一、引　言

自1998年《土地管理法》修订以来，“一户一宅、面积限制”成为宅基地分配和使用的最基本规则，为保障农民安居乐业和农村社会稳定发挥了重要作用（曲颂等，2022）。然而，进入21世纪，伴随城市化快速推进，农户宅基地面积持续扩张，这使得“一户多宅，面积超标”问题比较突出。农村居民点用地总量自2000年起快速上升，截至2019年已达到约32903万亩，二十多年间增长了约5194万亩。 ¹按照原国土资源部《农村宅基地节地政策研究报告》的标准，农村宅基地面积约占农民居民点用地的55%至70%，宅基地面积二十年间大约增长2857至3636万亩。另根据中国人民大学2018年的调研数据，在农户样本中，“一户多宅”的农户占比达到14.26%；在行政村样本中，户均宅基地面积小于0.35亩的村庄仅占31.78%（张清勇等，2021）。第三次全国农业普查数据也表明，全国拥有2处及以上住房的农户占比为13%。以“一户一宅、面积限制”为核心内容的宅基地分配制度受到了挑战（于霄，2020），现实中“一户多宅”“少批多占”“房地不一致”等现象经常发生，这使得宅基地治理有较大的困难（孙晓勇，2023）。在这一背景之下，探索这一困境的生成逻辑不仅有助于宅基地的有效治理，而且对进一步深化农村宅基地制度改革，促进乡村全面振兴和城乡融合发展具有重要意义。

为什么城市化冲击之下农户宅基地面积不减反增和持续扩张？本文认为，在政府推进城市化的过程中，城市地理边界和集聚经济的影响范围不断向外扩张，城市边缘的土地具备增值空间，农户由此形成土地增值的预期，为了与政府共享增值收益而增加宅基地面积。为验证这一假说，本文采用浙江大学“中国农村家庭追踪调查”（China Rural Household Panel Survey，简称CRHPS）的数据，运用双重差分双向固定效应模型进行检验。实证结果表明，在城市化进程中，政府的征地行为对宅基地面积扩张具有显著的激励作用，出现宅基地“越征越多”的现象。机制分析表明，土地出让价格和土地征收市场上的土地溢价空间对农户行为起到了正向的调节作用，这是由于更大的土地升值空间增强了农户扩大宅基地使用面积的激励。由于土地征收市场不完善，农户在其社会网络中所处地位也体现出正向的调节效应，农户地位越高，所能利用的社会关系越广泛，在面临城市化冲击时宅基地扩张幅度越大。异质性分析表明，不同地区宅基地管理制度存在差异，在城市治理水平较高、以耕地保护为目标的地区，农户行为受正式制度的约束更大，从而削弱了基准回归中城市化对宅基地面积扩张的正向影响。因此，本文认为解决宅基地治理困境、完善宅基地“三权分置”需要因地制宜，以正式制度界定土地收益权，压缩农户扩张宅基地的制度空间，减弱社会网络对农户行为的促进作用，促使城市化产生的土地增值在政府和农户之间合理分配。

本文的边际贡献主要在于以下几点：第一，从城市化的角度识别了宅基地治理困境的生成逻辑，从城乡互动、政府与农户互动的角度进行分析。第二，分别从经济激励和制度空间两个角度探讨了城市化影响农户宅基地面积扩张的调节效应，拓展了宅基地与城市化研究思路，丰富了宅基地领域的研究。第三，从城乡互动的角度提出了解决宅基地治理困境的政策思路。从农户的角度看，宅基地面积扩张受到经济激励和制度空间的共同作用，因此，要根据不同地区经济激励的差异，实行差异化的政策。同时，通过更加细致的正式制度和更少的具体行政行为压缩农户扩张宅基地面积的制度空间，实现宅基地有效治理。

文章其余部分结构安排如下：第二部分为文献综述；第三部分阐明了本文的理论基础与作用机制，论述了城市化、土地征收与农户宅基地面积扩张之间的关系，并以此构建出城市化背景下的农户行为框架；第四部分介绍了用以检验前述假设的实证模型，并对变量设置和数据来源进行说明；第五部分对实证结果进行分析；第六部分为结论与政策启示。

二、文献综述

在宅基地改革逐步推进的背景下，近年来大量文献讨论了宅基地治理的问题，大致可分为以下四类：第一，宅基地的制度安排与法律设计（高圣平，2019；夏沁，2023）；第二，宅基地盘活利用的途径及现状探讨（杜宇能等，2024）；第三，农户闲置宅基地盘活的影响因素，特别是影响宅基地退出的因素；第四，农户多占宅基地的原因与动机。前两类文献主要从宏观层面入手，研究了宅基地治理的制度背景和改革方向，后两类文献多聚焦于微观层面，将农户对宅基地的处置看作效用最大化目标下理性的资产配置行为。影响宅基地盘活的因素包括外部的制度因素（郭君平等，2020；陈昌玲等，2023；高原等，2023）、社会因素（孙鹏飞等，2019；邹秀清等，2020）、经济因素（潘扬彬等，2023）、家庭因素（郭贯成和陈盈蒙，2022；郭昱和顾海英，2023）以及影响宅基地盘活的内部心理因素，例如风险感知、产权认知等（彭长生，2013；孙鹏飞等，2019）。

