區(qū)域農(nóng)地流轉(zhuǎn)空間配置及效率研究

馮雪晴 惠策 胡皓天

[摘 要]了解土地流轉(zhuǎn)的時空差異，是推動土地流轉(zhuǎn)相關(guān)政策更有效實施的有效途徑之一。以舒城縣為研究區(qū)，利用Morans I指數(shù)對土地流轉(zhuǎn)率的空間自相關(guān)性進(jìn)行了研究;基于克里金插值法，探索舒城縣土地流轉(zhuǎn)價格的分布情況;以與土地流轉(zhuǎn)相關(guān)的其他因素為變量，對舒城縣土地流轉(zhuǎn)率進(jìn)行Pearson相關(guān)分析，探究縣鄉(xiāng)村人口、農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值、固定資產(chǎn)投資額、財政收入以及農(nóng)村居民可支配收入與土地流轉(zhuǎn)的相關(guān)性。

[關(guān)鍵詞]農(nóng)業(yè);土地流轉(zhuǎn);流轉(zhuǎn)效率;時空差異;舒城縣

[DOI]10.13939/j.cnki.zgsc.2020.34.019

1 引言

隨著“三農(nóng)”問題的出現(xiàn)，一系列解決“三農(nóng)”問題的對策被提出，如何解決好“三農(nóng)”問題已成為黨的工作的重中之重。黨的十九大報告明確提出了實施農(nóng)村振興戰(zhàn)略，2019年中央一號文件也將深化農(nóng)村土地改革提上議事日程，農(nóng)村土地制度改革實現(xiàn)了政策向法律的轉(zhuǎn)變。此外，土地管理法在修改時將土地確權(quán)加入其第十二條內(nèi)容，以期土地流轉(zhuǎn)能更加有效地進(jìn)行。

目前，研究人員已對農(nóng)地流轉(zhuǎn)的效率和保護(hù)農(nóng)地流轉(zhuǎn)中的農(nóng)民權(quán)益進(jìn)行了詳細(xì)的研究。關(guān)于土地流轉(zhuǎn)效率方面，謝璐研究表明在農(nóng)地流轉(zhuǎn)過程中，流轉(zhuǎn)效率的不穩(wěn)定性及制約土地流轉(zhuǎn)效率的因素存在，阻礙我國農(nóng)地流轉(zhuǎn)效率的提高[1]。劉英博指出制度環(huán)境因素對我國農(nóng)地流轉(zhuǎn)配置效率的影響較大，且大多數(shù)流轉(zhuǎn)制度因素不夠完善[2]。在農(nóng)地流轉(zhuǎn)過程中農(nóng)民權(quán)益的保障方面，柴姣、柴苗苗提出“三農(nóng)”問題的核心是農(nóng)民權(quán)益的保障和農(nóng)民能力的提升[3]。羅玉輝、張暉指出土地確權(quán)是一種服務(wù)農(nóng)民產(chǎn)權(quán)保護(hù)及促進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的政策保障，且土地確權(quán)產(chǎn)生的交易成本有益于農(nóng)民[4]。其中，政府則扮演著重要的角色，政府部門及其相關(guān)人員必須按照嚴(yán)格規(guī)章制度開展工作，才能有效避免農(nóng)民的合法權(quán)益受到侵害 [5]。

由此，文章以舒城縣為例，基于區(qū)域微觀自然、經(jīng)濟(jì)和社會等特性的較高一致性，以鄉(xiāng)鎮(zhèn)級行政區(qū)作為基本單元探索農(nóng)地流轉(zhuǎn)配置效率，并基于地理位置及其他自然及社會因素探索其空間差異，以期為土地流轉(zhuǎn)政策提供決策參考和建議。

