互聯網使用對農戶土地轉出的影響機制研究
——基于CFPS2018的微觀證據

宋 宇

（南京審計大學,江蘇 南京 211800）

黨的十九大報告明確提出，“鞏固和完善農村基本經營制度，深化農村土地制度改革，完善承包地‘三權’分置制度”。為實現土地流轉提供制度基礎，合理配置各種土地資源要素，實現土地經營規模化，助力鄉村振興，推動農業農村現代化發展。然而，由于受到傳統小農經濟思想的束縛，且農村非農就業人口的轉移以及土地流轉市場的不規范，在某種程度上抑制了農戶土地轉出的積極性，從而阻礙了土地經營規模化的進程。

黨的十八大以來，黨中央、國務院高度重視數字農業農村建設，也已經作出了實施大數據戰略和數字鄉村戰略、大力推進“互聯網+”現代農業等一系列重大部署安排。中國互聯網絡信息中心第49次《中國互聯網絡發展狀況統計報告》顯示，截至2021年12月，我國城鎮互聯網普及率為81.3%，農村互聯網普及率為57.6%，城鄉地區互聯網普及率差距呈逐漸縮小的趨勢[1]。互聯網作為新興的生產力，賦能農業的生產要素配置，優化農業資源，改變并創新原有的傳統農業生產發展方式，有利于實現農村經濟轉型。互聯網能夠打破消息傳播過程中的時空限制，讓農戶能及時充分了解土地流轉市場的相關信息，解決信息不對稱的問題。同時，農戶從互聯網接收更多就業信息，會對農戶就業行為產生影響，從而影響其土地轉出決策。

由此，探究“互聯網+土地轉出”的影響機制對于提高土地資源合理配置的效率，推動土地規模化經營，實現鄉村振興具有重大意義。本文基于中國家庭追蹤調查（China Family Panel Studies，CFPS）2018年的微觀數據，分析互聯網使用對農戶土地轉出的影響機制，從而有助于探索互聯網如何與土地流轉市場融合發展。

1 文獻述評

諸多文獻探究互聯網對農業經營規模化發展以及農戶非農遷移對土地流轉的影響。在推動農業經營規模化進程中，互聯網的擴散進一步刺激了農產品的供給與需求。李國英（2015）和張云忠（2020）認為將合作社、家庭農場、現代農業企業等新型農業經營主體與規范的土地流轉市場相結合，有利于加速農業經營網絡的構建，實現農業產業的商業化、市場化[2-3]。有學者認為，城鎮化應該鼓勵土地流轉，從而實現土地經營規模化，提高農作物的生產效率，推進“互聯網+農業”發展[4]。與此同時，互聯網上豐富的就業信息影響了農戶的非農行為，從而影響農戶土地轉出的決策。已有研究認為互聯網使用對年輕一代農村勞動力轉移具有顯著的促進作用[5-6]，隨著農村勞動力的遷移以及非農就業人數的增加，家庭農地轉出的概率顯著提高[7]。

“互聯網+土地流轉”不僅是土地資源合理配置的創新形式，而且對于探索土地流轉如何更好地融入信息化時代以及完善與規范土地流轉市場[8-9]具有重大意義。一方面，互聯網作為信息傳播媒介，降低了農戶獲得信息的成本[10]，同時，豐富的農業信息資源，有利于農戶改進自己的農業生產技術，提高農業生產效率[11-12]。互聯網的擴散使得農戶不斷接觸到新興事物，影響著農戶的就業觀念，進而促進農戶非農化發展，使得閑置空地增加，會促進土地流轉[13-14]。另一方面，發揮互聯網在生產要素配置中的優化與集成作用，建立土地流轉平臺，有利于降低農戶在土地流轉中的交易成本，從而提高土地流轉效率。因此，互聯網作為連接土地流轉交易雙方的紐帶，能夠確保雙方能夠及時獲取土地供求信息，及時獲得土地市場價格信息，提高雙方的議價能力，實現雙方利益最大化。土地作為一種不可再生具有稀缺性的生產要素，是人們賴以生存與發展的物質基礎。土地的有效流動有利于推動土地要素市場化，促進土地資源合理配置。

