陈 霞，李哲敏，王玉庭
（1.中国农业科学院农业信息研究所，北京 100081；
2.中国农业科学院研究生院，北京 100081；
3.农业农村部规划设计研究院，北京 100125）
十九大以来，乡村振兴战略成为新时代解决“三农”问题的关键举措。在人口大规模流出、宅基地大量闲置的现实情境下，村庄规划难以实施是乡村振兴的主要制约因素，而开展宅基地有偿退出成为解决这一问题的重要路径[1]。近几年的中央“一号文件”《乡村振兴战略规划（2018—2022）》和《深化农村宅基地制度改革试点方案》等政策文件均对宅基地有偿退出工作做出部署和要求。宅基地有偿退出不仅可以合理配置农村土地资源、优化城乡建设布局，还能改善村庄环境、提高农民财产性收入，是实现乡村振兴的基础[2]。作为宅基地有偿退出的行动主体，农户自愿是工作开展的根本前提，而如何提高农户意愿是关键，为此，开展农户宅基地退出意愿的影响因素研究，对建立完善宅基地退出政策具有重要意义。
近年来，学术界对农户宅基地退出意愿影响因素的研究取得了丰硕的成果。纵观现有研究，学者们大多关注了个人及家庭特征、宅基地及住房状况、资源禀赋条件、权属与功能认知、心理与情感、风险认知与抗险能力等内部因素[2-6]，也有学者研究了宅基地产权制度、宅基地退出市场机制、宅基地退出政策及安置情况等政策环境因素[7-9]，以及农户分化、代际差异、代际剥削等社会因素的影响[10,11]。然而，处在“差序格局”农村社会[12]的农户不仅是理性的“经济人”，也是复杂的“社会人”，不仅受到正式制度的制约，也受到非正式制度的规范，会通过学习、模仿、互动、试错等调整自身的行为意向[13]。社会资本作为重要的非正式制度，也是影响农户行为意愿的关键因素，在农户行为意愿选择中具有一定的权威作用[14]。孙鹏飞等[14]研究发现社会资本的网络、信任和参与3个维度正向影响宅基地退出行为，邹秀清等[15]将社会资本划分为网络、信任、规范3个维度，也得到了相同的结论。邢大伟等[16]认为社会信任正向影响农户宅基地退出意愿，袁宇峰等[17]基于资本禀赋的视角，研究发现社会资本的网络、信任和参与均负向影响农户宅基地退出意愿，而梁长军等[18]运用DFID生计框架，用家中是否有村干部、社会保障情况、与村民合作程度来表示社会资本，得到了相反的结论。
整体来讲，仅有少数学者意识到社会资本对农户宅基地退出具有影响，且存在以下不足：一是农户有退出意愿并不一定转化为退出行为，两者的影响因素也不尽相同，社会资本对退出行为影响的研究不能代替对退出意愿影响的研究，而且社会资本对退出意愿影响的研究多是基于其他理论前提开展的，对农户社会资本的刻画比较粗糙，导致了研究结论的不确定性；
二是社会资本是多维异质性的[13]，现有社会资本对宅基地退出意愿影响的研究中遗漏了社会规范和社会声望两个维度的考察，也没有研究整体影响，忽视了社会资本的整体性特征；
三是农户社会资本不仅直接影响农户退出意愿，还对影响农户退出意愿的抗险能力具有重要作用[19]，目前尚未有学者对其背后的传导机制进行研究。鉴于此，文章利用苏北地区沛县、丰县两县的实地调研数据，从社会网络、社会信任、社会声望、社会参与、社会规范5个维度构建农户社会资本测度指标体系，采用Logit模型、中介效应模型，实证检验社会资本对农户宅基地退出意愿的影响、各构成维度的影响差异，以及抗险能力的中介作用下的作用机理，弥补现有研究的不足，为发挥社会资本对宅基地退出工作的推动作用提供理论参考。
