劉艷，馬康偉

（安徽大學(xué) 中國(guó)三農(nóng)問(wèn)題研究中心，安徽 合肥 230039）

一、研究背景

改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)新型城鎮(zhèn)化進(jìn)程加快，農(nóng)村勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移等因素，致使農(nóng)村常住人口減少，農(nóng)村“空心化”“空戶化”現(xiàn)象加劇涌現(xiàn)?！吨袊?guó)農(nóng)村發(fā)展報(bào)告（2017）》數(shù)據(jù)顯示，農(nóng)村每年新增空閑農(nóng)房5.94億平方米，折合市場(chǎng)價(jià)值約4000億元；另?yè)?jù)2019年農(nóng)村綠皮書數(shù)據(jù)顯示，中國(guó)農(nóng)村宅基地閑置率高達(dá)10.7%。與此同時(shí)，1978至2015年期間，中國(guó)農(nóng)村的宅基地面積擴(kuò)大226.7萬(wàn)公頃，且每年仍在以10萬(wàn)公頃的速度擴(kuò)大①農(nóng)經(jīng)網(wǎng).鄉(xiāng)村“人口減少、面積增大”悖論探析[Z/OL].(2015-12-23)[2022-03-16].http://news.1nongjing.com/a/201512/125171.html.。宅基地空置數(shù)量與宅基地面積的同向增加進(jìn)一步加劇了農(nóng)房資產(chǎn)與土地資源的浪費(fèi)。2018年中央一號(hào)文件創(chuàng)新性提出宅基地“三權(quán)分置”，旨在保護(hù)農(nóng)戶宅基地資格權(quán)的前提下放活宅基地使用權(quán)，為盤活閑置農(nóng)房和宅基地提供了制度支撐。2019至2021年中央一號(hào)文件都提出推進(jìn)宅基地確權(quán)登記頒證，為進(jìn)一步推動(dòng)宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)提供法律保障。然而，目前全國(guó)大部分地區(qū)的農(nóng)村閑置宅基地盤活工作尚處于試點(diǎn)探索階段，宅基地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)前景十分廣闊［1］。在宅基地“三權(quán)分置”改革背景下，宅基地的財(cái)產(chǎn)權(quán)能得以顯化，宅基地流轉(zhuǎn)能夠有效增加農(nóng)戶財(cái)產(chǎn)性收入，激活市場(chǎng)潛力巨大的閑置宅基地資源也是助推鄉(xiāng)村振興的實(shí)現(xiàn)進(jìn)路。因此，探究農(nóng)戶宅基地流轉(zhuǎn)意愿和行為的影響因素及現(xiàn)實(shí)約束具有重要的理論價(jià)值與實(shí)踐意義。

近些年來(lái)，隨著社會(huì)經(jīng)濟(jì)學(xué)的發(fā)展，個(gè)體之間的互動(dòng)聯(lián)系對(duì)其經(jīng)濟(jì)決策的作用也逐漸進(jìn)入經(jīng)濟(jì)分析的視界。中國(guó)是典型的關(guān)系型社會(huì)，廣泛分布著以“血緣”“地緣”“友緣”為橋梁的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，“熟人社會(huì)”的特征普遍存在，已有大量研究證實(shí)了社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)于經(jīng)濟(jì)主體的決策行為具有重要的影響［2-3］。因此，以農(nóng)村“差序格局”的社會(huì)結(jié)構(gòu)作為起點(diǎn)，分析農(nóng)戶的宅基地流轉(zhuǎn)意愿和行為格外重要。另外，現(xiàn)階段宅基地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)的規(guī)范性不足，相關(guān)研究表明，宅基地流轉(zhuǎn)的非正式性特征廣泛存在于全國(guó)各地［1］。由此可見(jiàn)，以“差序格局”下的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)為基礎(chǔ)來(lái)分析農(nóng)戶的宅基地流轉(zhuǎn)意愿和行為是必要的。那么，在“熟人社會(huì)”的背景下，農(nóng)戶宅基地流轉(zhuǎn)意愿和行為表現(xiàn)出怎樣的特征，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)其影響路徑如何？這些問(wèn)題都有待深入研究。

目前學(xué)界關(guān)于宅基地流轉(zhuǎn)主要從宅基地流轉(zhuǎn)模式、流轉(zhuǎn)意愿及影響因素兩個(gè)方面進(jìn)行分析。關(guān)于宅基地流轉(zhuǎn)模式，王延強(qiáng)和陳利根從“權(quán)”和“利”的角度將宅基地流轉(zhuǎn)模式分為以下三類：轉(zhuǎn)權(quán)讓利模式、保權(quán)讓利模式、保權(quán)保利模式，并指出保權(quán)保利模式相較于另外兩種模式更能保護(hù)農(nóng)民權(quán)益［4］；陳利根和成程按流轉(zhuǎn)主體將宅基地流轉(zhuǎn)模式分為政府主導(dǎo)模式、集體推動(dòng)模式與農(nóng)民自發(fā)模式，并分析比較三種模式對(duì)于農(nóng)民福利的影響，指出集體推動(dòng)模式對(duì)于農(nóng)民福利具有更強(qiáng)的改善作用［5］；張夢(mèng)琳歸納分析發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民自發(fā)流轉(zhuǎn)宅基地向政府主導(dǎo)流轉(zhuǎn)宅基地演進(jìn)，實(shí)物流轉(zhuǎn)向指標(biāo)（發(fā)展權(quán)）流轉(zhuǎn)演進(jìn)［6］。關(guān)于宅基地流轉(zhuǎn)意愿及影響因素，戶主特征、家庭特征、宅基地特征是影響流轉(zhuǎn)意愿的重要因素；學(xué)界也越發(fā)重視產(chǎn)權(quán)對(duì)于資源配置的作用，錢龍等基于溫州地區(qū)的農(nóng)戶數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)［7］，宅基地確權(quán)頒證顯著激勵(lì)農(nóng)戶的宅基地流轉(zhuǎn)意愿；彭長(zhǎng)生等基于安徽、湖南兩省的農(nóng)戶數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，宅基地確權(quán)對(duì)于流轉(zhuǎn)意愿不產(chǎn)生顯著影響，原因在于確權(quán)提升農(nóng)戶對(duì)于宅基地的稟賦效應(yīng)［8］；也有學(xué)者從制度改革、農(nóng)戶分化等角度對(duì)宅基地流轉(zhuǎn)意愿進(jìn)行分析［9-10］。

