省域農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模及其影響因素作用的空間異質(zhì)性研究

宋敏+王登娜

摘要 作為城鎮(zhèn)化過程中土地資源配置的必然過程，大規(guī)模的農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)會給耕地保護和土地資源的可持續(xù)利用帶來巨大壓力。研究農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模及其影響因素作用程度的空間異質(zhì)性對于揭示農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)的復(fù)雜性，進而采取差別化的、有針對性的管制措施控制農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模具有重要意義。鑒于此，本文在闡釋中國大陸31個省（自治區(qū)、直轄市）農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模在經(jīng)度、緯度方向上的變化規(guī)律的基礎(chǔ)上，運用全域及局域自相關(guān)模型分析了省域尺度上中國農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模的空間異質(zhì)性，繼而進一步采用地理加權(quán)回歸模型揭示了省域農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模各影響因素作用程度的空間異質(zhì)性，結(jié)果表明：①31個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模在水平方向上自西向東呈穩(wěn)定上升趨勢，緯度方向上在中國中部省份達到最高值并分別向南北兩個方向省份逐漸下降，呈現(xiàn)倒“U”型。②全國范圍內(nèi)省域農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模呈現(xiàn)出一定程度的空間關(guān)聯(lián)特征，省域農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模的局部自相關(guān)隨區(qū)域而變化，體現(xiàn)出空間異質(zhì)性。③全社會固定資產(chǎn)投資額、居民人均可支配收入、年初耕地面積、第三產(chǎn)業(yè)比重四個因素影響省域農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模，且影響程度隨空間位置不同而變化，除全社會固定資產(chǎn)投資對省域農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模的影響程度在全國范圍內(nèi)空間分布較均勻外，其他三個因素的影響程度呈現(xiàn)較大的空間異質(zhì)性。因此，應(yīng)在充分考慮空間異質(zhì)性的基礎(chǔ)上，通過提高規(guī)劃方案或管制措施的差異性和針對性實現(xiàn)對農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模的有效管制。

關(guān)鍵詞 農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)；規(guī)模；影響因素；空間異質(zhì)性

中圖分類號 F301.2文獻標(biāo)識碼 A文章編號 1002-2104（2018）01-0054-09DOI：10.12062/cpre.20170701

土地資源是支撐社會經(jīng)濟發(fā)展不可或缺的自然資源基礎(chǔ)，其稀缺性決定了不同用途、不同部門對土地的需求存在激烈競爭，從而導(dǎo)致不同的資源配置狀態(tài)[1-2]。農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)是城鎮(zhèn)化的表現(xiàn)形式之一，其實質(zhì)是農(nóng)地與建設(shè)用地之間競爭的結(jié)果[3]。1978至2016年間，我國城鎮(zhèn)化率由17.92%上升至57.35%，隨之而來的是我國城市規(guī)模的快速擴張，城市建設(shè)用地面積由1981年的6.72×103 km2增至2012年的45.75×103 km2，擴大6.81倍，年均擴張速率高達6.38%[4]，大規(guī)模的農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)無疑給我國的耕地保護帶來了巨大壓力。學(xué)者們對農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)律的現(xiàn)有研究集中在對城市擴張的情景（動態(tài)）模擬、時空特征分析[5-6]，耕地非農(nóng)化的空間過程描述、空間非均衡分析[7-9]等方面；對其影響因素的研究多以對其驅(qū)動機制的定性或定量分析為主，主要從要素稟賦[10]、社會經(jīng)濟條件[11-13]、政策制度因素[14]等角度運用傳統(tǒng)計量經(jīng)濟模型展開討論，較少將空間地理因素納入對社會、經(jīng)濟現(xiàn)象的考慮。而實際上，作為自然和社會經(jīng)濟的綜合體，土地資源具有高度分化的特征，區(qū)域土地數(shù)量、質(zhì)量、結(jié)構(gòu)等特征具有顯著的空間異質(zhì)性[15]。那么，農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模在空間上是否存在一定規(guī)律，農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模諸多影響因素的作用程度是否會因空間位置不同而存在差異？對這些問題的關(guān)注不足是導(dǎo)致當(dāng)前我國土地管理制度和政策針對性較弱、有效性不足的主要原因之一。因此，從空間異質(zhì)的視角研究農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模的變化規(guī)律及其影響因素作用程度的變化規(guī)律，有助于進一步揭示農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)的復(fù)雜性和多樣性，對于差別化的、有針對性地控制農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模，進而有效保護有限的耕地資源具有重要意義?；诖?，本文以2014年為時間斷面，力圖揭示省域尺度下我國農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模的空間分異規(guī)律，并進一步探討省域農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模影響因素作用程度的空間異質(zhì)性。期望為國家制定相關(guān)的土地利用規(guī)劃及土地用途管制政策，控制農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模提供一定的理論參考和實踐依據(jù)。

