鄉村產業振興、社會資本與農地流轉
——基于湖南省的農戶調查數據

賀林波 黃巧琪

一 引 言

鄉村產業振興背景下，實現產業興旺需要農業適度規模經營、開發特色產業和發展鄉村旅游業等，農地流轉是必備條件之一。農地流轉有利于提高土地資源配置效率，優化農業生產結構，增加農業產出和農民收入，是當前土地制度改革的焦點問題。農村土地承包經營制是中國基本的農地使用制度，在改革開放早期發揮了激發農戶生產積極性的重要作用。但是，隨著經濟社會發展，農村社會結構發生了巨大變化，大批農村青壯勞動力外出打工，農村閑置土地增加，產生了農地流轉的現實需要。中共中央、國務院多次發文鼓勵農地規范流轉，尤其支持農地向“龍頭企業”、合作社、種養大戶、家庭農場等新型農業經營主體流轉，以實現多種形式的規模經營，延長農業產業鏈，增加農業附加值。截止2018年底，全國家庭承包耕地流轉面積超過5.8億畝，流轉面積占總承包面積超過了37%(王巖，2020)[1]。但是，有研究表明，發生在親友、同村農戶以及外村熟悉農戶之間的農地流轉占全部農地流轉的90%左右(羅必良，2017)[2]。

發生在親友、同村農戶以及外村熟悉農戶之間的農地流轉，大多表現出合約口頭化、短期化和低租金甚至零租金現象(何欣等，2016)[3]。有學者認為，這是“差序格局”治理導致的結果。在“差序格局”治理中，農戶通過血緣、地緣或業緣等建構社會網絡，并在社會網絡中差別對待農地交易對象，親友是農地流轉的最佳對象，交易成本低，不需要簽訂書面合約，租期隨意且租金有保障(王巖，2020)[1]。親友、熟人之間的農地流轉，流轉規模小，土地細碎化，不利于提高土地配置與利用效率。如果流轉對象為“龍頭企業”、合作社或種養大戶等新型農業經營主體，則有利于促進農業適度規模發展，打破小規模分散化的農業生產格局(朱文玨和羅必良，2019)[4]。隨著市場化水平提高，通過價格、競爭和利益分配等市場機制的作用，農地流轉市場將日趨規范化，農地會逐漸向農業經營主體流轉，實現土地資源配置的最優化(韓春虹和張德元，2018)[5]。但是，據農業農村部的統計數據，截止2019年，我國經營耕地10畝以下的農戶有2.1億戶，農業經營主體受讓農地規模比較小，遠沒有達到理論預期。這說明市場機制在農地流轉中的作用受到了約束，親友、同村農戶和外村熟悉農戶之間的農地流轉仍有強大的生命力。那么如何解釋這種現象呢？

本文從農戶社會資本的視角，探討社會資本對農地流轉決策與行為的影響程度和方向。通過引入非農就業作為中介變量，引入轉移支付作為調節變量，說明農戶社會資本影響農地流轉決策及農地流出、流入的具體方向，得到規范農地流轉市場、提高流轉效率的政策啟示。

二 文獻綜述與研究假說

(一)文獻綜述

社會資本從經濟學的“資本”概念演變而來，盡管目前沒有統一定義，但是與典型意義上的資本具有相似的功能，即作為經濟生產或服務活動的投入要素，有助于提升經濟發展速度或水平。作為經濟生產或服務活動的投入要素，社會資本可以從不同的角度進行界定：首先，有學者認為，社會資本是個人或組織在社會網絡中的結構要素，比如弱連帶、強連帶或結構洞等，這些結構要素與人力、財力和物質資本一樣，有利于個人或組織提高經濟生產或服務活動的效率，實現個人或組織的既定目標(Coleman，1990)[6]。連帶關系強度一般與血緣、地緣相關。除此之外，也與互動頻率、認識時間長短、親密程度和互惠內容等相關(羅家德，2007)[7]。其次，有學者認為，社會資本是個人或組織憑借其在社會網絡中結構位置而能夠獲取資源的機會或能力，比如，獲取信息、權力或經濟資源的機會或能力(Lin et al.,2001)[8]。這種意義上的社會資本在實質上與典型意義上的資本是相同的，不過其強調的是個人或組織動員和調用資本的機會或能力，有助于動員關系人的稀缺資源以支持其社會行動(廖文偉和王麗云,2005)[9]；能夠為其帶來信息等社會資源，有助于全面掌握決策信息(黃潔等，2010)[10]。最后，有學者認為，社會資本是個人或組織在社會網絡中長期互動而形成的信任、規范，從而有利于個人或組織之間協調行動，降低彼此間社會經濟交往的交易成本，提高經濟生產或服務活動的效率(Putnam et al.，1993)[11]。在這個意義上，隨著個人或組織在社會網絡中信任程度或水平的提升，以及互惠規范的形成，有利于降低溝通、談判的費用，減少欺詐行為的發生。