通過(guò)梳理已有文獻(xiàn)，不難發(fā)現(xiàn)學(xué)者們雖然在關(guān)于宅基地流轉(zhuǎn)方面做了大量研究，但缺乏將社會(huì)網(wǎng)絡(luò)置于農(nóng)戶宅基地流轉(zhuǎn)框架內(nèi)進(jìn)行的分析。部分學(xué)者圍繞社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)社會(huì)行為影響的研究雖涉及農(nóng)地流轉(zhuǎn)領(lǐng)域，但宅基地流轉(zhuǎn)遵循“房地一體”的規(guī)則，宅基地較于農(nóng)地會(huì)產(chǎn)生更強(qiáng)的稟賦效應(yīng)，在農(nóng)村“差序格局”的社會(huì)結(jié)構(gòu)下，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)這一非正式制度在宅基地流轉(zhuǎn)領(lǐng)域可能具有更大的作用空間。同時(shí)，現(xiàn)有關(guān)于社會(huì)網(wǎng)絡(luò)影響農(nóng)戶宅基地流轉(zhuǎn)的研究也忽略內(nèi)在認(rèn)知的作用，受社會(huì)網(wǎng)絡(luò)影響的內(nèi)在認(rèn)知也可能會(huì)導(dǎo)致農(nóng)戶在宅基地流轉(zhuǎn)意愿和行為上的差異。因此，有必要對(duì)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)影響農(nóng)戶宅基地流轉(zhuǎn)決策的機(jī)理做進(jìn)一步的研究。另外，在探究影響宅基地流轉(zhuǎn)的因素時(shí)，學(xué)者們大多僅關(guān)注農(nóng)戶的流轉(zhuǎn)意愿，缺少對(duì)于流轉(zhuǎn)意愿和行為的對(duì)比分析。農(nóng)戶的宅基地流轉(zhuǎn)意愿并不一定轉(zhuǎn)化為實(shí)際行為［11］，探討流轉(zhuǎn)意愿和行為可能存在背離的原因有助于理解農(nóng)戶的決策動(dòng)機(jī)。與現(xiàn)有相關(guān)文獻(xiàn)相比，本研究可能的創(chuàng)新之處在于：一是將農(nóng)戶對(duì)宅基地的內(nèi)在認(rèn)知細(xì)分為流轉(zhuǎn)政策認(rèn)知、經(jīng)濟(jì)價(jià)值認(rèn)知和產(chǎn)權(quán)認(rèn)知三個(gè)方面，進(jìn)而構(gòu)建“社會(huì)網(wǎng)絡(luò)—內(nèi)在認(rèn)知—宅基地流轉(zhuǎn)”的理論分析框架，從理論上分析社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)農(nóng)戶宅基地流轉(zhuǎn)意愿和行為的影響機(jī)制；二是實(shí)證檢驗(yàn)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)農(nóng)戶宅基地流轉(zhuǎn)意愿和行為的影響；三是采用“中介效應(yīng)法”，實(shí)證檢驗(yàn)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)通過(guò)流轉(zhuǎn)政策認(rèn)知、經(jīng)濟(jì)價(jià)值認(rèn)知、產(chǎn)權(quán)認(rèn)知等渠道對(duì)農(nóng)戶宅基地流轉(zhuǎn)意愿和行為產(chǎn)生影響的路徑，并對(duì)間接機(jī)制失效的原因進(jìn)行探討。

二、理論分析與研究假設(shè)

社會(huì)嵌入理論認(rèn)為，個(gè)體在作出決策行為時(shí)不僅出于經(jīng)濟(jì)學(xué)“理性人”的考慮，其所嵌入的社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對(duì)其決策行為的影響同樣不容忽視。社會(huì)網(wǎng)絡(luò)強(qiáng)調(diào)人們之間的關(guān)系和感情維系，及其互動(dòng)產(chǎn)生的穩(wěn)定關(guān)系網(wǎng)絡(luò)［12］，具有明顯的資本屬性，大量研究把社會(huì)資本與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)交互使用［13-14］，本研究對(duì)二者也不做區(qū)分。Granovetter將社會(huì)網(wǎng)絡(luò)分為“強(qiáng)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)”和“弱關(guān)系網(wǎng)絡(luò)”：“強(qiáng)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)”強(qiáng)調(diào)個(gè)體間往來(lái)頻繁、關(guān)系密切，具有情感強(qiáng)烈和人情交換的特征；而“弱關(guān)系網(wǎng)絡(luò)”中個(gè)體的社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征差異較大，但有利于信息傳播［15］。Bian認(rèn)為，雖然“弱關(guān)系網(wǎng)絡(luò)”在信息傳播上擁有優(yōu)勢(shì)，但以“血緣”“地緣”和“友緣”為橋梁的“強(qiáng)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)”能夠在市場(chǎng)規(guī)范性不足的條件下為辦成事情提供有力幫助［16］，同時(shí)相較于“弱關(guān)系網(wǎng)絡(luò)”，基于信任和義務(wù)的“強(qiáng)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)”也更易利用“關(guān)系橋”的作用。本研究將社會(huì)網(wǎng)絡(luò)定義為“強(qiáng)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)”，具體考察“強(qiáng)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)”于農(nóng)戶宅基地流轉(zhuǎn)意愿和行為中的作用。在城鎮(zhèn)化的影響下，宅基地的流轉(zhuǎn)現(xiàn)象日益普遍，且多以隱性流轉(zhuǎn)的方式進(jìn)行。因此，基于信任的社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，不僅反映農(nóng)戶的社會(huì)交往能力，也作為農(nóng)戶信息獲取的渠道，成為宅基地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)形成的邏輯起點(diǎn)。

（一）社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)農(nóng)戶宅基地流轉(zhuǎn)意愿和行為的影響