社会资本是一个社会学概念，由法国社会学家布迪厄[20]首次提出，用以描述物质资本和人力资本以外的第三种资本。随后，Putnam[21]等众多学者对社会资本的概念进行了阐述和扩展，使社会资本的概念日益丰富、应用日益广泛。目前，关于“社会资本”的概念，学术界仍未形成共识，且缺乏统一的测度工具[22]，该文根据自身研究目的，将农户社会资本定义为“嵌入在社会网络关系当中的，可以获取或利用的资源[23]”，不仅包括农户与他人交往中形成的个人威望、对他人的信任，还包括与同村村民非正式交往中形成的社会规范。基于此，借鉴刘丽等[24]的划分方法，该文将农户的社会资本划分为社会网络、社会信任、社会声望、社会参与、社会规范共5个维度，以探究社会资本与农户宅基地退出意愿的关系及抗险能力的中介作用。
1.1 社会资本的直接影响
（1）社会网络是农户通过与其他个体间互动、交往形成的稳定关系网络[25]。研究表明，社会网络具有信息传递、风险分担、劳动力迁移和就业、增加收入和消除贫困等作用[26-33]。调研中发现，宅基地退出工作推进过程中，社会网络具有促进作用。一是宅基地退出政策制定阶段，农户间通过反复沟通交流，使自身需求更加明确，便于政府部门调查时能够获取农户深思熟虑的意愿和诉求，提高政策制定的科学性。二是补偿政策公平、合理的前提下，社会网络规模越大、人员类型越丰富，农户退出政策信息获取的渠道越多、成本越低，得到的信息也越完善，农户对政策认识的准确性也越高。基于此，提出研究假设：
H1：社会网络对农户宅基地退出意愿具有正向影响。
（2）社会信任是社会交往过程中农户对他人行为合乎社会规范、规则的心理期待[32]。研究表明，社会信任在农户信贷、农村劳动力流动、公共物品供给等方面具有重要作用[33-35]。在宅基地退出过程中，社会信任可以通过信息互动机制提高相关信息的流通效率，通过担保机制提高农户退出宅基地的勇气。一是对亲朋好友的信任有利于农户间的沟通交流，提高农户对信息资源的接受程度，防止信息不对称的发生[26]。二是农户对政府部门及村集体的信任程度越高，政府部门、村干部的担保机制越强，退出补偿承诺越容易被信任，有利于消除农户对宅基地退出风险的恐惧[8]。基于此，提出研究假设：
H2：社会信任对农户宅基地退出意愿具有正向影响。
（3）社会声望是农户在社会交往过程中获得的口碑、评价和认可，是他人对他的主观评价，是农户在村庄内社会地位的象征[20]。研究表明，社会声望在提高收入、摆脱贫困、农业生产技术采用、公共物品供给等方面具有重要作用[24,32,36,37]。基于这种认可和崇拜，社会声望高的农户具有组织、号召农户参与集体行动的优势[36]，因此在宅基地退出工作的实际操作中，村干部会优先征求社会声望高的农户的意见，而他们往往会出于为他人做点好事或维持社会地位等目的，而选择代表大部分农户的态度。基于此，提出研究假设：
H3：社会声望对农户宅基地退出意愿具有重要影响，影响方向待验证。
（4）社会参与是指农户对村庄内各类活动和组织的参与情况[21]，反映了农户对村庄社会各个方面的关心、了解与投入[13]。研究表明，社会参与在公共物品供给、农业生产技术采纳、环境保护与改善行为、环境保护支付意愿等方面具有重要作用[24,36-39]。调研中发现，农户社会参与程度越高，接受新事物的能力越高，尝试新事物的意愿也越强，对村内公共事务的了解也比较深入，对国家宅基地制度改革的方向把握更准确，对宅基地退出在改善居住条件、提高财产性收入等方面的作用认识也更深刻，也更愿意退出宅基地。基于此，提出研究假设：
H4：社会参与对农户宅基地退出意愿具有正向影响。
