互聯網使用對農戶閑置宅基地流轉行為的影響

關鍵詞： 互聯網使用；宅基地流轉行為；非農就業

中圖分類號： F321.1 文獻標志碼： A 文章編號： 1673?5617 （2024） 01?0071?06

促進農村閑置宅基地流轉可以暢通城鄉要素流動，提高農民收入，實現鄉村振興。在“兩權分離”情形下，宅基地使用權是農民作為集體經濟組織成員的基本權利，其身份資格、無償使用、長期占有、封閉運行等基本特征嚴格限制了宅基地有效流轉[1]。隨著城鎮化的推進，大量農村人口轉移到城市生活，在“二調”到“三調”的10年間，常住人口城鎮化率由48.34%增加到62.71%，在農村勞動力不斷外流的情況下，農村卻擁有龐大的土地規模。第三次全國國土調查數據顯示，當前我國城市和建制鎮用地總規模為10333385hm2，村莊用地總規模為21933443hm2，村莊用地總量過大、布局不盡合理[2]。為解決土地資源間的供需矛盾，黨中央、國務院不斷推進制度改革，暢通土地要素的合理有序流轉。十八屆三中全會明確指出“城鄉二元結構是制約城鄉發展一體化的主要障礙”，要求“建立城鄉統一的建設用地市場”；2018年中央一號文件首次提出，“探索宅基地所有權、資格權、使用權‘三權分置’政策”，旨在保護農戶宅基地資格權的前提下放活宅基地的使用權，為盤活閑置農房和宅基地提供了制度支撐；2020年中央《關于構建更加完善的要素市場化配置體制機制的意見》提出“深化農村宅基地制度改革試點”，同年9月，中央農村工作領導小組辦公室、農業農村部又在104個縣（市、區）和3個地級市啟動新一輪農村宅基地制度改革試點工作。隨著改革試點工作的不斷深入，各地區探索創新了宅基地流轉模式；如“天津模式”、重慶的“九龍坡模式”。根據《中國農村發展報告（2017）》數據顯示，農村每年新增空閑農房59400hm2，折合市場價值約4000億元。由此可見，宅基地流轉市場前景十分廣闊。

當前宅基地在流轉過程中普遍存在信息不對稱、缺乏規范交易平臺及交易監管不到位的現象。而互聯網作為一種傳遞信息的渠道，可以為宅基地流轉搭建交易平臺，節約宅基地流轉交易成本，提高宅基地流轉效率。2018年《中共中央、國務院關于實施鄉村振興戰略的意見》明確提出要實施數字鄉村戰略，做好整體規劃，加快農村地區寬帶網絡和第四代移動通信網絡覆蓋步伐，彌合城鄉數字鴻溝。這表明信息化將逐漸成為推動農業農村現代化的關鍵力量。第50次《中國互聯網絡發展狀況統計報告》的結果顯示，截至2022年6月，我國農村網民規模為2.93億，占網民整體的27.9%；從2014年12月到2022年6月，我國農村地區互聯網普及率從28.8%提高至58.8%。隨著互聯網的普及，近年來，越來越多的學者研究互聯網使用在“三農”領域的影響，研究發現互聯網使用可以增加農民工非農就業的概率[3]、提高就業質量[4]、增強就業維權意識、拓展社會交往渠道、緩解青年工作貧困[5]、促進農民增收[6]。也有學者研究發現，互聯網使用可以促進農村土地的流轉[7]。宅基地作為農村土地中一種特殊的存在，早期學者們圍繞影響宅基地流轉因素的研究主要集中于農戶的個體特征、家庭特征、宅基地自身特征等方面，隨著研究的深入，學者們開始考慮區域因素[8]、農戶政策認知[9]、社會保障因素[10]、城市融入[11]、價值認知[1]等因素對宅基地流轉的影響，還有不少學者采用比較研究的方法來研究宅基地流轉，比如不同區位下宅基地的流轉[12]、不同宅基地流轉方式[13]的比較等。卻少有研究探討互聯網使用對其流轉的影響。因此，本文嘗試從互聯網使用的這一研究視角出發，補充當前宅基地流轉的相關理論，并為推動農村宅基地流轉和信息化建設提供政策建議。

1理論分析與研究假說

1.1互聯網使用對農戶閑置宅基地流轉行為的影響

本文中的互聯網使用指農戶是否可以通過電腦、手機等通信設備上網；農戶宅基地流轉行為指農戶是否流轉過宅基地及出租、買賣過宅基地上房屋。農村是個相對封閉的環境，農戶獲取信息的能力有限，導致農戶對宅基地流轉政策信息了解不夠，且缺少宅基地流轉的交易平臺，導致宅基地流轉不暢。互聯網具有高效、便捷、普惠等特征[14]，其快速普及和應用創造了一種新的社會生活方式，影響農戶行為決策，進而影響宅基地的流轉。一方面，互聯網使用可以有效的傳遞宅基地流轉相關信息，降低農戶搜尋信息的成本和精力，破除信息不對稱的壁壘。互聯網作為一種信息獲取渠道，具有信息傳遞的功能，能夠連接農戶和政府[15]，傳遞政府政策，在當前不斷探索宅基地改革的背景下，加強農戶對宅基地流轉政策的認知，無疑會助推農戶通過不同流轉方式參與其中。另一方面，互聯網為宅基地流轉提供交易平臺。以往農戶主要在本村內部流轉宅基地，并依靠親戚、朋友和村干部等獲取流轉信息，然而這些信息在時效性與傳播范圍方面都存在局限性。互聯網平臺為農戶提供全新的獲取信息的途徑，使得農戶能夠獲取到更大范圍和更及時可靠的流轉信息，從而促進流轉契約的達成。

