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改革开放以来，社会主义市场经济体制的变革推动了城镇化和工业化的“双高速”发展，吸引了大规模农业人口向城镇转移。国家统计局数据显示，截至2022年底，我国常住人口城镇化率已达65.22%，全国农民工总量29 562万人[1-2]。农村人地分离状况日益普遍，宅基地空置闲置化严重、布局散乱无序、利用效率低等问题凸显，激化了城乡建设用地供需矛盾，为宅基地要素优化配置提供了改革动力[3]。自2004年以来，国务院下发的《国务院关于深化改革严格土地管理的决定》提出“鼓励农村建设用地整理，城镇建设用地增加要与农村建设用地减少相挂钩”，允许探索通过农村宅基地整理(即拆迁、复垦)来置换城市建设用地指标的宅基地产权有限开放制度[4]。此后，2015年原国土资源部召开试点工作部署暨培训会议，正式启动农村土地征收、集体经营性建设用地入市、宅基地制度改革试点工作[5]；2018年中央一号文件首次正式提出探索宅基地所有权、资格权、使用权“三权分置”[6]；2020年中央全面深化改革委员会第十四次会议审议通过了《深化农村宅基地制度改革试点方案》，开启新一轮宅基地制度改革试点[7]；2023年中央一号文件明确提出赋予农民更加充分的财产权益，深化农村土地制度改革[8]。制度改革与现实需求共同驱动，部分地区实施农户宅基地自愿有偿退出制度探索。宅基地退出不仅可以为农村转移人口市民化提供内在动力和外在支持，还可以推动人地关系变化情景下的土地资源优化配置，推动宅基地的价值发现和价值实现[9]。因此，在宅基地“三权分置”改革背景下，深入探究农村转移人口市民化如何影响其宅基地退出意愿，对稳步、自愿且有偿地推进宅基地退出具有多重意义。
目前，学者们针对宅基地退出影响因素开展了广泛研究，不仅从理论层面深入剖析，更通过实证方法探寻其背后的真实驱动因素，大体可以归为内在驱动力和外在驱动力两类研究。其一，内在驱动力主要表现为市民化、农户分化、家庭化迁移、城市融入、农地流转、家庭生命周期、家庭人力资本、退出风险等方面。农村转移劳动力市民化显著提高了其退出宅基地的意愿，而对宅基地的依赖性在这一过程中起到了中介作用[10]；农户分化对宅基地退出意愿既有直接影响也有间接影响，财产价值认知、宅基地价值认知发挥了中介作用，代际差异发挥了调节作用[11-12]；家庭化迁移对宅基地退出意愿既有直接影响也有间接影响，城市融入发挥了中介作用[13]；农民的分化促进了宅基地有偿退出的意愿，从而推动了农地的转出行为，宅基地价值认知发挥了部分调节作用[14]；处于家庭生命周期不同阶段的农户宅基地退出意愿存在显著差异，并且随着家庭生命周期演变呈N型(即低—高—低—高)变化趋势[15-16]；家庭人力资本可通过增加农户收入、增强农户维权意识和提高农户宅基地退出政策认知3条路径促使农户退出宅基地[17]；基于技术接受模型和感知价值理论，感知有用性和感知易用性正向影响宅基地退出意愿，感知风险则负向影响宅基地退出意愿[18-19]。其二，外在驱动力主要表现为宅基地确权、政策规制、村庄治理等方面。确权对农户宅基地退出意愿有显著负向影响，禀赋效应起到了中介作用，社会资本起到了调节作用[20]；引导性规范在政策规制对宅基地退出意愿的激励作用中占主导地位，而模范性规范在政策规制对宅基地退出意愿的约束作用中占主导地位[21]；经济结构变革与村庄转型是传统农区宅基地制度改革的内在需求，村庄独特的资源禀赋状况与内部高效的治理结构是共同塑造宅基地退出具体模式不可或缺的要素[22-23]。尽管已有部分学者探讨了市民化、农地流转与农户宅基地退出意愿间的作用关系，但没有将三者整合到一个系统的分析框架中进行深入分析，忽视了质性研究的重要性。同时由于中国农村劳动力转移及市民化的典型特征及以户为单位的宅基地分配制度，个人市民化和家庭市民化的不同状况，导致宅基地退出意愿不同，而现有研究对此关注不足。