在理想的市場模型中，農地流轉者之間可以自由流轉農地，在“看不見的手”的作用下，自動實現土地資源的最優配置。然而，在實際的市場交易中，農地流轉有許多障礙，存在交易成本，比如獲得流轉信息困難、信息不對稱或契約不完全等問題(鄧大才，2007)[12]。為降低交易成本，農戶社會資本在農地流轉過程中可以發揮非常重要的作用，通過以下路徑直接影響流轉行為：一是農戶的親友、熟人能夠帶來高質量的農地流轉信息，彌補交易信息不足的劣勢(李博偉和徐翔，2017)[13]；二是農戶的親友、熟人可以介紹或引入高質量農地流轉對象，降低交易對象搜尋費用；三是農戶的親友、熟人共享人情或面子等倫理規則，信任機制完善，降低爭議解決或協商談判的成本(張溪和黃少安，2017)[14]。

鄉村產業振興需要實現農業適度規模經營，農地流轉應當與城鎮化和農村勞動力轉移水平、農業科技發展和農業社會化服務水平等保持均衡。為此，政府需要加強管理，以各類項目或各種措施支持農地適度流轉。政府管理農地流轉有一定的積極作用，可以集中統一代理農地流轉，擴大農地流轉規模，降低交易成本(錢忠好和冀縣卿，2016)[15]。政府管理農地流轉也可能會產生一些負面作用，比如因政企關系不清引發風險轉化等(賀林波和喬逸平，2020)[16]。但是，較少文獻涉及政府管理對農戶農地流轉決策的影響。

在既有研究中，社會資本通過彌補交易信息不足，降低交易成本，最終促進農地在親友、熟人之間進行流轉已獲得證實。但是，社會資本促進農地流轉決策還存在其它機制。社會資本可以促進非農就業，從而影響農戶的農地流轉決策；政府轉移支付帶來的產業項目，會抬高農地流轉價格，激發農戶流轉農地的積極性，進而調節社會資本對農戶農地流轉決策的影響。對于社會資本在農地流轉中的這種機制研究不足，本文試圖在既有研究的基礎上，通過定量研究證實這一機制。

(二)研究假說

根據已有研究的理論分析，在農村社會中，不考慮其它條件時，農戶利用社會資本，能夠顯著降低農地流轉中的交易成本，實現農地的快速流轉。據此，可以提出假說1。

H1：在其它條件不變時，農戶的社會資本會促進農地流轉。

農戶承包的農地數量不多、規模較小，產出非常有限。農戶提高家庭收入的主要途徑是擴大農業規模或從事非農就業，前者需要流入其他農戶的農地，后者需要到工廠就業或從事建筑、餐飲等服務業。擴大農業規模需要投入大量資本，且農業產出效率不高，除非獲得政府支持，愿意投資擴大農業規模的農戶并不多，農戶提高家庭收入主要還是依賴非農就業。據學者研究，農戶的社會資本有助于幫助農戶獲得非農就業信息，介紹非農就業機會，獲得相對有保障的非農就業收入(蔣乃華和卞智勇，2007)[17]。這意味著，農戶的社會資本越豐富，非農就業概率越大，從事農業生產的概率越小，為避免農地閑置受到政府處罰，同時獲得租金收入，流出農地的可能性變大，流入農地的可能性變小(張寒等，2018)[18]。據此，可以提出假說2。

H2：以非農就業為中介，農戶社會資本會促進農地流出，抑制農地流入。

在鄉村產業振興背景下，政府以產業項目的形式實施鄉村振興戰略，加大轉移支付力度，引導“龍頭企業”、合作社、種養大戶和家庭農場等新型農業經營主體開發鄉村產業，實現農業適度規模經營，培育特色種養業，發展鄉村旅游業等。新型農業經營主體獲得政府項目支持后，一般需要與農戶達成土地流轉、入股分紅或勞動用工等利益聯結協議。在當前農村中，土地流轉是最為常見的利益聯結方式，也最受農戶和流轉對象歡迎。政府加大鄉村產業振興專項轉移支付力度，在一定程度上擴大了農地流轉的市場需求，這會激發農戶轉出農地，以獲得更高租金收入。農戶社會資本有助于幫助農戶獲得更好的交易信息或價格，從而轉出農地。普通農戶申請政府項目比較困難，在農地流轉市場需求擴大時，無法與“龍頭企業”、合作社等新型農業經營主體競爭，轉入農地會受到更多抑制。據此，可以提出假說3。