1 模型構(gòu)建

1.1 農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模的空間異質(zhì)性分析模型

1.1.1 全域空間自相關(guān)

全域關(guān)聯(lián)程度多通過莫蘭指數(shù)（Morans I）來評價在地理位置上臨近區(qū)域觀測點屬性的相似程度，并以此探究該現(xiàn)象在空間地理上是否具有空間集聚和空間分異的特征，見式（1）。

Morans I取值一般在-1到1之間，大于0表示正相關(guān)，其值接近1時表明高值聚類或低值聚類，小于0時表示負相關(guān)，接近-1時表明高低值聚類。如果Morans I值為0，則表示隨機分布，即不存在空間相關(guān)性。標(biāo)準(zhǔn)化的Z統(tǒng)計量常用來判斷其顯著性，見式（2）。

1.1.2 局域空間自相關(guān)

全域空間自相關(guān)分析只能在整體上體現(xiàn)出具有空間地理位置的某要素是否呈現(xiàn)出空間集聚或分異的特征，卻無法體現(xiàn)局部觀測要素的空間集聚特征，該問題可通過局域空間自相關(guān)模型LISA（Local Indicators of Spatial Association）方法描述觀測要素在某空間位置上與相鄰空間位置屬性的相似程度來解決。局域Morans I的高值說明單元屬性相似的空間觀測點存在集聚特征，見式（3）。

1.2 農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)影響因素選取及其空間異質(zhì)性分析模型

1.2.1 影響因素選取

回顧已有研究[13，16-17]并結(jié)合我國農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)現(xiàn)狀發(fā)現(xiàn)，影響農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模的因素一般包括供給、需求、經(jīng)濟發(fā)展和制度政策等方面。供給影響因素包括耕地資源稟賦、農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)收益分配比、不同用途下土地收益差等；需求影響因素涉及導(dǎo)致流轉(zhuǎn)需求增加的因素，包括人口和投資等；而制度和經(jīng)濟因素包括土地流轉(zhuǎn)政策、耕地保護制度和土地交易市場的建設(shè)等?；趯?shù)據(jù)可獲得性的考慮，本文以農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模（y）為因變量，選取以下七個影響因素展開研究：城鎮(zhèn)人口比重（x1）、人均地區(qū)生產(chǎn)總值（x2）、全社會固定資產(chǎn)投資額（x3）、年初耕地面積（x4）、第三產(chǎn)業(yè)比重（x5）、居民人均可支配收入（x6）、城市人口密度（x7）。具體而言：年初耕地面積屬于供給影響因素，耕地資源稟賦越豐富，則人地關(guān)系的緊張程度相對較低，農(nóng)地非農(nóng)化比例相對較小。城鎮(zhèn)人口比重、人均國內(nèi)生產(chǎn)總值、居民可支配收入、城市人口密度和全社會固定資產(chǎn)投資額則代表需求影響因素中的人口和投資因素，其中：城鎮(zhèn)人口比重是城市化水平的表征，城市人口密度對農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)產(chǎn)生需求壓力，二者是農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)的直接推動力；人均國內(nèi)生產(chǎn)總值、居民可支配收入體現(xiàn)衡量經(jīng)濟發(fā)展水平重要指標(biāo)，全社會固定資產(chǎn)投資額的高低表征了城市和工業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)以及場地購買的數(shù)量水平，由于我國仍處于經(jīng)濟增長主要依靠要素投入的增加來支撐的社會經(jīng)濟發(fā)展階段，因此上述因素對農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模有重要影響。第三產(chǎn)業(yè)比重則代表農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)在經(jīng)濟方面的影響因素。此外，耕地保護制度、農(nóng)地轉(zhuǎn)用政策和土地市場運行等構(gòu)成了影響農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)的制度因素：從宏觀政策層面看，我國實行的土地利用總體規(guī)劃制度、土地用途管制制度、永久性基本農(nóng)田劃定制度等對各省農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模具有全局影響；而從中觀政策層面看，各省、市的農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)政策存在一定地區(qū)差異，如重慶、成都等地實施的“地票”制度實際上對農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)有正向推動作用。但考慮到政策因素難以通過數(shù)據(jù)進行量化，且本文旨在對省域農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模的截面數(shù)據(jù)進行研究，而”地票”交易等制度在部分城市展開，因此本文假定短期內(nèi)國家宏觀政策制度環(huán)境不變，從而側(cè)重研究影響全國農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模的上述因素作用程度的空間分異。endprint

