農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為的空間依賴性及影響因素研究
——基于學(xué)習(xí)效應(yīng)視角

周 波，張 琦

（東北財(cái)經(jīng)大學(xué) 財(cái)政稅務(wù)學(xué)院，遼寧 大連 116025）

一、問題的提出

《中共中央 國務(wù)院關(guān)于保持土地承包關(guān)系穩(wěn)定并長久不變的意見》指出，立足建設(shè)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)，實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村振興，引導(dǎo)土地經(jīng)營權(quán)有序流轉(zhuǎn)?！吨袊r(nóng)村政策與改革統(tǒng)計(jì)年報(bào)（2021年）》數(shù)據(jù)顯示，2012—2021 年，家庭承包耕地流轉(zhuǎn)面積由2.70 億畝增長至5.65 億畝，占全國家庭承包耕地總面積比重由22%上漲至40%。需要注意的是，雖然農(nóng)地流轉(zhuǎn)規(guī)模不斷擴(kuò)大，但是，耕地撂荒［1］、小農(nóng)復(fù)制［2］、耕地粗放利用［3］、逆向流轉(zhuǎn)［4］和農(nóng)地流轉(zhuǎn)低效率［5］等諸多農(nóng)業(yè)農(nóng)村問題仍然廣泛存在。農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響因素引起學(xué)術(shù)界的普遍關(guān)注，學(xué)者們主要圍繞農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿和農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為兩個(gè)方面探討影響農(nóng)地流轉(zhuǎn)的主要因素。就農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的影響因素而言，作為農(nóng)地流轉(zhuǎn)決策主體以及農(nóng)地供給方，農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)的意愿受到農(nóng)戶年齡［6］、健康程度［7］和家庭成員個(gè)體受教育程度［8-9］等家庭和社會(huì)特征，農(nóng)地資源稟賦規(guī)模［10］、從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)適宜性［11-12］、農(nóng)地流轉(zhuǎn)供給方［13］和承接方［14］等農(nóng)地流轉(zhuǎn)需求，以及農(nóng)地流轉(zhuǎn)政策［15］和社會(huì)養(yǎng)老保障［16-17］等政府公共政策的綜合影響。家庭和社會(huì)特征影響農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)決策的選擇能力，農(nóng)地資源稟賦等農(nóng)地流轉(zhuǎn)需求影響農(nóng)地流轉(zhuǎn)收益，政府公共政策影響農(nóng)地流轉(zhuǎn)的可能性。農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿能否真實(shí)轉(zhuǎn)化為農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為的影響因素包括如下幾個(gè)方面：農(nóng)地流轉(zhuǎn)相關(guān)信息搜尋、流轉(zhuǎn)交易談判、合約確立及專業(yè)組織服務(wù)等交易成本［18］，農(nóng)地流轉(zhuǎn)供求雙方的金融［19-20］或信貸可得性［21］，農(nóng)戶、專業(yè)合作社［22和不同類型交易主體流轉(zhuǎn)契約的交易費(fèi)用［23］、風(fēng)險(xiǎn)［24］、政府財(cái)政補(bǔ)貼［25］，農(nóng)地綜合整治［26］、惠農(nóng)政策［27］、政府職能［28］、土地確權(quán)及流轉(zhuǎn)監(jiān)管［29］和政府干預(yù)［30］等。從農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿到真實(shí)流轉(zhuǎn)行為的轉(zhuǎn)換［31］，核心影響因素在于農(nóng)地流轉(zhuǎn)的現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)利益。需要注意的是，作為供求雙方達(dá)成的土地經(jīng)營權(quán)（使用權(quán)）轉(zhuǎn)讓協(xié)議，農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿和農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為不僅受到收益與成本權(quán)衡的經(jīng)濟(jì)利益影響，還具有較強(qiáng)的社會(huì)屬性。

縱觀現(xiàn)有文獻(xiàn)，學(xué)者們對農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)受到鄰里效應(yīng)［32］、關(guān)系網(wǎng)絡(luò)［33］、流轉(zhuǎn)雙方信任程度［34］、信任機(jī)制［35］、流轉(zhuǎn)雙方的聲譽(yù)［36］和農(nóng)戶收入水平［37］等因素的影響進(jìn)行了初步探索。但是，在農(nóng)地流轉(zhuǎn)實(shí)施的過程中，作為供求雙方的農(nóng)戶、承接方以及作為農(nóng)地流轉(zhuǎn)制度和政策推動(dòng)者的地方政府等各參與主體，在農(nóng)地流轉(zhuǎn)決策、流轉(zhuǎn)選擇和流轉(zhuǎn)行為等方面相互影響、相互學(xué)習(xí)、相互模仿，不斷更新各自信息集并優(yōu)化決策和管理過程，使得農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為呈現(xiàn)一定的空間依賴性。因此，本文基于學(xué)習(xí)效應(yīng)視角，探究農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為的空間依賴性以及具體的影響因素。本文可能的邊際貢獻(xiàn)為，突出強(qiáng)調(diào)農(nóng)地流轉(zhuǎn)相關(guān)參與主體之間的學(xué)習(xí)效應(yīng)，并基于面板數(shù)據(jù)呈現(xiàn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)時(shí)空分布規(guī)律，在綜合考量農(nóng)地流轉(zhuǎn)影響因素溢出效應(yīng)的基礎(chǔ)上，科學(xué)、準(zhǔn)確地刻畫出農(nóng)地流轉(zhuǎn)空間異質(zhì)性的驅(qū)動(dòng)因素，這不僅進(jìn)一步豐富了農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為空間效應(yīng)的研究，還為完善我國農(nóng)地流轉(zhuǎn)制度提供了微觀基礎(chǔ)。

二、理論分析與研究假設(shè)