H3：在政府轉移支付的調節下，農戶社會資本會促進農地流出，抑制農地流入。

綜上所述，在鄉村產業振興背景下社會資本對農戶流轉農地的影響機制如圖1所示。

圖1 鄉村產業振興背景下社會資本影響農地流轉示意圖

三 模型設定、數據來源與變量選擇

(一)模型設定

為了驗證農戶社會資本對農地流轉的影響，首先，不將農戶劃分為農地流入戶和流出戶，合并驗證。將農地流轉決策作為因變量，用農地流轉的虛擬變量衡量，有流轉農地取值為1，沒有流轉農地取值為0，數值為二分變量，利用Probit概率模型進行分析。其次，根據農戶流出和流入農地不同需求，將農戶劃分為農地流入戶和流出戶，分別驗證。將農地流轉行為作為因變量，從兩個維度進行衡量：一是農地流轉行為虛擬變量，流出或流入農地取值為1，沒有流出或流入農地取值為0，利用Probit模型進行分析；二是用流出或流入農地占承包經營土地的比例衡量，數值范圍為0-1，為截尾數據，利用Tobit回歸模型進行分析。模型設定如下：

Y1=α1+α2S+α3C+ε

(1)

式(1)中，Y1是因變量，代表農地流轉，從農地流轉決策和流轉行為兩方面度量；S為自變量，為農戶的社會資本；C為控制變量，包括農戶的個體或社會特征，以及相關的環境因素等;ε為誤差項。

(二)數據來源

本文數據來源于課題組2018-2020年對湖南省農戶的調研，主題為土地流轉合約、項目制與鄉村產業振興。根據鄉村產業振興的目標要求，在湘東、湘中和湘西選擇有代表性縣(市)進行調研，共涉及10個鄉鎮33個行政村，總計1979戶。在樣本農戶中，參與土地流轉的為1389戶，土地流出的為793戶，流入的為596戶。在調研過程中，首先對調研對象進行輕度訪談，了解基本情況，然后發放結構化調查問卷，主要涉及個體特征、社會特征和一些環境因素，重點掌握農地承包經營情況，包括土地承包面積、是否流轉農地、流出流入情況、家庭過年禮金情況和非農就業情況等等。回收調查問卷后，逐份核查問卷有效性，刪除無效問卷，進行描述性統計，形成分析所需的數據。通過樣本所在地區的統計年鑒，查找轉移支付、經濟發展水平等相關統計數據。

(三)變量選擇

1.因變量：為了更精確衡量農戶社會資本對農地流轉的全面影響，本文從農地流轉決策和流轉行為兩個方面來測量農地流轉，其中農地流轉決策使用農地流轉的虛擬變量來衡量，農地流轉行為使用農地流出和農地流入的虛擬變量、流出或流入農地占承包經營土地比例來衡量。

2.自變量：社會資本測量一般通過社會網絡分析法，包括：(1)結構要素法，通過關系數量、強度或結構洞等來測量社會資本(羅家德，2007)[7]；(2)關鍵資源法，通過人際關系中擁有重要社會或政府職位的人數來測量社會資本(邵云飛等，2009)[19]；(3)人情互惠法，通過人際關系中社會交往的互惠性、頻次和強度來測量社會資本(康偉等，2014)[20]。三種方法測量農戶的社會資本各有優缺點，結構要素法和關鍵資源法主要通過形式要素來測量，忽略了社會資本中的倫理因素，在中國農村社會中，以血緣或地緣為基礎的社會關系，人情或面子構成行動的倫理基礎，很難通過形式要素來測量社會資本的豐富程度。人情互惠法通過社會交往中相互贈送禮金的數額來測量社會資本，在中國農村社會中有現實合理性:一是社會資本非常豐富的交往關系(違法關系除外)，才會有數額非常大的禮金往來；二是人情往來是相互的，不是一方對他方的施舍，在同一個地區一般都有相對固定的標準，收入高者一般不會給更高的人情費用，以免加重對方的負擔或讓對方覺得不舒服。因此，本文采用農戶過年過節往來禮金的數額作為農戶社會資本豐富程度的代理變量，并使用家庭年人均收入作為控制變量，以解決收入與禮金往來數量的內生性問題。