前三类文献主要在宅基地制度改革的背景下展开，因此更加关注宅基地退出、流转以及未来的制度安排等问题。然而，对原因和现状的研究同样重要，第四类文献关注到了这一问题，这些学者认为经济激励与法律约束是农户愿意多占宅基地的原因（郭恩泽等，2022）。经济激励是促使农户多占宅基地的重要因素。田传浩和彭信添（2021）认为，农房市场的发展会促使农户扩大占地。尤其在法律约束不严的情况下，农户出租、出售宅基地利益越大，越容易导致农民违法占用宅基地。与承包地相比，宅基地“三权分置”体系尚未形成，宅基地资格权、使用权并未完全分离，难以对宅基地和房屋的交易行为进行有效规范（高圣平，2019；夏沁，2023）。同时，由于“户”的界定难以在长期保持稳定，分户、赠与、人地矛盾等都可能加剧“一户多宅”现象（曲颂等，2022）。“一户一宅”标准在执行时也缺乏责任制度的保障（陈小君，2012），进而造成“一户多宅”以及宅基地在农村内部分配不公等现象（刘守英，2017）。

当前的研究已进行了较为深入的探索，但较少有文献将农户行为置于政府和农户互动的框架之下，同时也未能在微观决策的视角下突出农户的作用。本文认为，一方面，在分析中应突出政府治理与农户行为之间的关系，其中土地征收是关键。农村集体土地的产权界定存在不完全性，在土地征收过程中，部分产权落入“公共领域”，政府和农户在竞争这部分产权的过程中将产生“租值耗散”，宅基地面积扩张、小产权房等问题就是双方互动的结果（李宁等，2014）。另一方面，农户面临的激励和约束也应当在其微观决策框架下，分别从经济激励和制度空间的角度进行分析。

三、理论机制与研究假说

（一）城市化进程中的土地征收

中国的城市化进程由政府主导，土地征收在其中处于核心地位，是城市化的关键。从静态来看，土地城市化与人口城市化是衡量城市化的两个维度，土地城市化本就具有土地征收的含义，人口城市化也与土地征收紧密相关：第一，人口城市化是土地征收的源动力之一，人口集聚将产生拥挤，地方政府便会进行土地征收和城市扩张。第二，政府为了增强城市的集聚效应也会主动通过土地征收来增加城市建设用地供给和土地投资，进而招商引资、吸引人才流入（Liu和Long，2016），提升人口城市化水平。从动态来看，中国的城市化处于循环模式之中。首先，政府通过土地征收将集体土地转化为国有土地，并凭借城市增长预期和政府信用出让土地，获得大量非税收入，为城市建设融资；其次，通过提供公共服务、土地或税收优惠等手段来提高土地生产率和抬升土地价格，增强城市经济增长的预期和巩固政府的信用（Huang和Chan，2018；Fan等，2020），进而继续征收和出让土地。因此，政府主导的土地征收是城市化进程的关键，也是启动该模式的最重要一步。

（二）土地征收与收益权的分配

土地在征收过程中将产生两类变化：其一，土地权属变更，由集体土地转变为国有建设用地；其二，土地价值增值，原本不可交易的农地和宅基地转变为可交易的建设用地，其价值自然会提升。在市场调节机制与法律规范缺位的情况下，产权关系和经济价值的变更将引起各个主体以博弈、谈判等非市场手段实现相关收益权的再分配。宅基地面积的扩张就是农户为应对这一变化所采取的措施之一。

1. 参与分配的主体。土地在征收前后，用途转换所产生溢价的归属权并未得到清晰界定，这将引起多方博弈。在土地用途转换时，假设企业希望使用一块宅基地作为商服用地，至少需要经历土地征收、开发、出让三个环节，相关产权也需要从农户转移至政府，再转移至企业，而土地的收益权也在农户、政府、企业三者之间分配。 ²

2. 土地征收过程中收益权的分配方式。对于被征收和预期被征收的土地来说，由于土地权利的归属界定不清，收益在政府和农户之间的分配也不存在严格的份额界定，各方所得收益权大小取决于博弈结果（赵德余，2009；姚妤婷，2022）。被征收的农村土地以农用地和宅基地为主，出于保护耕地的基本国策，征收农用地需要由省（自治区、直辖市）出具农用地转用审批手续，征收永久基本农田甚至需要国务院审批。 ³因此，宅基地因其建设用地性质成为最受地方政府关注的土地资源。政府凭借规划权和征收所得土地所有权， ⁴可以直接在土地一级市场上取得土地出让金。集体和农户凭借土地所有权、使用权，只能在土地征收市场或土地二级市场上与政府分享土地收益。

具体来看，农户获取收益权的方式有以下两种：其一，在土地征收市场，以征收补偿款的形式获取部分收益权，这部分收益是政府在土地一级市场上所得土地出让金的再分配。根据《土地管理法》，宅基地征收补偿方式有重新安排宅基地、产权置换以及货币补偿等。相应的补偿基准分为周围商品房价格和区片综合地价两种，补偿面积以被征收面积为基准。在同一个征地区片，农户无论选择产权置换还是货币补偿，宅基地面积越大，分配份额就越大，得到的补偿款也越多。其二，在土地二级市场，以租金形式获取部分收益权。农户通过出租宅基地上的房屋，跨过了土地征收市场和一级市场，直接将土地投放于二级市场上，以此获取相应的收益权。同样，农户占据的宅基地越多，出租房屋所得的租金也越多。当然，并非所有宅基地均能够出租，在城市集聚经济的辐射范围之外，宅基地出租市场相对较小，只有受到城市化影响的地区才具有较高的租房需求（刘守英，2017）。无论采取以上哪种方式，农户占有的宅基地面积均是其与政府分享收益权的关键。因此，本文提出假说：

