杭 楊 ，陳 超 ，鄒佳敏 ，李 祥

（江西農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟管理學院，江西 南昌 330045）

0 引言

土地是農(nóng)民生產(chǎn)生活中最基本且不可代替的特殊生產(chǎn)資料和生活保障[1]。隨著我國農(nóng)業(yè)和農(nóng)村土地制度的完善，土地流轉(zhuǎn)制度應運而生，對于促進農(nóng)業(yè)規(guī)?；a(chǎn)業(yè)化發(fā)展、保護農(nóng)民合法利益、農(nóng)村社會長治久安具有重要意義。黨的二十大指出，要保障進城落戶農(nóng)民的合法土地權益，鼓勵依法自愿有償轉(zhuǎn)讓。目前我國土地流轉(zhuǎn)水平和適度規(guī)模經(jīng)營水平仍然相對較低，農(nóng)民作為土地流轉(zhuǎn)的主體，面臨著有意擴大規(guī)模而難以轉(zhuǎn)入土地、管理能力不足以及難以轉(zhuǎn)出土地的雙重困境[2]。因此，厘清影響土地流轉(zhuǎn)的內(nèi)外因素至關重要。

縱觀現(xiàn)有文獻，學界多從以下方面論述。一是從農(nóng)戶的個體特征探究，指出農(nóng)戶的性別、年齡、學歷水平、身體健康狀況、就業(yè)狀況、婚姻狀況、政策認知、風險偏好等對土地流轉(zhuǎn)具有顯著影響[3-4]。二是從農(nóng)戶的家庭特征考量，指出農(nóng)戶的家庭規(guī)模、勞動力人數(shù)、家庭照料、土地稟賦、非農(nóng)收入等會顯著影響土地流轉(zhuǎn)[5-6]。三是從外界因素探討，農(nóng)村社會保障、地區(qū)經(jīng)濟狀況、土地流轉(zhuǎn)制度、農(nóng)業(yè)社會化服務等會顯著影響土地流轉(zhuǎn)[7-8]。此外，也有學者從信息不對稱的視角研究土地流轉(zhuǎn)[9]，認為流轉(zhuǎn)主體雙方的信息不對稱現(xiàn)象不僅會損害到流轉(zhuǎn)各方的利益，而且還會對土地流轉(zhuǎn)市場穩(wěn)定發(fā)展帶來不利的影響。但隨著農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)設施的不斷完善，互聯(lián)網(wǎng)已成為農(nóng)戶獲取信息的重要手段，幫助農(nóng)戶獲取有效信息，加快信息的流通速度，從而減少因信息不對稱所引發(fā)的逆向選擇和道德風險等問題。

黨的十八大以來，農(nóng)業(yè)農(nóng)村部積極推動互聯(lián)網(wǎng)在農(nóng)業(yè)農(nóng)村的應用，2022 年中央一號文件提出要加快數(shù)字鄉(xiāng)村建設以推動數(shù)字鄉(xiāng)村標準化。第50 次《中國互聯(lián)網(wǎng)絡發(fā)展狀況統(tǒng)計報告》顯示，截至2022 年6月，我國鄉(xiāng)村地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)普及率提升至58.8%，鄉(xiāng)村網(wǎng)民規(guī)模為2.93 億，占網(wǎng)民整體的27.9%。農(nóng)戶可以利用互聯(lián)網(wǎng)擴寬信息獲取渠道，豐富農(nóng)戶社會資本，進而影響農(nóng)戶家庭的生產(chǎn)要素配置[10]。

學術界重點研究討論互聯(lián)網(wǎng)對農(nóng)戶幸福感、農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)、農(nóng)戶增收以及經(jīng)濟發(fā)展的影響[11]，鮮有以互聯(lián)網(wǎng)應用為研究視角去深入論證互聯(lián)網(wǎng)對土地流轉(zhuǎn)的影響?；诖耍狙芯窟x用中國家庭追蹤調(diào)查2018年數(shù)據(jù)，基于互聯(lián)網(wǎng)應用和社會資本的雙重視角及兩者之間的內(nèi)部邏輯，應用中介效應模型檢驗社會資本在互聯(lián)網(wǎng)應用對農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)中的作用機制，以期為促進農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)提出對策建議。

1 理論與研究假說

1.1 互聯(lián)網(wǎng)應用與農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)