因此，本研究从宅基地功能转型的角度出发，将市民化能力(个人市民化能力和家庭市民化能力)和农地转出同时纳入农民宅基地退出意愿的分析框架之中，基于黑龙江省海伦市27个村庄覆盖423户农户的实地调研数据开展实证分析，旨在精确剖析市民化对宅基地退出意愿的具体影响机制，重点揭示农地转出在两者间的中介作用及其代际差异，以期为制定精准化、差异化的宅基地有偿退出政策提供理论基础和实践经验借鉴，推动相关政策的有效实施与持续优化。
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随着新型城镇化的深入推进，农村劳动力非农转移趋势加强，进城农民的城镇生活具有保障及农村宅基地利用率低时，非农就业意愿高，会考虑放弃农村宅基地完全实现从农民身份向市民身份的转变[24-25]。这种实现在城镇定居和持续生存的能力被称作市民化能力。
市民化能力是一个复杂且多维度的概念，它不仅包括个人的职业技能、城市适应能力，还涉及到家庭的整体经济状况、社会网络以及文化融合能力。具体来说，市民化能力可以分为个人市民化能力和家庭市民化能力两个方面。
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职业技能：指个体在城市中获得稳定就业所需的专业技能和知识。随着城市经济的发展，对劳动力素质的要求也在不断提高，因此，个人职业技能的强弱直接影响到其在城市中的生存能力和发展空间。
城市适应能力：包括个体的生活习惯、文化认同、社交能力等。这些能力决定了个体能否快速融入城市生活，建立起自己的社交网络，享受城市的公共服务设施。
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家庭经济状况：家庭的收入、资产以及负债情况都会影响到家庭的市民化能力。一个经济状况良好的家庭，更容易在城市中安家落户，享受到城市生活的便利。
家庭社会网络：家庭在城市中的社会网络关系也是衡量家庭市民化能力的重要指标。一个家庭如果在城市中有广泛的社会网络，那么他们在面临困难时，更容易得到帮助和支持。
虽然经济快速发展为农民创造了大量非农就业的机会，甚至部分家庭成员定居城镇，但深受传统文化影响的中国家庭，在追求家庭收益最大化并综合权衡各种利益得失后，会进行家庭内部分工，一部分非农就业能力欠佳的女性、老人等家庭成员会自我否定，为减少对有限资源的消耗，一般不会选择放弃宅基地，甚至不会参与农地流转，而是选择兼业化经营。在市民化过程中，即使部分家庭成员已经在城镇有了稳定的工作和生活，其农村家庭中非农就业能力较弱的成员很有可能会主动放弃进城的机会，选择在农村低消费生活，以减少已进城家庭成员在城镇的生活压力[12, 26-27]。在中国农业劳动力结构老龄化、女性化特征愈发明显的情况下[28]，非农就业能力不足的家庭成员在这种自我否定下选择仍然对宅基地进行正常使用，宅基地功能转型困难，减弱了农户对宅基地的退出意愿。因此，为了更细致地考察市民化能力对宅基地退出意愿的影响，把市民化能力进一步细分为个人市民化能力和家庭市民化能力。基于此，本研究提出如下研究假说：
H1：市民化能力对农民宅基地退出意愿的正向影响有统计学意义；
H1a：个人市民化能力越强，农民宅基地退出意愿越强；
H1b：家庭市民化能力越强，农民宅基地退出意愿越强。