假说1：受到以土地征收为代表的城市化影响的农户，将以扩大宅基地面积的方式参与收益权的分配。

（三）农户参与收益权分配的经济激励

在城市化进程中，被征收土地和预期被征收土地会发生增值，这一增值由两部分构成：其一，由于可以承载第二、第三产业和有转让价值，任何城市建设用地的价值均高于周边农村集体土地的价值，因此任何受到城市化影响的集体土地均会发生增值。其二，由于不同地区的城市化水平不同，城市建设用地的价值也相差较大，因此农户的土地在受到城市化影响之后，增值空间也不同。本文为了区分这两部分不同的土地增值，将第一种增值称作土地增值，将第二种增值称为土地升值空间。

在本文构建的理论机制中，以土地征收为代表的城市化将直接导致土地增值和促进农户扩张其宅基地面积。但对于经济发展水平不同从而土地升值空间不同的区域来说，城市化本身对农户行为的影响也不同：一方面，土地征收补偿款是土地在“征收市场”上的价格。具体的补偿方案通常由市、县一级政府制定，以货币补偿和产权置换两种为主。货币补偿方法是按照周围房屋价格或区片综合地价计算，而置换新房的价值直接反映了周围房屋价格，土地价格也是房屋价格的重要组成部分（中国经济增长前沿课题组，2011；Park，2014；Knoll等，2017）。因此，不论农户选择哪种补偿方案，最终能够实现的收益权均以当地土地升值空间为基础，土地升值空间越大，农户与政府的谈判空间也越大，从而城市化对农户产生的激励也越大。另一方面，通过自行改变土地用途、出租宅基地上房屋所得的房租也与周围房价、地价正相关，土地升值空间越大，城市化对农户扩张宅基地面积的激励也越大。因此，本文提出假说：

假说2：土地升值空间越大，城市化对农户扩张宅基地面积的影响也越大。

（四）农户参与收益权分配的制度空间

土地公有制以及宅基地的分配方式造成正式制度在土地收益权分配过程中缺位，乡村中的非正式制度起到补充规则的作用（Nee，1992；Peng，2004；彭玉生，2009），其成为大多数农户在决策时所遵循的规范。但非正式制度的作用在农户间存在异质性，特别是取决于农户在社会网络中所处地位，后者反映了该农户能够多大程度上利用非正式制度，而非受制于非正式制度。正式制度缺位与非正式制度补位为农户扩张宅基地面积提供了制度空间。

1. 正式制度的缺位。在相关法律体系中宅基地的所有权被“虚化”（罗必良，2011；吴郁玲等，2022），部分落入“公共领域”（赵德余，2009），使宅基地具有“准公地”性质：一方面，集体虽然在法律中被赋予了宅基地所有权，但难以在司法活动中作为一个法律实体主张自身的权利（罗必良，2011），而作为集体成员的个体也无法在司法实践中代表集体行使相关权利，因此宅基地的部分产权将落入“公共领域”。另一方面，虽然立法也曾对农户扩张宅基地面积的行为进行限制以免侵害集体所有权，但该制度较难执行。

2. 社会网络对正式制度的补充。在正式制度缺位的情况下，非正式制度将决定经济主体行动的制度环境（彭玉生，2009）。其中，乡村中的社会网络是维持非正式制度的重要因素（Nee和Ingram，1998）。农户在社会网络中的地位越高，其利用规则的能力越强，在土地征收中能够分享的收益权也越大。在宅基地征收补偿规定中，补偿原则、基准、系数等均是由法律文件所规定的，即通过增加补偿基准、系数来取得土地收益权的空间较小。但补偿面积只能在征收前进行确认，属于具体行政行为。若农户在当地社会网络中具有较强的影响力，就能够使扩张后的宅基地面积在征收前得到行政行为的确认。

一方面，传统的乡村治理结构仍在乡村社会治理中发挥着重要作用（王丹利和陆铭，2020），农户在社会网络中所处的地位决定了其信息搜集能力和控制能力（Burt，1992），并在缺少正式制度的情况下，为其创造了行动的空间。例如，处于社会网络中的农户不仅可以通过“礼物交换”等互惠机制直接参与村庄治理和收益权的分配。农户可以通过“礼物流动”等方式来影响具体行政行为和村庄决策（Kipnis，1997），间接参与收益权的分配。另一方面，土地征收市场并非完全竞争市场，不存在完善的价格机制，需通过具体谈判达成交易，社会网络等社会资本对于谈判的完成起到重要作用（章元和陆铭，2009）。因此，本文提出假说：

