農村土地綜合整治對鄉村轉型的影響研究
——以江蘇省萬頃良田工程為例

陳 浮，曾思燕，張志宏，朱鳳武，許桃元，張紹良

（1.中國礦業大學環境與測繪學院，江蘇 徐州 221116；2.中國土地勘測規劃院，北京 100035；3.江蘇省土地勘測規劃院，江蘇 南京 221009）

1 引言

近30年來中國社會經濟發展取得了舉世矚目的成就[1]。但由于長期實行工業優先、城市優先戰略，農村勞動主體老弱化、農業增產難增收、耕地過快非農化、農村空心化等問題顯現[2]。盡管國家大力支持“三農”，但農村發展相對滯后并未取得根本性扭轉，鄉村衰退已成為中國包容性增長的障礙[3]。如何深入推進鄉村轉型已成為新時代深化改革的重點。2006年國家布置“美麗鄉村建設”計劃，但實際執行時缺少有效的手段、技術規范和資金[4]。原國土資源部推行的城鄉增減掛鉤政策從理論上解決了城鄉建設用地轉換的制度困境與動力，但各地實施標準、模式不一，效果毀譽參半[5]。因此，客觀地評價農村土地綜合整治對鄉村轉型的影響是必要的，有助于分析政策實施績效并作及時調整。

土地整治被視為有效的管理工具，可以減少農田破碎化、降低農業生產成本和增強農產品市場競爭力[6-8]。20世紀90年代，歐洲、非洲和南亞普遍實施土地整治[9-11]，然而，農業不是鄉村的唯一活動，鄉村發展應當包含農業景觀保護、農耕文明傳承、鄉村旅游、村莊更新及其他問題[12]。2003年，FAO引入多目標農村土地綜合整理的概念，旨在改善鄉村人居環境，縮減城鄉差距[13]。中國從2000年起大規模開展土地整治，最初目標是補充耕地[14]。學術界主要關注新增耕地率[15]、耕地質量[16]及對占補平衡的影響[2]。2006年后重視產能建設，關注點隨之轉向產能潛力[17]、投資效率[18]、農田景觀格局[19]及制度設計[20-22]。2008年中央要求“大規模實施農村土地整治”，土地整治肩負起鄉村轉型的重任，人地協調、三化同步以及鄉村空間重構成為新焦點[23-24]，從城鄉統籌[25]、城鄉一體化[26]、異地掛鉤[27]等不同視角研究土地整治對鄉村轉型、鄉村振興的影響。中國鄉村轉型大體經歷了農村工業化、單向城鎮化和城鄉統籌三個階段，包含鄉村社會經濟文化轉型和土地利用轉型[28]，并最終體現為收入、就業和福利變化。土地整治可促進土地流轉和規模化經營，既提高了農民收入[29]，又促進了非農就業[30]，農業生產和就業方式的轉變實質上推動了鄉村轉型[31]。福利則反映了城鄉隔離向融合的轉變，喻示鄉村轉型成功[9]。盡管農村土地綜合整治與鄉村轉型二者之間目標契合，但中外國情和發展背景差異。歐美期望土地整治提升鄉村競爭力，吸引更多年輕人留在農村[32]。中國除了補充耕地、提升糧食生產能力外，更期待促進土地流轉和城鎮化。借助農村土地綜合整治重構鄉村“三生”空間，促進城鄉交流與共享[33]，實現由城鄉隔離的社會結構向構建和諧社會過程的統一[9]。

盡管先前的研究已涉及多個方面，但關注土地綜合整治對鄉村轉型的作用與機制的文獻極少。盡管農村土地綜合整治已試行數年，但它是一項涉及技術、社會、經濟和政策的復雜工程，又關乎農民生計和鄉村長計久安[34]，再加上個別地區實際操作中缺乏透明度和規范性，導致“農民被上樓”等負面報道充塞媒體[11]。因此，對農村土地綜合整治開展系統地調查與研究十分必要。2016年3—6月筆者對江蘇省實施的42個項目開展了實地調研，期望達成以下幾點：（1）厘清農村土地綜合整治推動鄉村轉型的途徑和機制；（2）評價農村土地綜合整治對鄉村轉型的促進效果；（3）識別農村土地綜合整治引導的鄉村轉型的關鍵影響因子。