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在农村土地系统中，农地和宅基地是两种主要的土地类型。农地转出实际上是对土地资源的一种重新配置，通过土地流转，使土地资源向更高效、更集约的利用方式转变。这种优化配置不仅提升了农业生产效率，还有助于农村经济的发展。同时，农地转出还带动了农村剩余劳动力的转移，推动了劳动力向城镇的流动，进而影响了农民的宅基地退出意愿[29]。农地流转是促进农户多渠道增收的重要途径，农地转出是当前进城农民普遍采用的农地处置方式[30]。农地转出使更多家庭剩余劳动力得以释放，鼓励家庭成员逐渐从农村农业生产经营模式过渡到城镇非农就业模式[31]；城镇薪资待遇较好的工作替代了农地生产就业，使家庭收入主要来源转向非农就业，家庭生产生活重心逐渐向城镇倾斜。
宅基地在农村经济中具有多种功能，包括住房保障、生产辅助等。然而，随着农地转出和劳动力转移，宅基地的功能也在发生变化。一方面，随着农民向城镇流动，他们对宅基地的住房保障需求减弱；另一方面，由于农地转出带来的经济效益，农民对宅基地的生产辅助功能也逐渐减弱。这种功能变迁使得宅基地的实际利用效率降低，从而增强了农民退出宅基地的意愿。宅基地实际利用效率低，农民对宅基地住房保障、生产辅助功能的依赖性减弱，进而产生了退出宅基地的需求。基于此，提出如下假说：
H2：农地转出对农民宅基地退出意愿的正向影响有统计学意义。
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农地转出能进一步削弱农民对宅基地生产辅助功能的依赖，并带动其退出宅基地的积极性，因此，农地转出直接影响农民宅基地的退出意愿。然而，农地转出是有其诱因的，其中农民生产生活方式的分化及生计的转型是其重要影响因素[32]。随着农户向城镇转移并从事非农就业，其家庭非农收入会随之增加，农民分化程度会逐渐明显，不同农户的经济和社会地位差异必然会影响他们对农地的处置方式，其生产生活方式发生分化，生计发生转型，致使农民对宅基地的依赖产生差异，导致对于宅基地退出持有多样化的观点和态度。首先，随着城镇化和工业化进程的推进，农村劳动力的生产生活逐渐向城镇转移并实现市民化，市民化程度的不断加深也使从事农业生产的人越来越少，为农地转出提供了现实基础，进城农民将利用效率低的农地转出给相关主体以显化其资产价值，进而减少其对农地生产就业的依赖，实现非农化到市民化的平稳过渡[14, 33]。其次，在传统小农经济形成的“宅田一体”的农业生产形态下，宅基地作为农地生产辅助功能的延伸，承担着储存农业生产工具以及原料等功能[34]。农地转出后，农民不再从事农业生产，宅基地的农业生产辅助功能减弱，提升了农民退出宅基地的意愿。基于此，提出如下研究假说：
H3：农地转出在市民化能力对宅基地退出意愿的影响中起到中介作用；
H3a：农地转出在个人市民化能力对宅基地退出意愿影响中的中介作用有统计学意义；
H3b：农地转出在家庭市民化能力对宅基地退出意愿影响中的中介作用有统计学意义。
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我国已形成以代际分工为基础的半工半耕的家庭再生产模式，不同代际位置下的家庭成员在市民化能力、生活预期、土地情结等方面存在明显的差异性，对宅基地退出的态度有较大不同[35]。对于父代成员而言，基于父辈身份以及自身人力资本限制，主要留守在农村，承担着整个家庭生活和农业生产等基础性活动任务。对于出生成长于农村的父代成员来说，宅基地作为其世代相传的宝贵财产，承载着浓厚的恋土情结与安土重迁的传统观念，其功能价值不仅局限于住房保障功能，还广泛体现在对农业生产的辅助功能，父代成员感知到的退出风险要高于所获得的收益，现行的宅基地退出补偿可能不足以影响其传统的土地价值观，不愿意轻易退出宅基地[36-38]。对于子代成员而言，其肩负着家庭未来的发展希望，更多地选择离开农村进入城镇寻求更好的发展机会。相对父代成员，子代成员的个人市民化能力更强，农地转出率更高，对宅基地住房保障、生产辅助功能的依赖程度逐渐下降[39]。子代成员是“离土出村不回村”的一代人，跨省转移、举家迁移的比例不断增加，他们更注重生活舒适度、未来职业发展机会以及子女教育问题，更渴望能在城镇中立足，实现生活的转型与生活品质的提升。因此，在宅基地退出能带来相应价值补偿的激励下，对于可能面临的预期风险具有较高的承受能力，更容易退出宅基地。基于此，提出如下研究假说：