在農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場中，除政府作為市場的推動(dòng)者外，農(nóng)戶也是非常重要的市場參與者，理應(yīng)關(guān)注農(nóng)戶作為利益相關(guān)者對政府推動(dòng)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的響應(yīng)。農(nóng)地流轉(zhuǎn)決策行為的發(fā)生分為動(dòng)機(jī)階段和執(zhí)行階段，在動(dòng)機(jī)階段，農(nóng)戶基于對農(nóng)地流轉(zhuǎn)理想狀態(tài)的考量，形成是否參與流轉(zhuǎn)的意愿；在執(zhí)行階段，農(nóng)戶會(huì)更多地考慮現(xiàn)實(shí)情形，再制定具體的參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)的行為決策。農(nóng)戶在參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)過程中，受到客觀因素和主觀因素的共同影響，權(quán)衡利弊后形成農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿，并以此引導(dǎo)農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為。農(nóng)戶參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的強(qiáng)弱和農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為的選擇均受到家庭特征和資源稟賦等客觀因素，以及行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺控制等主觀因素的影響。就客觀因素而言，由于農(nóng)地質(zhì)量與農(nóng)戶的投入產(chǎn)出顯著相關(guān)，因此，農(nóng)戶進(jìn)行農(nóng)地轉(zhuǎn)入的意愿隨著農(nóng)地質(zhì)量的提升而增強(qiáng)。在面臨勞動(dòng)力邊際報(bào)酬不斷遞減的農(nóng)業(yè)低收益特性時(shí)，農(nóng)戶在權(quán)衡家庭收入和農(nóng)業(yè)收入能否滿足農(nóng)戶家庭日常生活所需后，會(huì)將土地進(jìn)行流轉(zhuǎn)并選擇外出務(wù)工等非農(nóng)就業(yè)方式。此時(shí)，非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)的多少就會(huì)很大程度上影響該部分勞動(dòng)力流轉(zhuǎn)土地的決策。就主觀因素而言，大多數(shù)研究基于計(jì)劃行為理論，從農(nóng)戶對土地流轉(zhuǎn)的行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺控制三個(gè)方面進(jìn)行實(shí)證分析并且證實(shí)這些都是可以學(xué)習(xí)和可供模仿的。其中，行為態(tài)度主要指農(nóng)戶對于參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)的評價(jià)，評價(jià)越正面，行為態(tài)度越積極。主觀規(guī)范主要指農(nóng)戶參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)感受到社會(huì)壓力，進(jìn)而規(guī)范自己的行為。社會(huì)壓力主要來自以下三個(gè)方面：一是家人和親戚，農(nóng)戶參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)的可能性會(huì)隨著家人和親戚支持程度的升高而增加；二是政府和村委會(huì)，其會(huì)通過在農(nóng)戶中的影響力和號(hào)召力帶動(dòng)和影響農(nóng)戶決策；三是鄰居和朋友，農(nóng)戶會(huì)因受到鄰居和朋友流轉(zhuǎn)經(jīng)歷的示范、鼓舞而參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)［31］。知覺控制主要指農(nóng)戶參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)所具備的能力、資源和機(jī)會(huì)，以及評估這些能力在其參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)時(shí)的重要性。當(dāng)農(nóng)戶認(rèn)為其擁有的參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)的資源和機(jī)會(huì)越多時(shí)，其知覺控制能力就越強(qiáng)，參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)的可能性就越大［38］。

農(nóng)戶間相互學(xué)習(xí)模仿即農(nóng)戶間的學(xué)習(xí)效應(yīng)對推動(dòng)農(nóng)戶參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)、提高農(nóng)地流轉(zhuǎn)效率起重要作用。作為農(nóng)戶是否參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)的示范，相鄰農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)選擇行為的收益是農(nóng)戶進(jìn)行決策的重要參考，相鄰農(nóng)戶在行為選擇方面存在認(rèn)知趨同和相互影響，即相鄰農(nóng)戶存在相互學(xué)習(xí)和借鑒的行為［39］。也就是說，在做農(nóng)地流轉(zhuǎn)決策時(shí)，農(nóng)戶為實(shí)現(xiàn)自己的經(jīng)濟(jì)利益最大化，會(huì)參考相鄰農(nóng)戶的農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為，并且擁有更好資源稟賦的相鄰農(nóng)戶的參考價(jià)值更大。因此，筆者提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為具有空間依賴性。

一方面，根據(jù)上文論述，農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場上相鄰農(nóng)戶之間相互學(xué)習(xí)、相互借鑒、相互模仿，促進(jìn)了農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場的發(fā)展和繁榮。而且，實(shí)地調(diào)研發(fā)現(xiàn)，區(qū)域邊界處農(nóng)戶的信息傳遞不會(huì)被行政邊界阻斷。另一方面，政府提供的制度保障和財(cái)政補(bǔ)貼對于推進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)進(jìn)程起著積極的作用。地方政府通過整合農(nóng)地資源和提供合理補(bǔ)貼等降低農(nóng)地流轉(zhuǎn)成本，提高農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)收益，并在一定程度上增加農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營效益，優(yōu)化農(nóng)地流轉(zhuǎn)機(jī)制。為實(shí)現(xiàn)推行農(nóng)地流轉(zhuǎn)政策的目標(biāo)，地方政府會(huì)借鑒其之前農(nóng)地流轉(zhuǎn)政策實(shí)施的經(jīng)驗(yàn)，并基于相鄰政府間的學(xué)習(xí)效應(yīng)，在引導(dǎo)農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場發(fā)展的過程中，學(xué)習(xí)和效仿相鄰地方政府的農(nóng)地流轉(zhuǎn)政策和農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場干預(yù)行為。相鄰地方政府在制定、實(shí)施促進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場發(fā)展的相關(guān)政策時(shí)，傾向于參照周邊地區(qū)的先進(jìn)做法，在政策方面也具有一定的相似性?；谙噜忁r(nóng)戶間和相鄰政府間的學(xué)習(xí)效應(yīng)，農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為會(huì)直接受到相鄰區(qū)域農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為的影響。因此，筆者提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為存在內(nèi)生交互效應(yīng)，即農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為會(huì)受到相鄰區(qū)域農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為的影響。

地方政府雖然一定程度上通過財(cái)政補(bǔ)貼政策提高農(nóng)地流轉(zhuǎn)價(jià)格，并以此增加了農(nóng)地供給方的收入，但是也可能由于市場價(jià)格整體提升而產(chǎn)生許多不良影響。在農(nóng)業(yè)收入“天花板”的外界條件限制下，農(nóng)地供給方和承接方會(huì)進(jìn)行博弈，農(nóng)地流轉(zhuǎn)費(fèi)用增加會(huì)導(dǎo)致流入土地的成本上升，在無法獲得相應(yīng)收入的條件下必然侵蝕其經(jīng)濟(jì)利益，導(dǎo)致更多農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力更傾向于非農(nóng)業(yè)就業(yè)。農(nóng)地承接方對農(nóng)地投入和農(nóng)地培育的積極性會(huì)受到流轉(zhuǎn)契約穩(wěn)定性的影響，在流轉(zhuǎn)契約長期穩(wěn)定即農(nóng)地產(chǎn)權(quán)安全的條件下，農(nóng)地承接方不必?fù)?dān)心土地被收回等不履約行為發(fā)生，反而會(huì)增加對土地的投入和培育，有效解決土地利用不充分和農(nóng)業(yè)經(jīng)營效率損失等問題。因此，非農(nóng)就業(yè)水平、收入水平和產(chǎn)權(quán)安全等因素會(huì)直接對農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場的供求價(jià)格產(chǎn)生影響，進(jìn)而對相鄰區(qū)域的農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為產(chǎn)生影響。