3.控制變量：農戶的個體特征、社會特征以及環境因素等都可能影響農戶流轉農地的決策或意愿。農戶年齡越大，勞動力越弱，流出土地的可能性或意愿越大，流入土地的可能性或意愿越小。但是，農戶年齡越大，種地經驗或能力也會越豐富，職業路徑依賴性越強，也可能增加流出或流入農地的可能性或意愿；農戶受教育程度越高，越有可能從事非農職業，流出土地可能性或意愿越大。如果從事農業，農戶受教育程度越高，越有可能從事規模農業或特色產業，產生強烈的流入土地的可能性或意愿；農戶為女性，因勞動能力較弱，流出土地的可能性或意愿較大，流入土地的可能性或意愿較小。農戶為男性，則可能正好相反；農戶如果是中共黨員，接受黨和政府政策信息較快，與受教育程度可能會產生相似的影響(李爽等，2008)[21]；除此之外，耕地面積、農業機械化水平和當地經濟發展水平等環境要素，無疑都會對農戶流轉土地決策和行為產生影響。

4.中介變量和調節變量：(1)農戶的社會資本以農戶非農就業為中介變量促進或抑制農地流轉。農戶的社會資本越豐富，為農戶提供非農就業信息越多，越有可能介紹高質量非農就業工作崗位，非農就業工作崗位及薪酬待遇也越有保障。農戶在從事非農就業后，流出農地的可能性及意愿增大，流入農地的可能性及意愿減少。從微觀上衡量，農戶社會資本雖然對農戶非農就業有直接影響，但是，從宏觀上來分析，一個地區的經濟發展水平才是決定非農就業的潛在因素。市場化程度越高，提供的工作崗位或機會越多，從事非農就業的農戶就會越多。因此，一個地區的經濟發展水平與農戶社會資本必然會共同作用于農戶的非農就業，進而影響農戶流轉土地的決策與行為(蔣乃華和卞智勇，2007)[17]。本文采用家庭中非農就業人口為代理指標，作為農戶社會資本的中介變量。(2)在鄉村產業振興背景下，一個關鍵標志是政府加大了轉移支付力度，轉移支付大多以產業項目形式向農村投放。根據專屬程度不同，產業項目分為專項和非專項。專項由上級政府指定實施地點和對象，非專項由鄉鎮、村、農戶或農業經營者等各類主體競爭申報。獲得產業項目支持取決于政府支持和申報者能力，鄉村產業項目在鄉村分布具有很大的異質性，不同鄉鎮或村能夠獲得的項目經費差異較大，與地區經濟發展水平并無直接相關性。本文采用樣本所在村的產業項目年度總金額為轉移支付的代理指標，作為農戶社會資本的調節變量。

綜上所述，變量定義及描述性統計如表1所示。

表1 變量定義及描述性統計

(續上表)

四 實證結果與分析

(一)社會資本對農地流轉決策的影響

為了驗證農戶社會資本對農地流轉決策的影響，以農戶農地流轉虛擬變量為因變量，以社會資本為自變量，加入相關控制變量，運用Probit回歸模型進行分析，結果如表2所示。

表2 社會資本影響農地流轉決策的回歸結果

(續上表)

從表2中可以發現，代表農戶社會資本的年度禮金收支對農戶流轉農地決策有顯著的正向影響，影響系數為0.0381，在1%的統計水平上顯著。從邊際效應上分析，禮金每增加1單位，農戶流轉農地的概率增加1.21%。在不考慮流出或流入的情況下，除社會資本之外，非農就業、經濟發展水平和轉移支付等相關變量都對農地流轉決策有顯著影響，非農就業為負向影響，經濟發展水平、轉移支付為正向影響。從邊際效應來分析，非農就業、經濟發展水平和轉移支付每增加1個單位，農地流轉概率分別減少3.21%、增加8.62%和1.26%。除此之外，性別和耕地面積對農地流轉概率有顯著正向影響，顯著水平為10%。年齡、受教育程度和機械化等因素對農地流轉決策的影響不顯著。IV Probit弱工具變量檢測中，將樣本地區農戶社會資本的均值作為工具變量進行檢測，結果沒有發生實質性變化，說明回歸結果比較穩健。