H4：父子两代成员在市民化能力、农地转出对宅基地退出意愿影响上存在代际差异。
构建市民化能力、农地转出对宅基地退出意愿影响及其代际差异的理论框架如图 1所示。
1.1. 市民化能力对宅基地退出意愿的影响
1.1.1. 个人市民化能力
1.1.2. 家庭市民化能力
1.2. 农地转出对宅基地退出意愿的影响
1.3. 市民化能力、农地转出对宅基地退出意愿的影响路径
1.4. 市民化能力、农地转出对宅基地退出意愿影响的代际差异
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宅基地资源盘活利用是宅基地制度改革尤其是宅基地退出制度探索的主要动因，要素禀赋及人地关系状况是宅基地价值实现路径的重要影响因素和依据[9]。由于当前针对资源禀赋条件较差、人地关系较为宽松地区宅基地退出的调查研究不足，因此本研究选取黑龙江省海伦市为研究区，其主要理由是：海伦市地处松嫩平原，人均农地面积大，七普数据显示其常住人口48.02万人[40]；海伦市曾是国家级深度贫困县，其城乡建设用地增减挂钩所产生的节余指标，以及补充耕地的节余指标，均可跨越县域乃至省域的界限进行灵活调剂，这一指标的调剂机制，不仅成为了地方政府推动宅基地有序退出的主要助力，更是解锁宅基地价值、实现其潜在效益的关键一环。2018年，海伦市流转城乡建设用地节余指标194 hm2、耕地占补平衡指标353 hm2[41]；2020年，海伦市土地规模经营面积达到22.93万hm2[42]；“十四五”时期海伦市计划推行土地规模经营23.33万hm2、托管服务12.67万hm2，转移输出劳动力20万人以上[42]。
本研究采用了2019年7月对海伦市进行的抽样调查数据。基于乡镇地理位置、土地资源和经济状况等因素选取11个乡镇，每个乡镇选择1~3个村，每个村随机走访15户左右的农户，共调查27个行政村、423户农户。问卷调查对象包括农户和村庄两个部分，其中，农户的问卷调查包括农户的个人特征、家庭特征、农地禀赋、宅基地禀赋等相关信息；村庄问卷则包括了村庄地理状况等基本情况。
基于此，选取海伦市作为研究区域，深入剖析市民化能力、农地转出对宅基地退出意愿的具体影响，并探索其内在作用路径，旨在为政府制定市民化和宅基地退出相关的政策提供更有力的理论支撑，以推动脱贫攻坚成果持续巩固和乡村振兴战略的实施。
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农民宅基地退出意愿指自愿永久退出宅基地，即退出宅基地使用权和资格权，并不再申请使用宅基地的意愿，为二分类变量。
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1) 市民化能力。鉴于中国农村劳动力转移及其市民化的阶段性，即由个人转移及其市民化逐步实现家庭的转移及市民化，同时由于中国特殊的以户为单位的宅基地分配及管理制度，宅基地退出的意愿不仅是个人意愿表达同时也要考虑家庭整体情况。因此将市民化能力区分为受访者个人市民化能力及其所在的家庭市民化能力。个人市民化能力主要取决于个人在城镇进行非农生产就业的融入程度[43]。基于已有文献成果，以年龄、受教育程度和工作稳定性作为衡量农民个人市民化能力的指标。家庭市民化能力主要取决于家庭与城镇建立联系的紧密程度[44]，以家庭非农收入占比、是否定居城镇和是否购买城镇住房来表征家庭市民化能力。