假说3：农户在社会网络中所处地位越高，农户行动的制度空间就越大，从而城市化对农户扩张宅基地面积的影响也越大。

图1总结了上述理论机制，反映了城市化对农户扩张宅基地面积的影响以及土地升值空间和社会网络在农户决策中所起的机制作用。

（五）政府参与收益权分配：政策的区域异质性

前文是从农户视角进行分析，而土地征收过程中的政府行为包含了隐含假设：正式制度的缺位为农户决策提供了制度空间。在特定阶段和领域内，该假设有其合理性。不过制度条件并非固定不变，政府也是具有目标的行为主体，农户在制度约束下进行决策，而政府可以通过出台政策等行为对市场环境进行回应，改变制度条件。引入政府行为后，最终宅基地的面积是政府和农户的互动结果。

区域异质性是衡量政府政策和行为差异的重要方式。“自上而下”的央地治理逻辑和“自下而上”的区域发展逻辑共同造成了政府政策与行为的区域异质性。从“自上而下”的央地治理逻辑来看，中央根据各地资源禀赋为不同区域设定了不同的发展目标和功能，从而形成了差异化的土地管理政策，以农业生产为主的区域尤其特殊。由于宅基地面积扩张多以侵占耕地为代价，出于耕地保护的目的，这些区域不仅严格限制农户多占宅基地，同时也限制政府的土地征收与开发。例如，在粮食主产区和农产品主产区，地方政府均执行严格的土地管理政策（魏后凯和王业强，2012）。 ⁸从“自下而上”的区域发展逻辑来看，经济发达地区通常具有较高的土地价格和城市治理水平。在土地征收过程中，由于农户最终得到的补偿方案由省（自治区、直辖市）自行制定，在面临土地升值的经济激励时，治理能力较强的地方政府将出台详尽的法律法规、规范执法程序，分享处于“公共领域”的收益权，减少土地征收过程中因谈判、冲突造成的“租值耗散”。

在政府和农户的互动关系中，政府土地管理政策的区域性差异导致农户在进行决策时面临着不同的正式制度约束和制度空间，进而影响了农户决策。一方面，在土地征收过程中，土地收益越高的地区，农户越倾向于扩张宅基地以分享收益权，而政府也会通过强化土地管理限制宅基地面积增长；另一方面，政府制定的正式制度压缩了农户的制度空间，降低了农户利用社会网络扩张宅基地面积的可能性。因此，提出假说：

假说4a：城市化对宅基地面积扩张的影响，因土地管理政策的不同而存在区域性差异。

假说4b：各地政策的不同也使土地升值空间和社会网络的调节效应产生区域异质性。

四、模型设定、数据来源与变量选取

（一）模型设定

为估计城市化对农户宅基地面积扩张的影响，本文以土地征收预期作为城市化冲击的代理变量，采用双重差分法（Difference-in-Difference，DID）进行检验。土地征收在一定程度上排除了联立性（simultaneity）造成的内生性问题。《土地管理法》规定，典型的土地城市化需要省级以上人民政府批准，并由县级以上政府组织实施。因此，征地这一政策冲击在村级和户级层面均是外生的，可看作一项“准自然实验”。但是，土地征收不仅反映了城市化的影响，而且征收程序本身也会改变农户决策行为。在土地征收程序开始前，往往会提前开展土地测量工作，有时甚至会派驻工作组，此时宅基地面积扩张的制度空间将被大大缩小。因此，宅基地面积扩张往往发生在城市化预期形成、尚未实际进入土地征收程序的一段时间差内。这要求从城市化冲击中剥离土地征收程序的干扰。因此，本文从土地征收预期的角度构造城市化冲击变量。

一方面，将暴露于征地预期中的农户作为处理组，取Exp=1，否则作为控制组，取Exp=0；另一方面，政策发生之前，所有样本取After=0，政策发生后取After=1。其中，征地预期的发生时间均为2017年至2019年这段时间内，对于2017年及之前产生征地预期的样本，在回归中进行剔除，同时生成交互项After×Exp。使用的DID双向固定效应模型如下：

其中，下标i、t和p分别表示个体、时间和省份。Homestead表示宅基地面积，$ {\lambda }_{t} $表示时间固定效应，$ {\mu }_{i} $表示个体固定效应，$ {\eta }_{pt} $表示省份与时间的交互固定效应，$ \varepsilon_{it} $为扰动项，$ \mathit{X} $为一系列控制变量的向量。本文主要选取区县地价、区县GDP、家庭年收入、村庄人均可支配收入、家庭总资产、农户家庭消费、家庭少儿抚养比、农户年龄、农户受教育程度、农户耕地面积等作为控制变量。

在控制变量中，家庭结构和地方政策对宅基地存在显著影响。部分地区将家庭农业人口数作为拆迁补偿依据之一，因此在征地的政策冲击下，家庭人口数据可能会导致偏误。为保证结果严谨，一方面，本文将家庭少儿抚养比作为控制变量以缓解上述影响；另一方面，将家庭人均宅基地面积作为被解释变量。应分户而未分、婚姻、遗产继承等也会对宅基地面积产生影响，但这些原因与城市化无关，不会造成估计偏误。此外，虽然控制了个体层面以及时间层面的固定效应，在一定程度上消除了不可观测的个体异质性带来的干扰，但宅基地面积往往也与某些宏观因素相关。最明显的干扰来自各地的耕地保护政策，在人口不断增加以及未利用地逐渐减少的情况下，耕地保护的严格程度与宅基地面积扩张程度负相关。保护耕地是中国的基本国策，省（自治区、直辖市）政府对本辖区内的耕地面积和耕地质量负主要责任，因此会影响辖区内土地利用规划的制定、执行、监管等各个环节。 ⁹为控制这一因素，加入省份和时间相乘项。

