社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)能促進(jìn)新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體流轉(zhuǎn)土地嗎？
——基于河北、安徽和山東三省的調(diào)查

王雨濛，張效榕，張清勇

（中國人民大學(xué)農(nóng)業(yè)與農(nóng)村發(fā)展學(xué)院，北京 100872）

1 引言

隨著城鎮(zhèn)化、工業(yè)化進(jìn)程的加快以及第三產(chǎn)業(yè)的飛速發(fā)展，農(nóng)村勞動力大規(guī)模向城鎮(zhèn)和非農(nóng)部門轉(zhuǎn)移。大規(guī)模的勞動力轉(zhuǎn)移緩解了中國“人多地少”和小農(nóng)經(jīng)營的矛盾，但也引發(fā)了對土地資源重新配置的要求。近年來，中央多次強(qiáng)調(diào)加快培育聯(lián)戶經(jīng)營、專業(yè)大戶、家庭農(nóng)場等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體，加大對他們的扶持力度。據(jù)此，本文對通過農(nóng)地流轉(zhuǎn)、實行規(guī)模化經(jīng)營而形成的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體，受社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的影響而進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)決策的問題進(jìn)行分析，以期促進(jìn)農(nóng)地合理有序流轉(zhuǎn)和規(guī)模化經(jīng)營及新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體發(fā)展。

2013年中央一號文件明確指出，“鼓勵和支持承包土地向?qū)I(yè)大戶、家庭農(nóng)場、農(nóng)民合作社流轉(zhuǎn)，發(fā)展多種形式的適度規(guī)模經(jīng)營”；2014年中共中央辦公廳、國務(wù)院辦公廳印發(fā)《關(guān)于引導(dǎo)農(nóng)村土地經(jīng)營權(quán)有序流轉(zhuǎn)發(fā)展農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營的意見》，也強(qiáng)調(diào)“鼓勵各地整合涉農(nóng)資金建設(shè)連片高標(biāo)準(zhǔn)農(nóng)田，并優(yōu)先流向家庭農(nóng)場、專業(yè)大戶等規(guī)模經(jīng)營農(nóng)戶”。截至2016年底，全國家庭承包耕地流轉(zhuǎn)面積達(dá)到4.7×108畝，占家庭承包經(jīng)營耕地面積的35.1%[1]，但是，總體上，小規(guī)模分散經(jīng)營仍是中國農(nóng)業(yè)經(jīng)營方式的主體。與世界上一些工業(yè)化國家，甚至與非洲的一些國家相比，中國的耕地流轉(zhuǎn)仍處于相對較低的水平。美國1992年的農(nóng)地流轉(zhuǎn)率為43%，烏干達(dá)1999年的農(nóng)地流轉(zhuǎn)率為36%[2]。為此，要推進(jìn)中國農(nóng)業(yè)向更高水平發(fā)展，進(jìn)一步培育新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體，必須正視土地流轉(zhuǎn)及合理配置問題，特別是影響土地流轉(zhuǎn)的因素問題。

現(xiàn)有關(guān)于農(nóng)地流轉(zhuǎn)的文獻(xiàn)多從農(nóng)地流轉(zhuǎn)過程中新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的福利變化[3]、新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的兼業(yè)程度和農(nóng)地流轉(zhuǎn)的關(guān)系[4]、農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的區(qū)域差異和影響因素[5]等方面來探討。社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)是由多個社會行動者及他們之間的關(guān)系組成的集合，是社會成員獲取信息、權(quán)力、財富、聲望等社會資源和進(jìn)行信息傳遞的重要渠道，必然會影響社會成員的行動和決策。據(jù)此，本文引入社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)這一影響人們行為和決策的綜合因素，來研究其對新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響。目前學(xué)界對于社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的研究主要集中在社會網(wǎng)絡(luò)與職業(yè)流動[6]、社會網(wǎng)絡(luò)資源的收入效應(yīng)[7]、市場化改革與社會網(wǎng)絡(luò)資本收入分層效應(yīng)[8]等方面，關(guān)于社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響的研究大多數(shù)是定性的[9-11]，只有極少數(shù)進(jìn)行了定量分析[12-13]。因此，本文基于河北、安徽和山東3省11個縣456個新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的調(diào)查，采用Heckman模型分析方法，實證探究社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)影響農(nóng)地流轉(zhuǎn)的機(jī)理，并提出促進(jìn)農(nóng)地有序流轉(zhuǎn)的建議。