1.2.2 模型構(gòu)建

農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模數(shù)據(jù)作為空間數(shù)據(jù)，包含其所在空間位置的特征，而特定空間位置之間的相異特征會引起農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模隨空間變化，即導(dǎo)致農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模在空間位置上產(chǎn)生分異。地理加權(quán)回歸（GWR）模型能夠描述變量在空間地理位置上的變化情況，使得回歸參數(shù)估算更注重局部而非全局，且能夠通過引入“權(quán)重”來刻畫觀測對象在局部區(qū)域內(nèi)所受的影響；此外，該模型能通過各觀測點的回歸系數(shù)描述自變量與因變量間隨地理位置變化的規(guī)律，從而實現(xiàn)對農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)各影響因素在不同空間地理位置上的空間非平穩(wěn)性的描述，以及對不同因素影響作用疊加下各區(qū)域農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模的量化。因此，GWR模型的應(yīng)用特性與農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)的特性較為吻合，該模型在研究農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模影響因素作用程度的空間異質(zhì)性方面具有較強的適宜性。

空間權(quán)重函數(shù)是GWR模型的核心，對參數(shù)估計結(jié)果有重要影響[18]。高斯（Gauss）函數(shù)和bisquare函數(shù)是GWR模型常用的權(quán)重函數(shù)[19]?？紤]到我國各省份土地面積懸殊，采用bisquare函數(shù)有可能將因帶寬設(shè)置不當(dāng)而導(dǎo)致GWR模型估計產(chǎn)生誤差，因此選取能夠?qū)⑺杏^測樣本的空間權(quán)重都納入模型的高斯函數(shù)作為該模型的權(quán)重函數(shù)。選擇帶寬時，采用調(diào)整型空間核（Adaptive）以保持對當(dāng)前考察省份農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)產(chǎn)生影響的周邊省份數(shù)量不變，即帶寬可隨省份分布的疏密程度而自行調(diào)節(jié)，帶寬為不定值，即各省份的觀測值對當(dāng)前考察省份觀測值的空間權(quán)重根據(jù)自行調(diào)整的帶寬長度確定。本文依據(jù)Akaike準(zhǔn)則獲取最優(yōu)帶寬，在指定調(diào)整型空間核的基礎(chǔ)上自動查找最佳距離/近鄰參數(shù)。

GWR表達農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)影響因素的影響程度隨空間位置改變而產(chǎn)生的變化，回歸系數(shù)隨回歸點而變化。本文GWR模型見式（5），省域i的農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模yi表達為第j個自變量（第0個自變量為常數(shù)，其余自變量的含義見表1）與相應(yīng)系數(shù)βij乘積的總和，ε為殘差。

在GWR模型中，運用權(quán)重的高斯函數(shù)量化描述各樣本點對第i個省份農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模的影響：