（二）数据来源

本文使用的数据集包括2017年和2019年，主要有三个来源：第一，家庭层面和村级层面使用CRHPS数据，来源于浙江大学“中国家庭大数据库”（Chinese Family Database，简称 CFD）、西南财经大学中国家庭金融调查与研究中心的“中国家庭金融调查”（China Household Finance Survey，简称 CHFS）和“中国社区治理调查”（China Community Governance Survey, 简称CCGS）；第二，地价为县级层面土地出让价格，来源于自然资源部不动产登记中心供地结果公示； ¹⁰第三，县级GDP来源于《中国县域统计年鉴（县市卷）》，部分缺失值以及市辖区GDP数据通过各市统计年鉴或各区、县国民经济和社会发展统计公报补齐。CRHPS数据虽为家庭和村级层面，但保留县级行政代码，可据此与区县地价和GDP数据进行匹配。最后，本文进一步剔除无效、缺失数据，从而得到本文基础回归所使用的户级平衡面板样本共3058户，每期1529户。

（三）变量说明

1. 被解释变量。本文共包括三个被解释变量，分别为农户宅基地总面积、宅基地人均面积以及宅基地超标面积，单位均为平方米，回归时对宅基地面积进行对数化处理。其中，宅基地总面积数据为调研所得，直接可由CRHPS数据库得到。若某户拥有两处及以上的宅基地，则计算加总的面积；宅基地人均面积为本户宅基地总面积除以家庭人口数。宅基地超标面积为宅基地总面积减去本地宅基地面积上限标准，此标准由各省（自治区、直辖市）制定。在数据处理阶段，本文剔除了部分极端异常值，对单位记录错误的数据进行了修正，并在1%及99%分位点进行缩尾处理。

2. DID交互项。农户在两种情况下可被认为产生了土地征收预期并受到了城市化冲击：其一，当以成片开发建设为目的的土地征收实际发生在本村土地征收之后，本村尚未被征收的其余农户将产生土地征收的预期，因为其有理由相信城市会进一步扩张和人口会进一步集聚，从而可被认为受到了城市化的影响；其二，若本村土地尚未被征收，但已处在公开的土地利用总体规划所划定的城镇建设用地范围内时，也会促使本村农户产生强烈的预期。因此，处理组的选取标准为存在征地预期、本户土地尚未被实际征收的情况。

由于不同的征地目的可能形成不同的预期，有些征地反映了城市化的影响，有些征地仅仅出于偶然，这不会对农户决策产生影响。在CRHPS的微观数据中，为了提高调研效率、降低沟通成本，在调研时并未严格按照《土地管理法》所列条款向村民询问征收的事由，而是选择更加生活化的提问方式。根据调查问卷，村庄发生土地征收的事由包含九种：公路铁路建设、商品房和经济适用房开发、生产性企业建设用地、机关建设用地、本社区基础设施建设、本社区居民住房建设、园区建设、土地增减挂钩以及棚户区改造。其中，公路铁路建设包括交通站点和交通沿线，当建设交通站点时，周围土地和农户可被看作受到城市化冲击，其余情况下被征收土地受到城市的溢出效应较小，被征地的村庄及农户也很难形成进一步征收的预期，因此，排除因公路铁路建设而发生征收的样本。此外，本社区基础设施建设和居民住房建设更有可能属于本地社区的翻新，也与城市化和城市扩张的概念不一致，因这两种原因发生的征地并未受到城市化影响。 ¹²在因其他六种事由发生征地时，若本村道路尚未普及路灯，则同样认为没有受到城市化影响。因为未普及路灯的村庄通常是偏远地区，即使偶然发生征地，该村农户也很难产生进一步城市化和土地征收的预期。

若将未选入处理组的样本放入控制组，反而会影响控制组，此时处理组和控制组的划分仍然是模糊的。因此，本文在实证分析的样本中剔除了因前述事由发生征地、未被作为处理组的样本。同时也删除了在2017年及之前已经发生过土地征收的样本，若该村庄以往被征收过，那么本村农户的征收预期和城市化预期可能很早就已形成。自家土地于2017年至2019年直接被征收的农户样本也被剔除，因为当农户的一部分土地被征收后，其拥有的土地面积会减少，此时即便出于预期而扩张宅基地面积，也可能被征收面积抵消，这会影响估计结果。最终生成处理组样本274个，取Exp=1。

3. 县级控制变量。在县级层面，地价和区县发展程度是影响农户行为的重要变量，地价提供了扩张宅基地的激励，区县发展程度反映了农户面临的经济和制度环境。本文以土地出让价格作为土地价格的代理变量，该数据精确到了每一块土地的出让合同，为得到区县级别数据，需要进行预处理。首先，为保证地价的统一性，筛选出土地用途为住宅用地，供地方式为“招标出让”“拍卖出让”或“挂牌出让”，且行业分类为“房地产业”的数据。其次，根据土地出让价格、面积以及约定容积率，计算出建筑面积每平米的地价。 ¹³最后，分别求出每个县级行政区的平均土地出让价格。由于地价与被解释变量之间数量级差异较大，且不同地区之间的地价差异也较大，在模型中对该变量进行对数化处理。区县发展程度由县级行政区的地区生产总值来表示，基于与地价同样的原因，对原值进行对数化处理。