就土地流轉發展的現狀來看，由于我國人口眾多，多數農戶受到傳統養老思想的影響[15]，進行土地流轉的意愿不強。同時，土地流轉信息平臺建設與互聯網的發展不同步，土地流轉過程中供求雙方的信息不對稱是導致土地流轉速度慢和規模化發展受限的重要原因之一[16-17]，出現土地流轉農戶所獲得的收益往往低于市場價格，從而影響了農戶的利益[18]。有學者認為土地流轉雙方之間的信息渠道不暢通、互聯網與土地金融支持力弱、互聯網專業人才缺乏是導致家庭農場經營能力有限的原因[19]。因此，探究互聯網使用與土地轉出之間的影響機制至關重要，其對于推動土地流轉，實現鄉村振興具有深遠的意義。

目前相關領域多是聚焦于借助互聯網搭建的土地流轉平臺的規范性研究，而互聯網使用對農戶土地轉出的影響機制方面的探究相對較少，并且相關的實證研究也比較少。本文通過研究互聯網使用與農戶土地轉出之間的關系，以期為我國推動數字經濟與農業農村現代化的融合發展，推動農村土地流轉，助力鄉村振興提供理論借鑒。

2 機制分析

農村經濟轉型離不開土地，土地是農村經濟發展的重要推動力。土地資源具有稀缺性和不可替代性的特點，因此，合理地規劃土地至關重要，土地流轉則是進行土地資源優化配置的重要手段之一。

農地交易信息的不對稱是土地流轉中亟須解決的問題[20]，在某種程度上制約了市場機制的資源配置。如圖1所示，第一，互聯網使用通過降低供需雙方的信息不對稱水平，使交易雙方能夠及時準確地了解土地供求信息，從而有效推動土地轉出的順利進行，進而提高供需雙方的收入和福利水平[21]。第二，互聯網使用能夠提高交易雙方搜集、分析土地流轉市場信息的效率，降低市場交易成本，使價格公開、透明，確保交易雙方的信息能夠及時得到反饋。土地流轉的市場化對優化土地資源配置、提高土地利用率有著積極影響。第三，互聯網提供的就業信息被農戶接收，從而影響農戶的非農就業轉換行為。當農戶的非農收入超過臨界值且能夠一直保持高于農業產出時[22]，非農就業農戶的收入水平提高，農戶更傾向于選擇外出務工，從而影響其土地轉出的決策行為。

圖1 互聯網使用對農戶土地轉出的影響機制

3 變量選取與模型構建

3.1 數據與變量

本文采用中國家庭追蹤調查（CFPS）2018年的數據。CFPS是由北京大學中國社會科學調查中心實施的全國性跟蹤調查項目，覆蓋全國25個省（自治區、直轄市），從2010年開始展開兩年一次的調研。由于本文研究互聯網使用對農戶土地轉出的影響，最終在CFPS 2018年的數據中篩選出7 627個樣本。

3.1.1 解釋變量

互聯網使用是本文的核心解釋變量。本文探究農戶是否會借助互聯網平臺來獲得土地流轉相關的信息從而對其土地流轉決策產生影響，選取是否上網作為衡量是否使用互聯網的指標。變量選用二元賦值法，根據問卷中的問題“你是否上網”進行定義，如果回答“是”，則定義互聯網使用取值為1，否則為0，為二值虛擬變量。后文將會對問卷中的“是否移動上網”和“是否電腦上網”進行穩健性檢驗，如果回答均為“否”，則定義互聯網使用取值為0，否則為1，為二值虛擬變量。