2 結(jié)果與分析

2.1 數(shù)據(jù)來源及其描述性統(tǒng)計

本文選取我國除港澳臺以外的大陸行政區(qū)劃的31個?。ㄗ灾螀^(qū)和直轄市）為研究區(qū)域，在西安80坐標(biāo)系下劃定上述省份的行政界限，在省域尺度上為農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模以及城鎮(zhèn)人口比重、人均地區(qū)生產(chǎn)總值、全社會固定資產(chǎn)投資額、年初耕地面積、第三產(chǎn)業(yè)比重、居民人均可支配收入、城市人口密度七個影響因素建立相應(yīng)的shapefile，分層錄入其空間位置和屬性信息。其中，當(dāng)年征收土地面積和年初耕地面積來源于《中國國土資源統(tǒng)計年鑒》（2015），城鎮(zhèn)人口比重、人均地區(qū)生產(chǎn)總值、全社會固定資產(chǎn)投資額、第三產(chǎn)業(yè)比重、居民人均可支配收入、城市人口密度數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》（2015）。

由表2可知，省域農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模中位數(shù)為36.74 km2，平均值為47.70 km2，一半以上省份的農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模在平均值以下；標(biāo)準(zhǔn)差為37.23 km2，表明樣本農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)數(shù)據(jù)離散程度較大；偏度系數(shù)為正（0.90），表明樣本農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)數(shù)據(jù)分布具有正偏離，數(shù)據(jù)分布右側(cè)有較長的尾部，即右偏態(tài)；峰度為3.02，說明數(shù)據(jù)分布比標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布更陡峭，分布更集中。《中國國土資源統(tǒng)計年鑒》（2015）的數(shù)據(jù)顯示，2014年各省份農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模的空間差異明顯，整體呈現(xiàn)由東部沿海發(fā)達省份向中部省份再向西南省份及東北、西北地區(qū)省份逐漸降低的趨勢。

2.2 農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模的空間異質(zhì)性分析結(jié)果

探索性空間數(shù)據(jù)分析（ESDA）可以初步分析觀測對象的空間信息并描述其在空間上的集聚和分異現(xiàn)象。本文使用該方法對2014年省域農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模數(shù)據(jù)進行全局趨勢描述以及空間異質(zhì)性分析。

2.2.1 全局趨勢分析

農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模的全局趨勢分析是將數(shù)據(jù)投影到水平與緯度的正交平面上，觀察其在水平方向和緯度方向上的變化規(guī)律，本文利用ArcGIS中Geostatistical Analyst模塊的ESDA工具生成31個省域農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模趨勢圖。如圖1所示，在X方向上（經(jīng)度趨勢），省域農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模呈不斷上升趨勢且尚未達到拐點，表明我國農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模從西向東呈現(xiàn)單調(diào)上升的趨勢；且上升曲線平緩，說明省域農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模由西向東上升幅度穩(wěn)定，變化較小。在Y方向上（緯度趨勢），流轉(zhuǎn)規(guī)模變化呈倒“U”型，說明省域農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模在我國中部地區(qū)省份達到最大值，并分別沿著南北方向的省份遞減。

2.2.2 空間異質(zhì)性分析

2.2.2.1 全局自相關(guān)分析

對省域農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模進行全局空間自相關(guān)分析，結(jié)果顯示Morans I指數(shù)為0.14，表明全國省域農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模存在正的空間自相關(guān)，即高值或低值集聚。顯著性檢驗結(jié)果顯示，標(biāo)準(zhǔn)化Z值為2.91，大于正態(tài)分布99%置信區(qū)間雙側(cè)檢驗閾值2.58，這表明”全國農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模在空間上隨機分布”這一假設(shè)成立的可能性小于1%，即我國省域農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模在0.01的顯著性水平上呈現(xiàn)出明顯的空間自相關(guān)。由此可見，全國省域農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模在空間上并非隨機分布，相鄰省份農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模在整體上呈現(xiàn)空間集聚特征。

2.2.2.2 局部自相關(guān)分析

進一步地，運用OpenGeoDa空間分析工具進行局域自相關(guān)分析，即測算省域農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模的Local Morans I指數(shù)。Moran散點圖的四個象限Ⅰ、Ⅱ、Ⅲ、Ⅳ分別表示“高-高自相關(guān)（HH）”、“低-高自相關(guān)（LH）”、“低-低自相關(guān)（LL）”、“高-低自相關(guān)（HL）”。圖2表明，我國大部分省域的Local Morans I指數(shù)位于第Ⅰ、Ⅲ象限內(nèi)，大部分省域的農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模與其臨近省份存在正向相關(guān)性，即“高-高關(guān)聯(lián)”或“低-低關(guān)聯(lián)”。endprint