現(xiàn)實(shí)中，稅收、環(huán)境規(guī)制、財(cái)政支出和土地供應(yīng)等政策工具是地方政府參與經(jīng)濟(jì)競爭的重要手段。地方政府可能通過土地市場化改革獲取土地紅利。一方面，通過土地抵押獲取基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、公共服務(wù)投入的財(cái)政資金；另一方面，通過“競次”式低價(jià)出讓農(nóng)地來吸引農(nóng)地需求者落戶，與其他地區(qū)競爭勞動(dòng)力、資本和技術(shù)等要素，以獲取競爭優(yōu)勢。農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場中的需求主體通過考察農(nóng)地質(zhì)量、農(nóng)地價(jià)格和客觀條件，在多個(gè)區(qū)域內(nèi)權(quán)衡成本收益后，作出利益最大化的交易決策并在不同空間中移動(dòng)。因此，財(cái)政支農(nóng)支出、土地資源稟賦和土地供應(yīng)政策等因素會(huì)直接對農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場的需求主體流動(dòng)產(chǎn)生影響，進(jìn)而間接對農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為產(chǎn)生影響。因此，筆者提出如下假設(shè)：

假設(shè)3：農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為存在外生交互效應(yīng)，即其他空間的外生因素會(huì)對本空間的農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為產(chǎn)生影響。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)說明

從本質(zhì)來看，農(nóng)地流轉(zhuǎn)的交易對象實(shí)則為農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)，具體包括是否進(jìn)行農(nóng)地流轉(zhuǎn)、農(nóng)地流轉(zhuǎn)契約和農(nóng)地流轉(zhuǎn)交易形式?！吨袊r(nóng)村經(jīng)營管理統(tǒng)計(jì)年報(bào)（2018 年）》數(shù)據(jù)顯示，2018 年，中國（不含西藏與港澳臺(tái)）農(nóng)地流轉(zhuǎn)率達(dá)到33.83%，從農(nóng)地流轉(zhuǎn)主體來看，農(nóng)戶、專業(yè)合作社、企業(yè)和其他主體分別占比為57.17%、22.47%、10.31%和10.05%，可見，在農(nóng)地流轉(zhuǎn)過程中，農(nóng)戶仍占據(jù)了首要位置。本文依照《中華人民共和國農(nóng)村土地承包法》《農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)管理辦法》，將農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為劃分為以下三個(gè)方面：一是農(nóng)地流轉(zhuǎn)契約，即簽訂流轉(zhuǎn)合同或達(dá)成口頭約定；二是農(nóng)地流轉(zhuǎn)形式，包括轉(zhuǎn)包（出租）、轉(zhuǎn)讓（承包農(nóng)戶土地承包經(jīng)營權(quán)讓渡給第三方）、互換（承包方之間交換土地承包經(jīng)營權(quán)）、股份合作（承包農(nóng)戶將土地承包經(jīng)營權(quán)量化入股從事農(nóng)業(yè)合作生產(chǎn)），以及除上述四種之外的其他形式；三是農(nóng)地流轉(zhuǎn)交易主體，即流轉(zhuǎn)入農(nóng)戶、流轉(zhuǎn)入專業(yè)合作社、流轉(zhuǎn)入企業(yè)和流轉(zhuǎn)入其他主體。本文采用2015—2018 年中國30 個(gè)省份120個(gè)觀測值的面板數(shù)據(jù)，相關(guān)指標(biāo)數(shù)據(jù)來自歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國農(nóng)村經(jīng)營管理統(tǒng)計(jì)年報(bào)》。

（二）變量選取

⒈因變量：農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為

本文的因變量為農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為。由于不同農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為的空間聚類度和影響因素不同，本文選取農(nóng)地流轉(zhuǎn)契約、農(nóng)地流轉(zhuǎn)形式和農(nóng)地流轉(zhuǎn)交易主體三個(gè)維度的十一類農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為作為因變量，具體如表1 所示。這樣不僅可以較好地體現(xiàn)不同農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為和流轉(zhuǎn)規(guī)模的時(shí)間變化趨勢，還可以消除不同空間農(nóng)地規(guī)模差異造成的影響。

表1 變量說明與描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果（N=120）

（1）農(nóng)地流轉(zhuǎn)契約。用該省份簽訂流轉(zhuǎn)合同和簽訂口頭契約的農(nóng)地面積與家庭承包經(jīng)營耕地面積之比（Y0和Y1）表示。

（2）農(nóng)地流轉(zhuǎn)形式。用該省份轉(zhuǎn)包（出租）、轉(zhuǎn)讓、互換、股份合作和其他形式農(nóng)地面積與家庭承包經(jīng)營耕地面積之比（Y2、Y3、Y4、Y5和Y6）表示。

（3）農(nóng)地流轉(zhuǎn)交易主體。用該省份流轉(zhuǎn)入農(nóng)戶、流轉(zhuǎn)入專業(yè)合作社、流轉(zhuǎn)入企業(yè)和流轉(zhuǎn)入其他主體農(nóng)地面積與家庭承包經(jīng)營耕地面積之比（Y7、Y8、Y9和Y10）表示。

⒉自變量

參照相關(guān)研究，本文選取如下自變量：

（1）非農(nóng)就業(yè)水平（NAP）。用農(nóng)村常年外出務(wù)工勞動(dòng)力人數(shù)表示。非農(nóng)就業(yè)水平越高，農(nóng)戶對農(nóng)地的依賴性越低。如果農(nóng)戶有較強(qiáng)的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)能力和學(xué)習(xí)能力，并且從事農(nóng)業(yè)經(jīng)營的綜合收益相對較高，農(nóng)戶可能會(huì)增加對農(nóng)地轉(zhuǎn)入的需求；若非農(nóng)就業(yè)水平高，農(nóng)戶可能會(huì)增加對農(nóng)地轉(zhuǎn)出的需求進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為的發(fā)生。

（2）農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入（OI）。用農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入比重表示，具體用家庭人均農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入占農(nóng)村居民家庭人均收入的比重衡量。農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入比重增加，家庭勞動(dòng)力分配時(shí)就更傾向于可以帶來更多經(jīng)濟(jì)收益的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)，進(jìn)而提高農(nóng)地流轉(zhuǎn)率。農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入越高，表明農(nóng)戶可以從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動(dòng)中獲得的收益越多，農(nóng)戶對農(nóng)地的依賴性越強(qiáng)，這可能會(huì)降低農(nóng)戶對農(nóng)地流轉(zhuǎn)的土地供給。

（3）收入水平（IL）。用農(nóng)村居民家庭人均收入表示。農(nóng)戶收入主要有農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入和非農(nóng)收入兩個(gè)來源。如果因非農(nóng)收入增加導(dǎo)致了收入水平的提升，那么農(nóng)戶將降低自身對土地的依賴，傾向于轉(zhuǎn)出土地。如果因農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入增加導(dǎo)致了收入水平的提升，此時(shí)的農(nóng)業(yè)發(fā)展通常具有規(guī)模性和規(guī)范性，農(nóng)地需求旺盛，農(nóng)戶傾向于轉(zhuǎn)入土地。