2 研究區(qū)分析與數(shù)據(jù)來源

舒城縣地處安徽省六安市，位于安徽省中部、大別山東北麓，介于東經(jīng)116°26′—117°15′、北緯31°01′—31°34′，總面積2100km2。2018年，舒城縣下轄15個鎮(zhèn)、6個鄉(xiāng)，另設(shè)有1個開發(fā)區(qū)，總?cè)丝?9.6萬人，現(xiàn)有耕地4.27萬hm2。其地勢由西南向東北傾斜，地貌大致分為山地、丘陵、崗地、平原和水域五類。西南部多山，中部多為丘陵，東北部為沖積平原。其農(nóng)業(yè)人口眾多，經(jīng)濟(jì)發(fā)展較迅速，產(chǎn)業(yè)亟待轉(zhuǎn)型，是全國第一、二、三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展先導(dǎo)區(qū)之一。截至2018年，全縣耕地流轉(zhuǎn)2.25萬hm2，共占耕地總面積的52.7%，高于安徽省整體水平。舒城縣鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃綱要（2018—2022年）確定2022年規(guī)模經(jīng)營土地流轉(zhuǎn)率為56%。

文章數(shù)據(jù)來源舒城縣人民政府網(wǎng)站（http：//www.shucheng.gov.cn/），本次調(diào)查共涉及舒城縣轄區(qū)內(nèi)的22個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，使用的主要數(shù)據(jù)來源舒城縣各年份統(tǒng)計公報及各年份土地流轉(zhuǎn)基本情況統(tǒng)計表，涉及2014—2018年常住人口、鄉(xiāng)村人口、財政收入、固定資產(chǎn)投資，1998—2018年各鄉(xiāng)鎮(zhèn)的流轉(zhuǎn)價格（部分年份數(shù)據(jù)缺失）等數(shù)據(jù)。根據(jù)流轉(zhuǎn)特點(diǎn)劃分時間段，并在時間序列上選取最近的進(jìn)行空間差異分析。

3 研究方法

3.1 土地流轉(zhuǎn)率的測度

此處土地流轉(zhuǎn)率，是指流轉(zhuǎn)的農(nóng)地面積占農(nóng)地總面積的百分比，計算公式如下：

3.2 土地流轉(zhuǎn)率空間差異分析

空間自相關(guān)是研究某一變量在空間中存在的相關(guān)性，包括全局空間自相關(guān)和局部空間自相關(guān)。文章借助測度空間自相關(guān)大小的Moran指數(shù)進(jìn)行空間計量和時空演變分析，以更加直觀地展示土地流轉(zhuǎn)規(guī)模在空間上的差異。

3.2.1 全局空間自相關(guān)

使用Morans I 指數(shù)描述鄉(xiāng)鎮(zhèn)土地流轉(zhuǎn)規(guī)模的全局空間自相關(guān)程度，反映了相鄰空間分布變量屬性取值之間的關(guān)系。各鄉(xiāng)鎮(zhèn)的同一表現(xiàn)屬性在空間上呈現(xiàn)出一定的變化規(guī)律而非隨機(jī)分布時，則認(rèn)為該屬性在空間上存在相關(guān)性。計算公式如下。

3.2.2 局部空間自相關(guān)

使用Local Moran I 指數(shù)可以進(jìn)一步度量各鄉(xiāng)鎮(zhèn)土地流轉(zhuǎn)規(guī)模的關(guān)聯(lián)類型和程度。計算公式如下：

3.3 土地流轉(zhuǎn)與其他因素的相關(guān)性分析

相關(guān)分析法是研究兩個處于同等地位的隨機(jī)變量間的相關(guān)關(guān)系的統(tǒng)計分析方法，通過相關(guān)系數(shù)精確地反映變量之間線性相關(guān)的強(qiáng)弱程度。本研究借助Pearson相關(guān)分析，使用SPSS 21.0軟件對舒城縣土地流轉(zhuǎn)率的影響因素進(jìn)行了分析。

3.4 土地流轉(zhuǎn)租金空間差異分析

克里金（Kriging）插值法用于考察空間屬性在空間位置上的相關(guān)性與變異分布，能夠直觀地表明土地流轉(zhuǎn)時租金在空間分布情況。計算公式如下：

