王太清

(長(zhǎng)江大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院,湖北荊州 434023)

土地資源是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和農(nóng)村發(fā)展的重要因素，如何有效利用土地資源是解決“三農(nóng)”問(wèn)題的重要環(huán)節(jié)，同時(shí)也會(huì)對(duì)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實(shí)施產(chǎn)生重要影響。然而，我國(guó)當(dāng)前的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)仍以分散式、細(xì)碎化的小農(nóng)耕作模式為主，嚴(yán)重影響了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和農(nóng)地使用效率。同時(shí)隨著城鎮(zhèn)化步伐的加快，大量的農(nóng)村勞動(dòng)力流入城市，造成農(nóng)村人口“空心化”現(xiàn)象，農(nóng)地使用效率進(jìn)一步惡化。為改善這一現(xiàn)狀，黨的十九大報(bào)告中明確指出“深化農(nóng)村土地制度改革，完善承包地‘三權(quán)分置’制度”，即通過(guò)農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)流轉(zhuǎn)來(lái)讓土地合理流動(dòng)，提高農(nóng)地使用效率，2021年中央一號(hào)文件再次強(qiáng)調(diào)要“健全土地經(jīng)營(yíng)權(quán)流轉(zhuǎn)服務(wù)體系”，農(nóng)地流轉(zhuǎn)已成為破解農(nóng)村土地問(wèn)題的重要手段。在政府和政策的推動(dòng)下，我國(guó)的農(nóng)地流轉(zhuǎn)面積已從2007年的426.67萬(wàn)hm增加到2018年的3 533.33萬(wàn)hm，雖然流轉(zhuǎn)規(guī)模在逐年增長(zhǎng)，但農(nóng)地流轉(zhuǎn)率仍處于較低水平。因此，如何有效促進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)，優(yōu)化農(nóng)地資源配置仍是需要探討的問(wèn)題。

據(jù)第48次《中國(guó)互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展?fàn)顩r統(tǒng)計(jì)報(bào)告》的結(jié)果，截至2021年6月，我國(guó)農(nóng)村網(wǎng)民規(guī)模為2.97億人，約占全體網(wǎng)民的29.2%，農(nóng)村地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)普及率為59.2%?；ヂ?lián)網(wǎng)在農(nóng)村地區(qū)的深入普及不僅會(huì)對(duì)農(nóng)戶的觀念和行為造成影響，也在經(jīng)濟(jì)活動(dòng)和生活方式上為農(nóng)戶提供了更多選擇。同時(shí)，互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)為土地信息的交流、土地流轉(zhuǎn)平臺(tái)的搭建以及網(wǎng)絡(luò)市場(chǎng)的開拓提供了基礎(chǔ)。已有研究表明，互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)對(duì)于土地生產(chǎn)率具有顯著的促進(jìn)作用。那么，互聯(lián)網(wǎng)是否會(huì)對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)產(chǎn)生影響也同樣值得研究。

筆者通過(guò)梳理并評(píng)述互聯(lián)網(wǎng)和土地流轉(zhuǎn)方面的相關(guān)文獻(xiàn)，構(gòu)建實(shí)證模型，對(duì)數(shù)據(jù)和變量進(jìn)行實(shí)證回歸，并進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)以確保實(shí)證結(jié)果的準(zhǔn)確性。根據(jù)實(shí)證結(jié)果進(jìn)行總結(jié)，并提出可行建議。

1 文獻(xiàn)綜述

在土地流轉(zhuǎn)影響因素方面的研究中，錢龍等發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶家庭的農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平會(huì)正向影響農(nóng)戶的土地轉(zhuǎn)入行為，而抑制農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地；宋碧青實(shí)證研究得出非正規(guī)金融和家庭農(nóng)機(jī)價(jià)值會(huì)對(duì)農(nóng)地轉(zhuǎn)入產(chǎn)生顯著的正向影響；王興國(guó)等研究發(fā)現(xiàn)老齡化和非農(nóng)收入對(duì)農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)行為具有顯著的促進(jìn)作用；王雨濛等以新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體為研究對(duì)象，實(shí)證發(fā)現(xiàn)家庭的人情支出會(huì)顯著促進(jìn)農(nóng)戶進(jìn)行土地轉(zhuǎn)入，而土地租金對(duì)經(jīng)營(yíng)主體轉(zhuǎn)入土地的影響并不顯著；張錦華等還發(fā)現(xiàn)新型農(nóng)業(yè)合作醫(yī)療會(huì)有效改善參與農(nóng)戶的健康狀況，進(jìn)而促進(jìn)其農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為。