(二)社會資本對農地流轉行為的影響

為了驗證農戶社會資本對農地流轉行為的影響，將農地流轉行為區分為流出和流入兩種類型，運用Probit模型分別回歸。除此之外，同時對兩者的農地流轉比例運用Tobit模型進行回歸，結果如表3所示。

從表3中可以發現，在Probit模型中，農戶社會資本對農地流出和流入行為都有顯著正向影響。從邊際效應上分析，農戶年度禮金收支每增加1個單位，農地流出概率增加0.52%，農地流入概率增加0.69%。在Tobit截尾回歸模型中，農戶社會資本對農地流出或流入比例都有顯著正向影響。這意味著農戶年度禮金收支越多，流出或流入農地的比例或規模就越大，進一步驗證了農戶社會資本對農地流轉行為有顯著影響。

表3 社會資本影響農地流轉行為的回歸結果

樣本所在地區的經濟發展水平對農地流出行為有顯著正向影響，對農地流入行為影響不顯著。經濟發展水平越高，農戶的職業選擇越多，流出農地的可能性越大，反之，農戶只能從事農業生產，流出農地的可能性較小。另一方面，是否流入農地取決于農戶的職業選擇，選擇從事農業生產的，可能會流入農地，從事其它職業的，可能不會流入農地，因而，經濟發展水平的影響不顯著。非農就業對農地流出行為有顯著正向影響，說明從事非農職業越多，農戶越有可能流出農地；非農就業對農地流入行為有顯著負向影響，說明從事非農職業越多，農戶越不可能流入農地，這與經濟發展水平的解釋具有一致性。

在控制變量中，農戶年齡對農地流出有顯著影響，年齡越大越傾向于流出農地，年齡越小越傾向于流入農地；性別對農地流轉行為也有顯著影響，女性更傾向于流出農地，男性更傾向于流入農地；受教育程度對農地流出有顯著正向影響，教育水平越高，越傾向于流出農地；耕地面積對農地流出沒有顯著影響，但對農地流入有顯著影響，農戶自有耕地面積越多的，越傾向于流入農地；機械化水平對農地流出有負向影響，機械化水平越高，農戶越傾向于不流出農地，但傾向于流入農地。

綜上所述，在其它條件不變的前提下，農戶社會資本有助于促進農地流轉，假說1得到驗證。

五 中介與調節效應驗證

(一)非農就業的中介效應驗證

農戶社會資本對農地流轉決策和行為有正向影響，非農就業對農地流轉決策和行為有負向影響，根據前文理論分析，非農就業可能為農戶社會資本的中介變量，對農地流轉決策和行為產生中介效應。為了驗證非農就業的中介效應，需要引入下列方程組：

Y2=γ1+γ2S+γ3C+ε

(2)

W=μ1+μ2S+μ3C+ε

(3)

Y3=θ1+θ2S+θ3W+θ4C+ε

(4)

式(2)-式(4)中，S為社會資本，W為非農就業，C為控制變量，Y為農地流轉決策與行為。驗證方式如下：根據中介效應檢驗方程γ2=θ2+μ2θ3，先檢驗式(2)，如果γ2不顯著，則不存在中介效應，停止檢驗；如果顯著，再依次檢驗式(3)和式(4)，如果μ2與θ3都顯著，則檢驗θ2，顯著則存在部分中介效應，不顯著則存在完全中介效應。如果μ2與θ3有一個不顯著，則需要做Sobel檢驗，顯著則存在中介效應，不顯著則不存在中介效應。

表4列出了式(2)-式(4)的實證結果。從流轉決策來分析，在式(2)中，農戶社會資本影響流轉決策的系數為0.0371，影響顯著，式(3)和式(4)中μ2、θ2、θ3分別為0.0351、0.0381和-0.0756，影響顯著，存在部分中介效應。

表4 非農就業中介效應驗證結果

從農地流出、流入和流轉比例來分析，農戶社會資本對農地流出、流入和流轉比例均有顯著的正向影響，非農就業對農地流出有顯著的負向影響，對流入影響不顯著，對流轉比例影響為正。在農地流出方面，社會資本對非農就業影響顯著，說明存在中介效應；在農地流入方面，因總效應系數不顯著，不存在中介效應；在農地流轉比例方面，社會資本對非農就業影響顯著，說明存在中介效應。

考慮社會資本、非農就業和農地流轉決策與行為之間普遍存在的內生性，本文以農戶家庭所在地區社會資本的平均值作為農戶社會資本的工具變量，以所在地區農戶家庭非農就業率的平均值為非農就業的工具變量，進行多變量回歸分析，結果如表5所示。在表5 中，社會資本提升了農地流轉概率，非農就業促進了農地流出，抑制了農地流入，在農地流轉決策和流出行為中發揮了正向中介效應，在農地流入行為中發揮了負向中介效應。因此，表4中的結論在統計上是穩健的。