4 結(jié)果分析

4.1 全局空間特征分析

利用ArcGIS 10.2測算，分別得出2014年、2016年和2018年舒城縣土地流轉(zhuǎn)率的全局空間自相關(guān)結(jié)果（見表1）。由表可知，此三年的Morans I指數(shù)值均大于0，且Z值大于1.96，P值小于0.05，通過顯著性檢驗，表明舒城縣各鄉(xiāng)鎮(zhèn)土地流轉(zhuǎn)率在空間上并非相互獨(dú)立，而呈空間正相關(guān)，在空間上呈現(xiàn)出顯著的聚集性，土地流轉(zhuǎn)率較高的鄉(xiāng)鎮(zhèn)往往相鄰，且土地流轉(zhuǎn)率較低的鄉(xiāng)鎮(zhèn)一般也是相鄰的。Morans I指數(shù)在2014—2016年增加，相關(guān)性增強(qiáng)，受到2014年國家要求大力發(fā)展土地流轉(zhuǎn)和適度規(guī)模經(jīng)營政策的較大影響。

同時，借助ArcGIS 10.2得出了2014年、2016年和2018年舒城縣土地流轉(zhuǎn)率的時空分布（見表2），其中，土地流轉(zhuǎn)率的高值地區(qū)主要位于舒城縣北部，且高值地區(qū)的面積隨時間變化而有所增加，一定趨勢上向舒城縣中部轉(zhuǎn)移;其南部某些鄉(xiāng)鎮(zhèn)長期處于土地流轉(zhuǎn)率低值地區(qū)。2014—2016年舒城縣土地流轉(zhuǎn)低值地區(qū)面積有所減少，但在2016—2018年則有所擴(kuò)散。整體而言，舒城縣土地流轉(zhuǎn)率與其西南為山地、中部為丘陵、東北為平原的地形有著較大關(guān)聯(lián)。

4.2 局部空間特征分析

為進(jìn)一步了解舒城縣土地流轉(zhuǎn)的低值地區(qū)和高值地區(qū)內(nèi)部是否也存在一定空間相關(guān)關(guān)系，根據(jù)局部Moran指數(shù)計算公式，借助ArcGIS 10.2對舒城縣22個鄉(xiāng)鎮(zhèn)土地流轉(zhuǎn)率進(jìn)行局部空間相關(guān)分析，并得出局部空間分析結(jié)果（見表3）。

舒城縣并無土地流轉(zhuǎn)率呈負(fù)相關(guān)的鄉(xiāng)鎮(zhèn)，相比之下，其局部空間正相關(guān)分布較為明顯，局部地區(qū)土地流轉(zhuǎn)率呈現(xiàn)空間聚集。2014年和2016年，柏林鄉(xiāng)的土地流轉(zhuǎn)率具有顯著的局部空間正相關(guān)關(guān)系，均處于H-H型地區(qū)，其中，2014年城關(guān)鎮(zhèn)桃溪鎮(zhèn)也處于H-H型地區(qū)，這表明此類鄉(xiāng)鎮(zhèn)不僅自身的土地流轉(zhuǎn)率較高，而且鄰近鄉(xiāng)鎮(zhèn)的土地流轉(zhuǎn)率也較高，主要由于此類地區(qū)的地形條件較優(yōu)，且處于縣城所在地，經(jīng)濟(jì)發(fā)展勢頭較好，更多的人將土地轉(zhuǎn)出以從事非農(nóng)職業(yè)。2014—2018年，山七鎮(zhèn)和曉天鎮(zhèn)具有顯著的局部空間正相關(guān)關(guān)系，處于L-L型地區(qū)，自身及周邊鄉(xiāng)鎮(zhèn)的土地流轉(zhuǎn)率較低;而從2016年開始，五顯鎮(zhèn)、廬鎮(zhèn)鄉(xiāng)、高峰鄉(xiāng)也呈現(xiàn)低值聚集，進(jìn)入L-L型地區(qū)行列。