不少學(xué)者從農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)和創(chuàng)業(yè)的角度來(lái)分析農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)行為。胡新艷等認(rèn)為農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移和非農(nóng)就業(yè)會(huì)增加閑置土地規(guī)模，從而推動(dòng)農(nóng)地的轉(zhuǎn)出；徐晶等發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶外出務(wù)工對(duì)農(nóng)地的轉(zhuǎn)出產(chǎn)生顯著的促進(jìn)作用，但對(duì)農(nóng)地的轉(zhuǎn)入會(huì)產(chǎn)生抑制作用；錢龍等實(shí)證得出農(nóng)戶家庭的外出務(wù)工人數(shù)與農(nóng)地轉(zhuǎn)出意愿之間具有正向關(guān)系，但對(duì)農(nóng)地轉(zhuǎn)入沒有顯著影響；徐晶等進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)非農(nóng)創(chuàng)業(yè)對(duì)于農(nóng)戶家庭的土地轉(zhuǎn)出行為和轉(zhuǎn)出規(guī)模均具有顯著的正向影響，且該影響對(duì)于青壯年農(nóng)戶要比老年農(nóng)戶更加顯著。

對(duì)互聯(lián)網(wǎng)與土地流轉(zhuǎn)關(guān)系的研究較為缺乏，翁飛龍等實(shí)證檢驗(yàn)了互聯(lián)網(wǎng)與蘋果種植戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為之間的關(guān)系，使用互聯(lián)網(wǎng)會(huì)獲取更全面的信息，從而促進(jìn)其轉(zhuǎn)入土地；李文歡等利用調(diào)研數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，通過(guò)互聯(lián)網(wǎng)了解耕地信息能夠有效促進(jìn)農(nóng)戶參與土地保護(hù)；劉子涵等研究發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)能夠?yàn)檗r(nóng)戶提供所需的農(nóng)業(yè)相關(guān)信息，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)行為，且相較于農(nóng)地轉(zhuǎn)入，互聯(lián)網(wǎng)對(duì)于農(nóng)地轉(zhuǎn)出具有更加顯著的影響。

基于以上文獻(xiàn)可以看到，關(guān)于土地流轉(zhuǎn)的影響因素雖然已有不少學(xué)者從家庭結(jié)構(gòu)、資產(chǎn)水平、社會(huì)資本以及非農(nóng)就業(yè)等角度進(jìn)行探討，但對(duì)互聯(lián)網(wǎng)與土地流轉(zhuǎn)關(guān)系的研究則相對(duì)較少，而在當(dāng)前的數(shù)據(jù)時(shí)代下，互聯(lián)網(wǎng)帶來(lái)的信息效應(yīng)和經(jīng)濟(jì)效益對(duì)于農(nóng)戶家庭土地流轉(zhuǎn)，尤其是土地轉(zhuǎn)出意愿的影響也是不容忽視的。因此，較之前的研究，該研究可能的創(chuàng)新之處在于：一是利用微觀數(shù)據(jù)，選取互聯(lián)網(wǎng)使用作為解釋變量，從家庭層面來(lái)分析互聯(lián)網(wǎng)與土地流轉(zhuǎn)意愿的關(guān)系；二是針對(duì)性的研究互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)于農(nóng)戶家庭土地轉(zhuǎn)出意愿的影響，論證了互聯(lián)網(wǎng)這一因素在土里流轉(zhuǎn)中的作用。

2 數(shù)據(jù)變量說(shuō)明與模型選擇

該研究所使用的微觀數(shù)據(jù)為中國(guó)家庭追蹤調(diào)查(簡(jiǎn)稱CFPS)于2018年收集到的全國(guó)數(shù)據(jù)。CFPS是由北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心組織并實(shí)施的兩年一次的追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)。該調(diào)查覆蓋全國(guó)25個(gè)省(自治區(qū)、直轄市)，通過(guò)成人、少兒、家庭和社區(qū)4個(gè)板塊來(lái)調(diào)查家庭樣本中的全部家庭成員，因此具有較高的全國(guó)性和代表性。由于土地轉(zhuǎn)出意愿往往是經(jīng)過(guò)以農(nóng)戶家庭為單位進(jìn)行集體協(xié)商后產(chǎn)生的結(jié)果，且需要以家庭有從集體分配到土地為前提。因此，經(jīng)過(guò)對(duì)CFPS2018全樣本的篩選，最終獲得家庭有集體分配的土地且處于16～65歲勞動(dòng)年齡的有效農(nóng)戶樣本7 033個(gè)。