表5 社會資本與非農就業內生性對農地流轉的影響

綜上所述，農戶社會資本對農地流轉決策有顯著正向影響，在流轉行為上，以非農就業為中介，對農地流出行為有促進作用，對農地流入行為有抑制作用，假說2獲得了證實。

(二)轉移支付的調節效應驗證

根據前文所述，政府轉移支付，尤其是鄉村產業項目的轉移支付，能夠擴大農地流轉的市場需求，可以調節農戶社會資本對非農就業以及農地流轉決策與行為的促進作用。為了驗證轉移支付的調節效應，需要引入下列方程組：

Y5=δ1+δ2S+δ3T+δ4C+ε

(5)

Y6=ρ1+ρ2S+ρ3T+ρ4S*T+ρ5C+ε

(6)

式(5)-式(6)中，S為社會資本，T為轉移支付，S*T為社會資本與轉移支付的交互項，C為控制變量，Y為農地流轉決策與行為。在式(6)中，如果交互項S*T的系數為負且統計顯著，那么轉移支付對社會資本有負調節作用；如果交互項S*T系數為正且統計顯著，那么轉移支付對社會資本有正調節作用。

表6為調節效應估計結果。在式(5)中，社會資本和轉移支付的系數在流轉決策、農地流出和流入上均顯著，說明農戶社會資本和政府轉移支付對農地流轉決策和行為都有顯著影響，其中農戶社會資本為正向影響，政府轉移支付對農地流轉決策和流出行為有正向影響，對流入行為有負向影響；在式(6)中，農戶社會資本和政府轉移支付的系數在統計上都是顯著的。社會資本系數在農地流轉決策、農地流出和流入上為正,轉移支付系數在農地流轉決策和農地流出上為正，社會資本與轉移支付交互項在農地流轉決策和流出上為正且統計顯著，這說明轉移支付對農戶社會資本在農地流轉決策和農地流出行為上有正向調節效應。轉移支付系數在農地流入上為負且統計顯著，社會資本與轉移支付交互項在農地流出上為負且統計顯著，這說明轉移支付對農戶社會資本在農地流入行為上有負向調節效應或抑制作用。

表6 轉移支付調節效應驗證結果

綜上所述，在鄉村產業振興背景下，政府實施大量產業項目，加大轉移支付力度，擴大了農地流轉市場需求，調節農戶社會資本，有助于促進農地流出，抑制農地流入，假說3得到驗證。

六 結論與啟示

本文利用2018-2020年湖南省各地區的農戶調研數據，綜合運用概率回歸模型和截尾回歸模型分析農戶社會資本對農地流轉決策與行為的影響。為驗證鄉村產業振興背景下農戶社會資本的作用機制，從理論上構建了中介—調節效應模型，認為非農就業作為中介變量能夠促進農地流轉決策和農地流出，抑制農地流入，而政府轉移支付擴大了樣本所在地區農地流轉市場需求，可以調節農戶社會資本對農地流轉決策與行為的影響。實證檢驗表明：農戶社會資本有助于促進農地流轉決策和農地流出；農戶社會資本有助于提供非農就業信息或機會，降低信息搜尋費用，從而促進非農就業。非農就業有助于促進農戶流出農地，抑制農戶流入農地；政府轉移支付通過實施產業項目擴大了樣本所在地區的農地流轉市場需求，起到了調節農戶社會資本促進農地流出和抑制農地流入的作用。

基于以上結論，得到如下政策啟示：隨著國家整體經濟水平不斷提高，為農戶創造了更多的非農就業機會，農戶社會資本的異質性部分導致非農就業率存在差異，進而影響農地流轉決策與行為。農戶社會資本越豐富，越有可能流出農地，除新型農業經營主體外，越不可能流入農地。政府通過實施產業扶貧或振興項目，實現了大規模財政轉移支付，從整體上提升了農地流轉的市場需求。在微觀上，轉移支付可以調節農戶社會資本對農地流轉決策與行為的影響。因此，為提升農地流轉效率，實現農業適度規模經營，需要出臺引導性的政策措施，保持轉移支付力度，引導社會資本，促進鄉村產業發展，擴大農地流轉市場需求，弱化社會資本對農地流轉決策與行為的影響。