首先，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)有利于降低信息搜尋成本。社會(huì)網(wǎng)絡(luò)越豐富，越有利于信息的傳遞和擴(kuò)散［17］。目前宅基地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)多呈現(xiàn)出隱性特征，致使信息搜尋成本較高，宅基地使用權(quán)的轉(zhuǎn)出戶和轉(zhuǎn)入戶可能由于缺少信息而得不到匹配，大量的潛在流轉(zhuǎn)交易沒(méi)有達(dá)成。因此，相比社會(huì)網(wǎng)絡(luò)較為簡(jiǎn)單的農(nóng)戶，具有豐富社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的農(nóng)戶更有機(jī)會(huì)以較低的信息搜尋費(fèi)用獲取有效的流轉(zhuǎn)信息，從而提高農(nóng)戶的宅基地流轉(zhuǎn)意愿并促成宅基地流轉(zhuǎn)行為。其次，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)有利于降低協(xié)商成本。宅基地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)的非正式性特征普遍存在，宅基地的流轉(zhuǎn)交易常發(fā)生于親朋好友及鄰居之間，基于信任的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)使得宅基地流轉(zhuǎn)多以口頭協(xié)議的形式進(jìn)行，避免流轉(zhuǎn)合同的簽訂，降低宅基地流轉(zhuǎn)中的協(xié)商成本，提高農(nóng)戶的宅基地流轉(zhuǎn)意愿并促成宅基地流轉(zhuǎn)行為。最后，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)有利于發(fā)揮示范效應(yīng)的作用。家庭網(wǎng)絡(luò)、親屬網(wǎng)絡(luò)和鄰里網(wǎng)絡(luò)是農(nóng)戶社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的主要構(gòu)成，他們的意見(jiàn)對(duì)于農(nóng)戶極具重要的參考價(jià)值，更重要的是，他們的宅基地流轉(zhuǎn)行為會(huì)對(duì)農(nóng)戶產(chǎn)生很強(qiáng)的示范作用。當(dāng)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中的親朋和鄰居通過(guò)宅基地流轉(zhuǎn)獲得顯著的收益時(shí)，會(huì)激勵(lì)農(nóng)戶開(kāi)始模仿其成功經(jīng)驗(yàn)。

但在社會(huì)網(wǎng)絡(luò)提高農(nóng)戶宅基地流轉(zhuǎn)意愿并促成其流轉(zhuǎn)行為的過(guò)程中，流轉(zhuǎn)意愿向?qū)嶋H行為的轉(zhuǎn)化可能受到以下因素的干擾：一方面，對(duì)于出租這一宅基地流轉(zhuǎn)形式，交易雙方可能就租約的時(shí)間期限無(wú)法達(dá)成一致，以致交易無(wú)法順利進(jìn)行。根據(jù)楊志鵬等的發(fā)現(xiàn)［18］，農(nóng)戶宅基地的季節(jié)性閑置率遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過(guò)完全閑置率①完全閑置指的是宅基地完全的空置或廢棄，季節(jié)性閑置指的是由于農(nóng)戶外出務(wù)工等因素形成的宅基地的暫時(shí)空置，在農(nóng)民返鄉(xiāng)時(shí)依舊會(huì)被使用。。對(duì)于宅基地的轉(zhuǎn)入戶而言，由于其可能利用宅基地發(fā)展民宿，或服務(wù)于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)等原因，他們?cè)敢饨邮艿暮贤谙蘅赡茉跀?shù)年甚至數(shù)十年以上，季節(jié)性閑置的宅基地?zé)o法滿足其需求。因此，擁有季節(jié)性閑置宅基地農(nóng)戶的流轉(zhuǎn)意愿可能無(wú)法完成向?qū)嶋H行為的轉(zhuǎn)化。另一方面，對(duì)于抵押這一宅基地流轉(zhuǎn)形式，金融機(jī)構(gòu)對(duì)其的接受程度也比較低［19］，原因有以下兩點(diǎn)：一是現(xiàn)行的土地政策在關(guān)于城鎮(zhèn)居民購(gòu)置宅基地問(wèn)題上有明確的限制，宅基地不能向城鎮(zhèn)居民拍賣；二是農(nóng)戶在大多數(shù)情況下不會(huì)缺少宅基地，如果缺少也可以向村集體進(jìn)行申請(qǐng)。因此，對(duì)于金融機(jī)構(gòu)而言，宅基地抵押權(quán)的實(shí)現(xiàn)是一個(gè)頗為棘手的問(wèn)題，宅基地的抵押風(fēng)險(xiǎn)阻礙了農(nóng)戶的抵押意愿向?qū)嶋H行為的轉(zhuǎn)化?；谏鲜龇治?，提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：社會(huì)網(wǎng)絡(luò)顯著提高農(nóng)戶宅基地流轉(zhuǎn)意愿并促成其流轉(zhuǎn)行為，且對(duì)流轉(zhuǎn)意愿的影響效應(yīng)高于流轉(zhuǎn)行為。

（二）社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、內(nèi)在認(rèn)知與宅基地流轉(zhuǎn)

根據(jù)社會(huì)認(rèn)知理論，社會(huì)環(huán)境對(duì)于個(gè)體內(nèi)在認(rèn)知的提升具有極其重要的影響。社會(huì)網(wǎng)絡(luò)是社會(huì)環(huán)境的重要形式之一，對(duì)于農(nóng)戶獲得知識(shí)、糾正認(rèn)知偏差起到關(guān)鍵作用。相關(guān)研究也表明，基于信任的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)有助于個(gè)體從親朋好友那得到更為可靠的信息［20］，接受信息并轉(zhuǎn)化為自己的知識(shí)，減小認(rèn)知偏差。本研究探討的內(nèi)在認(rèn)知主要包括對(duì)于宅基地的流轉(zhuǎn)政策認(rèn)知、經(jīng)濟(jì)價(jià)值認(rèn)知與產(chǎn)權(quán)認(rèn)知。計(jì)劃行為理論認(rèn)為，個(gè)體內(nèi)在認(rèn)知是采取決策行為的前提。與宅基地流轉(zhuǎn)有關(guān)的流轉(zhuǎn)政策認(rèn)知、經(jīng)濟(jì)價(jià)值認(rèn)知和產(chǎn)權(quán)認(rèn)知可能會(huì)顯著影響到農(nóng)戶的宅基地流轉(zhuǎn)決策。