2) 农地转出。即自有农地全部转出同时没有转入农地，无农业生产经营活动的行为，为二分类变量。
3) 代际差异。为识别代际差异，现有文献常用的做法是以1980年为代际进行划分。然而，1980年左右出生的农民在40周岁左右，这种划分方法难以准确反映其家庭结构及其所处的家庭位置。基于上文的理论分析，为更好地反映农民个体所处的家庭位置及其所承担的责任，参考文献[45]的研究方法，将户主及其配偶、处于同一代的兄弟姐妹等家庭成员界定为家庭结构中的父代成员群体，同时，以父代成员为参照基准，进一步区分出子代成员，即户主的子女，还可通过直接询问受访者与户主的关系，进行区分父代和子代。
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参照现有文献[15, 46-47]，选取农地状况、宅基地状况、补偿意愿以及村庄特征4个方面的控制变量，其中，农地状况以农地面积表示；宅基地状况以宅基地面积、宅基地闲置状况及房屋结构表示；补偿意愿以补偿方式表示；村庄特征以村庄地形表示。各变量定义、赋值说明及描述性统计详见表 1。
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基准回归模型是一种常用的统计分析方法，可以用于研究自变量和因变量之间的关系。在代际差异视角下，可以通过构建基准回归模型来探究不同代际农民的市民化能力、农地转出与宅基地退出意愿的影响因素。在基准回归模型中，设定农民宅基地退出意愿为被解释变量，该变量为二分类变量，采用二元Logit回归模型进行建模分析，其具体形式见公式(1)。
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中介效应检验模型可以用于研究某个变量是否在其他两个变量之间起到中介作用。在代际差异视角下，可以借助中介效应检验模型来探究不同代际农民的市民化能力、农地转出和宅基地退出意愿之间是否存在中介变量，以及这些中介变量如何影响最终结果。本研究采用文献[48]的逐步回归法检验农地转出的中介作用。首先，针对市民化能力对宅基地退出意愿的影响进行分析；其次，探讨农地转出如何作用于宅基地退出意愿；最后，综合前文的分析结果得出，市民化能力可通过促进农地转出这一路径影响农民对于宅基地退出的意愿。具体步骤为：第一步，对公式(1)采用Logit模型进行回归，检验市民化能力对农民宅基地退出意愿的总效应(即检验零假设H0)；第二步，对公式(2)和公式(3)采用Logit模型进行回归，检验农地转出中介效用是否有统计学意义(即检验H0)。具体来讲，首先对系数α1和β1的显著性进行检验，若都显著，则存在中介效应；其次直接检验H0，并采用Bootstrap法检验是否存在中介效应。
其中：withdrawali表示农民宅基地退出意愿，settlei表示市民化能力，transferi表示农地转出，Xi是控制变量；c0、α0、β0为截距项，μ为控制变量的回归系数，ε1i、ε2i、ε3i为随机扰动项；c1为市民化能力对宅基地退出意愿的总效应，α1为市民化能力作用于农地转出的效应，β1为农地转出作用于宅基地退出意愿的效应，c′1为加入中介变量农地转出之后市民化能力作用于宅基地退出意愿的效应；α1、β1为间接效应，c′1为直接效应，各效应之间的关系为c1=c′1+α1β1。
2.1. 数据来源
2.2. 变量选取
2.2.1. 被解释变量
2.2.2. 核心变量
2.2.3. 控制变量
2.3. 模型选择
2.3.1. 基准回归模型
2.3.2. 中介效应检验模型