被解釋變量——農(nóng)戶家庭土地轉(zhuǎn)出意愿。選取問(wèn)卷中的問(wèn)題“是否將集體分配的土地出租給其他人”來(lái)定義土地轉(zhuǎn)出意愿，若回答為“是”，則認(rèn)為農(nóng)戶家庭具有土地轉(zhuǎn)出的意愿，賦值為1；若回答為“否”，則賦值為0，兩者占比為17.66%和82.34%。

核心解釋變量——農(nóng)戶互聯(lián)網(wǎng)使用。選取問(wèn)卷中的問(wèn)題“是否使用電腦上網(wǎng)”和“是否移動(dòng)上網(wǎng)”來(lái)定義農(nóng)戶的互聯(lián)網(wǎng)使用情況，若2個(gè)問(wèn)題中至少有一個(gè)問(wèn)題回答為“是”，則認(rèn)為農(nóng)戶使用了互聯(lián)網(wǎng)，并賦值為1；若兩個(gè)問(wèn)題均回答為“否”，則認(rèn)為農(nóng)戶沒有使用互聯(lián)網(wǎng)，賦值為0，兩者占比為69.46%和30.54%。

控制變量——個(gè)體特征與家庭特征。該研究分別從個(gè)體特征和家庭特征兩方面來(lái)為模型加入相關(guān)控制變量，以使實(shí)證結(jié)果更加準(zhǔn)確。其中，個(gè)體特征方面的控制變量包括：年齡、性別、受教育水平、健康狀況、婚姻狀況以及工作性質(zhì)(是否受雇)；家庭特征方面的控制變量包括：家庭人口、其他房產(chǎn)、土地征用情況、其他資產(chǎn)出租情況、家庭創(chuàng)業(yè)情況、農(nóng)用機(jī)械總價(jià)值以及土地資產(chǎn)價(jià)值。

表1 變量說(shuō)明與描述性統(tǒng)計(jì)

由于該研究的被解釋變量“農(nóng)戶家庭土地轉(zhuǎn)出意愿”為二值虛擬變量，因此選用Probit模型來(lái)對(duì)互聯(lián)網(wǎng)使用與土地轉(zhuǎn)出意愿之間的關(guān)系進(jìn)行論證，模型如下：

Prob(Land=1)=φ(+Internet++)

(1)

模型(1)中，Land為農(nóng)戶的家庭是否具有土地轉(zhuǎn)出意愿，Internet為農(nóng)戶是否使用了互聯(lián)網(wǎng);為相關(guān)控制變量;為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)并服從正態(tài)分布。

3 實(shí)證分析

表2展示了互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)戶家庭土地轉(zhuǎn)出意愿影響的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。

表2第(1)列為加入相關(guān)控制變量之前，核心解釋變量“互聯(lián)網(wǎng)使用”對(duì)被解釋變量“農(nóng)戶家庭土地轉(zhuǎn)出意愿”產(chǎn)生了顯著的正向影響。具體表現(xiàn)為：與不使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)戶相比，使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)戶其家庭土地轉(zhuǎn)出意愿會(huì)高出19.73%。

表2第(2)、(3)列為依次加入個(gè)體特征控制變量和家庭特征變量之后，雖然核心解釋變量“互聯(lián)網(wǎng)使用”的系數(shù)有所下降，但其對(duì)“農(nóng)戶家庭土地轉(zhuǎn)出意愿”依然具有顯著的正向影響。兩種情況下，使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)戶其家庭土地轉(zhuǎn)出意愿要比不使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)戶分別高出12.93%和10.69%。