（5）社会规范是社会群体交往过程中形成的行为准则、约束机制，对农户而言，则是对所在村庄的正式规范和非正式规范的认可程度。研究表明，良好的社会规范有利于约束个体行为、维护社会秩序[40,41]，对农户参与公共物品供给、农业绿色生产、环境保护与治理等具有重要影响[24,37-39,42,43]。调研地区主要通过建设新型社区的方式保障农户的居住权益，具有明显的集体行动特征[44]。在熟人社会的乡村，社会规范通过从众、示范、攀比及利他、互惠行为等作用于农户[3]，农户出于改善村庄环境、提高土地利用效率等的考虑，而选择对整个村集体有长远利益的决定。基于此，提出研究假设：
H5：社会规范对农户宅基地退出意愿具有正向影响。
基于H1—H5的分析，提出第6条研究假设：
H6：社会资本对农户宅基地退出意愿具有正向影响。
1.2 抗险能力的中介作用
农户生产生活在自然、经济和社会环境中，面临着健康危机、经济危机、失业危机、自然灾害等多方面的风险[45]，这些风险作为一种无法预估的损失而存在[46]，农户的抗险能力则是指农户对这些风险的应对能力。目前，我国农村社会保障制度还不健全，城乡社会保障体制尚未实现有效衔接，致使农户退出宅基地后，可能面临社会保障变化、农业生产效率变化、经济损失以及住房安置不及时等风险[47]。当农户预计在退出宅基地后面临风险冲击时，其抗险能力对其退出意愿的形成具有决定性作用[4]，农户抗险能力越强，其退出意愿也越强，农户抗险能力越弱，则退出意愿减弱。农户的抗险能力主要表现在自我保险和风险分担两个方面[48]，其中，自我保险主要受家庭资产存量、收入状况、供养压力、城镇住房拥有情况等因素的影响，且家庭资产越丰厚、收入水平越高、供养压力越小、拥有城镇住房越多，自我保险能力越强；
风险分担主要有正规保险、正规借贷和非正规借贷等方式，而农民在退出宅基地后面临风险时，非正式借贷是其首选的风险分担方式。可以说，农户在宅基地退出中的抗险能力主要体现在自身经济物质条件和非正式借贷能力两个方面。而社会资本作为一种潜在的资本，对农户抵御宅基地退出风险的能力具有重要影响。现有研究[26-39,49]表明，社会资本可以通过信息交互机制，促进农民就业，进而提高收入水平，改善家庭经济状况和物质条件，可以通过信任担保机制、行为约束机制提高农户非正规借贷的可得性及数量；
各维度中，社会网络、社会信任、社会声望、社会参与有利于提高农户收入，而社会网络、社会信任、社会声望、社会规范对农户非正规借贷有促进作用，即社会资本及各维度均有利于提高农户的抗险能力。基于此，提出研究假设：
H7：抗险能力在社会资本对农户宅基地退出意愿的影响中具有中介作用；
H8：抗险能力在社会网络对农户宅基地退出意愿的影响中具有中介作用；
H9：抗险能力在社会信任对农户宅基地退出意愿的影响中具有中介作用；
H10：抗险能力在社会声望对农户宅基地退出意愿的影响中具有中介作用；
H11：抗险能力在社会参与对农户宅基地退出意愿的影响中具有中介作用；
H12：抗险能力在社会规范对农户宅基地退出意愿的影响中具有中介作用。
综上所述，将社会资本、抗险能力以及农户宅基地退出意愿纳入同一分析框架（图1），针对社会资本对农户宅基地退出意愿的影响及内在机理进行分析，检验抗险能力在社会资本提升其宅基地退出意愿过程中的中介作用，以期为提升农户的宅基地退出意愿提供一个新的视角。
2.1 数据来源
样本数据来源于课题组2020年11月赴苏北地区沛县和丰县两县的专项调查。调查内容主要包括5个部分：一是家庭基本情况，含家庭成员基本信息、工作及收入状况等；
二是家庭居住条件，含宅基地及农房、城镇住房等的情况；
三是农户社会资本情况；
四是宅基地退出意愿与诉求，含宅基地退出意愿、住房安置意愿、抗险能力等；