就現(xiàn)有的土地流轉(zhuǎn)狀況而言，信息不對稱是導致我國土地流轉(zhuǎn)效率低下、流轉(zhuǎn)緩慢的主要影響因素。過去農(nóng)戶主要在村內(nèi)通過親戚朋友獲取土地信息進行土地流轉(zhuǎn)交易，但這種方式在時效性和傳播范圍等方面存在缺陷。而農(nóng)戶通過互聯(lián)網(wǎng)不僅可以突破信息不對稱障礙，提升流轉(zhuǎn)雙方的信息交換效率進而減少交易費用，還可以拓寬土地流轉(zhuǎn)市場在農(nóng)戶之間的時空范圍，從而使土地流轉(zhuǎn)市場交易的深度和廣度進一步深化[12]。總之，農(nóng)戶利用互聯(lián)網(wǎng)獲得相關農(nóng)業(yè)信息，可以彌補農(nóng)戶所掌握的信息不足，減少交易成本，進而促進土地流轉(zhuǎn)。

基于以上分析，本研究提出假說H1：互聯(lián)網(wǎng)應用對農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)具有顯著的促進作用。

1.2 社會資本與農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)

社會關系在資源獲取、配置和交易中起著舉足輕重的作用。在農(nóng)村，土地流轉(zhuǎn)會受到流轉(zhuǎn)雙方利益得失和社會資本的影響，并且社會資本越豐富的農(nóng)戶，土地轉(zhuǎn)入和轉(zhuǎn)出的概率越大[13]。一方面，社會資本不僅可以使流轉(zhuǎn)雙方快速獲得信息、減少信息搜尋成本以提高土地流轉(zhuǎn)交易成功的概率；另一方面，社會資本可以使農(nóng)戶獲取更多的信息，減少道德風險，以提高雙方的信任程度。另外，社會資本還可以強化土地流轉(zhuǎn)合同義務的履約行為，從而提升土地流轉(zhuǎn)的成功率。在一定程度上，社會資本是一種隱性的契約執(zhí)行機制或保障機制。為了不使個人名譽受損，社會網(wǎng)絡越豐富的農(nóng)戶會借此激勵履行合約。

基于以上分析，本研究提出假說H2：社會資本對農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)具有顯著的正向影響。

1.3 互聯(lián)網(wǎng)應用、社會資本與農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)

除社會資本會影響農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)以外，還可能存在其他因素通過影響社會資本進而影響農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)。雖然現(xiàn)有研究對于互聯(lián)網(wǎng)應用與社會資本之間的關系看法并不統(tǒng)一，但是多數(shù)學者認為互聯(lián)網(wǎng)應用有利于提升社會資本[14]。由于互聯(lián)網(wǎng)具有低成本和高效性特點，農(nóng)戶可以跨越時空進行無障礙交流，不僅可以發(fā)展新的關系以擴展網(wǎng)絡上的社會資本，而且可以鞏固現(xiàn)實的社會資本，保持現(xiàn)有的人際關系。豐富的社會資本會產(chǎn)生大量的信息流，減少事前交易費用，有轉(zhuǎn)出意愿的農(nóng)戶可在較短時間內(nèi)找到土地轉(zhuǎn)入者，并且可以減少雙方的議價成本，從而促進土地流轉(zhuǎn)。此外，社會資本還能縮減事后交易費用，良好信任程度可以減少監(jiān)督費用。

基于以上分析，本研究提出假說H3：社會資本在互聯(lián)網(wǎng)應用影響農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)中具有中介作用。

2 數(shù)據(jù)來源、模型構建與變量選取

2.1 數(shù)據(jù)來源

本研究選取北京大學中國社會科學調(diào)查中心實施的中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）2018 年數(shù)據(jù)，反映我國社會、經(jīng)濟、人口、教育等方面的變化。CFPS2018 年調(diào)查問卷分為四個部分：家庭成員問卷、家庭經(jīng)濟問卷、兒童家長自答問卷和個人自答問卷。根據(jù)本研究內(nèi)容需要，選取了問卷中的個人、家庭成員和家庭經(jīng)濟部分，剔除了重要數(shù)據(jù)的缺失和極值，最終得到農(nóng)戶的有效數(shù)據(jù)7 414 份。

2.2 模型構建

2.2.1 二元Logit模型

本研究選擇的因變量為農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)行為，根據(jù)答案“是”“否”取值為1 和0。因此，本研究借鑒陳浩等[15]的研究，運用二元Logit 模型來探究互聯(lián)網(wǎng)應用對農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)行為的影響，模型構建如下所示：

其中，P表示農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的概率，P/1-P表示農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)與不參與土地流轉(zhuǎn)的概率之比，α為常數(shù)項，βj為自變量Xj的回歸系數(shù)，ε表示隨機擾動項。