在個(gè)體特征變量方面，年齡對(duì)農(nóng)戶家庭土地轉(zhuǎn)出意愿具有顯著的促進(jìn)作用，其原因可能在于個(gè)體的勞動(dòng)能力會(huì)隨著年齡的增長(zhǎng)而逐漸下降，因此年齡越大的農(nóng)戶會(huì)更可能轉(zhuǎn)出家庭土地；受教育水平越高的農(nóng)戶，往往具備更多的知識(shí)技能以及更高的眼界，從而會(huì)更傾向于穩(wěn)定且高質(zhì)量的城市工作，因此會(huì)更可能將土地轉(zhuǎn)出；農(nóng)戶的主要工作性質(zhì)會(huì)對(duì)土地轉(zhuǎn)出意愿產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響，其原因可能在于為自家干活的農(nóng)戶更依賴于自家土地來(lái)進(jìn)行經(jīng)營(yíng)耕作，從而滿足家庭生活需要并實(shí)現(xiàn)收入，因此為自家干活的農(nóng)戶會(huì)抑制其家庭土地轉(zhuǎn)出意愿；婚姻狀況也會(huì)對(duì)農(nóng)戶家庭土地轉(zhuǎn)出意愿產(chǎn)生抑制作用。此外，農(nóng)戶的性別與健康狀況對(duì)農(nóng)戶家庭土地轉(zhuǎn)出意愿的影響并不顯著。

表2 互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)土地轉(zhuǎn)出意愿影響的基準(zhǔn)回歸

在家庭特征變量方面，家庭人口數(shù)會(huì)對(duì)農(nóng)戶家庭土地轉(zhuǎn)出意愿產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響，其原因可能在于人口越多的家庭，其勞動(dòng)力也會(huì)越充足，從而能夠更好地打理農(nóng)務(wù)，進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，因此人口越多的農(nóng)戶家庭，其土地轉(zhuǎn)出意愿越低；擁有其他房產(chǎn)的農(nóng)戶家庭相較于沒有其他房產(chǎn)的農(nóng)戶家庭具有更高的土地轉(zhuǎn)出意愿；過(guò)去一年經(jīng)歷過(guò)土地征用的農(nóng)戶家庭其土地轉(zhuǎn)出意愿相較于沒有經(jīng)歷土地征用的家庭要更低；出租其他資產(chǎn)也會(huì)對(duì)農(nóng)戶家庭土地轉(zhuǎn)出意愿產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響；農(nóng)戶家庭創(chuàng)業(yè)行為會(huì)對(duì)土地轉(zhuǎn)出意愿產(chǎn)生顯著的正向影響，其原因可能在于進(jìn)行創(chuàng)業(yè)的農(nóng)戶家庭往往存在一定程度的財(cái)務(wù)困難，因此更可能通過(guò)出租土地并獲取租金，從而來(lái)緩解創(chuàng)業(yè)的資金約束，因此創(chuàng)業(yè)會(huì)促進(jìn)農(nóng)戶家庭土地的轉(zhuǎn)出；家庭所擁有的農(nóng)用機(jī)械總價(jià)值越高，則越能通過(guò)農(nóng)機(jī)來(lái)實(shí)現(xiàn)機(jī)械化、規(guī)?；a(chǎn)，提高生產(chǎn)效率，增加家庭農(nóng)業(yè)收入，而這種家庭往往也需要更多的土地來(lái)進(jìn)行生產(chǎn)，因此會(huì)對(duì)其土地轉(zhuǎn)出意愿產(chǎn)生抑制作用；家庭擁有的土地資產(chǎn)會(huì)對(duì)土地轉(zhuǎn)出意愿產(chǎn)生顯著的促進(jìn)作用，其原因可能在于土地資產(chǎn)越多的農(nóng)戶家庭由于已經(jīng)擁有足夠的土地來(lái)滿足生產(chǎn)生活需要，因此更可能會(huì)將部分土地出租收取租金來(lái)獲取額外收入。

運(yùn)用“模型替換”和“變量替換”2種方法來(lái)對(duì)基準(zhǔn)回歸結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，以確保實(shí)證結(jié)果的準(zhǔn)確性。

首先，將基準(zhǔn)回歸所使用的Probit模型替換為L(zhǎng)ogit模型來(lái)對(duì)變量進(jìn)行回歸檢驗(yàn)。

表3展示了模型替換后的回歸結(jié)果?？梢钥吹?，在替換為L(zhǎng)ogit模型進(jìn)行回歸檢驗(yàn)后，核心解釋變量的符號(hào)和顯著性均與Probit模型的結(jié)果一致，說(shuō)明“互聯(lián)網(wǎng)使用”會(huì)對(duì)“農(nóng)戶家庭土地轉(zhuǎn)出意愿”產(chǎn)生顯著的正向影響，使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)戶與不使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)戶相比，其家庭土地轉(zhuǎn)出意愿要高出19.54%，由此說(shuō)明了研究結(jié)論穩(wěn)健。

其次，將核心解釋變量“互聯(lián)網(wǎng)使用”分別替換為相似變量“電腦上網(wǎng)”和“移動(dòng)上網(wǎng)”，并利用Probit模型進(jìn)行回歸檢驗(yàn)。

