型由测量方程和结构方程两部1.假说提出分构成(荣泰生，2009)。具体模型可表述为Hl :农户分化特征对农村宅基地使用权流转潜测量方程:X =Ax~叶，Y =A y 71 + 8 (1 ) 在意愿具有正向显著影响。结构方程:η=记+向刊(2) 工业化、城市化进程的加快促使农户职业类别式中，X表示由外生指标组成的向量，Y表示由逐渐多样化、收人来源逐渐多元化，原本高度同质的内生指标组成的向量;δ和s分别为X、Y测量上的农户逐渐出现了分化，这必然会使他们对农村宅基误差;Ax表示指标X与潜变量5的关系，A表示指y地使用权的价值认识发生变化，也必然会使宅基地标Y与潜变量η的关系。表示外生潜变量，η表5使用权的流转价值产生差异。示内生潜在变量;γ与β分别表示外生潜变量对5H2:农户个人特征对农村宅基地使用权流转潜内生潜变量η之间的相互影响结构系数矩阵;t为在意愿具有正向显著影响。残差项。农户个人特征主要包括性别、年龄、文化程度、第三步，构建农户宅基地使用权流转意愿影响婚姻状况、健康状况等。从理论上讲，男性思想趋于因素的结构方程分析模型。具体内容如下活跃，宅基地使用权流转的潜在意愿较强，女性则相XXXY1 =γl118 +γ1219 +γ1320 + t1 反。随着农户年龄增长、婚姻状况及健康状况变化，XXXXXY2 =β21YI +γ21I +γ222 +γ233 +γ244 +γ255 他们对新生事物的接受能力一般也会逐渐降低，从+~2 而对宅基地使用权流转的需求意愿也会减弱。通XXXY3 =β31Y1 +γ316 +γ327 +γ338 + ~3 常，文化程度较高的农户具有较强的经营意识与能XXXY4 =β:4IYI +γ419 +γ421O +γ431I +~4 力，视野会更开阔，对制度创新所蕴含的盈利机会的XXXY5 =β51Y1 +γ51#039;2 +γ5213 +γ5314 +~5 认识和把握会更准确，对宅基地使用权流转的预期XXXY6 =β#039;61Y1 +γ61I5 +γ6216 +γ6317 +~6 会更高。其中，Y1、川、川、川、民、Y6分别表示个人特征、家H3:农户家庭特征对农村宅基地使用权流转潜庭特征、农民分化特征、宅基地使用权流转组织约在意愿具有正向显著影响。束、养老保障特征潜变量，X-X代表年龄等20个120家庭特征主要包括家庭总人口、非农收入比重、可观测变量，β代表潜变量之间的路径系数，γ为各宅基地数量等。一般而言，以经商或外出务工为主潜变量与可观测变量之间的载荷系数，t代表残要收入来源、家庭收入水平处于中等以上、宅基地数差项。3.变量定义量较多的农户，对生产性信贷的需求较强，转出宅基地使用权的意愿会更强。农户宅基地使用权流转潜在意愿的选择是一个H4:农户宅基地流转组织约束特征对农村宅基非连续、多项无序型变量，本文将其取值限定为[1 , 地使用权流转潜在意愿具有正向显著影响。3]，即;农户宅基地使用权净转人;定义为Y= 1, 在宅基地使用权流转中，相关配套中介组织是;农户既不转人也不转出宅基地使用权;定义为y=否完善、流转程序的规范程度等制度环境，必然会对2，;农户宅基地使用权转出;定义为Y=3。各自变农户宅基地流转的意愿产生影响。量的具体定义如表1所示。.39. 可观泪#039;1变量潜变量潜变量可观测变量年龄X，性别X，婚姻状况X3文化Ak况X， 2I 健康状况X，宅基地数量X，家庭人口数X，非农收入比重X，宅基地净转入X;职业类jJ#039;lx，职业分化程度XIO1既不转入也不转出X191经济分化程度y; I宅基地净转出X，OX;对宅基地