五是宅基地政策了解情况。为确保数据的可比性和准确性，调查采用分层抽样与随机抽样相结合的方法，首先以“开展过宅基地退出工作且已进行退出意愿摸底调查”为条件，筛选了8个乡镇的共15个具有代表性的行政村，然后在尚未开展宅基地退出的自然村中随机选择农户，进行一对一访谈，共发放452份农户问卷，剔除无效问卷后，共得到411份有效问卷样本，样本有效率为90.93%。
2.2 变量选取
（1）被解释变量：农户宅基地退出意愿，愿意赋值为1，否则为0。
（2）核心解释变量：农户社会资本及各维度数值。关于农户社会资本的测度，借鉴现有研究[13-15,24,32,36]，构建农户社会资本测度指标体系，测度指标设置及赋值见表1，然后采用因子分析法计算综合得分反映农户的社会资本状况。因子分析前，先对调研样本数据进行信度和效度检验，结果显示：克朗巴哈系数（Cronbach’sα）值为0.715，大于0.6，通过了异质性检验；
KMO值为0.644，大于最低标准0.5，Bartlett球形检验的近似卡方值为1641.712（Sig.=0.000），显著性良好，表明适合做因子分析。然后，运用最大方差法对因子进行旋转，共得到5个特征值大于1的公因子，方差贡献率分别为23.768%、16.019%、13.016%、9.075%、8.172%，分别在社会规范（SS）、社会信任（ST）、社会网络（SN）、社会参与（SP）、社会声望（SR）的指标上的因子载荷最大，累计方差贡献率为70.049%，大于70%，可以较好地测度农户社会资本的总体情况。据此，社会资本的计算公式为SC=(SS×23.768+ST×16.019+SN×13.016+SP×9.075+SR×8.172)∕70.049，各维度得分为提取公因子后标准化计算的数值。
表1 农户社会资本测度指标设置及赋值
（3）中介变量：该文的中介变量为农户的抗险能力。采用问卷中农户对“您家是否有能力应对宅基地退出后可能面临的风险？”回答结果的得分。
（4）控制变量：借鉴现有研究[2-11]，选择户主年龄、户主受教育程度、家庭总人口、非农收入占比等作为农户特征变量，房屋使用年限为住房特征变量，对周边村庄退出宅基地时的补偿政策的了解程度（简称为“对以往退出政策的了解程度”）为政策变量。
各变量定义、赋值及描述性统计分析见表2。
表2 变量定义与描述性统计分析
3.1 基准回归模型
该文对农户宅基地退出意愿的赋值，是典型的二分变量，故采用Logit模型来进行实证分析。具体模型构建如下：
式（1）中，Y为农户宅基地退出意愿，并设定当农户愿意时取值为“1”，否则为“0”，X为影响农户宅基地退出意愿的解释变量，这里包括社会资本及控制变量，α为常数项，m为解释变量的个数，xi为第i个解释变量，βi为解释变量xi的回归系数，ε为随机误差项。p为“Y=1”的概率，1-p为“Y=0”的概率，对两者之比取对数，得到如下函数形式：
式（2）中，p∕(1-p)为事件发生比，简称odds。
3.2 中介效应模型
考虑到被解释变量为二分类变量，我们参考刘红云[50]的研究，构建模型为：
式（3）至式（7）中，Ability为中介变量抗险能力，S为社会资本，Y′为农户宅基地退出意愿，Y′′为加入抗险能力后的农户宅基地退出意愿；
a为S对Ability的影响，b为Ability对Y′′的影响，c为S对Y′的影响，c′为加入中介变量Ability后S对Y′′的影响，i1、i2、i3为常数项，ε1、ε2、ε3为随机误差项。
鉴于系数b与a、c与c′属于不同尺度，要求中介效应，需要对回归系数进行等量尺化。借鉴MacKinnon等[51]的研究，等量尺化计算公式为：