表4展示了變量替換后的回歸結(jié)果。模型(1)、(2)為“互聯(lián)網(wǎng)使用”替換為“電腦上網(wǎng)”后對(duì)“土地轉(zhuǎn)出意愿”影響的結(jié)果，可以看到在加入相關(guān)控制變量前后，解釋變量“電腦上網(wǎng)”的系數(shù)符號(hào)均為正且保持顯著，與替換變量之前的基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致；模型(3)、(4)為“互聯(lián)網(wǎng)使用”替換為“移動(dòng)上網(wǎng)”后的結(jié)果，解釋變量的符號(hào)與顯著性仍然與替換之前的基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。因此也進(jìn)一步說(shuō)明了研究結(jié)論穩(wěn)健，互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)戶家庭土地轉(zhuǎn)出意愿具有顯著的促進(jìn)作用。

4 結(jié)論與政策建議

該研究利用中國(guó)家庭追蹤調(diào)查2018年的調(diào)研數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)戶家庭土地轉(zhuǎn)出意愿的影響。結(jié)果表明，互聯(lián)網(wǎng)使用會(huì)對(duì)農(nóng)戶家庭土地轉(zhuǎn)出意愿產(chǎn)生顯著的正向影響，在加入相關(guān)控制變量以及通過(guò)穩(wěn)健性檢驗(yàn)后，該結(jié)論依然成立。具體而言，使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)戶其家庭土地轉(zhuǎn)出的概率要比不使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)戶高出10.69%。因此，互聯(lián)網(wǎng)這一重要因素能夠有效推動(dòng)土地流轉(zhuǎn)，促進(jìn)土地資源優(yōu)化配置，提高土地使用效率。

基于以上結(jié)論，得出以下政策建議。

(1)加強(qiáng)農(nóng)村網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。提高農(nóng)村地區(qū)網(wǎng)絡(luò)服務(wù)質(zhì)量，縮小城鄉(xiāng)“數(shù)字鴻溝”，深化互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)在農(nóng)村地區(qū)的普及與運(yùn)用；充分發(fā)揮互聯(lián)網(wǎng)的信息效應(yīng)和經(jīng)濟(jì)效益，使農(nóng)戶不僅能以更低成本從互聯(lián)網(wǎng)獲取所需信息，同時(shí)還能利用互聯(lián)網(wǎng)拓寬收入渠道，有效利用資源，促進(jìn)非農(nóng)就業(yè)或創(chuàng)業(yè)，推動(dòng)農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化發(fā)展。

表3 互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)土地轉(zhuǎn)出意愿影響的Logit回歸

表4 替換變量后的Probit回歸

(2)優(yōu)化完善農(nóng)地流轉(zhuǎn)網(wǎng)絡(luò)平臺(tái)。利用土地流轉(zhuǎn)網(wǎng)絡(luò)平臺(tái)為土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)注入新動(dòng)力，簡(jiǎn)化且優(yōu)化農(nóng)地資源在網(wǎng)絡(luò)平臺(tái)流轉(zhuǎn)的操作流程，讓土地流轉(zhuǎn)更加規(guī)范化，加強(qiáng)流轉(zhuǎn)過(guò)程中的運(yùn)營(yíng)監(jiān)管，切實(shí)保護(hù)農(nóng)民主體的合法權(quán)益，提高土地流轉(zhuǎn)的后續(xù)問(wèn)題處理效率，解決好網(wǎng)絡(luò)安全問(wèn)題，使農(nóng)戶能夠且愿意運(yùn)用網(wǎng)絡(luò)平臺(tái)進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)。

(3)積極培育新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體。對(duì)于具有良好知識(shí)水平和生產(chǎn)基礎(chǔ)的經(jīng)營(yíng)主體，給予適度的農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼和政策優(yōu)惠，引導(dǎo)和促進(jìn)土地資源向生產(chǎn)效率更高的經(jīng)營(yíng)主體流動(dòng)，實(shí)現(xiàn)規(guī)?；?jīng)營(yíng)，提高機(jī)械化水平；加強(qiáng)農(nóng)民技能培訓(xùn)，提高農(nóng)村勞動(dòng)力素質(zhì)，促進(jìn)農(nóng)村勞動(dòng)力合理流動(dòng)，進(jìn)而推動(dòng)土地流轉(zhuǎn)和集中，改變農(nóng)村細(xì)碎化耕作面貌。