首先，流轉(zhuǎn)政策認(rèn)知可能從兩個(gè)方面影響農(nóng)戶的宅基地流轉(zhuǎn)意愿及行為：一方面，農(nóng)戶不愿流轉(zhuǎn)宅基地的一個(gè)重要原因在于擔(dān)憂對(duì)于流轉(zhuǎn)出去的宅基地的權(quán)益得不到保障。當(dāng)對(duì)宅基地流轉(zhuǎn)政策的認(rèn)知加深，農(nóng)戶可能采取符合流轉(zhuǎn)政策的相應(yīng)措施來(lái)保障對(duì)于流轉(zhuǎn)出去的宅基地的權(quán)益，例如在流轉(zhuǎn)前向村集體經(jīng)濟(jì)組織提出流轉(zhuǎn)申請(qǐng)，在簽訂流轉(zhuǎn)合同后向鄉(xiāng)鎮(zhèn)、村土地流轉(zhuǎn)服務(wù)機(jī)構(gòu)備案，以及積極利用宅基地確權(quán)后的產(chǎn)權(quán)證書保障自身的權(quán)益。另一方面，對(duì)于宅基地流轉(zhuǎn)政策認(rèn)知的加深還有利于擴(kuò)展農(nóng)戶參與宅基地流轉(zhuǎn)的方式［21］。出租是農(nóng)戶主要的宅基地流轉(zhuǎn)方式，但隨著對(duì)流轉(zhuǎn)政策的進(jìn)一步認(rèn)知，農(nóng)戶可能會(huì)了解其他的流轉(zhuǎn)方式，例如與村民互換、抵押、入股等，能夠結(jié)合自身的需求進(jìn)行選擇。因此，與宅基地相關(guān)的流轉(zhuǎn)政策認(rèn)知對(duì)提高農(nóng)戶宅基地流轉(zhuǎn)意愿并促成其流轉(zhuǎn)行為具有顯著的正向影響。

其次，經(jīng)濟(jì)價(jià)值認(rèn)知也可能影響農(nóng)戶的宅基地流轉(zhuǎn)決策。一方面，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展使得宅基地的經(jīng)濟(jì)價(jià)值日益顯現(xiàn)，宅基地已經(jīng)成為大部分農(nóng)戶的重要固定資產(chǎn)。隨著對(duì)宅基地經(jīng)濟(jì)價(jià)值認(rèn)知的提升，農(nóng)戶作為“理性經(jīng)濟(jì)人”，愿意流轉(zhuǎn)閑置宅基地，獲得持續(xù)穩(wěn)定的財(cái)產(chǎn)性收入。另一方面，宅基地入市改革的推進(jìn)等因素也提升了宅基地的潛在經(jīng)濟(jì)價(jià)值，農(nóng)戶可能對(duì)宅基地潛在經(jīng)濟(jì)價(jià)值具有穩(wěn)定的預(yù)期，進(jìn)而愿意通過(guò)流轉(zhuǎn)宅基地實(shí)現(xiàn)宅基地的保值增值。

最后，產(chǎn)權(quán)認(rèn)知也可能影響到農(nóng)戶的宅基地流轉(zhuǎn)決策。既有研究大多表明，農(nóng)戶對(duì)于宅基地所有權(quán)歸屬的認(rèn)知與法律規(guī)定存在較大差距［22］，筆者的調(diào)研也表明，超過(guò)45%的農(nóng)戶認(rèn)為宅基地所有權(quán)屬于個(gè)人，印證上述觀點(diǎn)。農(nóng)戶對(duì)宅基地所有權(quán)的認(rèn)知會(huì)影響到對(duì)于宅基地產(chǎn)權(quán)強(qiáng)度的認(rèn)知，從而對(duì)宅基地流轉(zhuǎn)意愿和行為產(chǎn)生影響［1］，具體表現(xiàn)為：當(dāng)認(rèn)為宅基地所有權(quán)屬于集體或國(guó)家時(shí)，農(nóng)戶對(duì)于宅基地形成低產(chǎn)權(quán)強(qiáng)度的認(rèn)知，為了避免集體或國(guó)家掠奪宅基地權(quán)益，因而出于短期套利的考慮，農(nóng)戶可能會(huì)更積極地并且長(zhǎng)期地流轉(zhuǎn)宅基地；當(dāng)認(rèn)為宅基地所有權(quán)屬于個(gè)人時(shí)，農(nóng)戶對(duì)于宅基地形成高產(chǎn)權(quán)強(qiáng)度的認(rèn)知，出于“有恒產(chǎn)者有恒心”的態(tài)度，農(nóng)戶參與宅基地流轉(zhuǎn)的積極性可能不高。基于上述分析，提出如下假設(shè)：

假說(shuō)2a：社會(huì)網(wǎng)絡(luò)通過(guò)增進(jìn)農(nóng)戶關(guān)于宅基地的流轉(zhuǎn)政策認(rèn)知，從而提高宅基地流轉(zhuǎn)意愿并促成流轉(zhuǎn)行為。

假說(shuō)2b：社會(huì)網(wǎng)絡(luò)通過(guò)增進(jìn)農(nóng)戶關(guān)于宅基地的經(jīng)濟(jì)價(jià)值認(rèn)知，從而提高宅基地流轉(zhuǎn)意愿并促成流轉(zhuǎn)行為。

假說(shuō)2c：社會(huì)網(wǎng)絡(luò)通過(guò)增進(jìn)農(nóng)戶關(guān)于宅基地的產(chǎn)權(quán)認(rèn)知，從而提高宅基地流轉(zhuǎn)意愿并促成流轉(zhuǎn)行為。

綜上分析，本研究構(gòu)建了社會(huì)網(wǎng)絡(luò)影響宅基地流轉(zhuǎn)意愿和行為的理論分析框架，具體如圖1所示。

圖1 社會(huì)網(wǎng)絡(luò)影響宅基地流轉(zhuǎn)的邏輯

三、數(shù)據(jù)及模型

（一）研究區(qū)域概況與數(shù)據(jù)來(lái)源

合肥市位于安徽省中部，2020年被列入閑置宅基地盤活利用省級(jí)試點(diǎn)地，在堅(jiān)持農(nóng)民自愿的前提下，積極探索宅基地盤活利用模式，因地制宜、因村施策，有效增加農(nóng)戶財(cái)產(chǎn)性收入，壯大集體經(jīng)濟(jì)。選取合肥市作為案例地區(qū)，在研究農(nóng)戶宅基地流轉(zhuǎn)意愿和行為方面具有較好的代表性。