2 模型構(gòu)建與分析框架

農(nóng)地流轉(zhuǎn)是兩階段決策過程的有機(jī)結(jié)合。在第一階段，新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體決定是否轉(zhuǎn)入土地；在第二階段，新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體對流轉(zhuǎn)農(nóng)地的面積大小做出決策。由于新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的土地流轉(zhuǎn)決策具有較強(qiáng)的自選擇性，一些影響他們是否流轉(zhuǎn)土地的不可觀測因素（如性格、能力等），也會對他們流轉(zhuǎn)土地面積大小的決策產(chǎn)生影響。因此，僅基于已經(jīng)流轉(zhuǎn)了土地的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的樣本，研究社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系及其他控制變量對新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體土地流轉(zhuǎn)決策的影響，將會造成估計結(jié)果有偏。對此，Heckman提出的兩階段模型能對樣本可能存在的選擇性偏差問題進(jìn)行驗證并予以糾正[14]。具體而言，首先，建立Probit模型，估計新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體是否流轉(zhuǎn)土地的二元選擇方程，對每個樣本都估算出其次，基于流轉(zhuǎn)了農(nóng)地的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體樣本，運(yùn)用OLS方法估計其農(nóng)地流轉(zhuǎn)面積的方程，而這一階段作為修正項與其他變量一起納入方程。如果的估計結(jié)果顯著，則樣本的確存在選擇性偏差，應(yīng)使用Heckman兩階段模型進(jìn)行糾正；否則，可直接使用OLS方法進(jìn)行估計。

新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體是否流轉(zhuǎn)土地的Probit模型為：

式（1）中，y為新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體是否流轉(zhuǎn)土地的二元變量，S1為衡量社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系的變量（包括強(qiáng)關(guān)系、弱關(guān)系和人情支出占當(dāng)年總收入的比例），Xi為其他控制變量向量，包括新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的個人特征、家庭生活特征、家庭經(jīng)營特征以及外部環(huán)境特征等，α0—αi為待估系數(shù)。從Probit模型估計結(jié)果中測算Mills-Ratio的公式為：

式（2）中，分子φ（·）為標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的密度函數(shù)，Φ（·）分母為相應(yīng)的累計分布函數(shù)。將引入農(nóng)地流轉(zhuǎn)的方程中，建立新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體農(nóng)地流轉(zhuǎn)的方程如下：

式（3）中，Tj為第j個樣本的農(nóng)地流轉(zhuǎn)面積，Zj為影響新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體農(nóng)地流轉(zhuǎn)的其他控制變量向量，β0—βj為社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)和其他控制變量的待估系數(shù)，ω是的估計系數(shù)，εj為隨機(jī)誤差項。另外，為了消除農(nóng)業(yè)勞動時間的非正態(tài)分布問題，本文對樣本新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的土地流轉(zhuǎn)面積進(jìn)行了取對數(shù)處理。需要說明的是，Heckman兩階段模型要求Zj是Xi的一個嚴(yán)格子集。也就是說，應(yīng)該至少存在一個影響新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體農(nóng)地流轉(zhuǎn)的可能性，但對其農(nóng)地流轉(zhuǎn)面積沒有偏效應(yīng)的變量。本文將通過對剔除不同變量后模型的擬合效果進(jìn)行對比來選擇最終的變量組合。

3 數(shù)據(jù)來源與變量描述

3.1 數(shù)據(jù)來源

本文所用數(shù)據(jù)來自中國人民大學(xué)“變化市場中農(nóng)產(chǎn)品價值鏈轉(zhuǎn)型及價格、食品安全的互動關(guān)系”課題組于2016年7—9月進(jìn)行的調(diào)查。調(diào)查選定了河北省橋西縣、清河縣、臨城縣、平鄉(xiāng)縣，山東省臨沭縣、莒南縣、沂源縣、沂水縣，安徽省寧國縣、廣德縣、郎溪縣，共3省11個縣（區(qū)、市）作為調(diào)查的主要區(qū)域。樣本框涵蓋的范圍主要分布在魯東南、冀東、皖南3個地區(qū)，勞動力轉(zhuǎn)移、經(jīng)濟(jì)收入結(jié)構(gòu)、農(nóng)作模式及耕種作物基本相同。