（4）財(cái)政支農(nóng)支出（GS）。用地方財(cái)政農(nóng)林水務(wù)支出占地方財(cái)政一般預(yù)算支出的比重表示。較好的農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施和扶持政策可以吸引更多的企業(yè)和人才投入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營。政府通過財(cái)政支出引進(jìn)先進(jìn)的農(nóng)機(jī)設(shè)備，購置新品種，應(yīng)用新農(nóng)資，支持農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化，從而活躍農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場，促進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)。

（5）勞均耕地面積（ML）。用農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力所占耕地面積表示。對于農(nóng)戶，勞均耕地面積與其農(nóng)業(yè)收入高度相關(guān)，農(nóng)業(yè)收入的多少進(jìn)一步影響農(nóng)戶進(jìn)行農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為的決策。

（6）合作社發(fā)展水平（CO）。用種植業(yè)合作社數(shù)量表示。種植業(yè)合作社具有充足的資金支持和更加先進(jìn)的技術(shù)條件，擁有更為開闊的信息渠道和豐富的銷售市場，在信息咨詢、供需發(fā)布和糾紛調(diào)解等方面發(fā)揮重要作用，能夠?yàn)檗r(nóng)戶提供農(nóng)資供應(yīng)、生產(chǎn)加工和經(jīng)營管理等多元服務(wù)和統(tǒng)一指導(dǎo)，有助于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營組織化程度的提高、農(nóng)業(yè)專業(yè)化分工的不斷推進(jìn)以及標(biāo)準(zhǔn)化、集約化經(jīng)營的逐步普及，達(dá)到生產(chǎn)成本和交易費(fèi)用降低的目的，實(shí)現(xiàn)小農(nóng)戶與大市場的有效對接，推進(jìn)農(nóng)地的有效流轉(zhuǎn)。另外，在種植業(yè)合作社內(nèi)部，專業(yè)人員具有更有效的務(wù)農(nóng)本領(lǐng)和更堅(jiān)定的務(wù)農(nóng)意愿，更愿意接受先進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)，由此產(chǎn)生的知識(shí)溢出的正外部效應(yīng)和示范帶動(dòng)作用能夠推動(dòng)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的發(fā)展，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)。

（7）產(chǎn)權(quán)安全程度（CM）。用頒發(fā)的農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)證份數(shù)占家庭承包經(jīng)營農(nóng)戶數(shù)的比重表示。農(nóng)地產(chǎn)權(quán)是否安全是影響農(nóng)地流轉(zhuǎn)風(fēng)險(xiǎn)的重要因素：一方面，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)不穩(wěn)定會(huì)帶來農(nóng)地流轉(zhuǎn)風(fēng)險(xiǎn)，對農(nóng)地轉(zhuǎn)出產(chǎn)生不利影響；另一方面，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)不穩(wěn)定會(huì)影響農(nóng)地承接方對土地的投資，阻礙農(nóng)地轉(zhuǎn)入?，F(xiàn)實(shí)中，產(chǎn)權(quán)越穩(wěn)定的地區(qū)，農(nóng)地流轉(zhuǎn)風(fēng)險(xiǎn)越小，農(nóng)戶越愿意轉(zhuǎn)出土地，也越容易轉(zhuǎn)入土地而實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)營。另外，穩(wěn)定的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)還能增強(qiáng)農(nóng)戶對農(nóng)地的產(chǎn)權(quán)強(qiáng)度，進(jìn)而提高土地資源的內(nèi)在價(jià)值，以促進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的順利進(jìn)行。在我國，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)的確權(quán)頒證能夠促進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)。

（三）研究方法

⒈空間自相關(guān)檢驗(yàn)

相鄰省份的農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為可能是彼此相似的，可能是完全不同的，也可能是彼此獨(dú)立毫無關(guān)聯(lián)的。從廣義來講，莫蘭指數(shù)Moran's I能夠立足于總體視角來驗(yàn)證上述關(guān)系。作為觀測值和其空間滯后項(xiàng)間的相關(guān)系數(shù)，此指數(shù)為加權(quán)的成比例向量內(nèi)積，具體公式如下：

其中，wij=1/d2，表示空間加權(quán)矩陣，d表示不同省會(huì)城市在球面上的距離，i，j∈（1，n）。Y和-Y 分別表示農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為和其平均值。I 的取值范圍為［-1，1］，服從正態(tài)分布。I∈（0，1］的情況下，空間正自相關(guān)，即高值與高值相鄰，或者低值與低值相鄰；I∈［-1，0）的情況下，空間負(fù)自相關(guān)，也就是高值和低值相鄰；I與0相接近的情況下，空間呈現(xiàn)出了隨機(jī)分布的狀態(tài)。

⒉空間杜賓模型

為了克服對有空間依賴性的行為進(jìn)行一般線性分析時(shí)得到有偏結(jié)果的內(nèi)生性問題，本文針對農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為構(gòu)建空間杜賓模型（SDM），具體如下：

其中，i和j表示不同省份，t表示時(shí)期，wij表示地理距離權(quán)重矩陣，αiτn表示截距項(xiàng)，Yit表示農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為，wijYjt表示內(nèi)生交互效應(yīng)，Xikt表示n×k 解釋變量矩陣，wijXjkt表示外生交互效應(yīng)。β、μi和λt分別表示非空間回歸系數(shù)、空間固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)，δ和θ分別表示空間回歸系數(shù)，εit表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

⒊直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)分解

對式（2）求偏導(dǎo)，本文把空間杜賓模型解釋變量的邊際影響分解為直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)。直接效應(yīng)指的是i省份變量Xik給域內(nèi)空間農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為帶來的平均影響，表示為：

其中，E(X)direct表示直接效應(yīng)表示矩陣的跡。

溢出效應(yīng)指的是i 省份變量Xik對除本省份之外所有省級(jí)空間農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為的平均影響，表示為：