本研究所使用的數(shù)據(jù)來(lái)源于課題組2021年7月至8月對(duì)合肥市的調(diào)研。調(diào)研主要收集農(nóng)戶的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、宅基地流轉(zhuǎn)情況、戶主特征、家庭特征、宅基地特征、受訪者對(duì)宅基地的相關(guān)認(rèn)知情況等方面信息。課題組采用問(wèn)卷調(diào)查與實(shí)地走訪相結(jié)合的方式，同時(shí)出于疫情考慮，委托部分村干部發(fā)放及回收問(wèn)卷，因其在村內(nèi)可能具有相當(dāng)?shù)穆曂?，農(nóng)民的問(wèn)卷填寫也會(huì)更加真實(shí)有效。本次調(diào)研共發(fā)放1300份問(wèn)卷，剔除信息不真實(shí)數(shù)據(jù)、存在缺失的數(shù)據(jù)后，得到有效問(wèn)卷1121份，問(wèn)卷有效率為86.23%。

（二）變量說(shuō)明

1.被解釋變量

本研究的被解釋變量分別為農(nóng)戶的宅基地流轉(zhuǎn)意愿和宅基地流轉(zhuǎn)行為。對(duì)于宅基地流轉(zhuǎn)意愿，包括“1=愿意流轉(zhuǎn)”和“0=不愿流轉(zhuǎn)”兩種情況，對(duì)于宅基地流轉(zhuǎn)行為，包括“1=存在流轉(zhuǎn)行為”和“0=不存在流轉(zhuǎn)行為”兩種情況。在調(diào)查的1121戶農(nóng)戶樣本中，農(nóng)戶的宅基地流轉(zhuǎn)意愿和行為集中在出租、抵押和與村民互換這三種方式上，因此設(shè)定當(dāng)農(nóng)戶至少愿意以“出租”“抵押”“與村民互換”這三種流轉(zhuǎn)方式中的一種進(jìn)行流轉(zhuǎn)時(shí)，即認(rèn)為農(nóng)戶存在宅基地流轉(zhuǎn)意愿，當(dāng)農(nóng)戶至少存在以上三種流轉(zhuǎn)方式中的一種流轉(zhuǎn)行為時(shí)，即認(rèn)為農(nóng)戶存在宅基地流轉(zhuǎn)行為。

本研究對(duì)農(nóng)戶流轉(zhuǎn)宅基地意愿和行為的基本情況進(jìn)行描述，如圖2所示。在出租、抵押和與村民互換這三種宅基地流轉(zhuǎn)方式中，農(nóng)戶愿意流轉(zhuǎn)的比例都高于實(shí)際行為的比例，這也證實(shí)前述判斷，即農(nóng)戶宅基地流轉(zhuǎn)意愿和實(shí)際行為并不完全一致。其中愿意出租和存在出租行為的農(nóng)戶占比分別為31.49%和12.40%，愿意抵押和存在抵押行為的農(nóng)戶占比分別為2.94%和0.80%，愿意互換和存在互換行為的農(nóng)戶占比分別為3.12%和1.16%，可以看出，相較于抵押和互換，農(nóng)戶更愿意以出租的方式流轉(zhuǎn)宅基地，并且在實(shí)際行為中出租的比例顯著高于抵押和互換。

圖2 農(nóng)戶流轉(zhuǎn)宅基地意愿和行為的基本情況

2.解釋變量

核心解釋變量為社會(huì)網(wǎng)絡(luò)。現(xiàn)有研究對(duì)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)這一變量的測(cè)度并無(wú)定論，以往文獻(xiàn)主要采用“家庭送出禮金數(shù)額”或用“春節(jié)來(lái)訪的親戚朋友數(shù)量”作為社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的量化指標(biāo)［23］。但上述指標(biāo)略顯單一，不能較好地反映社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的特征。基于此，本研究利用熵權(quán)法構(gòu)造一個(gè)更好詮釋社會(huì)網(wǎng)絡(luò)特征的綜合指標(biāo)。首先選取與農(nóng)戶社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)聯(lián)度較高的3個(gè)指標(biāo)，包括“人情支出”“春節(jié)來(lái)訪的親朋好友數(shù)量”和“平均每月的通信費(fèi)用”，再對(duì)這3個(gè)指標(biāo)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，并根據(jù)其熵值和信息熵冗余度計(jì)算出各個(gè)指標(biāo)的權(quán)重，最后得到社會(huì)網(wǎng)絡(luò)變量的綜合數(shù)值①社會(huì)網(wǎng)絡(luò)變量據(jù)各個(gè)指標(biāo)權(quán)重由下式給出：soc=0.4177×人情支出+0.3703×春節(jié)來(lái)訪的親朋數(shù)量+0.2120×平均每月通信費(fèi)用。。根據(jù)宅基地流轉(zhuǎn)影響因素的現(xiàn)有研究成果，選取戶主特征、家庭特征、宅基地特征三個(gè)方面作為控制變量。具體而言，戶主特征包括戶主的年齡、性別和受教育程度；家庭特征包括是是否有黨員、主要收入來(lái)源及人口數(shù)；宅基地特征包括宅基地塊數(shù)、宅基地的地理位置和宅基地面積。

3.中介變量

第一個(gè)中介變量是流轉(zhuǎn)政策認(rèn)知。依據(jù)《物權(quán)法》第155條及有關(guān)政策，宅基地的流轉(zhuǎn)須經(jīng)村集體經(jīng)濟(jì)組織同意；《土地管理法》規(guī)定“出賣、出租、贈(zèng)與住宅后，再申請(qǐng)宅基地的，不予批準(zhǔn)”；國(guó)務(wù)院《關(guān)于開(kāi)展農(nóng)村承包土地的經(jīng)營(yíng)權(quán)和農(nóng)民住房財(cái)產(chǎn)權(quán)抵押貸款試點(diǎn)的指導(dǎo)意見(jiàn)》表達(dá)對(duì)于宅基地抵押這一流轉(zhuǎn)方式的肯定態(tài)度。本研究主要通過(guò)農(nóng)戶對(duì)上述法規(guī)政策的了解程度來(lái)判斷其對(duì)宅基地的流轉(zhuǎn)政策認(rèn)知（賦值為1=完全不了解；2=了解一點(diǎn)；3=比較了解；4=十分了解）。第二個(gè)中介變量是經(jīng)濟(jì)價(jià)值認(rèn)知。本研究主要通過(guò)調(diào)查農(nóng)戶對(duì)宅基地經(jīng)濟(jì)價(jià)值的認(rèn)同程度來(lái)判斷其對(duì)宅基地的經(jīng)濟(jì)價(jià)值認(rèn)知（賦值為1=完全不認(rèn)同；2=有些認(rèn)同；3=比較認(rèn)同；4=完全認(rèn)同）。第三個(gè)中介變量是產(chǎn)權(quán)認(rèn)知。調(diào)研中通過(guò)詢問(wèn)受訪者對(duì)于宅基地所有權(quán)的歸屬來(lái)測(cè)度該變量（賦值為1=屬于集體或?qū)儆趪?guó)家①在對(duì)農(nóng)戶產(chǎn)權(quán)認(rèn)知變量的賦值中，將“屬于集體”和“屬于國(guó)家”賦予同一數(shù)值1，將“屬于個(gè)人”賦予另一數(shù)值0，原因在于本研究將宅基地所有權(quán)屬于個(gè)人認(rèn)定為高產(chǎn)權(quán)強(qiáng)度，將屬于集體或國(guó)家都認(rèn)定為低產(chǎn)權(quán)強(qiáng)度。；0=屬于個(gè)人）。