4.3 土地流轉(zhuǎn)租金的空間演變分析

依據(jù)式（4），采用克里金（Kriging）插值法對樣點(diǎn)數(shù)據(jù)進(jìn)行插值，得到舒城縣1998—2004、2005—2012、2013—2018年土地流轉(zhuǎn)租金的空間分布。結(jié)果顯示，不同時期土地流轉(zhuǎn)租金在空間分布上具有較大的差異：1998—2004年，舒城縣土地流轉(zhuǎn)租金總體上是以萬佛湖鎮(zhèn)為中心，向四周逐漸遞減;2005—2012年租金高的地區(qū)集中在舒城縣東南部，縣城北部尤其是桃溪鎮(zhèn)的土地流轉(zhuǎn)租金開始增加;至2013—2018年間，舒城縣土地流轉(zhuǎn)租金極高值主要集中在縣城東南部以及縣城東北部，租金次高峰出現(xiàn)在中部及北部的桃溪鎮(zhèn)。

5 討論

借助SPSS 21.0軟件，分別選取各鄉(xiāng)鎮(zhèn)2014年、2016年和2018年的鄉(xiāng)村人口（Y1）、農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值（Y2）、固定資產(chǎn)投資額（Y3）、財政收入（Y4）、農(nóng)村居民可支配收入（Y5）五個變量，與其對應(yīng)的土地流轉(zhuǎn)率（X）進(jìn)行Pearson相關(guān)分析[6]并得出結(jié)果（見表4）。

其中，鄉(xiāng)村人口、農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值及財政收入的P值均 > 0.05，與土地流轉(zhuǎn)率相關(guān)性較弱;而固定資產(chǎn)投資額與農(nóng)村居民可支配收入的P值均 < 0.05， 且固定資產(chǎn)投資額的r值均 > 0.4，農(nóng)村居民可支配收入的r值均 > 0.5，可以認(rèn)為Y3和Y5兩因素與土地流轉(zhuǎn)率具有一定相關(guān)性，且后者相關(guān)性較為顯著。固定資產(chǎn)投資額與土地流轉(zhuǎn)率的相關(guān)性逐漸增加，在2018年達(dá)到0.5以上，與鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的提出及國家政策向鄉(xiāng)村的傾斜具有較大關(guān)系。農(nóng)村居民可支配收入與土地流轉(zhuǎn)率的相關(guān)性在舒城縣得到了較為顯著的體現(xiàn)，但呈現(xiàn)相關(guān)性逐漸降低的趨勢，說明鄉(xiāng)村人口的職業(yè)隨城市化率的增長發(fā)生了變化，一些農(nóng)民放下鋤頭走出了鄉(xiāng)村，進(jìn)入城市工作。

6 結(jié)論與建議

（1）舒城縣土地流轉(zhuǎn)率整體呈北高南低的狀況，部分地區(qū)出現(xiàn)土地流轉(zhuǎn)高值聚集與低值聚集。2014—2018年，舒城縣土地流轉(zhuǎn)面積由2.57萬hm2增加到4.44萬hm2，流轉(zhuǎn)規(guī)模得到大幅提高。在區(qū)域方面，舒城縣出現(xiàn)平原廣布的東北部土地流轉(zhuǎn)率高，而地形為山地的西南部土地流轉(zhuǎn)率低的情況。此外，Morans I指數(shù)隨時間變化呈先上升后回落的趨勢，這一定程度上取決于國家政策的實施，由此可見，政策對土地流轉(zhuǎn)起著較大影響。在舒城縣東北部出現(xiàn)土地流轉(zhuǎn)高值地區(qū)，而西南部出現(xiàn)土地流轉(zhuǎn)低值地區(qū)，說明各鄉(xiāng)鎮(zhèn)的土地流轉(zhuǎn)情況受其周圍鄉(xiāng)鎮(zhèn)的影響較大。