為進一步明確集聚發(fā)生的區(qū)域，本文采用GeoDA中的局部空間自相關(guān)分析功能揭示各省份農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模的空間聯(lián)系的局部指標(biāo)（LISA）。表3顯示了全國農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模的局部自相關(guān)隨空間位置變化的情況，我國農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模并非隨機分布，具有明顯的空間集聚現(xiàn)象，具體而言：

（1）高-高聚類：包括我國東中部的山東、安徽、江蘇、浙江、福建、湖北、江西七省，其共同特點是經(jīng)濟發(fā)展水平高，城市建設(shè)速度快，用地需求強烈，迫切要求大量農(nóng)地轉(zhuǎn)為城市用地以滿足日益增長的建設(shè)用地需求。這部分省域農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模呈現(xiàn)“高-高關(guān)聯(lián)”，是農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)的“熱點”區(qū)域。

（2）低-高聚類：包括北京、天津、上海、重慶四個直轄市和河北、遼寧、湖南、廣西、廣東五個省份。其中：河北、遼寧、江西、重慶、湖南、廣西、廣東農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模較中部沿海省份低，較內(nèi)陸地區(qū)又相對高，這部分農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模呈現(xiàn)“低-高關(guān)聯(lián)”。而北京、天津和上海的城市發(fā)展進程長，城市規(guī)模和發(fā)展模式較穩(wěn)定、合理，土地需求較發(fā)展中的沿海地區(qū)低。

（3）低-低聚類：主要包括新疆、西藏為代表的我國西北部地區(qū)。新疆、西藏經(jīng)濟發(fā)展緩慢，因城市擴張而產(chǎn)生的農(nóng)地轉(zhuǎn)用需求較小。其周邊省域也被相似的狀況影響而呈現(xiàn)相似規(guī)律，農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模較小，這些省域呈現(xiàn)出“低-低關(guān)聯(lián)”現(xiàn)象，這部分省份為全國農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)的“冷點”。

2.3 農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)影響因素作用程度的空間異質(zhì)性分析結(jié)果

2.3.1 模型預(yù)處理

多重共線性檢驗結(jié)果（見表1）表明模型的解釋變量間存在一定的相關(guān)關(guān)系，會大大降低模型估計的準(zhǔn)確性。因此，將方差膨脹因子VIF值>7.5的城鎮(zhèn)人口比重、人均地區(qū)生產(chǎn)總值、城市人口密度三個因素作為冗余變量排除。

去除冗余變量后，通過計算殘差平方和和Sigma值來判斷地理加權(quán)回歸模型對于農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)問題的擬合度。如表4所示，R2和Adjusted R2值分別達到了0.872和0.799。表明GWR模型對研究農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)?？臻g非平穩(wěn)性有較高的擬合度。

對模型回歸殘差進行空間自相關(guān)分析可檢驗回歸殘差是否為隨機分布，如果存在高值或低值的顯著聚類則表明錯誤地指定了地理加權(quán)回歸模型。表5表明，殘差在空間上隨機分布，這也驗證了模型選取的正確性。

條件數(shù)（cond）可用于評估局部是否存在多重共線性，若局部存在較強的多重共線性，則會大大降低模型結(jié)果的穩(wěn)定性；Local值則用于評估模型局部的解釋功能，Local值過低則表明該模型的局部擬合功能不佳。結(jié)果表明，31個樣本點（省份）的條件數(shù)均低于30，表明并不存在局部共線性，系數(shù)估計結(jié)果可靠，同時31個樣本點的Local值均處于0.75—0.91之間，表明局部模擬性能良好。