2.2.2 中介效應模型

為研究互聯(lián)網(wǎng)應用對農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的間接影響，依據(jù)溫忠麟等[16]的中介效應模型進行探究。其模型設定如下：

在上述模型中，Y1、Y2為農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)行為，X、M、β分別為互聯(lián)網(wǎng)應用、社會資本及控制變量，其中λ1、λ2、λ3表示截距，ε1、ε2、ε3為隨機擾動項；g1、g2、g3、a、b、c、c'為待估系數(shù)。若式（2）（3）（4）中待估系數(shù)a、b、c均顯著，且a、b與c'符號相同時，則表明存在“中介效應”；待估系數(shù)a、b、c均顯著時，a、b與c'的符號相反時，則表明存在“遮掩效應”。

2.3 變量選取

因變量：本研究因變量為農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)行為，具體表現(xiàn)為是否參與流轉(zhuǎn)、是否土地轉(zhuǎn)出及土地轉(zhuǎn)入，用問卷中“您家是否參與土地流轉(zhuǎn)”“您家是否將土地出租他人”“您家是否租用他人土地”來表征。問題答案為“是”“否”兩個選項。

自變量：本研究自變量為互聯(lián)網(wǎng)應用，采用問卷中問題“您是否移動上網(wǎng)”，如若“是”則定義為“互聯(lián)網(wǎng)應用”，并賦值為1；若“否”則定義為“不應用互聯(lián)網(wǎng)”，并賦值為0。在我國農(nóng)村地區(qū)，家庭社會資本主要是以親緣業(yè)緣關系為基礎和紐帶的社交網(wǎng)絡，借鑒何昊等[17]的研究成果，選用“家庭人情禮支出費用”來衡量農(nóng)戶的社會資本。

控制變量：參考胡原等[18]的研究成果，將農(nóng)戶個人和家庭特征作為控制變量列入本研究中。其中，性別、年齡、受教育程度、健康狀況等表示農(nóng)戶特征。家庭規(guī)模和家庭收入表示家庭特征。具體變量的描述性特征如表1 所示。

表1 變量定義與賦值

3 實證結果與分析

本研究通過運用二元Logit 模型對7 414 個農(nóng)戶數(shù)據(jù)進行回歸分析，由于農(nóng)戶人情禮支出和家庭收入為連續(xù)變量，為避免回歸結果受極端值影響，因此將進行對數(shù)處理。結合多重共線性檢驗結果，各變量的VIF 數(shù)值都遠小于5，可見各變量之間并不存在多重共線性問題，即各自變量之間幾乎沒有共線性。在處理過程中運用Stata 17.0 軟件進行回歸運算，引入所有變量進行回歸，具體結果如表2所示。

表2 回歸結果

3.1 互聯(lián)網(wǎng)應用對土地流轉(zhuǎn)的影響

表2 回歸結果顯示，互聯(lián)網(wǎng)應用在1%的水平上顯著正向影響農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)，說明農(nóng)戶應用互聯(lián)網(wǎng)可促進土地流轉(zhuǎn)，假說H1 得到驗證。究其原因可能是互聯(lián)網(wǎng)作為一種信息渠道，不僅能提高信息傳播效率，而且能拓寬信息傳播范圍，緩解土地流轉(zhuǎn)交易雙方的信息不對稱，減少信息搜尋費用，從而促進土地流轉(zhuǎn)。互聯(lián)網(wǎng)應用對土地轉(zhuǎn)出和土地轉(zhuǎn)入的回歸結果顯示，互聯(lián)網(wǎng)應用在1%的水平上顯著促進了農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出，但對土地轉(zhuǎn)入的影響并不顯著。

社會資本在1%的水平上正向顯著影響土地流轉(zhuǎn)，說明農(nóng)戶的社會網(wǎng)絡越豐富，農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的可能性越大，假說H2 得到驗證。究其原因是當下農(nóng)村是一個熟人社會，為了減輕道德風險以及簡化手續(xù)，許多流轉(zhuǎn)發(fā)生在親朋鄰里之間。社會資本在1%的水平上對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)入和土地轉(zhuǎn)出均有正向影響，說明社會資本對農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)具有推動作用。