式（8）至式（10）中，bstd、cstd、c′std为等量尺化后的标准化系数；
利用原始数据可计算SD(Ability）、SD(S）、SD(Y′）、SD(Y′′）的计算公式为：
式（13）中，Abilityp为中介效应占比，abstd为中介效应量。
4.1 基准模型回归分析
运用stata16.0软件进行Logit回归分析。对解释变量进行多重共线性检验和异方差检验，结果显示所有变量的VIF值均在1～2，且通过了white检验，模型拟合结果可信。社会资本对农户退出意愿的影响（模型1）、各维度对农户宅基地退出意愿的影响（模型2）的回归分析及各变量边际效应结果见表3，两个模型的P值均为0，模型构建有意义、拟合优度较好。
表3 社会资本对农户宅基地退出意愿影响的回归分析结果
4.1.1 社会资本及各维度的影响
结果（表3）显示，社会资本及各维度均具有显著的正向影响，研究假设1～6得到验证。具体分析如下。
（1）社会网络在1%的显著性水平上具有正向影响，且每增加1个单位，农户愿意退出的概率提高0.065个单位。农户社会网络的规模越大、频率越高、差异越大，农户获取各类资源的能力就越强，在遇到困难时可以寻求的帮助也越多，有利于提高农户的退出意愿，这与调研结果一致。
（2）社会信任在10%的显著性水平上具有正向影响，且每增加1个单位，农户愿意退出的概率提高0.032个单位。对村干部、乡镇政府的信任，可以增强农户对政府部门和村集体补偿政策落实能力的信心，降低对补偿措施不到位的担忧，而对亲朋好友的信任，可以提升发生突发状况时可以获得帮助的预期，从而增强农户的退出意愿。
（3）社会声望在10%的显著性水平上具有正向影响，且每增加1个单位，农户愿意退出的概率增加0.031个单位。影响方向为正，可能是因为各村庄的样本农户中愿意退出宅基地的农户占比均在50%以上，愿意退出是大多数农户的意向，社会声望高的农户为了维系在村里的社会地位，也会愿意退出宅基地。
（4）社会参与在1%的显著性水平上具有正向影响，且每增加1个单位，农户愿意退出的概率增加0.064个单位。社会参与程度高的农户，对村庄公共事务、合作社等社会组织、红白喜事、民俗文化活动等的参与意愿及频率越高，在村庄开展宅基地退出时，社会参与程度高的农户更有可能是积极响应的群体。
（5）社会规范在1%的显著性水平上具有正向影响，且每增加1个单位，农户愿意退出的概率增加0.116个单位。调研所在村庄周围均有村庄已开展过宅基地有偿退出，农户对于宅基地退出已经进行了深入的了解和商讨，当村庄内大部分的农户愿意退出时，农户在社会规范的规制作用下，出于对他人退出后居住环境的担忧、临近村庄成功案例的示范及与周围村民的攀比等原因，而提高其退出意愿。
（6）社会资本在1%的显著性水平上具有正向影响，且每提升1个单位，农户愿意退出的概率提升0.285个单位。在农村地区，社会资本通过信息交互、行为约束等机制影响农户的退出意愿。与控制变量相比，社会资本的回归系数最大，说明在这些影响因素中社会资本的影响程度最大，是影响农户宅基地退出意愿的主导因素。
4.1.2 控制变量的影响
结果（表3）显示，户主年龄均在1%的显著性水平上具有负向影响，农户年龄越大，越看重宅基地的居住养老、代际传承功能[14]，调研地区建设的新型社区房屋为非电梯楼房，上楼不便及退出后生活成本的提高，会削弱大龄农户的退出意愿。户主受教育程度没有影响，随着多年的工作与生活，学历导致的认知与学习能力差距逐步减少，对宅基地退出的认知将主要取决于社会经验。家庭总人口分别在1%和5%的显著性水平上具有负向影响，调研中发现，选择将建设新型社区作为住房安置方式的农户占比高达98.68%，按照以往安置标准，大多数农户居住空间减少，农户家庭人口越多，宅基地退出后安置住房不够用的可能性越大，不利于退出意愿的形成。