其中，E(X)spillover表示溢出效應(yīng)，其余變量定義如上文所述。

四、農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為的空間分布

（一）農(nóng)地流轉(zhuǎn)契約的空間分布

數(shù)據(jù)顯示，2018 年，簽訂流轉(zhuǎn)合同的農(nóng)地面積占家庭承包經(jīng)營耕地面積的67.77%，因此，農(nóng)地流轉(zhuǎn)契約主要以簽訂流轉(zhuǎn)合同為主。本文將30 個(gè)省份以簽訂流轉(zhuǎn)合同與家庭承包經(jīng)營耕地面積之比的60%和40%為標(biāo)準(zhǔn)劃分為三個(gè)梯隊(duì)，如圖1 所示。由圖1 可知，第一梯隊(duì)有20 個(gè)省份，分別為上海（100%）、寧夏（93.76%）、江蘇（81.15%）、新疆（80.52%）、河北（76.92%）、青海（75.79%）、湖北（75.03%）、甘肅（74.70%）、遼寧（74.13%）、黑龍江（73.96%）、重慶（73.01%）、浙江（72.50%）、云南（71.10%）、河南（70.46%）、安徽（70.34%）、山東（69.39%）、廣東（68.97%）、貴州（61.53%）、吉林（60.23%）和內(nèi)蒙古（60.01%）。從地理區(qū)位來看，上海形成一個(gè)高值空間，青海、甘肅和寧夏形成一個(gè)高值空間，河南和湖北等省份形成另一個(gè)高值空間。第二梯隊(duì)包含8 個(gè)省份，分別為天津（58.56%）、江西（57.47%）、四川（56.66%）、湖南（55.31%）、廣西（52.58%）、北京（52.11%）、陜西（51.63%）和山西（42.10%）。從地理區(qū)位來看，以江西和北京為核心，形成了兩個(gè)中值空間。第三梯隊(duì)僅有福建和海南，這兩個(gè)省份的農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場上主要是一些口頭契約，其簽訂農(nóng)地流轉(zhuǎn)合同的比率較低，僅為36.63%和28.90%。

圖1 農(nóng)地流轉(zhuǎn)契約的空間分布

（二）農(nóng)地流轉(zhuǎn)形式的空間分布

2018 年，農(nóng)地流轉(zhuǎn)形式主要以轉(zhuǎn)包（出租）為主。本文將30 個(gè)省份以轉(zhuǎn)包（出租）農(nóng)地面積與家庭承包經(jīng)營耕地面積之比的90%和60%為標(biāo)準(zhǔn)劃分為三個(gè)梯隊(duì)，如圖2 所示。由圖2 可知，第一梯隊(duì)有6 個(gè)省份，分別為上海（99.40%）、寧夏（95.83%）、黑龍江（91.82%）、內(nèi)蒙古（91.54%）、浙江（91.14%）和吉林（90.67%）。從地理區(qū)位來看，上海和浙江形成一個(gè)高值空間，寧夏、黑龍江、內(nèi)蒙古和吉林形成另一個(gè)高值空間。第二梯隊(duì)有20 個(gè)省份，分別為新疆（89.48%）、青海（86.92%）、山東（85.80%）、安徽（84.42%）、山西（81.78%）、四川（81.78%）、遼寧（81.58%）、海南（81.52%）、福建（81.50%）、江西（81.44%）、河北（81.08%）、云南（81.03%）、甘肅（80.85%）、陜西（77.59%）、湖北（75.81%）、重慶（75%）、湖南（73.79%）、江蘇（73.30%）、河南（72.09%）和廣西（70.25%）。從地理區(qū)位來看，新疆、青海、四川、云南、甘肅、陜西、重慶和廣西形成一個(gè)中值空間，山東、河北和江蘇形成第二個(gè)中值空間，安徽、江西、湖北、湖南和河南等省份形成第三個(gè)中值空間。第三梯隊(duì)有4 個(gè)省份，分別為貴州（59.22%）、天津（53.45%）、廣東（53.03%）和北京（29.41%）。從地理區(qū)位來看，天津和北京形成一個(gè)低值空間，貴州和廣東形成另一個(gè)低值空間。

圖2 農(nóng)地流轉(zhuǎn)形式的空間分布

（三）農(nóng)地流轉(zhuǎn)交易主體的空間分布

數(shù)據(jù)顯示，2018 年，農(nóng)地流轉(zhuǎn)交易主體中，農(nóng)戶占57.17%，專業(yè)合作社、企業(yè)和其他主體分別占22.47%、10.31%和10.04%。本文將30 個(gè)省份以流轉(zhuǎn)入農(nóng)戶的農(nóng)地面積與家庭承包經(jīng)營耕地面積之比的50%和30%為標(biāo)準(zhǔn)劃分為三個(gè)梯隊(duì)，如圖3所示。由圖3可知，第一梯隊(duì)有16個(gè)省份，分別為黑龍江（75.64%）、吉林（73.25%）、遼寧（72.82%）、海南（71.06%）、山西（68.1%）、新疆（67.76%）、內(nèi)蒙古（67.43%）、福建（66.73%）、浙江（62.13%）、江西（60.96%）、河南（57.19%）、安徽（56.71%）、河北（53.94%）、廣東（53.89%）、廣西（53.79%）和山東（52.56%）。從地理區(qū)位來看，黑龍江、吉林、遼寧、山西和內(nèi)蒙古形成一個(gè)高值空間，江西、安徽等省份形成另一個(gè)高值空間。第二梯隊(duì)有12 個(gè)省份，分別為江蘇（49.12%）、上海（48%）、湖北（47.18%）、湖南（46.95%）、陜西（46.95%）、重慶（45.14%）、四川（44.57%）、云南（43.91%）、甘肅（42.17%）、青海（41.58%）、天津（37.58%）和寧夏（33.87%）。從地理區(qū)位來看，江蘇、上海、湖北、湖南、陜西、重慶、四川和云南形成一個(gè)中值空間，甘肅、青海、天津和寧夏形成另一個(gè)中值空間。第三梯隊(duì)有貴州和北京2 個(gè)省份。在貴州和北京，流轉(zhuǎn)入農(nóng)戶的農(nóng)地面積與家庭承包經(jīng)營耕地面積之比為26.41%和15.3%。就省域空間而言，在農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為方面，鄰近區(qū)域的同質(zhì)化情況比較嚴(yán)重。

圖3 農(nóng)地流轉(zhuǎn)交易主體的空間分布

五、實(shí)證分析

（一）農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為的空間相關(guān)性檢驗(yàn)