2.3.2 影響因素作用程度的空間異質(zhì)性分析

解釋變量系數(shù)隨樣本點空間位置的變化而變化，通過GWR模型輸出解釋變量系數(shù)空間分布圖可揭示各影響因子在不同空間位置上作用程度的差異。

（1）全社會固定資產(chǎn)投資額。表6揭示了全社會固定資產(chǎn)投資額對農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模的影響程度在空間上的差異。31個省份“固定資產(chǎn)投資額”因子的系數(shù)全部為正，數(shù)值在0.240 0到0.292 6之間。這表明全國范圍內(nèi)各省域的全社會固定資產(chǎn)投資額越高，農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模越大，且存在空間異質(zhì)性：從水平方向上來看，西部省份全社會固定資產(chǎn)投資額對農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模的正向影響高于中部地區(qū)、中部地區(qū)又高于東部地區(qū)。這一特點與東、西部省份在經(jīng)濟投資上的差異密切相關(guān)，從全社會固定資產(chǎn)投資總額上看，東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平較高，經(jīng)濟投入高且穩(wěn)定，東部地區(qū)省份的全社會固定資產(chǎn)投資額要高于西部地區(qū)；從投資結(jié)構(gòu)上看，2014年在東部地區(qū)省份的全社會固定資產(chǎn)投資額中，批發(fā)零售業(yè)、交通運輸業(yè)、倉儲和郵政業(yè)、住宿和餐飲業(yè)、信息傳輸、軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)、金融業(yè)、租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)、科學(xué)研究和技術(shù)服務(wù)業(yè)的投資比重高達37.85%，僅24.29%的部分用于建筑業(yè)和房地產(chǎn)業(yè)投資。相較而言，西部地區(qū)的固定資產(chǎn)投資額中則有超過32.43%的部分用于建筑業(yè)和房地產(chǎn)業(yè)投資。結(jié)合投資的邊際效用遞減規(guī)律、投資的結(jié)構(gòu)以及我國國情和經(jīng)濟發(fā)展的特點，西部省份城市建設(shè)起步較晚發(fā)展、水平較低，對于全社會固定資產(chǎn)投資的敏感度更高，因此，相對于東部省份而言，西部省份因全社會固定資產(chǎn)投資總額增加而引起的農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模增幅更為明顯，所以該因子在西部省份對農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)的正向拉動作用明顯高于其在東部地區(qū)的作用。

（2）年初耕地面積。表7揭示了年初耕地面積對農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模的影響程度在空間上的差異。31個省份“年初耕地面積”因子的系數(shù)均為負，數(shù)值在-0.438 6到-0.082 8之間，這表明全國范圍內(nèi)各省域年初耕地面積與農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模呈負向相關(guān)性。年初耕地面積對農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模的負向影響作用在中部省份表現(xiàn)的最為顯著，并向東、西兩個方向省份遞減。這一現(xiàn)象可以從近年來政府對農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)愈加嚴格的管制中得到一定的解釋。我國于2011 年正式啟動永久基本農(nóng)田劃定工作，并于同年6 月發(fā)布了《全國主體功能區(qū)規(guī)劃》，通過劃分優(yōu)化開發(fā)、重點開發(fā)、限制開發(fā)和禁止開發(fā)四類區(qū)域嚴控農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)，避免城市規(guī)模的無序擴張。我國中部地區(qū)省份多為農(nóng)業(yè)大省或國家糧食主產(chǎn)區(qū)，具有耕地資源豐富、耕地質(zhì)量較高、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值占比大的特點，當(dāng)?shù)卣仨毑扇「鼮閲栏竦拇胧┛刂聘亓鬓D(zhuǎn)規(guī)模以確保當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展，如河南省政府就曾于2015年12月專門出臺《河南省人民政府關(guān)于進一步落實最嚴格耕地保護制度的若干意見》（豫政〔2015〕71號）以更好地落實最嚴格的耕地保護制度。已有研究[17、20]多認為年初耕地面積作為農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)的自然供給因素，通常對其產(chǎn)生正向拉動作用，而本文通過GWR模型分析耕地面積因素在全國范圍內(nèi)對農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)的影響程度發(fā)現(xiàn)，隨著近年來永久性基本農(nóng)田劃定工作的持續(xù)推進以及中央、地方政府對耕地資源保護力度的不斷增強使得耕地資源豐度與農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模之間并非正向關(guān)系，且其影響程度存在明顯的空間異質(zhì)。endprint