各變量名稱、定義及描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

表1 變量名稱、定義及描述性統(tǒng)計(jì)

（三）模型選擇與內(nèi)生性處理

由于風(fēng)險(xiǎn)偏好等因素的不可觀測(cè)，遺漏變量對(duì)農(nóng)戶宅基地流轉(zhuǎn)意愿和行為的影響將包含于擾動(dòng)項(xiàng)。另外，農(nóng)戶的宅基地流轉(zhuǎn)意愿和行為也可能反向影響其社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，宅基地流轉(zhuǎn)意愿越強(qiáng)或存在宅基地流轉(zhuǎn)的行為，可能有利于豐富農(nóng)戶的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)。模型可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題會(huì)導(dǎo)致Logit或者Probit模型無(wú)法得到一致估計(jì)，因此采用IV+Probit方法處理內(nèi)生性問(wèn)題。

本研究建立二元Probit模型，模型設(shè)定如下：P（Wili=1|Soci，Xi）=Φ（a1+b1Soci+c1Xi+ε1i）（1）P（Acti=1|Soci，Xi）=Φ（a2+b2Soci+c2Xi+ε2i）（2）其中，Wili為虛擬變量，Wili=1表示第i個(gè)農(nóng)戶愿意流轉(zhuǎn)宅基地，Wili=0表示第i個(gè)農(nóng)戶不愿意流轉(zhuǎn)宅基地；Acti也為虛擬變量，Acti=1表示第i個(gè)農(nóng)戶存在流轉(zhuǎn)宅基地的行為，Acti=0表示第i個(gè)農(nóng)戶不存在流轉(zhuǎn)宅基地的行為；Soci為核心解釋變量，表示第i個(gè)農(nóng)戶的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)；Xi為控制變量，具體變量名稱和賦值見(jiàn)上表1；a1和a2表示常數(shù)；b1、b2、c1、c2為待估系數(shù)；ε1i和ε2i表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。

本研究采用工具變量法處理可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題。采用家庭工資性收入作為農(nóng)戶社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的工具變量，理由如下：一方面，農(nóng)戶的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)與其家庭工資性收入高度相關(guān)，相關(guān)研究表明，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的豐富能夠顯著提升農(nóng)戶的收入水平［24］；另一方面，農(nóng)戶的家庭工資性收入與農(nóng)戶的宅基地流轉(zhuǎn)意愿和行為并不直接相關(guān)，因此是嚴(yán)格的外生變量。在工具變量回歸中，依據(jù)第一階段F值的大小排除“弱工具變量”的可能，另外在通過(guò)Wald檢驗(yàn)原理來(lái)判定解釋變量的內(nèi)生性后，若解釋變量是內(nèi)生變量，則用家庭工資性收入作為社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的工具變量進(jìn)行IV+Probit模型的回歸，才能得出準(zhǔn)確的回歸結(jié)果。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)農(nóng)戶宅基地流轉(zhuǎn)意愿和行為的影響

在模型估計(jì)前，本研究首先對(duì)核心解釋變量和控制變量進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，最大的方差膨脹因子（VIF）值為1.92，遠(yuǎn)小于10，故不存在共線性問(wèn)題?；貧w結(jié)果如表2所示，列（1）和列（2）顯示，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)變量在宅基地流轉(zhuǎn)意愿模型中顯著，且系數(shù)為正，表明社會(huì)網(wǎng)絡(luò)顯著提高了農(nóng)戶的宅基地流轉(zhuǎn)意愿。列（3）的普通Probit模型回歸結(jié)果表明社會(huì)網(wǎng)絡(luò)與宅基地流轉(zhuǎn)行為關(guān)系不顯著，但列（4）的IV+Probit模型回歸結(jié)果顯示社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)于農(nóng)戶宅基地流轉(zhuǎn)行為具有顯著的促進(jìn)作用，一階段回歸F值為53.13，遠(yuǎn)大于10的經(jīng)驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)，不存在弱工具變量問(wèn)題，Wald檢驗(yàn)拒絕解釋變量外生性的原假設(shè)，表明采用一般的Probit模型會(huì)低估社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)宅基地流轉(zhuǎn)行為的影響。對(duì)比列（2）和列（4）發(fā)現(xiàn)，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)宅基地流轉(zhuǎn)行為影響的邊際效應(yīng)為0.183，低于對(duì)流轉(zhuǎn)意愿影響的邊際效應(yīng)0.260，這表明社會(huì)網(wǎng)絡(luò)雖通過(guò)發(fā)揮示范效應(yīng)的作用、降低信息搜尋成本和協(xié)商成本顯著激勵(lì)農(nóng)戶的宅基地流轉(zhuǎn)意愿，但流轉(zhuǎn)意愿向?qū)嶋H行為的轉(zhuǎn)化還存在其他因素的干擾，如存在交易期限沖突和宅基地抵押風(fēng)險(xiǎn)等，假說(shuō)1得到驗(yàn)證。

表2 社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)農(nóng)戶宅基地流轉(zhuǎn)意愿和行為的影響