非农收入占比均在5%的显著性水平上具有正向影响，农户非农收入占比越高，对农业生产的依赖程度越低，对宅基地居住功能越不看重，也就更愿意退出宅基地。房屋使用年限均在5%的显著性水平上具有正向影响，调研中发现，房屋建造年限越短，房屋越新、相关配套设施越完备，农户对退出后的损失预期越高，退出意愿也越弱，反之退出意愿越强。对以往退出政策的了解程度均在1%的显著性水平上具有正向影响，据调查，周边村庄已退出宅基地的农户，住房安置满意程度为比较满意及以上的比重高达84.95%，说明在以往退出农户的满意度较高的情况下，农户越了解退出政策越愿意退出宅基地。
4.2 中介效应检验分析
考虑到中介效应模型的稳健性，为检验抗险能力在各维度影响中的中介作用，借鉴王恒等[52]的做法，将每个维度单独纳入模型进行检验。由于，前文已对社会资本与退出意愿的关系进行了分析，按照逐步回归法的思路，首先检验每个维度分别对退出意愿的影响（表4）。结合表4和表3中模型1结果可知，社会资本对农户的退出意愿在1%的显著性水平上具有正向影响；
每个维度单独纳入模型时，各维度均在1%的显著性水平上具有正向影响。然后，检验社会资本及各维度单独对抗险能力的影响（表5）。结果显示，社会资本在1%的显著性水平上对农户抗险能力具有正向影响，社会网络、社会声望、社会参与、社会规范4个维度在1%的显著性水平上具有正向影响，社会信任在5%的显著性水平上具有正向影响，说明无论是社会资本还是各构成维度的提升都可以提高农户的抗险能力。
表4 各维度单独对农户宅基地退出意愿影响的回归分析
表5 社会资本及各维度单独对农户抗险能力影响的回归分析
接下来，将社会资本和每个维度分别与抗险能力共同纳入模型进行回归分析（表6），并利用公式（8）～（13）计算得到标准化系数及中介效应占比（表7）。结果（表6、7）显示，6个模型中抗险能力均在1%的显著性水平上对退出意愿具有正向影响，说明抗险能力的提升确实有利于增强农户的宅基地退出意愿。加入抗险能力后，社会资本、社会网络、社会信任、社会声望、社会规范均在1%的显著性水平上对退出意愿具有正向影响，社会参与在5%的显著性水平上具有正向影响。对照加入抗险能力前后的回归结果发现，加入后各模型的似然比检验的卡方值（LR chi2）、判定系数（Pseudo R2）均大于加入前对应模型的，模型拟合效果都有所提升；
社会资本和各维度系数的标准化数值也均有不同程度的下降，表明社会资本及各维度对农户宅基地退出意愿的影响中，抗险能力均具有正向部分中介效应。即社会资本及各维度不仅直接影响农户的宅基地退出意愿，还通过抗险能力间接影响农户的退出意愿，假说H7～H12得到验证。从中介效应占比来看，社会资本对农户宅基地退出意愿的影响中，通过抗险能力的中介效应占比为30.4%，小于50%，影响以直接影响为主；
在5个维度的影响路径中，抗险能力的中介效应占比从大到小依次为：社会参与（33.7%）＞社会网络（28.4%）＞社会声望（28.0%）＞社会规范（22.0%）＞社会信任（19.5%），也都小于50%，说明各维度的影响也以直接影响为主。总体而言，社会资本存量高的农户，可以掌握的资源和寻求的帮助越多，其抗风险能力也就越强，也就更加愿意退出宅基地。
表6 社会资本、抗险能力对农户宅基地退出意愿影响的回归分析
表7 标准化系数及效应结果
4.3 稳健性检验