（3）第三產(chǎn)業(yè)比重。表8表明，31個省份“第三產(chǎn)業(yè)比重”因子的系數(shù)均為負，數(shù)值在-18.734 8到-1.782 8之間，這意味著各省份第三產(chǎn)業(yè)在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中比重越高，農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模越小。該因子對于農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模的影響也呈現(xiàn)很明顯的空間異質(zhì)性，影響程度由我國東南部省份向西北部省份遞減，即相比西北部省域，第三產(chǎn)業(yè)比重相同幅度的上升在東南部省份將會引起農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模較大幅度的減小。我國東南部省份第三產(chǎn)業(yè)占比較高是我國近年來產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷升級的重要體現(xiàn)，國民經(jīng)濟的重心向第二產(chǎn)業(yè)，進而向第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化升級。土地資源作為產(chǎn)業(yè)發(fā)展的基本要素，其利用結(jié)構(gòu)必然會隨產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整相應(yīng)變化。我國現(xiàn)階段的經(jīng)濟增長還處于依賴要素投入階段，在工業(yè)用地利用模式相對粗放的背景下，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級勢必能夠減少對產(chǎn)業(yè)（建設(shè)）用地的需求，緩解農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)壓力。東南部省份作為我國產(chǎn)業(yè)調(diào)整升級的先驅(qū)，其加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、提高第三產(chǎn)業(yè)比重的趨勢正在逐步改變依靠過度消耗資源換取增長的經(jīng)濟發(fā)展方式，對土地的需求逐漸降低，農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模得到抑制。相比之下，西北地區(qū)由于其自然資源稟賦和社會經(jīng)濟發(fā)展特點，一、二產(chǎn)業(yè)占比仍居高不下，第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展滯后，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級步伐緩慢，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級因子對農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模的影響程度相對較弱。

（4）居民人均可支配收入。表9表明，31個省份居民人均可支配收入與農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模間呈正向相關(guān)關(guān)系，即該省份人均可支配收入越高，農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模越大，因子系數(shù)在0.410 3到1.661 2之間，差異較大?，F(xiàn)有研究通常將居民人均可支配收入作為衡量經(jīng)濟發(fā)展水平的一項重要指標(biāo)。根據(jù)中國統(tǒng)計年鑒的數(shù)據(jù)測算，我國居民人均年可支配收入在2000年至2015年間增長了5.92倍。土地需求是一種引致需求，居民收入的大幅增加、經(jīng)濟發(fā)展水平的提高刺激了人們對各類建設(shè)用地的需求，必然導(dǎo)致更大規(guī)模的農(nóng)用地向城市建設(shè)用地流轉(zhuǎn)。由表9可知，居民人均可支配收入對于農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模的影響呈現(xiàn)明顯的空間異質(zhì)性，影響程度由東南部向北北部省份遞減。東南部沿海省份居民人均可支配收入對農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模的影響程度均高于內(nèi)陸省份。原因可能在于，東部沿海省份人均可支配收入相對較高，較高的消費水平使得居民更偏向于投資房地產(chǎn)，改善居住條件，或是購買交通代步工具，增加對交通用地的需求，因此東部沿海省份人均可支配收入對住宅用地和交通運輸用地的增加有較大幅度的推動作用。

3 結(jié)論與討論

3.1 主要結(jié)論

本文在揭示我國大陸31個省（自治區(qū)、直轄市）農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模在水平及緯度方向上的變化趨勢的基礎(chǔ)上，運用全域及局域自相關(guān)模型分析了我國農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模的空間異質(zhì)性，并進一步采用地理加權(quán)回歸模型揭示了省域農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模各影響因素作用程度的空間異質(zhì)性，得到以下主要結(jié)論：

（1）31個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模在水平及緯度方向上呈現(xiàn)不同變化趨勢：在水平方向上，我國省域農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模自西向東呈緩慢穩(wěn)定上升趨勢；在緯度方向上，農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模則呈倒“U”型，即在我國中部省份達到最高值并分別向南北兩個方向省份逐漸下降。