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步骤1：根据研究目的，设定两个模型——模型(1)、模型(2)，分别检验个人市民化能力、家庭市民化能力对农民宅基地退出意愿的影响。
步骤2：收集农民的个人信息、家庭信息、宅基地信息、农地转出情况、补偿方式等相关数据。
步骤3：使用统计软件对模型进行估计，得到模型的参数估计值和统计检验值。
步骤4：利用Hosmer-Lemeshow(HL)检验模型的拟合优度。Hosmer-Lemeshow(HL)检验显示p(1)=0.54、p(2)=0.72，均大于0.005，说明模型拟合效果均较好。基准回归结果详见表 2。
模型(1)估计结果显示，在个人市民化能力中，个人的受教育程度和工作稳定性与宅基地退出意愿的正相关关系有统计学意义，假说H1a得到验证。一般而言，受教育程度越高，其非农就业机会越多，工作层次和收入越高且不容易被替代，工作稳定性越强，其在城镇就业生活的稳定性越强，进城失败退守农村的可能性越小，对农村宅基地保障功能的依赖弱化，退出宅基地的意愿越为积极。
模型(2)估计结果显示，在家庭市民化能力中，非农收入占比、是否定居城镇及购买城镇住房情况均正向影响宅基地退出意愿，假说H1b得到验证。具体来看，家庭非农收入占比越大，表明其家庭劳动力资源集中于非农生产，与农村建立的原有农业生产联系逐渐减弱，宅基地服务农业生产的辅助功能弱化；家庭主要成员进城定居的农户，对城镇更多的就业机会和更好的生活环境更加向往；已经购买城镇住房的农户，说明他们与城镇已经建立起更为紧密的联系，已经获得了与住房相配套的教育、医疗、卫生等公共服务，其对农村宅基地住房保障功能的依赖减弱，宅基地退出意愿更强。
模型(1)和模型(2)的估计结果均显示，农地转出对宅基地退出意愿的正向影响在p=0.01水平有统计学意义，并且通过了稳健性检验，假说H2得到验证。剩余劳动力从农村转移到城镇，生产方式从农业生产转移到非农生产，将农地转出，此时宅基地服务农业生产的辅助功能消失，进一步降低了其个人及其家庭对宅基地的依赖，退出宅基地的意愿更强。
控制变量影响方面，宅基地面积、房屋结构、补偿方式和村庄地形均显著影响农民宅基地退出意愿。具体来看，宅基地面积对宅基地退出意愿的正向影响在p=0.1水平有统计学意义，宅基地面积越大，获得的补偿资金就会越多，用于支持市民化的资本也就越多，宅基地退出动力更强。房屋结构对宅基地退出意愿的正向影响在p=0.05水平有统计学意义，房屋结构越简易，说明其房屋质量及居住环境越差，居住舒适度越低，改善现有农村住房条件的需求越强，通过退出宅基地以获取更好居住环境的意愿越强烈。补偿方式对宅基地退出意愿的正向影响在p=0.1水平有统计学意义，与一次性全部付清的货币方式相比，农民更倾向于以较为稳定持续的非货币补偿方式退出宅基地。村庄地形对宅基地退出意愿的正向影响在p=0.01水平有统计学意义，与平原地区相比，丘陵地区农业规模化生产经营条件较差，农业生产效益比较低，农民生活水平受到制约，他们更愿意通过退出宅基地获取更好的生产生活环境。
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通过逐步回归的中介效应模型检验农地转出在个人市民化能力和家庭市民化能力对宅基地退出可能存在的中介作用。根据文献[48]的标准，中介效应有统计学意义需同时满足以下3个条件：一是自变量(即市民化能力)对因变量(即农民宅基地退出意愿)的作用有统计学意义(系数c)；二是自变量(即市民化能力)对中介变量(即农地转出)预测有统计学意义(系数a)；三是中介变量(即农地转出)对因变量(即农民宅基地退出意愿)预测有统计学意义(系数b)。其中，系数c表示总效应值，系数a、系数b表示中介效应值，具体检验结果见表 3。