本文采用全局Moran's I對農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為中農(nóng)地流轉(zhuǎn)契約、農(nóng)地流轉(zhuǎn)形式和農(nóng)地流轉(zhuǎn)交易主體三個(gè)維度的十一類行為分別開展空間自相關(guān)性檢驗(yàn)。表2列出一些穩(wěn)定性較強(qiáng)的，存在空間依賴關(guān)系的流轉(zhuǎn)行為。由表2 可知，首先，簽訂流轉(zhuǎn)合同、轉(zhuǎn)包（出租）、流轉(zhuǎn)入農(nóng)戶和流轉(zhuǎn)入企業(yè)四種行為具有穩(wěn)定的空間依賴性。其中，簽訂流轉(zhuǎn)合同、轉(zhuǎn)包（出租）和流轉(zhuǎn)入農(nóng)戶的農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為顯著性逐年增強(qiáng)，也就是說，其空間依賴性逐年增強(qiáng)。僅在2015 年，流轉(zhuǎn)入專業(yè)合作社的農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為未呈現(xiàn)出顯著的空間依賴性，其他年份和其他變量均表現(xiàn)出不同顯著性水平的空間依賴性。主要原因是，近年來國家高度重視農(nóng)地流轉(zhuǎn)問題，政府為實(shí)現(xiàn)促進(jìn)農(nóng)地高效有序流轉(zhuǎn)，出臺(tái)了一系列政策措施，疏通了農(nóng)地流轉(zhuǎn)障礙，使得各農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為表現(xiàn)出明顯的空間聚類趨向。因此，農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為的空間依賴性呈現(xiàn)出明顯的時(shí)間異質(zhì)性。其次，簽訂流轉(zhuǎn)合同、轉(zhuǎn)包（出租）、流轉(zhuǎn)入農(nóng)戶、流轉(zhuǎn)入專業(yè)合作社和流轉(zhuǎn)入企業(yè)這五種行為的全局Moran's I具有穩(wěn)定的空間依賴性，其他六種行為屬于空間隨機(jī)分布狀態(tài)。因此，假設(shè)1得到部分驗(yàn)證。具有穩(wěn)定的空間相關(guān)性是進(jìn)行空間計(jì)量分析的前提，因此，依據(jù)上文分析，本文選取簽訂流轉(zhuǎn)合同、轉(zhuǎn)包（出租）、流轉(zhuǎn)入農(nóng)戶、流轉(zhuǎn)入專業(yè)合作社和流轉(zhuǎn)入企業(yè)五種農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為作為因變量進(jìn)行回歸分析。

表2 全局自相關(guān)分析結(jié)果

（二）空間面板模型選擇

首先，檢驗(yàn)空間杜賓模型（SDM）是否接受θ=0 且δ≠0 的原假設(shè)，如果接受則內(nèi)生交互效應(yīng)為主要影響路徑，即為空間滯后模型（SLM）。其次，檢驗(yàn)SDM是否接受θ+δβ=0的原假設(shè)，如果接受，則誤差項(xiàng)交互效應(yīng)為主要影響路徑，即為空間誤差模型（SEM）。最后，若全拒絕，那么SDM 成為最優(yōu)選擇，內(nèi)生交互效應(yīng)和外生交互效應(yīng)均對農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為產(chǎn)生影響。由表3可知，簽訂流轉(zhuǎn)合同、轉(zhuǎn)包（出租）、流轉(zhuǎn)入農(nóng)戶、流轉(zhuǎn)入專業(yè)合作社和流轉(zhuǎn)入企業(yè)這五種農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為均在1%水平上拒絕空間固定效應(yīng)聯(lián)合不顯著的原假設(shè)，但無法拒絕時(shí)間固定效應(yīng)聯(lián)合不顯著的原假設(shè)，因此，空間面板模型中只需空間固定效應(yīng)，選擇SDM能夠更好地?cái)M合數(shù)據(jù)。

表3 空間面板數(shù)據(jù)模型選擇檢驗(yàn)結(jié)果

（三）基于空間杜賓模型的影響因素分析

本文將對所有變量進(jìn)行取自然對數(shù)處理，采用最大似然法對處理后的數(shù)據(jù)進(jìn)行空間回歸分析，內(nèi)生交互效應(yīng)和對外生交互效應(yīng)分解為直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)的回歸結(jié)果如表4 所示。由表4可知，在農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為中，流轉(zhuǎn)入農(nóng)戶和流轉(zhuǎn)入企業(yè)的內(nèi)生交互系數(shù)分別為0.272 和0.258，并且流轉(zhuǎn)入農(nóng)戶在5%水平上顯著，流轉(zhuǎn)入企業(yè)在10%水平上顯著。這說明，省域邊緣地區(qū)農(nóng)戶在農(nóng)地流轉(zhuǎn)入農(nóng)戶和農(nóng)地流轉(zhuǎn)入企業(yè)的行為選擇上相互模仿，相鄰地方政府間在農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場和流轉(zhuǎn)主體規(guī)范方面的相互參照，從而形成農(nóng)地流轉(zhuǎn)入農(nóng)戶和農(nóng)地流轉(zhuǎn)入企業(yè)這兩種農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為的空間依賴，故假設(shè)2得到驗(yàn)證。但是簽訂流轉(zhuǎn)合同、轉(zhuǎn)包（出租）和流轉(zhuǎn)入專業(yè)合作社這三種農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為拒絕假設(shè)2。因此，自變量對農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為的空間影響不同，部分自變量僅有直接效應(yīng)或溢出效應(yīng)，部分自變量則二者兼具。由表4結(jié)果可知，顯著的溢出效應(yīng)是農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為具有外生交互效應(yīng)的重要佐證，故本文假設(shè)3得到驗(yàn)證。具體來看：

表4 空間杜賓模型估計(jì)結(jié)果

第一，非農(nóng)就業(yè)水平（NAP）的影響。轉(zhuǎn)包（出租）、流轉(zhuǎn)入農(nóng)戶和流轉(zhuǎn)入企業(yè)直接效應(yīng)的估計(jì)系數(shù)為4.865、3.010 和1.221，均在1%水平上顯著。這說明，非農(nóng)就業(yè)水平的提高，降低了農(nóng)戶對農(nóng)地的依賴，農(nóng)戶更愿意對農(nóng)地以轉(zhuǎn)包（出租）形式流轉(zhuǎn)出去，且大部分將農(nóng)地流轉(zhuǎn)入其他農(nóng)戶和企業(yè)，因此，表現(xiàn)為非農(nóng)就業(yè)水平鼓勵(lì)農(nóng)地轉(zhuǎn)出，也可能由于農(nóng)地需求減少而抑制農(nóng)地轉(zhuǎn)入，在本省空間中，閑置農(nóng)地面積增加，農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場供大于求，農(nóng)地流轉(zhuǎn)價(jià)格下降，顯示出明顯的價(jià)格優(yōu)勢，因此，相鄰空間中流動(dòng)性較大的農(nóng)地需求主體會(huì)被吸引進(jìn)入本省空間。簽訂流轉(zhuǎn)合同、轉(zhuǎn)包（出租）、流轉(zhuǎn)入農(nóng)戶和流轉(zhuǎn)入專業(yè)合作社溢出效應(yīng)的估計(jì)系數(shù)分別為9.632、9.414、5.916 和7.221，均在1%水平上顯著。這說明，相鄰空間擁有較強(qiáng)流動(dòng)性的土地需求主體與本地農(nóng)戶二者之間存在地理空間距離和社會(huì)空間距離，而農(nóng)地流轉(zhuǎn)雙方之間的距離對契約選擇有明顯的影響，即空間距離越遠(yuǎn)，選擇書面契約的可能性就越大。由于信息不對稱，流轉(zhuǎn)雙方存在較低的信任度，因此，簽訂流轉(zhuǎn)合同更能保證雙方的利益，這就表現(xiàn)為非農(nóng)就業(yè)水平提高對簽訂流轉(zhuǎn)合同的正向溢出效應(yīng)。而相鄰省份通過建立專業(yè)合作社或者將土地以轉(zhuǎn)包（出租）的形式給農(nóng)戶等手段來安置由于其空間內(nèi)需求主體流失而空余出來的農(nóng)地，此時(shí)非農(nóng)就業(yè)產(chǎn)生的影響體現(xiàn)在轉(zhuǎn)包（出租）、流轉(zhuǎn)入農(nóng)戶和流轉(zhuǎn)入專業(yè)合作社這三種土地流轉(zhuǎn)行為的正向溢出效應(yīng)。