4. 村庄及家户层面控制变量。村级控制变量主要为村庄人均可支配收入，由调研直接得到，并进行对数化处理。家户层面的控制变量包括家庭收入（元）、家庭资产（元）、家庭消费（元）、家庭少儿抚养比、耕地面积（亩）、户主年龄和受教育程度。其中，家庭收入、资产和消费分别在其1%和99%分位点进行缩尾处理，并以对数形式加入模型。

主要变量的描述性统计和被解释变量的差异性检验如表1所示。

五、实证结果

（一）城市化的冲击效应

表2报告了城市化对宅基地面积扩张的冲击效应。其中，列（1）、列（2）报告了交互项After×Exp对农户宅基地总面积的效应。结果表明，当所在村庄受到城市化的影响时，农户产生土地征收预期会通过扩张宅基地面积的方式获得更多的土地收益权。当然，农户拥有的宅基地面积过多或许是应分户而尚未分户造成的，本质上是户籍意义上与现实情况中对“户”的界定存在分歧。因此，表2列（3）、列（4）报告了以人均宅基地面积为因变量的估计结果。人均面积由总面积除以家庭人数获得，其中，家庭人数与宅基地面积的口径一致，均以农户自身所认为的“户”为依据，二者相除所得人均面积便消除了不同口径之间的差异，这能够真实反映宅基地面积扩张的情况。对比列（1）至列（4）的结果，在控制了相关变量和固定效应之后，从平均意义上看，受到城市化冲击以及产生征地预期农户的宅基地总面积和人均面积扩张幅度均在17%左右，这说明估计结果具有一定的稳健性。

（二）稳健性检验 ¹⁴

1. 平行趋势检验。平行趋势假设是DID模型的核心假设，常用的检验方法是考察政策发生之前处理组与控制组是否具有平行的变动趋势，这要求政策前至少有两期数据，本文难以满足。借鉴蔡伟贤等（2022）的方法，可以通过构造一个不受政策影响的样本来检验平行趋势假设。本文处理组选取标准是本村于2017年至2019年间发生土地征收或处在土地征收公开规划中、本户土地并未被征收的农户，且剔除了在2017年及之前就形成征地预期的农户。对于平行趋势检验来说，这部分被剔除的样本恰好能够规避本次政策冲击。若处理组与控制组存在明显差异，那么在这部分样本中也应当观察到与政策冲击相似的效应。据此，本文筛选出2017年调查时本村已经发生征地、本户土地并未被征收的样本，利用式（1）进行回归，考察2019年再次受到的城市化冲击是否产生影响。表3结果显示，城市化冲击对这部分农户的行为并无显著影响，宅基地面积并未显著增加。 ¹⁵

2. 更换处理组标准。即使上文设置DID交互项时考虑到了各种土地征收情形，但仍可能存在一定误差：一方面，在基准回归中，本社区基础设施建设和本社区居民住房建设均未被视为受到城市化冲击，但是村庄社区的建设或许反映了城市蔓延和人口集聚，此处将其视为城市化进行稳健性检验；另一方面，“土地增减挂钩”未必意味着受到了城市化冲击，特别是对于拆旧区来说，可能远离城市辐射范围。为增强稳健性，剔除“土地增减挂钩”样本进行回归。上述回归结果均在5%的显著性水平下显著，进一步验证了假说1。

3. 安慰剂检验。为说明基础回归结果并非随机因素引起的，参考Cantoni等（2017）的方法构造安慰剂检验。结果表明，经随机抽取得到的处理组的估计系数比较均匀地分布在0值两侧，且集中于0附近。在以总面积和人均面积为因变量的回归中，分别仅有19个和15个观测值的P值小于0.1且系数大于表2报告的值。因此，本文报告的统计显著性和经济显著性不大可能是随机因素引起的。

4. PSM-DID检验。首先按照1∶3近邻匹配的方法逐年匹配，再将每期匹配后的样本合并，使用新样本进行DID回归。结果表明，城市化冲击的效应均在1%的显著性水平上显著。

5. 城市化冲击的影响范围。处理组与控制组之间的结构性差异可能造成回归系数无法反映城市化冲击的净效应。城市化的影响通常只能辐射城郊区域，因此处理组可能会集中在近郊农村，而在远郊更多的是控制组，描述性统计中处理组与控制组在处理前宅基地平均面积的巨大差异也反映了这一问题。因此，本文单独以近郊农村样本进行稳健性检验。运用ArcGIS软件，采用“折点法”计算区县行政中心与其行政边界的平均距离，通过比较该距离与农户所在村庄距区县行政中心的距离，可估算出村庄相对位置，并采用三种不同的标准判断是否为近郊。 ¹⁶结果显示，在仅考虑城郊地区样本的情况下，城市化冲击对农户扩张宅基地面积的行为仍存在显著的正向影响。