根據(jù)2016年中央1號文件精神，新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體包括家庭農(nóng)場、專業(yè)大戶、農(nóng)民合作社、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化龍頭企業(yè)。課題組在設(shè)計問卷時將新型經(jīng)營主體作為專門的統(tǒng)計類型，由被調(diào)查人員填寫以及調(diào)查員審核。課題組采取二階段的抽樣方法，首先在每個省選取具有代表性和同質(zhì)性的地區(qū)抽取5個鎮(zhèn)，然后根據(jù)每個鎮(zhèn)的規(guī)模，在每個鎮(zhèn)選取10—15個新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體作為調(diào)查樣本。具體調(diào)查過程中，調(diào)查員先將問卷交給擬調(diào)查的經(jīng)營主體，由其家庭內(nèi)部充分討論后確定某個成年家庭成員作為受訪者（主要為戶主或其配偶），所以可以認(rèn)為最終受訪者提供的信息是綜合考慮其他家庭成員意見、家庭資源稟賦和收入情況后做出的“家庭層面”的一致性選擇。

調(diào)查共得到有效問卷481份。調(diào)查員均參與了課題的前期討論、問卷設(shè)計及預(yù)調(diào)查后的問卷修改等工作，從而保證了問卷的數(shù)據(jù)質(zhì)量。在剔除有數(shù)據(jù)缺失的樣本后，最終得到456個有效樣本。

3.2 變量選取

本文從社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)、戶主個人特征、家庭生活特征、家庭生產(chǎn)經(jīng)營特征、外部環(huán)境特征和其他因素6個方面，研究社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對于農(nóng)業(yè)新型經(jīng)營主體流入土地的影響。

表1列出了變量類型、變量名稱以及子變量的名稱及定義。變量選取控制了影響收入的變量，如家庭特征、戶主個人特征、戶主政治資本、外部環(huán)境特征變量等[15]。其中，農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入為從事農(nóng)林牧漁產(chǎn)業(yè)獲得的收入，當(dāng)年總收入為當(dāng)年農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入、打工或工資收入、自營工商業(yè)收入、財產(chǎn)性收入（租金等）、轉(zhuǎn)移性收入（饋贈等）等收入的總和。

表1 變量及其解釋Tab.1 Variables and definition

社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)。已有研究指出擁有較高社會資本的家庭更傾向于投入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素[16-17]。本文使用3個維度的社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)來細(xì)化社會資本，即強(qiáng)關(guān)系、弱關(guān)系和人情支出。其中，強(qiáng)關(guān)系為家庭是否擁有村干部的親友、是否擁有鄉(xiāng)鎮(zhèn)以上政府官員的親友。如果一個新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體創(chuàng)辦者有這兩類親友在村里或政府部門工作，一般能夠在化解農(nóng)地流轉(zhuǎn)糾紛以及維護(hù)農(nóng)村穩(wěn)定中起到重要作用[18]。調(diào)研中，新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的創(chuàng)辦者均在日常生活中與其保持緊密聯(lián)系、交往頻繁且具有強(qiáng)烈的情感因素，因此本文將其列入強(qiáng)關(guān)系。另外，本文將農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的創(chuàng)辦者與私營企業(yè)主、商販、企業(yè)管理和普通人員、銀行工作人員、事業(yè)單位人員以及從事相關(guān)產(chǎn)業(yè)的親友關(guān)系列為弱關(guān)系，這類親友或與新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的創(chuàng)辦者有競爭關(guān)系，或與其從事不同的行業(yè)而聯(lián)系交往較少，新型經(jīng)營主體的創(chuàng)辦者在社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中與這類親友呈現(xiàn)異質(zhì)性的特點(diǎn)，在其土地流轉(zhuǎn)中并不起多大作用，即弱關(guān)系。此外，人情支出是維持社會關(guān)系的重要方式，社會關(guān)系越多，其人情支出就會越高，在商討問題時擁有更多話語權(quán)，因此本文將其列入社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)。是否擁有強(qiáng)、弱關(guān)系的社會資本，僅是從橫向維度考察社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，而關(guān)系通道數(shù)、人情支出占當(dāng)年總收入的比例等則從縱向上反映了受訪者與各類關(guān)系聯(lián)系的深度，因測度的角度不同，這幾個變量之間并不存在相關(guān)關(guān)系。模型計算中，本文定義強(qiáng)關(guān)系、弱關(guān)系為子變量的必要不充分條件。存在村干部親友、鄉(xiāng)鎮(zhèn)干部親友或兩者兼有，則強(qiáng)關(guān)系的數(shù)值為1。弱關(guān)系的計算方式同上。表2中，52%的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體創(chuàng)辦者擁有強(qiáng)關(guān)系，88%有弱關(guān)系。