綜上所述，互聯網使用可以促進農戶進行宅基地流轉。由此，提出本文的研究假說H1：互聯網使用促進了農戶宅基地流轉。

1.2非農就業在互聯網使用影響農戶宅基地流轉行為中的調節作用

數字賦能為農戶提供了更多的非農就業機會，促進了農戶非農就業和工資性收入的增加[16]。非農就業使農戶獲得可靠的生計保障，改變了農民單一依賴農業收入的狀況，進而減輕家庭對宅基地的依賴，減弱宅基地的居住保障功能，凸顯其經濟價值。非農就業不止會給農戶帶來收入增長，而且能給農戶帶來更好的社會保險、更高品質的生活以及個人追求[10]，促使農戶離開農村，進入社會保障水平更高的城市生活；當農村勞動力轉移后，大量的宅基地被閑置或者存在宅基地使用效率低下的情況，若通過宅基地流轉可以獲得部分收入，在逐利性的驅動作用下，農民會產生強烈的將宅基地變現的訴求[17]，有利于促進宅基地的流轉。

由此，提出本文的研究假說H2：非農就業可以正向調節互聯網使用對農戶宅基地流轉行為的影響。

2數據來源、模型構建與變量選取

2.1數據來源

由于宅基地只能在改革試點地區進行流轉，當前全國有104個縣（市、區）和3個地級市進行改革，在福建地區有沙縣、建甌和晉江3個地區參與改革試點，由于晉江地區的改革試點任務已經完成，所以在數據采集過程中本課題組選取福建省其他2個宅基地改革試點地區——沙縣和建甌進行問卷調查。本輪調研基于分層抽樣的原則分別從沙縣和建甌隨機抽取4個鄉鎮，每個鄉鎮隨機抽取2個村莊，共發放335份調查問卷。回收問卷316份，剔除掉其中無效問卷16份，共獲取有效問卷300份，問卷有效率95%；其中，沙縣140份，建甌160份。

2.2模型構建

2.2.1基礎回歸模型 因為被解釋變量——宅基地流轉是個二值變量，因此采用logistic回歸模型來分析互聯網使用對宅基地流轉行為的影響。模型設定：如下

2.3變量選取

本研究的變量選取如下。（1）因變量為農戶宅基地流轉行為。選取問卷中的問題“您是否參與過宅基地流轉”來衡量，若回答“是”，則賦值為1；若回答“否”，則賦值為0。（2）核心自變量為農戶互聯網使用。選取問卷中的問題“是否使用互聯網”來定義互聯網使用情況，若回答是，則賦值為“1”；若回答否，則賦值為“0”。（3）調節變量為農戶非農就業。本文中的非農就業指農戶是否到本鄉鎮以外的地區從事非農業勞動，選取問卷中的問題“是否非農就業過”來衡量，若回答是，則賦值為“1”；若回答否，則賦值為“0”。（3）控制變量通過閱讀相關文獻并結合調查問卷選取了農戶個人特征、家庭特征和宅基地自身特征三類變量作為控制變量。其中，農戶個體特征方面的變量主要包括：性別、年齡、受教育程度、是否村干部及戶口類型。通常，長期受到傳統思想束縛的男性，其作為家庭的主要管理者，認為宅基地是祖輩流傳下來的，更不會流轉宅基地。受教育程度越高，其接受新事物能力越強，越可能流轉其宅基地。家庭特征方面的控制變量包括：家庭人口規模、家庭耕地面積及家庭總收入。相較于家庭沒有耕地的農戶來說，家庭有耕地的農戶對農村的依賴性較強，更不會流轉宅基地，而家庭人口規模較大、家庭收入較高的農戶，通常有更多的社會資本，且接收外界信息能力較強、思想開化、網絡使用能力強，從而影響宅基地流轉[15]。宅基地自身特征方面的控制變量包括：宅基地數量、宅基地面積及宅基地上房屋建造成本。通常宅基地上房屋建造成本越高，越不會流轉其宅基地。（4）工具變量為互聯網信息獲取。參考劉子涵[14]對互聯網使用的定義，使用互聯網農業信息獲取作工具變量對基準回歸結果進行穩健性檢驗。在問卷中通過詢問農戶“是否通過互聯網獲取過宅基地流轉信息”來衡量，若回答是，則賦值為“1”；回答否，則賦值為“0”。具體的變量設置及變量說明如表1所示。