在農(nóng)戶個人與家庭特征中，農(nóng)戶的性別、健康狀況、家庭規(guī)模、家庭收入均通過顯著性檢驗。性別在1%的水平上負向顯著影響土地流轉(zhuǎn)及轉(zhuǎn)出，女性戶主更傾向于土地流轉(zhuǎn)，究其原因可能是當下農(nóng)村男性外出務工，而土地耕種需要長時間的田間勞作，女性身體素質(zhì)較差；身體健康狀況越差的農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)及轉(zhuǎn)出的可能性越大，農(nóng)戶身體狀況不佳難以進行土地勞作，土地荒蕪導致沒有收入來源，所以更傾向于參與土地流轉(zhuǎn)；家庭規(guī)模在1%的水平上負向顯著影響土地流轉(zhuǎn)及轉(zhuǎn)出，家庭人口越多，其勞動力越充足，土地流轉(zhuǎn)意愿就越低；家庭收入在1%的水平上正向顯著影響土地流轉(zhuǎn)，家庭收入越高，其收入來源越廣，無需依靠土地耕作獲取收入，參與土地流轉(zhuǎn)及轉(zhuǎn)出的意愿就越高。

3.2 中介效應檢驗

為檢驗互聯(lián)網(wǎng)應用對于農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)的作用機制，基于前文理論分析可知，農(nóng)戶通過應用互聯(lián)網(wǎng)拓寬其社會資本獲取土地信息進而促進其參與土地流轉(zhuǎn)。因此，采用中介效應法分別對其進行檢驗，檢驗結果如表3、表4所示。

表3 土地流轉(zhuǎn)中介效應

表4 土地轉(zhuǎn)出中介效應

由模型（1）和（4）可知，互聯(lián)網(wǎng)應用對農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)及轉(zhuǎn)出的影響在1%的水平上顯著，總效應系數(shù)c分別為0.184 和0.366。由模型（2）和（5）可知，互聯(lián)網(wǎng)應用對社會資本的影響在1%的水平上顯著。由模型（3）和（6）可知，社會資本對農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)及轉(zhuǎn)出的影響在1%的水平上顯著，直接效應系數(shù)c'分別為0.170 和0.357，系數(shù)a、b與c均顯著，表明社會資本在互聯(lián)網(wǎng)應用和農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)及轉(zhuǎn)出中起中介作用，其傳導路徑分別為“互聯(lián)網(wǎng)應用→社會資本→農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)”和“互聯(lián)網(wǎng)應用→社會資本→農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出”，中介效應值分別為8.2%和2.9%，假設H3 得到驗證。隨著互聯(lián)網(wǎng)在農(nóng)村地區(qū)的普及，農(nóng)戶可通過互聯(lián)網(wǎng)拓寬自己的社交網(wǎng)絡、獲取土地流轉(zhuǎn)相關的信息，進而促使其參與土地流轉(zhuǎn)及轉(zhuǎn)出。

3.3 內(nèi)生性檢驗

農(nóng)戶是否應用互聯(lián)網(wǎng)受到農(nóng)戶自身諸多因素的影響，同時，這些因素也會影響農(nóng)戶是否進行土地流轉(zhuǎn)，從而致使樣本自選擇問題，不能很好地體現(xiàn)出互聯(lián)網(wǎng)應用對農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的影響。因此，為避免實證結果出現(xiàn)偏差，本研究選用傾向得分匹配方法解決其內(nèi)生性問題。最近鄰匹配、核匹配、半徑匹配估計方法結果如表5 所示，T值均大于1.64，表明結果較為穩(wěn)健，樣本自選擇導致的內(nèi)生性問題對結果影響較小。

表5 內(nèi)生性檢驗

3.4 穩(wěn)健性檢驗

為檢驗上述實證結果是否可靠，參照借鑒劉子涵等[19]的研究，通過替換實證模型的方式進行穩(wěn)健性檢驗，選用二元probit 模型，結果顯示各變量符號與顯著性未發(fā)生明顯變化，模型結果較為穩(wěn)健。

4 結語

綜上所述，項目組以2018年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)為基礎進行實證研究，發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)應用和社會資本對農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)具有顯著的正向影響。且社會資本在互聯(lián)網(wǎng)應用影響農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)及轉(zhuǎn)出中發(fā)揮中介作用，經(jīng)過相關檢驗，結果仍然穩(wěn)健?；谏鲜鼋Y論，項目組提出相關建議：一是政府可以大力推動數(shù)字鄉(xiāng)村建設，增加農(nóng)村地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)基礎設施建設的投資，進一步提升農(nóng)村網(wǎng)絡質(zhì)量水平和覆蓋率；二是政府可以開展互聯(lián)網(wǎng)數(shù)字技能培訓，鼓勵農(nóng)戶使用互聯(lián)網(wǎng)獲取農(nóng)業(yè)信息、進行社會交往，培養(yǎng)農(nóng)戶互聯(lián)網(wǎng)意識，提升農(nóng)戶互聯(lián)網(wǎng)信息獲取和社會交際能力。