第二，農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入（OI）的影響。農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入對簽訂流轉(zhuǎn)合同和流轉(zhuǎn)入企業(yè)直接效應(yīng)的估計(jì)系數(shù)為7.706和-3.068，分別在5%和1%水平上顯著；農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入對簽訂流轉(zhuǎn)合同的溢出效應(yīng)的估計(jì)系數(shù)為2.537，在5%水平上顯著。農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入（OI）增加，導(dǎo)致人均收入水平提升，此時(shí)的農(nóng)業(yè)發(fā)展通常具有規(guī)模性和規(guī)范性特征，農(nóng)地需求旺盛，會(huì)與當(dāng)?shù)仄髽I(yè)產(chǎn)生農(nóng)地資源競爭，表現(xiàn)為對農(nóng)地流轉(zhuǎn)入企業(yè)的直接效應(yīng)。隨著農(nóng)業(yè)經(jīng)營的規(guī)范化、科學(xué)化程度加深，書面契約的簽訂率逐年提高，因此，農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入對簽訂流轉(zhuǎn)合同具有直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)。

第三，收入水平（IL）的影響。收入水平對簽訂流轉(zhuǎn)合同、轉(zhuǎn)包（出租）和流轉(zhuǎn)入農(nóng)戶直接效應(yīng)的估計(jì)系數(shù)為26.358、25.361 和17.179，分別在5%、1%和1%水平上顯著。收入水平提升，農(nóng)戶會(huì)降低自身對土地的依賴，傾向于通過簽訂流轉(zhuǎn)合同的方式轉(zhuǎn)包（出租）閑置土地，將農(nóng)地流轉(zhuǎn)入其他農(nóng)戶，表現(xiàn)出流轉(zhuǎn)入農(nóng)戶的直接效應(yīng)顯著為正。

第四，財(cái)政支農(nóng)支出（GS）的影響。財(cái)政支農(nóng)支出對簽訂流轉(zhuǎn)合同、流轉(zhuǎn)入農(nóng)戶直接效應(yīng)的估計(jì)系數(shù)為-6.811和-4.561，在10%和5%水平上顯著。增加財(cái)政支農(nóng)支出改善了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境，提升了農(nóng)業(yè)發(fā)展水平，使得擁有良好條件的農(nóng)地受到需求主體的歡迎。隨著農(nóng)地需求主體向優(yōu)質(zhì)農(nóng)地空間的不斷流動(dòng)，需求主體在既有空間內(nèi)的土地得以釋放，既有空間內(nèi)的閑置農(nóng)地不斷增多，流轉(zhuǎn)合同的簽訂行為則會(huì)相對減少。與此同時(shí)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)基礎(chǔ)環(huán)境的加強(qiáng)有利于農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，這就會(huì)顯著抑制農(nóng)地流轉(zhuǎn)入農(nóng)戶，表現(xiàn)為流轉(zhuǎn)入農(nóng)戶的直接效應(yīng)降低。

第五，勞均耕地面積（ML）的影響。勞均耕地面積對簽訂流轉(zhuǎn)合同、轉(zhuǎn)包（出租）和流轉(zhuǎn)入農(nóng)戶直接效應(yīng)的估計(jì)系數(shù)分別為7.651、8.940 和5.708，均在1%水平上顯著。農(nóng)戶在相對豐裕的農(nóng)地資源和相對成熟的流轉(zhuǎn)市場中更愿意簽訂流轉(zhuǎn)合同，這表現(xiàn)為勞均耕地面積對于流轉(zhuǎn)合同的正向直接效應(yīng)。勞均耕地面積對簽訂流轉(zhuǎn)合同、轉(zhuǎn)包（出租）、流轉(zhuǎn)入農(nóng)戶和流轉(zhuǎn)入專業(yè)合作社溢出效應(yīng)的估計(jì)系數(shù)分別為9.056、13.467、13.488 和4.704，在5%、1%、1%和5%水平上顯著。由于農(nóng)地資源稟賦更加豐厚，勞均耕地面積更大的省份會(huì)吸引更多需要農(nóng)地的承接方，從而與當(dāng)?shù)睾献魃绠a(chǎn)生競爭，對于相鄰省份來說，簽訂流轉(zhuǎn)合同、轉(zhuǎn)包（出租）、流轉(zhuǎn)入農(nóng)戶和流轉(zhuǎn)入專業(yè)合作社都有正向溢出效應(yīng)。

第六，合作社發(fā)展水平（CO）的影響。合作社發(fā)展水平對流轉(zhuǎn)入專業(yè)合作社和流轉(zhuǎn)入企業(yè)直接效應(yīng)的估計(jì)系數(shù)為1.541和0.919，均在5%水平上顯著。合作社發(fā)展水平提高，不僅會(huì)增加農(nóng)戶的種植收益，提高其家庭整體收入，而且會(huì)推動(dòng)當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的現(xiàn)代化發(fā)展。因此，合作社發(fā)展水平對農(nóng)地流轉(zhuǎn)入專業(yè)合作社和流轉(zhuǎn)入企業(yè)具有顯著的正向直接效應(yīng)。合作社發(fā)展水平對流轉(zhuǎn)入專業(yè)合作社溢出效應(yīng)的估計(jì)系數(shù)為-4.211，在5%水平上顯著。這說明，其他空間合作社發(fā)展水平對本空間合作社發(fā)展水平產(chǎn)生了影響。

第七，產(chǎn)權(quán)安全程度（CM）的影響。產(chǎn)權(quán)安全程度對流轉(zhuǎn)入農(nóng)戶直接效應(yīng)的估計(jì)系數(shù)為0.494，在5%水平上顯著。農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)證作為農(nóng)地產(chǎn)權(quán)的有效法律保障，其既維護(hù)了農(nóng)戶的合法權(quán)益與產(chǎn)權(quán)安全，又提升了農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)意愿。具體來說，農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)證的頒發(fā)有效降低了農(nóng)地的交易成本，促進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的同時(shí)也增強(qiáng)了農(nóng)地的產(chǎn)權(quán)強(qiáng)度，提高了農(nóng)地資源的資源價(jià)值。因此，產(chǎn)權(quán)安全程度對流轉(zhuǎn)入農(nóng)戶具有顯著的正向直接效應(yīng)。產(chǎn)權(quán)安全程度對流轉(zhuǎn)入企業(yè)溢出效應(yīng)的估計(jì)系數(shù)為1.074，在5%水平上顯著。產(chǎn)權(quán)安全程度的提高不僅能夠促進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)，而且會(huì)提高相鄰省份空間中流轉(zhuǎn)入企業(yè)的數(shù)量，具有顯著的正向溢出效應(yīng)。