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

考慮到農(nóng)戶社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的豐富程度可能并不滿足隨機(jī)抽樣，而是由個(gè)體特征決定的自選擇過(guò)程，用其作為解釋變量直接回歸可能會(huì)產(chǎn)生選擇性偏誤。為此，本研究利用傾向得分匹配法（PSM）進(jìn)行處理檢驗(yàn)。將所用樣本農(nóng)戶按社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的變量數(shù)值進(jìn)行分組，平均值以上為社會(huì)網(wǎng)絡(luò)豐富組，平均值以下為社會(huì)網(wǎng)絡(luò)貧乏組，為每個(gè)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)豐富的農(nóng)戶匹配一個(gè)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)貧乏的農(nóng)戶，并使這兩個(gè)農(nóng)戶的其他特征相似。在匹配方法上，本研究采用無(wú)放回的一對(duì)一匹配。根據(jù)傾向得分，利用匹配成功的樣本進(jìn)行IV+Probit模型回歸，表3展示回歸結(jié)果，列（1）和列（2）顯示，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)變量在流轉(zhuǎn)意愿模型和流轉(zhuǎn)行為模型中都顯著，與原回歸結(jié)果基本一致，說(shuō)明結(jié)果較為穩(wěn)健。

表3 PSM回歸結(jié)果

五、進(jìn)一步討論

（一）異質(zhì)性分析

由于農(nóng)戶群體的內(nèi)部差異，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)農(nóng)戶宅基地流轉(zhuǎn)意愿和行為的影響也可能存在差異，因此，本研究從宅基地是否確權(quán)以及農(nóng)戶年齡視角進(jìn)行異質(zhì)性分析。在異質(zhì)性分析時(shí)均采用IV+Probit模型，通過(guò)Wald檢驗(yàn)判斷是否存在內(nèi)生性問(wèn)題，當(dāng)不存在內(nèi)生性問(wèn)題時(shí)采用普通Probit模型替代①限于篇幅，未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)的模型未在表中列出，如有需要可向作者索取。。

1.是否確權(quán)條件下農(nóng)戶宅基地流轉(zhuǎn)意愿和行為回歸分析

從宅基地確權(quán)角度來(lái)看，由表4可知，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)顯著正向影響未進(jìn)行確權(quán)農(nóng)戶的宅基地流轉(zhuǎn)意愿和行為，而對(duì)已確權(quán)農(nóng)戶的宅基地流轉(zhuǎn)意愿和行為影響不顯著，可能的原因是宅基地的確權(quán)頒證通過(guò)明晰宅基地的產(chǎn)權(quán)、強(qiáng)化宅基地的制度性保護(hù)，提高農(nóng)戶的產(chǎn)權(quán)意識(shí)，由此提高農(nóng)戶對(duì)于宅基地的“稟賦效應(yīng)”，使得農(nóng)戶對(duì)于宅基地的價(jià)值產(chǎn)生更高的預(yù)期［8］，從而不斷提高流轉(zhuǎn)宅基地的保留價(jià)格，抑制了農(nóng)戶的宅基地流轉(zhuǎn)意愿和行為。

表4 是否確權(quán)條件下農(nóng)戶宅基地流轉(zhuǎn)意愿和行為回歸結(jié)果

2.不同年齡條件下農(nóng)戶宅基地流轉(zhuǎn)意愿和行為回歸分析

從戶主年齡來(lái)看，參考石志恒和崔民的研究，并結(jié)合調(diào)研的樣本數(shù)據(jù)情況［25］，將戶主年齡為30歲以下的農(nóng)戶家庭界定為青年農(nóng)戶，戶主年齡為30歲至60歲的農(nóng)戶家庭界定為中年農(nóng)戶，戶主年齡為60歲以上的農(nóng)戶家庭界定為老年農(nóng)戶，結(jié)果如表5所示。由表5可知，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)青年農(nóng)戶和中年農(nóng)戶的宅基地流轉(zhuǎn)意愿有顯著影響而對(duì)其流轉(zhuǎn)行為無(wú)顯著影響，可能的原因是社會(huì)網(wǎng)絡(luò)雖提高青年農(nóng)戶和中年農(nóng)戶的宅基地流轉(zhuǎn)意愿，但在流轉(zhuǎn)意愿向?qū)嶋H行為的轉(zhuǎn)化中，可能受到其他因素的干擾，比如宅基地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)的不完善、雙方就租約期限無(wú)法達(dá)成一致、宅基地的抵押風(fēng)險(xiǎn)等。由表5可見(jiàn)，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)老年農(nóng)戶的宅基地流轉(zhuǎn)意愿無(wú)顯著影響而對(duì)其流轉(zhuǎn)行為存在顯著影響，可能的原因是年齡較大的戶主思想更加保守，更加注重宅基地的社會(huì)保障功能，不愿流轉(zhuǎn)宅基地，但年齡較大的戶主在家庭角色上卻處于邊緣化，在家中缺少話語(yǔ)權(quán)，因而存在違背其意愿的宅基地流轉(zhuǎn)行為。

表5 不同年齡條件下農(nóng)戶宅基地流轉(zhuǎn)意愿和行為回歸結(jié)果

（二）影響機(jī)制分析

對(duì)影響機(jī)制的分析中，當(dāng)中介變量以及被解釋變量都為類別變量時(shí)，多數(shù)學(xué)者采用Baron和Kenny的三步中介法并不適用［26］。為避免估計(jì)偏誤，本研究借鑒方杰等的方法［27］，構(gòu)建中介效應(yīng)模型如下：

其中，Mi為中介變量，Yi表示W(wǎng)ili或Acti，其余變量含義不變。在模型（3）中，當(dāng)Mi表示流轉(zhuǎn)政策認(rèn)知和經(jīng)濟(jì)價(jià)值認(rèn)知等多分類變量時(shí)采用Oprobit模型回歸，當(dāng)Mi表示產(chǎn)權(quán)認(rèn)知時(shí)采用Probit模型回歸；在模型（4）中均采用IV+Probit模型回歸，通過(guò)Wald檢驗(yàn)判斷內(nèi)生性是否存在，當(dāng)不存在內(nèi)生性時(shí)采用普通Probit模型替代。由于模型（3）、（4）所得出系數(shù)的量尺不同，無(wú)法通過(guò)廣泛使用的Bootstrap進(jìn)行檢驗(yàn)，也不能通過(guò)系數(shù)乘積法和系數(shù)差異法確定中介效應(yīng)的大小，因此本研究參照MacKinnon和Cox提出的乘積分布法進(jìn)行檢驗(yàn)［28］，將模型（3）的回歸系數(shù)a換成為Za=a/Se（a），將模型（4）的回歸系數(shù)b換成為Zb=b/Se（b），再由R軟件中的RMediation軟件包得到Za×Zb的95%置信區(qū)間，若置信區(qū)間中不包含0，則中介效應(yīng)顯著，檢驗(yàn)結(jié)果如表6所示。