2.4相關性分析

表2所示為互聯網使用與宅基地流轉相關性檢驗分析。結果發現，在轉出宅基地的122個樣本農戶中，有111農戶使用互聯網，占比91%；在使用互聯網的240個農戶樣本中，有111個農戶流轉了宅基地，占比46%。因為因變量為二元分類變量，所以使用卡方檢驗進行相關性分析，最終計算得到的卡方值為15.504，說明互聯網使用和農戶農地轉出行為之間具有相關關系。

2.5多重共線性檢驗

為避免變量之間存在多重共線性影響logistics回歸模型的參數估計結果，本文對所選取的變量進行多重共線性檢驗，以確保變量之間相互獨立。采用方差膨脹因子（VIF）檢驗影響因子之間的多重共線性，結果如表3所示。一般認為，VIF值小于10時說明2個自變量之間的多重共線性較弱。本研究所選取變量的方差膨脹因子（VIF值）均小于10，說明其不存在多重共線性問題，可以忽略多重共線性影響模型估計結果的可能性。

3實證結果分析

3.1基準回歸分析

表4為互聯網使用對農戶宅基地流轉行為影響的基準回歸結果。結果顯示，互聯網使用對農戶宅基地流轉在1%的顯著性水平上具有正向影響。說明互聯網作為一種信息傳遞的媒介，可以在宅基地流轉過程中為宅基地流轉需求雙方傳遞信息，破除信息不對稱的障礙，搭建交易平臺，減少交易費用，提高交易效率，從而促進宅基地流轉。由此，假說H1得以驗證。

在控制變量方面，結果顯示性別、受教育程度、是否村干部及宅基地上房屋建造成本可以顯著影響宅基地流轉。其中，男性相較于女性來說更不會流轉宅基地，這是因為作為家庭地位較高的部分男性受到傳統觀念的影響較重，不愿接受新思想和新觀念的影響，認為宅基地是祖宗流傳下來的，不能輕易流轉。受教育程度越高的農戶，其對新事物的理解能力和接受能力越強，通過流轉宅基地來獲益的能力越強，會更積極地參與到宅基地流轉中來。相較于非村干部的農戶，村干部更不會流轉其宅基地，主要是因為村干部長期從事農村工作，需要駐留在農村，其宅基地主要用來自己居住，不會流轉。一般來說，宅基地上房屋建造成本較高的農戶，其房屋主要用來自住，也不會輕易進行流轉。

3.2穩健性檢驗

為檢驗上述結果的穩健性，本文替換變量進行穩健性檢驗，其結果如表5所示。由表5可知，互聯網信息獲取可以顯著地促進宅基地流轉，可見上述結果具有穩健性，進一步驗證了假說1。

3.3調節效應檢驗

表6顯示的是非農收入的調節效應。結果顯示，互聯網使用與非農就業的交互項在1%的水平上顯著正向影響宅基地流轉，且互聯網使用與交互項的系數為同號，即非農收入可以正向調節互聯網使用對宅基地流轉行為的影響。說明農戶可以通過使用互聯網提高其非農就業技能，獲取非農就業渠道，從而實現非農就業。在農戶實現非農就業后，會加強其融入城市的能力，降低對農村宅基地的依賴，從而促進宅基地的流轉。從而假說2得以驗證。

4結論與政策建議

互聯網信息技術的快速發展給農業農村發展帶來了深刻的影響，作用于農戶的行為選擇，也改變了農村農民的生產和生活方式，從而對宅基地流轉產生影響。本文基于課題組調研數據，利用logistic模型和調節效應模型檢驗發現：（1）互聯網使用顯著促進了宅基地流轉；（2）非農就業正向調節互聯網使用對宅基地流轉行為的影響。

對此，提出如下政策建議：（1）加強農村互聯網基礎設施建設，實現城鄉公共服務均等化。政府要加強政策支持，加強對農村互聯網信息技術的建設投資，加快數字鄉村建設，賦能鄉村振興。（2）提高農戶人力資本水平以強化其互聯網使用的能力，優化農戶的數字素養，使農戶可以通過互聯網獲取相關政策和改革信息，了解當前宅基地改革相關事項；可以使用互聯網平臺進行宅基地的流轉和宅基地流轉的相關信息的交流。（3）建設完善宅基地流轉的互聯網平臺，加速建設城鄉統一的建設用地市場。發揮互聯網信息傳遞的優勢，優化信息獲取的途徑與質量，規范宅基地網絡流轉程序，鼓勵農戶使用互聯網流轉閑置宅基地，精簡交易流程，降低交易費用，完善交易服務，引導更多的人參與到宅基地流轉交易中。（4）提高農戶非農就業技能，并完善其社會保障，打破城鄉社會保障壁壘。對進城務工的農民工進行素質教育和技能培訓，通過充分的相關就業指導，使其更好地融入城市，弱化對宅基地的依賴。