3.1.2 被解釋變量

土地轉出是本文的被解釋變量，根據問卷中的問題“是否將土地出租他人”進行定義，無論是否收取租金，只要將土地交與其他人使用即視為“出租”。如果回答“是”，則取值為1，否則為0。由于土地流轉過程中的主體包括農戶、合作社、民族企業，所以估計結果是有偏的，因此在篩選剔除農戶個體以外的主體后再對互聯網與土地流轉之間的影響機制進行探究。

3.1.3 控制變量

控制變量包括個體層面特征變量、家庭層面特征變量和村莊層面特征變量。其中個體層面特征變量包括性別、年齡、年齡平方、婚姻狀況、健康狀況、受教育年限，家庭層面特征變量包括家庭人均純收入、家庭勞動力數量、家庭人口規模，村莊層面特征變量包括農村地貌特征、農忙雇工價格、農業勞動力比例。

各變量描述性統計結果如表1所示。

表1 變量描述

3.2 計量模型

本文因變量土地轉出為離散變量，因此，采用離散選擇模型Probit模型進行回歸分析。

式(1)中，Transferi表示農戶是否已經將土地租給別人，即土地是否流轉，Interneti表示農戶是否使用互聯網的二值虛擬變量，Xi表示個體、家庭、村莊層面的特征變量，系數βi表示互聯網使用對農戶土地轉出的影響系數，系數β2表示控制變量對農戶土地轉出的影響系數,αe為控制了省級層面不隨時間變化的不可觀測因素對互聯網是否促進土地流轉產生的影響，表示隨機擾動項。

4 實證分析結果

4.1 互聯網使用對土地流轉影響的基準回歸

表2是運用Probit模型匯報的互聯網使用對土地流轉影響的基準回歸結果。互聯網使用的系數為正，且均達到了1%的顯著性水平，這說明農戶使用互聯網顯著促進了土地流轉。模型1加入個體層面控制變量，模型2同時加入個體、家庭層面的控制變量，模型3同時加入個體、家庭、村莊層面的控制變量，而模型4相較于模型3引入了省份虛擬變量。由于地區的土地流轉與經濟發展有關，所以使用省級固定效應模型解決遺漏變量問題。

表2 回歸結果

表3所示是在控制了個體、家庭、村莊層面后進行的邊際效應回歸結果，兩個模型的區別在于后者加入了省份虛擬變量。從中可以發現，模型3和模型4的邊際效應均為正相關，由此可知互聯網使用對土地流轉是具有顯著促進作用的。

表3 邊際效應回歸結果

續表3 邊際效應回歸結果

模型的回歸結果表明，性別系數為負，并且沒有顯著影響，男性與女性相比更不輕易轉出土地；戶主年齡平方系數為正，戶主年齡系數為負，由此可知當農戶年齡小于37歲時，不愿意轉出土地，而當農戶年齡超過37歲時，更傾向于轉出土地；婚姻狀況對土地轉出的影響不顯著；農戶健康狀況的系數為正，健康水平低的農戶更傾向于轉出土地；受教育年限以及家庭人均純收入的系數顯著為正，表明在其他條件不變的情況下，受教育程度高的農戶可能更容易接受土地流轉的政策，更支持土地流轉。同時，由于互聯網的進一步發展，農戶就業觀念轉變，非農就業提高了農戶的收入水平，從而使其更傾向于土地轉出。家庭勞動力數量的系數顯著為負數，表示家庭勞動力數量越多，轉出土地的可能性越小。家庭人口規模的系數顯著為負數，表示一個家庭的人數越多，越不可能傾向于土地轉出，這也與前述的家庭勞動力數量相互印證。最后在村莊層面上，農村地貌特征的系數顯著為正，表明地勢陡峭的土地不易轉出，而地勢平坦的土地更容易轉出；農忙雇工價格的系數顯著為負，即農忙雇工價格越高越不易于土地流轉，可能因為在土地交易的過程中，考慮到成本與收益的問題，雇工價格升高，土地流轉的流入成本上升，從而抑制了土地流轉行為的產生；村莊的農業勞動力比例對土地轉出沒有顯著影響。從整個基準回歸模型來看，互聯網使用的系數顯著為正，表明互聯網使用對土地流轉具有正向促進作用。