由表6可知，在社會(huì)網(wǎng)絡(luò)影響宅基地流轉(zhuǎn)意愿和行為的路徑中，流轉(zhuǎn)政策認(rèn)知中介效應(yīng)置信區(qū)間CI分別為［0.0022，0.0195］和［0.0046，0.0294］，在95%置信區(qū)間上都不包含0，表明流轉(zhuǎn)政策認(rèn)知在社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)農(nóng)戶宅基地流轉(zhuǎn)意愿和行為的影響中存在顯著的中介作用，農(nóng)戶通過(guò)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)提高關(guān)于宅基地的流轉(zhuǎn)政策認(rèn)知，有助于他們采取相應(yīng)措施保障流轉(zhuǎn)出去的宅基地權(quán)益，同時(shí)擴(kuò)展其參與宅基地流轉(zhuǎn)的方式，進(jìn)而提高宅基地流轉(zhuǎn)的意愿并促成流轉(zhuǎn)行為。經(jīng)濟(jì)價(jià)值認(rèn)知的中介作用在社會(huì)網(wǎng)絡(luò)影響宅基地流轉(zhuǎn)意愿和行為的路徑中同樣顯著，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)促進(jìn)農(nóng)戶對(duì)于宅基地的經(jīng)濟(jì)價(jià)值認(rèn)知，使得農(nóng)戶愿意通過(guò)流轉(zhuǎn)閑置宅基地獲得穩(wěn)定的財(cái)產(chǎn)性收入并實(shí)現(xiàn)宅基地的保值增值。產(chǎn)權(quán)認(rèn)知對(duì)農(nóng)戶宅基地流轉(zhuǎn)意愿和行為不具有顯著的間接效應(yīng)，可能原因是農(nóng)戶并不過(guò)于關(guān)心宅基地的所有權(quán)，對(duì)農(nóng)戶而言更重要的是使用權(quán)不受侵犯。新中國(guó)成立以來(lái)的宅基地制度變革中，國(guó)家長(zhǎng)期承認(rèn)并保護(hù)農(nóng)戶的宅基地使用權(quán)和繼承權(quán)［29］，同時(shí)《物權(quán)法》進(jìn)一步將宅基地使用權(quán)認(rèn)定為用益物權(quán)，導(dǎo)致農(nóng)戶對(duì)于宅基地所有權(quán)的模糊認(rèn)識(shí)，因此社會(huì)網(wǎng)絡(luò)無(wú)法通過(guò)產(chǎn)權(quán)認(rèn)知顯著影響農(nóng)戶的宅基地流轉(zhuǎn)意愿和行為。

表6 中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

六、結(jié)論與政策啟示

在農(nóng)村“差序格局”的社會(huì)結(jié)構(gòu)下，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)這一非正式制度對(duì)農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)社會(huì)行為的重要作用已經(jīng)得到大量研究的證實(shí)，但其對(duì)農(nóng)戶宅基地流轉(zhuǎn)意愿和行為影響的實(shí)證研究還較為欠缺。本研究運(yùn)用合肥周邊縣市1121份農(nóng)戶樣本，基于Probit模型、IV+Probit模型和傾向得分匹配法系統(tǒng)考察了社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)農(nóng)戶宅基地流轉(zhuǎn)意愿和行為的影響。研究表明：第一，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)顯著提高農(nóng)戶的宅基地流轉(zhuǎn)意愿和流轉(zhuǎn)行為，且對(duì)流轉(zhuǎn)意愿的影響效應(yīng)高于流轉(zhuǎn)行為。第二，異質(zhì)性分析顯示，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)宅基地未確權(quán)農(nóng)戶流轉(zhuǎn)意愿和行為的影響效應(yīng)更強(qiáng)，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)還能夠提高青年和中年農(nóng)戶的流轉(zhuǎn)意愿以及促成老年農(nóng)戶的流轉(zhuǎn)行為。第三，機(jī)制分析表明，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)農(nóng)戶宅基地流轉(zhuǎn)意愿和行為的影響不僅存在直接效應(yīng)，還通過(guò)流轉(zhuǎn)政策認(rèn)知和經(jīng)濟(jì)價(jià)值認(rèn)知的中介效應(yīng)實(shí)現(xiàn)，而產(chǎn)權(quán)認(rèn)知的中介效應(yīng)未發(fā)揮顯著作用。

本研究的結(jié)論具有重要的政策啟示。在推進(jìn)農(nóng)村宅基地流轉(zhuǎn)的進(jìn)程中，可以考慮以培育農(nóng)戶社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、發(fā)揮村干部“領(lǐng)頭羊”作用、加強(qiáng)農(nóng)戶對(duì)于宅基地的內(nèi)在認(rèn)知等為主要抓手，繼續(xù)放活宅基地使用權(quán)。首先，應(yīng)進(jìn)一步培育和提升農(nóng)戶的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，更好地發(fā)揮其在農(nóng)戶宅基地流轉(zhuǎn)中的積極作用。通過(guò)建立宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)交易平臺(tái)等信息共享平臺(tái)，為農(nóng)戶拓寬信息交流渠道、獲取外界信息創(chuàng)造條件，提高農(nóng)戶的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)水平。其次，在宅基地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)的培育中，應(yīng)加強(qiáng)村干部等網(wǎng)絡(luò)關(guān)鍵領(lǐng)導(dǎo)人在示范推廣和組織協(xié)商中的作用，并積極引導(dǎo)當(dāng)?shù)剞r(nóng)民專業(yè)合作社及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)企業(yè)在優(yōu)化宅基地資源配置中的作用。最后，加大宅基地政策宣傳力度，加強(qiáng)農(nóng)戶對(duì)于宅基地的相關(guān)認(rèn)知，讓更多農(nóng)戶明晰自身權(quán)利及義務(wù)，同時(shí)完善保護(hù)農(nóng)戶權(quán)益的相關(guān)配套政策體系，并針對(duì)不同類型的農(nóng)戶采取差異化調(diào)控措施。