（2）全國范圍內(nèi)的省域農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模呈現(xiàn)出一定程度的空間關(guān)聯(lián)特征，且省域農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)的局部自相關(guān)隨區(qū)域而變化，呈現(xiàn)空間異質(zhì)性，其中：我國東中部的山東、安徽、江蘇、浙江、福建、湖北、江西省七個省份為農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)的“熱點”；以新疆、西藏為代表的西北部為農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)的“冷點”；我國東部向內(nèi)陸過渡的河北、廣東、廣西、湖南、重慶所在區(qū)域呈“低-高關(guān)聯(lián)”；其余區(qū)域省份未呈現(xiàn)出顯著的空間關(guān)聯(lián)。

（3）省域農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模受到諸多因素影響，且這些因素對農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)的影響程度因空間位置不同而變化，具有空間異質(zhì)性。全社會固定資產(chǎn)投資額、居民人均可支配收入及年初耕地面積、第三產(chǎn)業(yè)比重是影響省域農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模的重要因素。其中：從影響方向看，其中前兩者為正向作用，后兩者為負向作用；從影響程度看，全社會固定資產(chǎn)投資對省域農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模的影響程度在全國范圍內(nèi)空間分布較均勻，空間異質(zhì)性較?。ㄏ禂?shù)在0.240 0到0.292 6之間），而年初耕地資源（系數(shù)在-0.438 6到-0.082 8之間）、第三產(chǎn)業(yè)比重（系數(shù)在-18.734 8到-1.782 8之間）和居民人均可支配收入（系數(shù)在0.410 3到1.661 2之間）對各省份農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模的影響程度存在較大的空間異質(zhì)。

以上研究結(jié)果意味著，對農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模的規(guī)劃和管制應(yīng)充分考慮空間異質(zhì)性的特征，提高規(guī)劃方案或管制措施的有效性和針對性。首先，土地利用總體規(guī)劃是國家實行土地用途管制的基礎(chǔ)，按照我國行政區(qū)劃分為全國、?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）、市（地）、縣（市）和鄉(xiāng)（鎮(zhèn)）五級，其中《全國土地利用總體規(guī)劃綱要》的任務(wù)之一是明確全國各區(qū)域土地利用的主要方向，對省級土地開發(fā)利用進行調(diào)控和管理。鑒于我國相鄰省份農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模在全局上呈現(xiàn)空間集聚特征，在局部區(qū)域表現(xiàn)出差異性的空間關(guān)聯(lián)，因此，在制定和實施全國土地利用總體規(guī)劃的過程中，應(yīng)著眼于區(qū)域整體治理的視角，明確區(qū)域性的規(guī)劃目標(biāo)和

規(guī)劃指標(biāo)，進而通過差別化的指標(biāo)約束和用途管制實現(xiàn)對不同區(qū)域內(nèi)相關(guān)省份土地利用的合理規(guī)劃與管理。其次，需采用差異性的綜合性的經(jīng)濟和政策調(diào)控措施控制農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模，具體而言：應(yīng)優(yōu)化全社會固定資產(chǎn)投資規(guī)模以實現(xiàn)對不同區(qū)域內(nèi)各省份農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模的有效控制；繼續(xù)堅持實施最為嚴格的耕地保護政策，嚴格控制各省份尤其是中部地區(qū)農(nóng)業(yè)大省的農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模；加快我國東南部省份的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，通過合理優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)降低農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)壓力；在確保經(jīng)濟快速發(fā)展的前提下，逐步轉(zhuǎn)變原有的依靠過度消耗土地資源換取經(jīng)濟增長的發(fā)展方式。

3.2 討論

由于數(shù)據(jù)獲取的限制，本文僅在省域尺度上對一個特定年度內(nèi)的農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模及其影響因素作用程度的空間異質(zhì)性進行了研究。在今后的研究中，應(yīng)結(jié)合多個年份的面板數(shù)據(jù)在市域、縣域、地塊等多種尺度上展開研究，通過將時間和空間信息同時納入模型實現(xiàn)對農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)規(guī)模及其影響因素空間異質(zhì)性的動態(tài)研究，以豐富該領(lǐng)域的研究成果。在地理加權(quán)回歸模型的基礎(chǔ)上加入時間效應(yīng)的時空地理加權(quán)回歸模型（GTWR）能夠在時間和空間兩個維度上對不同空間單元的參數(shù)變異進行捕捉，因此可作為一種可行的嘗試。endprint

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