2 研究方法及數據處理

2.1 研究區

江蘇省地處東部沿海，介于東經116°18′～121°57′，北緯30°45′～35°20′。屬于暖溫帶—亞熱帶過渡性氣候，平均氣溫13～16℃，年降水量850～1 350 mm。2016年，常住人口7 998.6萬人，城市化率為67.7%，GDP為76 086.2億元[35]。經濟水平發達，但省內發展極不均衡，蘇南、蘇中和蘇北人均GDP為4∶2∶1。人均耕地僅為0.06 hm2，但各區對建設用地需求均很大，耕地占補平衡和糧食安全壓力大。2009—2012年江蘇省率先實施了42個農村土地綜合整治項目，即江蘇省“萬頃良田工程”。它不同于一般意義上的增減掛鉤，要求整村撤并異地安置，搬遷資金由地方政府負責，土地整治資金按省以上投資土地整治項目管理，由省財政下撥。萬頃良田工程一律不得與農業綜合開發、農田水利建設等支農惠農項目重合，防止套取財政投資。

2.2 數據收集與處理

2016年3—6月從當地農村工作調查隊、派出所和省土地整理中心收集了相關數據。數據包含項目位置、收入、經濟發展、人口、教育和土地資源狀況等6類18個指標。考慮各區經濟發展差異、施工周期及整治效應的滯后性，從蘇南、蘇中和蘇北各選2個作為典型案例，2009年和2015年作評價時點。其外，為便于冗余度分析，對一些數據作簡化處理。如受教育程度，直接簡化為受教育時間小于6年、6～9年和大于9年3類。

2.3 研究方法

2.3.1 土地綜合整治引導的鄉村轉型的機制與路徑的刻畫

根據龍花樓的概念模型[36]和實地調查，本文采用人地關系網絡圖刻畫農村土地綜合整治過程中人與地的動態關系，并進一步歸納和解釋鄉村轉型的路徑及其驅動力。

2.3.2 農村土地綜合整治引導的鄉村轉型的評估方法

根據萬頃良田工程的建設目標，農民收入、非農就業率和社會保障體系覆蓋率越高，說明鄉村轉型發展的效果越好。選擇收入變化系數、就業變化指數和福利變化指數作為評估指標，并扣除當地平均增長率，簡化消除非農村土地綜合整治的影響。具體計算公式如下：

式（1）—式（3）中：ICI代表收入變化系數，系數越大代表項目區內農民增長越多，轉型效果越好；和分別表示2009年、2015年第i個項目區內農民人均可支配收入；和分別表示2009年、2015年第i個項目所在縣（市）農民人均可支配收入；ECI代表就業變化指數，系數越大代表轉向非農就業人數越多，轉型效果越好；和分別表示2009年、2015年第i個項目區內從事農業生產農村勞動力數；和分別表示2009年、2015年第i個項目區內從事非農業生產農村勞動力數差；WCI代表就業變化指數，系數越高代表社會福利體系覆蓋越廣，轉型效果越好；和分別表示2009年、2015年第i個項目區納入社會養老保障體系農村人口數；和分別表示2009年、2015年第i個項目區納入醫療保險體系農村人口數；Pi表示2015年第i個項目區內總人口數；a和b是兩者權重，分別取0.7和0.3。

2.3.3 數據統計與分析

數據統計采用SPSS 19.0軟件，社會經濟變量檢測采用蒙特卡羅置換檢驗法。將3個評估指標作為特征變量，18個社會經濟變量作為環境因子，使用冗余分析（Redundancy Analysis, RDA）檢測二者之間的關系。變量特征值的箭頭長度代表環境因子對特征變量影響的大小，二者箭頭之間的夾角為銳角時表示兩者之間具有正相關關系，兩者之間夾角為鈍角表示兩者之間具有負相關關系。兩者之間是直角則表示沒有相關性。具體的環境變量和6個典型項目概況如表1。

表1 2015年江蘇省6個典型萬頃良田工程的社會經濟變量Tab.1 Socioeconomic variables of six typical whole village restructuring projects in 2015

3 結果與分析

3.1 江蘇省鄉村轉型的驅動力與路徑

從江蘇實踐來看：取得掛鉤指標是拆遷的動力，指標轉讓收入是安置的保障。拆遷安置成本小于掛鉤指標轉讓收入，則地方政府有動力推動萬頃良田工程。同時安置成本越高的地方指標轉讓收入也越高，差額足以保障地方政府有經濟利益（表2）。其中，仍有23.8%項目難以實現資金平衡，原因是蘇北部分項目兼顧扶貧。從圖1可以看出：XY項目僅422戶選擇現金補償，2 592戶選擇集中安置，占地35.1 hm2。僅510戶仍從事農業，剩余2 082戶保留農村住房但轉向非農業。節余的196.0 hm2建設用地作為掛鉤指標可取得6.8億元轉讓費，遠高于4.8億的拆遷安置成本。