从表 3可以看出，在个人市民化能力、农地转出与宅基地退出意愿的中介效应检验中，年龄没有通过中介检验，受教育程度(总效应为0.27，中介效应为0.07，占比25.93%)和工作稳定性(总效应为0.44，中介效应为0.15，占比34.09%)均通过检验，验证H3a。年龄对宅基地退出意愿无直接影响，同时也无法通过农地转出对宅基地退出意愿产生间接影响。在中国经济高质量发展的大背景下，劳动力市场上低层次劳动力数量趋近饱和，对高质量人才需求多，相对于高学历人群，年龄优势不再显著。此外，在城镇工作的稳定性越高，其对农地转出和退出宅基地风险预估越低，对农地生产就业功能依赖越弱，进而通过农地转出的方式处置农地，进一步降低了其对宅基地在农业生产辅助功能方面的依赖程度，从而增强了放弃宅基地的意愿。
在家庭市民化能力、农地转出与宅基地退出意愿的中介效应检验中，是否定居城镇没有通过中介检验，非农收入占比(总效应为0.85，中介效应为0.35，占比41.18%)和是否购买城镇住房(总效应为0.78，中介效应为0.09，占比11.54%)均通过检验，验证H3b。非农收入占比越高，说明现有家庭劳动力资源向非农就业倾斜，在城镇生产生活稳定的预期较好，农地转出概率较大，进而削弱了对宅基地住房保障和生产辅助功能的依赖。其次，已经购买了城镇住房的家庭，说明其家庭经济状况较好，且已经获得了城镇基本公共服务，能较好地替代农地的生产就业功能及宅基地的住房保障功能。因此，非农收入占比高、已购买城镇住房的农民家庭，农地转出的概率大，宅基地退出的意愿强。
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家庭非农收入占比与宅基地退出意愿之间可能存在内生性问题，这种潜在的内生性可能导致回归结果的估计产生偏差。这是由于当前实施的宅基地退出政策大多是将宅基地资格权进行镇域内跨村转移，让转移的农户在交通便利、产业发展等较好的中心村进行集中居住，增加了农民非农就业的机会及非农收入，即家庭非农收入占比与宅基地退出意愿存在双向因果关系。为此，采用工具变量法，以村庄内常年在外务工人数占比作为市民化能力的工具变量。该工具变量能够从村庄整体层面反映劳动力流动特征，鉴于样本农户作为村集体不可分割的一部分，两者之间存在着紧密的联系，因此工具变量具有相关性；该工具变量并不包含任何关于样本农户的个体信息，即工具变量与样本农户的宅基地退出意愿无直接关联，工具变量具有外生性。
运用两阶段最小二乘法，重新估计家庭非农收入占比对宅基地退出意愿的影响，结果见表 4。工具变量的系数为0.78，且在p=0.01的水平有统计学意义，这说明本村常年在外务工人数占比越高，其农民家庭的非农收入占比越高。第一阶段的F值为25.23，经验上该工具变量较小可能是弱工具变量。在有效解决内生性问题后，家庭非农收入占比仍正向影响宅基地退出意愿，再次验证H1的准确性。
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表 5和表 6给出了基于代际差异的分组估计结果，表 5的模型(3)、模型(4)分别为父代成员个人市民化能力和家庭市民化能力的回归结果，表 6的模型(5)、模型(6)分别为子代成员个人市民化能力和家庭市民化能力的回归结果。HL检验显示各模型p值均大于0.005，说明各模型拟合效果良好。
在父代成员中，受教育程度与宅基地退出意愿的正相关关系在p=0.05水平有统计学意义。农地转出与宅基地退出意愿的正相关关系在p=0.01水平有统计学意义，对于已将农地转出的农户来说，其已脱离农村农业生产，对宅基地生产辅助功能依赖较弱，退出宅基地意愿较强。