六、研究結(jié)論和政策建議

基于農(nóng)地流轉(zhuǎn)各參與主體之間的學(xué)習(xí)效應(yīng)，本文選取2015—2018 年中國30 個(gè)省份面板數(shù)據(jù)，采用空間杜賓模型并借助偏微分方法，分解特征變量對農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為的直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)，探究農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為的空間依賴性及影響因素，研究結(jié)論如下：首先，農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為存在空間依賴性。農(nóng)地流轉(zhuǎn)的態(tài)勢在空間上存在正自相關(guān)和隨機(jī)分布兩種情況，簽訂流轉(zhuǎn)合同、轉(zhuǎn)包（出租）、流轉(zhuǎn)入農(nóng)戶、流轉(zhuǎn)入專業(yè)合作社和流轉(zhuǎn)入企業(yè)這五種農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為的全局Moran's I 具有穩(wěn)定的正向空間依賴性，其他六類行為屬于空間隨機(jī)分布狀態(tài)。其中，簽訂流轉(zhuǎn)合同、轉(zhuǎn)包（出租）和流轉(zhuǎn)入農(nóng)戶的農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為顯著性逐年增強(qiáng)，也就是說，其空間依賴性逐年增強(qiáng)。僅在2015 年，流轉(zhuǎn)入專業(yè)合作社的農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為未呈現(xiàn)出顯著的空間依賴性，其他年份和其他變量均表現(xiàn)出不同顯著性水平的空間依賴性。其次，農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為的空間依賴性受內(nèi)生交互效應(yīng)和外生交互效應(yīng)的影響，流轉(zhuǎn)入農(nóng)戶和流轉(zhuǎn)入企業(yè)兩種農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為的空間依賴性受到內(nèi)生交互效應(yīng)和外生交互效應(yīng)的共同影響，省域邊緣地區(qū)農(nóng)戶在農(nóng)地流轉(zhuǎn)入農(nóng)戶以及農(nóng)地流轉(zhuǎn)入企業(yè)的行為選擇上相互模仿，以及相鄰地方政府間對農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場和流轉(zhuǎn)主體規(guī)范相互參照，這些微觀因素的積聚能夠?qū)暧^市場產(chǎn)生影響，從而形成農(nóng)地流轉(zhuǎn)入農(nóng)戶和農(nóng)地流轉(zhuǎn)入企業(yè)的空間依賴現(xiàn)象，即這兩種農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為的空間依賴性受到內(nèi)生交互效應(yīng)的影響。因此，農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為存在內(nèi)生交互效應(yīng)，即農(nóng)地流轉(zhuǎn)選擇行為會(huì)受到相鄰省份農(nóng)地流轉(zhuǎn)選擇行為的影響。簽訂流轉(zhuǎn)合同、轉(zhuǎn)變（出租）和流轉(zhuǎn)入專業(yè)合作社的空間依賴性主要受到外生交互效應(yīng)的影響。顯著的溢出效應(yīng)是農(nóng)地流轉(zhuǎn)具有外生交互效應(yīng)的重要佐證，因此，農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為存在外生交互效應(yīng)，即其他空間的外生因素會(huì)對本空間的農(nóng)地流轉(zhuǎn)選擇行為產(chǎn)生影響。也就是說，農(nóng)地流轉(zhuǎn)選擇行為不僅會(huì)受到本空間的外生因素的影響，還會(huì)受到相鄰空間的外生因素的影響。最后，外生影響因素對不同農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為的直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)存在差異性。例如，非農(nóng)就業(yè)水平對簽訂流轉(zhuǎn)合同、流轉(zhuǎn)入農(nóng)戶和流轉(zhuǎn)入專業(yè)合作社的影響只具有溢出效應(yīng)，對流轉(zhuǎn)入企業(yè)的影響只具有直接效應(yīng)，對轉(zhuǎn)包（出租）的影響則是直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)共同作用的結(jié)果。基于上述結(jié)論，筆者提出如下政策建議：

第一，不同農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為的空間依賴性不同，應(yīng)根據(jù)各參與主體的需求，制定相適應(yīng)的農(nóng)地流轉(zhuǎn)政策。對于在空間中呈無規(guī)律分布的農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為，如契約維度的簽訂口頭契約，流轉(zhuǎn)形式維度的轉(zhuǎn)讓、互換、股份合作和其他形式，以及流轉(zhuǎn)交易主體維度的轉(zhuǎn)入其他主體，可沿用地理邊界的政策制定和實(shí)施方式。對于契約維度的簽訂流轉(zhuǎn)合同，流轉(zhuǎn)形式維度的轉(zhuǎn)包（出租），流轉(zhuǎn)交易主體的流轉(zhuǎn)入農(nóng)戶、流轉(zhuǎn)入專業(yè)合作社和流轉(zhuǎn)入企業(yè)等具有空間相關(guān)性的農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為，以行為邊界為準(zhǔn)制定具有跨區(qū)域化特點(diǎn)的流轉(zhuǎn)政策，代替原來以地理為邊界的流轉(zhuǎn)政策。

第二，外生因素對不同農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為的直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)存在差異，即不同外生因素的影響路徑和效果不同，因此，政府在推動(dòng)土地流轉(zhuǎn)時(shí)，應(yīng)根據(jù)不同的影響因素制定相應(yīng)的土地流轉(zhuǎn)政策。對于只有直接效應(yīng)的影響因素，如合作社發(fā)展，可以僅就本空間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r及農(nóng)地流轉(zhuǎn)狀況進(jìn)行政策的制定和調(diào)整；對于只有溢出效應(yīng)的影響因素，由于這些因素不會(huì)對本省的空間產(chǎn)生任何影響，因此，地方政府可選擇考慮相鄰省份的發(fā)展情況，盡量制定促進(jìn)鄰域省份發(fā)展的政策，以期形成更多區(qū)域聚集性產(chǎn)業(yè)；對于既有直接效應(yīng)又有空間溢出效應(yīng)的影響因素，當(dāng)?shù)卣畱?yīng)權(quán)衡利弊，利用農(nóng)地政策的空間聯(lián)動(dòng)性制定或調(diào)整出對本空間發(fā)展更有效的政策，同時(shí)考慮溢出效應(yīng)對相鄰省份農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場發(fā)展的推動(dòng)效應(yīng)，以實(shí)現(xiàn)完善農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場，推動(dòng)農(nóng)地流轉(zhuǎn)高效進(jìn)行以及經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的目標(biāo)。