为检验表3模型估计结果的稳健性，首先，用Tobit模型替换Logit模型，对原变量进行回归分析，输出模型20和模型21。二是借鉴现有研究[14,36]，用代理变量替代各维度得分，即用“网络关系中公务员、村干部、教师等的数量”“村里能否保证补偿落实到位”“别人家有重要事情经常找您商量”“参与村中公共事务的频率”“愿意为改善村庄环境退出宅基地”分别作为社会网络、社会信任、社会声望、社会参与、社会规范的代理变量，并构建Logit模型进行分析，输出模型22。结果（表8）显示，社会资本及各维度得分均具有显著的正向影响，显著性及影响方向与模型1、2一致；
各维度代理变量也具有正向影响，社会信任代理变量的显著性水平不变，社会声望代理变量的显著性水平提高，社会网络、社会参与、社会规范代理变量的显著性水平下降，这可能是由于代理变量不能够完全代表各维度的实际情况所致，但影响方向不变。因此，得出的研究结论较为稳健。
表8 基准归回稳健性检验:替换模型与代理变量
中介效应的稳健性检验，主要采用KHB模型替代的方法，检验结果见表9。结果表明，6条影响路径的间接效应均在不同的显著性水平上通过了检验，虽然计算方法的不同导致各路径的中介效应占比与表7中结果不同，但中介效应占比也都小于50%。结果说明，社会资本及各维度对农户宅基地退出意愿的影响中，抗险能力具有中介作用、影响以直接影响为主的结论没变，验证了前文中介效应结论的稳健性。
表9 中介效应稳健性检验：KHB模型
该文基于苏北两县的实地调研数据，采用Logit模型、中介效应模型实证检验了社会资本对农户宅基地退出意愿的影响及作用机制。研究表明：一是社会资本对农户的宅基地退出意愿具有显著正向影响，社会资本的提升可以提高农户的退出意愿；
二是各维度对农户的宅基地退出意愿的影响方向均为正，各维度的效用强度依次为社会规范（0.116）、社会网络（0.065）、社会参与（0.064）、社会信任（0.032）、社会声望（0.031），社会资本主要通过社会规范、社会网络、社会参与3个维度来影响农户的宅基地退出意愿；
三是抗险能力在社会资本及各维度对农户宅基地退出意愿的影响过程中均存在正向部分中介效应，社会资本还可以通过提升农户的抗险能力来提高退出意愿，但抗险能力在社会资本及各维度的影响中的中介效应占比不足一半，影响都以直接效应为主。
针对以上结论，得到以下启示：一是注重社会资本的培育，发挥社会资本在宅基地退出工作中的推动作用。搭建信息共享与交流平台，加强文化娱乐、生产互助、生产竞赛等活动组织力度，提升农户间的互动频率，提升农户的网络与参与资本；
规范村镇干部行为，加强村镇干部与村民的沟通交流，将村镇干部为民办事纳入考核体系，解决农民“急难愁盼”，提升信任资本；
建立村民互助制度，提升声望资本；
完善村规民约、村民公约等，提高农户的规范资本。二是提高农民收入，完善风险分担机制，提高农户抵御风险的能力。完善农民收入增长机制，健全农民就业服务体系，强化农户就业技能培训，拓展农民增收渠道；
健全农村金融体制机制，丰富金融产品，创新服务方式，拓展抵押质押物范围，提高农户融资能力；
健全农村社会保障体系，完善农业保险制度，提高农业保险覆盖面、保障水平及服务领域，分散农业生产经营风险，加大村镇保障性住房资金投入力度，多元化保障退出宅基地农户的居住权益。
该研究的调研地区为典型的分裂型村庄社会结构，但我国地域辽阔，受自然生态及村庄历史的影响，各区域农村社会结构差异明显[53]，农户社会资本的构成及对农户行为意愿的影响均有差异，在后续的研究中，可选择团结型、分散型村庄作为案例，进一步探讨社会资本对宅基地退出意愿的影响是否一致。
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