在子代成员中，非农收入占比与宅基地退出意愿的正相关关系在p=0.1水平有统计学意义，这说明农户从事非农就业之后，随着其非农收入的提高，在城镇的生活能力增强，对农地及宅基地各方面保障功能的依赖性越弱，退出意愿越强。农地转出与宅基地退出意愿的正相关关系在p=0.1水平有统计学意义，农地转出后增加了青壮年劳动力转向城镇寻求更高收入的非农就业可能，转出后劳动力逐渐与城镇建立密切联系，渐渐脱离以血缘、地缘关系为纽带的农村传统差序格局，对宅基地的住房保障、生产辅助功能的依赖都变弱，放弃宅基地的可能性更大。
通过父子两代成员比较来看，农地转出对父子两代的宅基地退出意愿均有正向影响。说明无论是子代还是父代成员，农地转出是其个人及家庭生产生活方式转型的重要路径，因生产生活方式转型致使其个人及家庭对宅基地功能依赖发生变化，进而影响其宅基地退出意愿。然而，农地转出在市民化能力对宅基地退出意愿影响的中介作用存在明显的代际差异。在个人市民化能力对宅基地退出意愿影响过程中，农地转出仅对父代成员具有显著中介效应；在家庭市民化能力对宅基地退出意愿影响过程中，农地转出仅对子代成员表现出显著中介作用。究其原因，对父代成员来说，其个人能够在很大程度上代表整个家庭的决策，个人市民化能力对父代成员的影响更重要；而对于子代成员来说，整个家庭支持是其生产生活决策的关键，所以家庭市民化能力对子代成员的影响较强，这与中国实际相符。
3.1. 基准回归结果与分析
3.2. 中介效应检验结果与分析
3.3. 内生性检验
3.4. 代际差异分析
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基于黑龙江省海伦市11个典型乡镇27个村庄423户农户的调研数据，对市民化能力、农地转出对宅基地退出意愿影响及其代际差异进行了实证分析，并运用中介效应模型检验了农地转出的中介效应，具体研究结论如下：第一，个人市民化能力与宅基地退出意愿的正相关关系有统计学意义，农地转出对受教育程度、工作稳定性的影响均发挥中介作用，其中介效应分别占总效应的25.93%和34.09%；家庭市民化能力与宅基地退出意愿的正相关关系有统计学意义，农地转出在非农收入占比和购买城镇住房的影响中均通过中介效应检验，且中介效应分别占总效应的41.18%和11.54%。第二，农地转出在市民化能力对宅基地退出意愿影响的中介作用存在明显的代际差异。在个人市民化能力对宅基地退出意愿影响过程中，农地转出仅对父代成员具有显著中介效应；在家庭市民化能力对宅基地退出意愿影响过程中，农地转出仅对子代成员发挥显著中介作用。
基于上述研究结论，提出如下政策建议：第一，提高农民市民化综合能力。构建保障农户非农收入稳定性的长效机制，持续推动劳动力从农村农业向城镇非农就业转移，增加农民个人非农就业能力和获取非农收入能力。同时政府要提供更加多元化的非农职业技能培训以及城镇保障性住房，削弱农户囿于受教育水平和经济门槛而造成非农就业的竞争劣势，让其能够更容易地在城镇就业，获得稳定的非农收入，有效提高农户市民化的综合能力，弱化农户家庭对宅基地住房保障功能的依赖。第二，建立健全农地流转市场。建立完善的农地流转服务平台，畅通农户农地流转信息交流渠道，降低农地流转交易成本，提高农户家庭农地转出比例，减弱农户对农业生产经营的依赖性，减少农户家庭对宅基地在支持农业生产方面的辅助功能的依赖。第三，探索差别化的宅基地退出机制。既要考虑到父代成员安土重迁、住房保障的诉求，又要考虑到子代成员渴望进城定居以及可能面临的经济窘境，政府要因势利导，为他们顺利退出宅基地提供差异化的制度安排。同时完善货币补偿以及非货币补偿的多元化组合式补偿方式，持续保障农民退出宅基地之后的生活质量、生活环境，联动解决市民化与宅基地退出的衔接问题。
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