戶主個人特征。戶主個人特征包括戶主的年齡、受教育程度以及戶主政治資本。樣本中戶主平均年齡為47歲，最年輕的是35歲。相比不轉(zhuǎn)入土地的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體，轉(zhuǎn)入土地的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體創(chuàng)辦者平均年齡較輕（表3）。從年齡與租入土地面積看，隨著年齡的提高，戶主受健康狀況的約束，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力逐漸下降，進(jìn)而會影響其土地租入意愿；年輕的戶主更傾向于轉(zhuǎn)入土地，擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模[13]。戶主受教育程度大多為初中畢業(yè)。此外，戶主政治資本中的子變量為創(chuàng)辦者的個人特征，擁有村干部、黨員兩種身份后，其自身有更多機(jī)會接觸到更多的社會關(guān)系，具體計算方式同強(qiáng)關(guān)系與弱關(guān)系。

家庭特征。包括家庭參與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的人數(shù)、新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的收入以及家庭承包土地面積。其中，新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體創(chuàng)辦者家庭成員中，平均有2人參與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營，而其隨禮的金額平均為8.32×104元。新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的收入平均為1.67×106元，最低收入為1.20×104元，最高收入為8.00×106元。此外，家庭經(jīng)營特征還包括新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入以及家庭所經(jīng)營的土地面積。其中，農(nóng)戶經(jīng)營的土地規(guī)模越大，獲得規(guī)模收益的可能性越大[19]，因此轉(zhuǎn)入土地的意愿也越強(qiáng)。樣本中，新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的家庭經(jīng)營土地面積平均為449.19畝。

外部環(huán)境特征。外部環(huán)境特征中包括自然地貌、所在縣中人均土地面積以及轉(zhuǎn)入土地租金等變量。從自然地貌的均值可以看出，大多數(shù)新型經(jīng)營主體所在地理位置為平原，所在縣的人均土地面積平均為2.33畝。

表2 變量的描述統(tǒng)計Tab.2 Descriptive statistics of variables

如前所述，農(nóng)地流轉(zhuǎn)是兩階段決策過程，新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體先后決定是否轉(zhuǎn)入土地和流轉(zhuǎn)農(nóng)地的面積大小。調(diào)查發(fā)現(xiàn)，不轉(zhuǎn)入的主體在強(qiáng)關(guān)系、戶主受教育程度、家庭中農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營人數(shù)等方面，平均值均低于轉(zhuǎn)入土地的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體。轉(zhuǎn)入土地的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體強(qiáng)關(guān)系為0.54，不轉(zhuǎn)入土地主體的強(qiáng)關(guān)系僅有0.35，轉(zhuǎn)入土地的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的戶主年齡均值低于不轉(zhuǎn)入的主體，平均為46歲，而不轉(zhuǎn)入土地的農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的戶主年齡平均為52歲（表3）。

4 結(jié)果分析

Heckman模型第一階段估計結(jié)果如表4所示。其中，新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的強(qiáng)關(guān)系、戶主教育程度、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營人數(shù)、取對數(shù)的農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入、土地租金、戶主年齡等變量影響該主體是否轉(zhuǎn)入土地的決策。

表3 轉(zhuǎn)入與不轉(zhuǎn)入主體各變量的平均值對比Tab.3 The comparison of the average values of the variables

表4 Heckman模型一階段回歸結(jié)果Tab.4 The first stage regression results of Heckman model

其中，強(qiáng)關(guān)系在5%的水平顯著，呈正向相關(guān)關(guān)系，其系數(shù)為1.27，說明在其他條件不變的情況下，擁有強(qiáng)關(guān)系的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體轉(zhuǎn)入土地的可能性越大。戶主教育程度在5%的水平顯著，呈正向相關(guān)關(guān)系，說明新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體個體的受教育水平越高，其轉(zhuǎn)入土地的概率越大。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營人數(shù)在10%的水平顯著，呈正向相關(guān)關(guān)系，說明家庭從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的人數(shù)越多，農(nóng)戶更傾向于轉(zhuǎn)入土地。轉(zhuǎn)入土地租金在1%的水平顯著，呈正向相關(guān)關(guān)系，系數(shù)為0.002，說明土地租金雖然會影響農(nóng)戶是否轉(zhuǎn)入土地的決策，但不是重要影響因素。取對數(shù)后的農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入在1%的水平顯著，呈正向相關(guān)關(guān)系，說明農(nóng)戶擁有較好的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營技術(shù)及經(jīng)營，經(jīng)營農(nóng)業(yè)的效益好，所從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營收入越高，農(nóng)戶更傾向于轉(zhuǎn)入更多的土地以擴(kuò)大經(jīng)營規(guī)模化經(jīng)營。此外，戶主年齡在5%的水平上顯著，呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，說明年齡越大的戶主越不愿意轉(zhuǎn)入土地。

