1 引言 空心村是指在快速工业化与城镇化进程中，广大农村地区出现的产业凋敝、人口外流、土地弃耕以及宅基地大量空废的现象。空心村的日益蔓延不仅造成土地资源的双向浪费[1]，亦对粮食安全[2，3]、村容村貌[4]、社会稳定[5，6]、乡村治理[6]等产生负面影响，引起了政府与学术界的高度关注。2013年中央一号文件对日益严峻的村庄空心化现象提出加强和创新农村社会管理，2014年的国务院政府工作报告中提到要高度重视“空心村”问题，2015年启动了全国农村土地制度三项改革试点，2017年党的十九大报告首次提出实施乡村振兴战略，中央农村工作会议对其重点任务作出全面部署。一系列政策的密集出台为空心村整治指明了方向，然而空心村整治是一项复杂的系统工程，要想达成预期整治效果，探究空心村形成的影响因素，厘清空心村的形成机理是关键。 目前学术界对空心村现象较为统一的认识是：它是中国特殊的城乡二元体制下，农村人口非农转移与农村居民点用地缩减脱钩，导致村庄用地规模扩大与闲置废弃并存的“外扩内空”的不良演化过程[1，7]，并不同于西欧、北美、日本等地区的乡村衰落[8，9]或乡村人口“过疏化”现象[10，11]。关于空心村演化规律主要有三类观点，其一依据土地利用格局的发展阶段论[7]；其二依据要素流动及外部环境差异的生命周期论[12，13]；其三依据村庄用地扩展阶段的过程模型论[13，14]。引致空心村的因素多元且交杂，其中最为关键的是经济发展水平、人口社会因素、自然环境、制度管理等。城乡非均衡发展导致村庄内生发展能力衰退，日益扩大的城乡收入差距是造成“人走屋空”的重要原因[15，16]，同时，家庭收入增长提高了农户建造新房的能力，为村庄用地扩展奠定了经济基础[14]。家庭结构核心化、非农收入占比增加有效降低农户对于土地的依赖性，加速分户建房的高潮[7]，相对较低的农业产出效益进一步加剧占用耕地建房的行为[17，18]。地形区位、耕地资源禀赋、自然灾害、环境变化等自然因素既是空心村形成的驱动因素，也在很大程度上影响着演化类型[7，14]与空心化程度[17，18]。制度因素是中国空心村现象有别于国外乡村衰落现象的重要原因，宅基地使用权的无偿无限期特点，“户”内涵界定与标准划分的模糊化，导致“超面积建房”“一户多宅”现象的大量存在[19，20]，宅基地内部流转规定，空废宅基地退出机制缺失，以及不完善的户籍制度和社会保障制度等，造成农村人口有效转移度低[16]，“人走屋空、两栖占地”现象普遍[17]。由于地区社会经济水平、自然条件、农户参与程度等差异，空心村治理不可能存在“万能药”模式。聚焦于典型村庄，朱晓华等、Li等构建了用地整治潜力调查与评价的成套技术方法[21，22]，刘彦随等提出“空间重构、组织重建、产业重塑”的“三整合”理论[1]，胡智超等强调“人—地—钱—业”综合联动的制度保障体系[23]，刘建生等提出协同治理模式，并依据帕特南绩效测量标准构建治理评价框架和指标体系[4]。此外，学者们还从不同视角切入，提出诸多具体治理措施，如尊重农户治理意愿，根据农户实际需求优化重构居住生活空间[24]，完善农村人口转移与土地利用转型的关联机制[3，25]，加强农村住宅建设用地规划控制[26]，完善社会保障机制，建立宅基地有偿退出和置换转让机制[27]，有效整合惠农支农政策与相关涉农资金，确保资金使用到位[23]。总体而言，上述成果为明晰空心村成因、演化阶段，以及开展富有成效的空心村整治提供了理论支撑与经验借鉴，但比较而言，有关空心村形态类型、演化动力、整治实践的研究相对较多，有关影响因素的研究较少，且多以定性分析为主，与本文主题最为接近的研究表明，户均宅基地宗数、耕地资源稀缺程度、非农就业、村庄人均收入等将不同程度地影响空心化程度[18，26]。本文以空心村中最为突出的表现即宅基地空心化及其影响因素作为研究切入点，重点从微观农户视角切入，结合数理模型提出研究假说，并基于调研数据进行定量分析；引入分位数回归方法，探究宅基地空心化的差异性影响因素，以期为空心村整治提供更具针对性的结论。 2 理论模型 本文受Janvry等学者的研究启示[28]，在其基础上进行拓展并补充以下假设前提：第一，土地确权进度通过影响地权稳定性进而影响农业产出(包括最低产出)；第二，不考虑教育医疗等基本公共服务对农户转移的影响，只假定吸引其外出务工的唯一因素为非农工资报酬；第三，假定除闲暇时间外，劳动力生产时间固定，并分配为农业生产与非农生产两部分，即L[，1]+L[，2]=L；第四，假定该时期内资本K为固定要素。 考虑农业产出模型Y[，1]=θksA[α]L[γ][，1]，其中Y[，1]为农业总产出，A为土地面积，劳动力从事农业生产的时间安排为L[，1]，θ为地权稳定性，k为资本要素并假定考察期内固定，s为土地生产率①，α和γ分别为土地与劳动力投入弹性。 考虑非农收入函数Y[，2]=φwL[，2]，其中Y[，2]为非农收入，L[，2]为非农时间投入，w为单位非农工资报酬，φ为非农就业概率，均衡情况下应满足
Y[，1]/
L[，1]=
Y[，2]/
L[，2]，可得劳动力最优农业工作时长L[*][，1]，并有L[*][，1]=(γθksA[α]/φw)[1/(1-γ)]。进一步假设π[，m]为单位农地面积的最低产出，且认为地权稳定性θ同时正向影响π[，m]，存在Y[，1]/A≥π[θ][，m]，假设满足最低农业产出π[θ][，m]的劳动力最少时间投入量为L[，1]，则有L[，1]=(π[θ][，m]/θks)[1/γ]A[(1-α)/γ]，此时的农村劳动力外流规模为△L[，2]，并可得： △L[，2]=L[，1]-L[*][，1]=(π[θ][，m]/θks)[1/γ]A[(1-α)/γ]-(γθks/φw)[1/(l-γ)]A[α/(1-γ)] (1)