（三）机制分析

1. 经济激励：土地升值空间与农户宅基地面积扩张。当土地升值空间较大时，城市化冲击对农户的宅基地面积扩张的影响越大。土地升值空间以土地出让价格和土地溢价空间两种指标来表示。以土地出让价格的中位数进行分组，分别检验高地价和低地价组别中城市化冲击的效应。表4列（1）、列（2）的中位数是由全国土地出让价格数据得到的，为1763元/平方米；列（3）、列（4）是由全国数据与本文研究样本匹配之后得到的，为1011元/平方米。结果表明，在地价较高的地区，城市化冲击对农户的影响更加显著。

土地出让价格并非农户直接收到的土地征收补偿款，土地溢价空间更能反映农户激励，计算方法为：土地溢价空间=（土地出让价格−土地区片综合地价）/区片综合地价。其中，土地出让价格为招拍挂制度下土地的最高溢价，区片综合地价则反映了征收时对土地本身的补偿价格，也是农户能够明确依照法律获得的最低补偿。 ¹⁸两类价格的差异就是土地征收时农户所能获得的溢价空间上限，代表了农户与政府的谈判空间。表4列（5）、列（6）报告了以溢价空间中位数为分组依据的回归结果。在高溢价空间的组别中，城市化冲击具有更显著的影响，而低溢价空间组别中该系数符号为负，也不具备统计上的显著性，组间差异检验表明列（5）、列（6）的系数存在显著差异，再次验证了假说2。

2. 制度空间：社会网络与农户宅基地面积扩张。受到城市化冲击的农户产生了土地征收预期，其与政府进入同一个土地征收市场。在市场中，农户的目标函数是获得土地收益权。由于土地征收市场、宅基地管理的正式制度均不完善，限制农户行为的是非正式制度，即农户在社会网络中的地位决定了其决策的制度空间。在社会网络中地位较高的农户具备控制能力和信息能力（Burt，1992），从而能够利用非正式制度达到扩张宅基地面积的目的。

礼金是许多文献中衡量农户社会网络的常见指标（章元和陆铭，2009）。阎云翔（2017）在田野调查中发现，在社会网络中拥有较高地位和声望的人通常会收到更多的礼物，而不必回赠同等价值的礼物。因此，本文采用礼金收入与礼金支出之比作为农户在社会网络中所处地位的代理变量。 ¹⁹礼金收入相对更高的农户，其在社会网络中的地位也相对更高，因为其掌握了更多交换的资源（阎云翔，2017）。由于礼金收入与支出之比为连续变量，此处采用交互项检验其调节效应，模型如式（2）所示：

其中，$ \xi $为主要关注的系数，$ Z $代表除调节效应交互项之外的其他控制变量和DID的交互项。表5汇报了回归结果。列（1）包含了礼金收入为零的样本，由于多数农户并未在样本期间内收到礼金，直接加入计量模型可能使结果有偏误，因此列（2）报告了剔除礼金收入为零的样本，结果仍是显著性的。收入大于支出可以说明该农户可能处于较高的社会地位，但支出大于收入并不一定意味着农户处于较低的社会地位，也可能表明该农户较为慷慨。因此，为增强结果的稳健性，单独筛选出收入大于支出的家户样本，列（3）报告了回归结果，交互项仍在5%的显著性水平上显著。此结果验证了假说3，即农户在社会网络中的地位对农户宅基地面积扩张具有正向影响，农户地位越高，在土地征收市场所受约束越小，从而更有能力扩张宅基地面积。

（四）政府行为分析：政策的区域异质性 ²⁰

1. 总体效应的区域异质性。将总样本划分为东部地区和非东部地区。根据“自上而下”的央地治理逻辑，粮食主产区和耕地保护是由中央传导至地方的重要政策。因此，有两类分组标准：其一，根据粮食主产区将总样本划分为两组；其二，根据是否以当地人均耕地面积为标准划定宅基地面积上限，也可将总样本分为两组。回归结果表明，在非东部地区、非粮食主产区和不以人均耕地面积为宅基地面积上限的地区中，城市化对宅基地面积扩张的影响具有统计上的显著性，其他地区的回归系数则不显著。

2. 调节效应的区域异质性。将调节机制按上文分组标准进行回归。根据回归结果，虽然东部地区的土地具有很大的升值空间，但宅基地管理制度得农户无法以扩张宅基地面积的方式获得这部分收益权。而在中部、西部和东北部等地区，土地升值空间和社会网络正向调节了城市化对农户宅基地面积的扩张作用。基于粮食主产区和宅基地上限标准的分组得到了类似的结果。

（五）进一步分析

本部分使用农户宅基地超标面积以及人均超标面积作为因变量考察这一效应。 ²⁴为增强结果稳健性，分别使用固定效应模型和Tobit模型进行回归。根据回归结果，城市化冲击对农户超标占据宅基地的行为存在显著正向影响。

六、结论与政策启示

在中国城市化快速推进阶段，农户超标占有宅基地造成了宅基地治理困境。本文研究发现，农户扩张宅基地面积是为了与政府分享土地收益权。在城市化进程中，集聚效应会促使土地增值，同时产生一定范围的溢出效应。而城郊土地因被征收，其收益权将在政府和农户之间分配。实证结果表明，征地的政策冲击促使农户扩张宅基地面积。机制分析表明：第一，当土地升值空间越大时，城市化对农户行为的影响越大；第二，当农户在所处社会网络中的地位更高时，城市化对农户宅基地面积扩张的促进作用越明显。经过区域异质性分析发现，不同地区宅基地管理制度存在差异，在城市治理水平较高、存在耕地保护政绩目标的地区，对土地管理更加严格，制度空间被压缩，农户行为受正式制度的约束更大。