從回歸結(jié)果可以看出，新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的人情支出占當(dāng)年總收入的比例在1%的水平上顯著，并呈正向相關(guān)，說明在其他條件不變的情況下，新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體家庭人情支出會影響其轉(zhuǎn)入土地的面積，其系數(shù)為2.76。戶主受教育程度在1%的水平上顯著，正向相關(guān)，系數(shù)為0.07，說明戶主受教育程度越高，會轉(zhuǎn)入越多的土地。新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入變量在1%的水平上顯著，符號為正，說明農(nóng)業(yè)收入的高低對其擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模有影響。個人土地面積在1%水平顯著，正向相關(guān)，但其系數(shù)為0.0051，對農(nóng)戶轉(zhuǎn)入土地量的決策影響較小。

表5 Heckman回歸模型二階段回歸結(jié)果Tab.5 The second stage regression results of Heckman model

5 結(jié)論

通過對3省11縣（市、區(qū)）共456個新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體樣本進(jìn)行Heckman模型分析，得出社會關(guān)系確實促進(jìn)了新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的土地轉(zhuǎn)入。主要結(jié)果如下：

第一，強(qiáng)關(guān)系影響新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體是否流入土地的決策。具有強(qiáng)關(guān)系的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體更傾向于投入土地資本，擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模，驗證了以往研究所指出的擁有較高社會資本的家庭更傾向于投入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的觀點(diǎn)。此外，戶主受教育年限、家庭從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營人數(shù)、戶主年齡也影響新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體是否轉(zhuǎn)入土地。在控制住其他變量的情況下，具有強(qiáng)關(guān)系、戶主具有高教育水平、家庭從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)人數(shù)越多、戶主年齡越小的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體更傾向于轉(zhuǎn)入土地。

第二，人情支出占當(dāng)年總收入的比例影響新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體流入土地量的決策。新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體在做出轉(zhuǎn)入土地決策后，人情支出占當(dāng)年總收入的比例越高，其轉(zhuǎn)入的土地面積越大。這主要是因為，在其他變量不變的條件下，新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的人情支出占當(dāng)年總收入的比例越高，說明其在社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中的社會資本充實，與網(wǎng)絡(luò)中其他成員交往多，獲得的信息及社會資本也相對較多，故會決策轉(zhuǎn)入更多的土地和實現(xiàn)規(guī)模化經(jīng)營。

第三，土地租金影響新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體是否轉(zhuǎn)入土地及土地轉(zhuǎn)入量的程度較小。在Heckman兩階段模型中，土地租金變量均顯著，但系數(shù)較小。在新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體是否轉(zhuǎn)入土地的決策中，系數(shù)為0.002；在新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體轉(zhuǎn)入土地量的決策中，土地租金不再是影響其決策的主要因素。產(chǎn)生這一結(jié)果的原因在于，雖然土地租金在一定程度上會影響新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體是否轉(zhuǎn)入土地以及轉(zhuǎn)入多少數(shù)量的土地的決策，但可能是因為土地租金水平的增減量占土地本身價值量和可創(chuàng)造的價值量的比重過小，從而并不是影響是否轉(zhuǎn)入土地以及轉(zhuǎn)入多少土地的重要因素。

第四，在工業(yè)化、城鎮(zhèn)化和農(nóng)村勞動力大量轉(zhuǎn)移的背景下，土地流轉(zhuǎn)是重新配置土地資源、提高其利用效率的重要方面。而社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)戶，特別是新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的土地流轉(zhuǎn)決策具有顯著影響。為此，要特別注意農(nóng)村社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的建設(shè)和完善，營造健康向上的社會文化環(huán)境，促進(jìn)和諧社會的發(fā)展。

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