在推動土地流轉(zhuǎn)的過程中，可根據(jù)當(dāng)?shù)貙嶋H情況，通過“先轉(zhuǎn)帶動后轉(zhuǎn)”的方式，使“中心村鎮(zhèn)”影響周圍村鎮(zhèn)，進(jìn)而將土地流轉(zhuǎn)的推廣工作難度降低，也為我國公有制與市場的深度融合及集體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展助力。

（2）舒城縣土地流轉(zhuǎn)租金高值區(qū)逐漸從西北部地區(qū)轉(zhuǎn)向東南部，且北部地區(qū)高值區(qū)逐漸顯現(xiàn)。2005年之后，土地流轉(zhuǎn)租金高值區(qū)長期處于舒城縣東部地區(qū)，這與土地質(zhì)量及地理區(qū)位有著較大關(guān)聯(lián)，在東部平原地區(qū)土地質(zhì)量與區(qū)位較好，邊際效應(yīng)較大，租金較高;而在地形以山地丘陵為主的西部地區(qū)，則邊際效應(yīng)較小，租金較低。

（3）舒城縣土地流轉(zhuǎn)情況與其各個鄉(xiāng)鎮(zhèn)的固定資產(chǎn)投資額及農(nóng)村居民可支配收入相關(guān)性較大。固定資產(chǎn)投資額及農(nóng)村居民可支配收入，與對應(yīng)鄉(xiāng)鎮(zhèn)的土地流轉(zhuǎn)率呈正相關(guān)。固定資產(chǎn)投資額的增長，為土地的基礎(chǔ)條件提供了保障，土地流轉(zhuǎn)率也隨之增加。農(nóng)村居民可支配收入的增長得益于土地流轉(zhuǎn)率的增加，土地流轉(zhuǎn)后使農(nóng)村生產(chǎn)力得到解放，更多的農(nóng)村居民進(jìn)入城市打工，他們的收入結(jié)構(gòu)發(fā)生變化，收入也得以增加，為城市創(chuàng)造了更多價值。

規(guī)范土地流轉(zhuǎn)的程序有利于土地流轉(zhuǎn)的順利進(jìn)行，讓農(nóng)民獲得更穩(wěn)定的租金收入后，他們面臨的風(fēng)險則會減少。與此同時，適當(dāng)?shù)丶涌燹r(nóng)村剩余勞動力的轉(zhuǎn)移有利于城鎮(zhèn)建設(shè)和增加農(nóng)民穩(wěn)定性收入，這也有利于社會的穩(wěn)定與和諧。

（4）社會經(jīng)濟(jì)的發(fā)展與政策的有效落實，是推動農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)和增強(qiáng)農(nóng)民權(quán)益保障的重要途徑。社會經(jīng)濟(jì)的發(fā)展依賴產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的增加無疑會吸引更多的農(nóng)村勞動力，同時，土地流轉(zhuǎn)也得到推動，進(jìn)而形成正反饋。由此可以為土地集中化、產(chǎn)業(yè)化、現(xiàn)代化種植提供途徑，也有利于農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的提高;得到解放的農(nóng)村勞動力進(jìn)入城市從事非農(nóng)職業(yè)，一部分經(jīng)過進(jìn)一步的培養(yǎng)，素質(zhì)得到提升，促進(jìn)了整個城市經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，對城市化作出巨大貢獻(xiàn)。

政策引導(dǎo)對農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)也起到很大的作用，政府方面也應(yīng)近一步落實土地流轉(zhuǎn)的相關(guān)政策，使農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)程序更加規(guī)范、流轉(zhuǎn)租金收入更加穩(wěn)定、農(nóng)民得到更多保障。

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[基金項目]2019年國家級大學(xué)生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)訓(xùn)練計劃項目（項目編號：201910357275）研究成果。

[作者簡介]馮雪晴（2000—），女，河北衡水人，安徽大學(xué)商學(xué)院2017級;惠策（1999—），男，甘肅慶陽人，安徽大學(xué)商學(xué)院2017級;胡皓天（1999—），男，安徽宣城人，安徽大學(xué)新聞傳播學(xué)院2017級。