4.2 內生性問題

由于互聯網使用屬于一種自主決策行為，在分析過程中可能會存在反向因果或者遺漏變量的問題。本文選用家庭上網比重作為工具變量，家庭上網比重與是否上網這個二值虛擬變量具有相關性，同時不會直接對土地流轉產生影響。同時，通過weakiv檢驗，P值為0，拒絕原假設，通過顯著性檢驗。Probit及IV回歸結果如表4所示，工具變量家庭上網比重對互聯網使用的影響在1%的水平上顯著。

表4 Probit以及IV回歸結果

5 穩健性檢驗

5.1 探究不同上網方式對土地流轉的影響

隨著數字化的發展，農戶除了使用電腦外，上網方式逐漸多元化，手機、平板電腦等智能設備成為人們上網的主要工具。本文將根據不同的上網方式分別進行穩健性檢驗。

如表5所示，不同的上網方式對土地流轉的影響不同，使用移動上網的農戶土地轉出的邊際效應增加3.7%，使用電腦上網的農戶土地轉出的邊際效應增加5.8%，系數均與表2的基準回歸結果中模型3、4的邊際效應保持一致，其中電腦上網對土地轉出的正向效應更為明顯。

表5 移動上網、電腦上網對土地轉出的Probit估計結果

5.2 替換Logit模型的穩健性檢驗

為進一步驗證結果的穩健性，本文重新應用前述分析中提到的另一種常見二元選擇模型Logit進行回歸，只改變模型形式，保持核心變量、控制變量不變，估計結果如表6所示。

由表6可知，替換模型后，模型估計的系數數值稍微變大，但系數的顯著性沒有發生根本性變化。互聯網使用的系數均顯著為正，系數均通過了1%的顯著性檢驗，同時邊際效應的顯著性也為正相關，再一次印證了互聯網使用對土地流轉具有顯著的促進作用。

表6 替換模型的穩健性檢驗

6 結論與啟示

6.1 結論

研究發現，互聯網使用促進了農村土地流轉。年齡較大農戶的土地轉出積極性高，且健康狀況、受教育年限、家庭人均純收入以及平坦的村莊地貌對土地流轉具有正向作用，而家庭勞動力數量、家庭人口規模以及農忙雇工價格的系數顯著為負。分析不同的上網方式對土地流轉的影響和模型調整的穩健性檢驗表明，上述結果非常穩健。這一結果表明，在農業農村現代化進程中，互聯網作為信息技術最為重要的載體，在土地流轉過程中能發揮巨大的推動作用，有助于提高土地資源的優化配置效率。

6.2 啟示

在推進農業農村數字化建設的進程中，互聯網作為新興生產力，在推動農業資源合理配置中發揮巨大作用。土地流轉是實現農業農村現代化中不可或缺的部分，是實現鄉村振興的迫切需要。第一，要進一步完善農村互聯網基礎設施，提高互聯網普及率，縮小城鄉“數字鴻溝”。這有利于盤活農業信息資源，讓更多農戶學習到更多的農業知識，提升自身技能，同時拓寬就業渠道，促進非農就業。第二，應該進一步構建與完善土地流轉平臺，充分發揮互聯網信息傳遞的優勢，為農戶的土地轉出增添動力。同時完善土地流轉平臺的規章制度，為維護農民的切身利益提供制度保障。第三，加強農戶互聯網使用技能的培訓，使得農戶能夠通過互聯網學習到新的農業技術，提升農業技能，并更好地獲得相關就業信息，促進農戶的非農就業，為農戶增收助力，為我國農村經濟社會的可持續發展提供保障。