根据上述结论，本文认为解决宅基地治理困境、农村“一户多宅”和超标超限占据宅基地的问题，需要从两方面入手：一方面，压缩宅基地面积扩张的制度空间。首先，正式制度缺位、土地收益权分配不清是宅基地面积扩张的重要原因。解决宅基地治理困境，应进一步强化集体的宅基地所有权，界定相关权属的权能与边界，使之脱离“准公地”的状态，令城市化进程产生的土地增值在城市与农村之间以及农村内部得到公平分配。其次，减少土地征收补偿过程中的具体行政行为，降低社会网络在农户行为中的作用。即使在土地收益权分配制度完善的情况下，只要宅基地征收中存在具体行政行为，部分农户可能利用其社会网络超标占据宅基地。应不断细化相关规定，并通过法律或一般行政行为来处理土地征收过程中相关问题，这就能从根本上限制宅基地面积不断扩张的现象。另一方面，应该因地制宜，突出重点区域。城市化对宅基地面积扩张的影响存在较大的区域异质性，东部地区和以耕地保护为目标的地区已经具备较为严格的土地管理政策，城市化对宅基地面积扩张的影响较弱。因此，宅基地改革的重点应放在中部、西部地区和对耕地保护重视程度较低的地区，这样的改革策略也能够节省执行成本，提高政策效率。

1数据来源为自然资源部土地调查成果共享应用服务平台以及《第三次全国国土调查主要数据公报》。

2基于本文研究目的和简化分析的考虑，不考虑集体与农户之间的博弈，将二者视为一个整体，其能够共同应对政府的行为。而在土地征收的情况下，这一假设是合理的（陶然和苏福兵，2021）。

3参见《中华人民共和国土地管理法》第四十四条。

4土地征收之后，所有权便归属于国家，由政府代为经营。

5例如李明、黄启波确认合同无效纠纷案，详见安徽省宿州市中级人民法院（2021）皖13民终1911号判决书。

6例如杜干成与杜志成房屋买卖合同案，详见江苏省淮安市中级人民法院（2021）苏08民终2520号判决书；又如谢永菊、谢汉忠等与谢祖德农村房屋买卖合同纠纷申诉、申请民事裁定书，详见江苏省高级人民法院（2020）苏民申4766号民事裁定书。

7参见戴月琴等与江苏省人民政府征地补偿行政复议纠纷上诉案——征地补偿标准争议行政裁决的司法审查。

8参考财政部2003年颁布的《关于改革和完善农业综合开发若干政策措施的意见》以及国务院2010年颁布的《关于印发全国主体功能区规划的通知》。

9参考2004年修正的《土地管理法》第三十一条、第三十三条以及2019年修正的《土地管理法》第三十条、第三十二条。

10参考自然资源部不动产登记中心官方网站。

11此处所列系《土地管理法（2019年修正）》的规定。虽然在本文考察期内的《土地管理法（2004年修正）》中，尚未明确列出征地的事由，但2019年颁布的修正并非凭空创设，而是根据以往实践总结得出的，同样具有可信度和代表性。除以上五类外，还包括一个兜底条款。

12为保证结果的可靠性，后文也将这两种情况作为处理组进行了稳健性检验。

13计算公式为：地价（元/平方米）=该宗土地总价/（出让面积×容积率）。

14限于篇幅，部分稳健性检验结果省略，留存备索。

15所有控制变量、固定效应均与表2相同，限于篇幅，省略这些内容，下表同。

16标准1为当村庄到区县行政中心的距离小于区县行政中心到其行政边界的平均距离时，将该村庄识别为近郊；标准2为当平均距离的三分之二时，将该村庄识别为近郊；标准3为当平均距离的二分之一时，将该村庄识别为近郊。

17若区县行政区域呈正多边形或圆形、且行政中心处于其版图中央，则无法以平均距离作为近郊的标准。但现实并非如此，以数据库所涉351个区县为例，所有区县的行政中心距其边界的平均距离、最小距离、最大距离的平均值分别为：25.4公里、6.7公里以及44.2公里。若行政区域多呈圆形、且行政中心处于版图中央，则上述各种距离之间的差距应当很小。

18该数据来源为自然资源部全国征地区片综合地价信息公开系统，由各地区主动上报备案汇总而成。

19礼金收入不包含从父母、公婆或岳父母处获得的收入，礼金支出也参照这个原则。

20限于篇幅，下文的回归结果省略，留存备索。

21根据《土地管理法》，农村村民宅基地面积的上限由省、自治区、直辖市自行制定。综合来看，划定上限所依据的标准共有6种，其中包括以当地人均耕地面积为标准。限于篇幅，这部分不再汇报，感兴趣的读者可向作者索要详细说明。

22在回归之前，本文对处理组与控制组在区域间（东部、非东部）的分布进行了统计，限于篇幅正文不再汇报，感兴趣的读者可向作者索要。

23虽然调节效应的系数在粮食主产区也是显著的，但该结果至少为假说4.2提供了一个较弱的证据。

24宅基地超标面积=宅基地实际面积减去本地宅基地面积上限，面积上限的数值通过查询当地宅基地相关管理条例获得。