農村土地綜合整治對鄉村轉型的驅動力可概括為經濟驅動力、人口驅動力和土地利用驅動力（圖2）。第一，鄉村轉型的經濟驅動力源于城鄉增減掛鉤政策，村莊更新主要依靠掛鉤指標轉讓費；第二，人口驅動力源于城市化的生活模式，隨著集中式社區安置，農民生活和消費方式均逐漸市民化；第三，土地利用驅動力源于農村土地綜合整治。高標準農田便于機械化，釋放更多的剩余勞動力，進一步促進土地流轉，改變農業生產方式。鄉村轉型的實現路徑主要依靠行政許可，中央政府適度從嚴控制建設占用年度計劃，同時給予地方上一定自主空間，即復墾空心村可置換一定比例的掛鉤指標。近10多年城市化、工業化及土地財政極大地刺激了地方政府對指標的渴求，從而推動了地方政府復墾低效農村宅基地[37]，改善人居環境，促進人口轉移和非農就業，擴大經營規模和引入工商資本，鼓勵農村新業態，提升鄉村經濟密度，實現鄉村轉型。

表2 江蘇省萬頃良田工程的拆遷安置成本和掛鉤指標轉讓費Tab.2 Resettlement cost and land quota transfer income of whole village restructuring projects in Jiangsu Province

圖1 典型案例XY的人地關系網絡圖Fig.1 Network of human-land interrelations in typical project XY

圖2 農村土地綜合整治驅動下的鄉村轉型Fig.2 Rural transformation driven by rural land consolidation

3.2 萬頃良田工程對鄉村轉型的效果分析

2009—2015年42個項目內農民收入從8 600.6元上升至20 527.0元，增長了138.7%，非農收入貢獻了86.5%的增長。88.1%項目的收入變化系數大于0，這說明對農民收入促進是顯著的，但11.9%項目的收入變化指數小于0，這反映工程實施后當地農民收入增長速度小于當地平均增長率（圖3（1））。此外，工程對收入增長促進作用存在著明顯的區域差異，蘇南項目多落于第一、四象限，表現為非農收入拉動型增長；蘇北項目多落于第一、二象限，表現為農業收入拉動增長型；第三象限內幾乎均為蘇北項目，增長萎縮的地域性明顯（圖3（2））。就業變化指數全部大于0，這說明工程對促進非農就業是積極的（圖3（3））。2009—2015年非農就業率增加了26個百分點，這也是非農收入大幅增加的主要原因。由于當前社會福利體系主要針對城市職工，農民是被排除在外的，對農民具有巨大吸引力，養老和醫療保險的落實有助于萬頃良田工程的推行，但實際調查結果并不樂觀。50%以上項目福利變化指數僅為0.3，這歸結于江蘇省2011年后強制性推行農村大病醫療保險。僅KS項目指數為1.0，為全部搬遷農民辦理養老和醫療保險政策，約25%蘇南項目為60歲以上農民交納養老和醫療保險。與此相比，蘇北地方財力差，無一項目為農民辦理養老和醫療保險（圖3（4））。

圖3 萬頃良田工程實施前后收入、就業與福利指標系數變化Fig.3 The changes of ICI, ECI, and WCI before and after whole village restructuring projects in Jiangsu Province

3.3 萬頃良田工程引導鄉村轉型的關鍵因子

根據特征變量與環境因子的數據分析結果，在第一軸上梯度長度為0.935，這意味著典范對應分析不合適[13]。因此，本文采用RDA分析來探索社會經濟變量的間接梯度，從而解釋鄉村轉型的關鍵因子。利用蒙特卡羅置換檢驗對社會經濟變量進行預選，結果表表明蘇南地區NFI、GIO、NFL、PMY、PLT和ACL具有顯著性，蘇中和蘇北DT具有顯著性，但蘇中和蘇北PMY和GIO不具有顯著性。總體來看，環境因子解釋了68.2%的鄉村轉型特征向量的變化情況（表3）。

圖4顯示了特征向量與影響因子之間的關系。可以看出：影響鄉村轉型的社會經濟變量在蘇南、蘇中、蘇北和全省存在著顯著性差異。圖4（1）顯示在全省尺度上影響鄉村轉型的社會經濟變量主要是土地利用政策（PLT和ACL）、經濟發展（NFI、PCP和GIO）、教育（PMY）和區位（DT）。根據箭頭長度，相關性從高到低為ACL、GIO、NFI和PLT。在所有的社會經濟變量中，GIO、NFI和PLT與軸1具有高度相關性，軸1解釋了大部分特征向量的變化。圖4（2）顯示NFI箭頭最長，表明在鄉村轉型中它是最重要的解釋變量。典型案例點—坐標原點與ICI箭頭之間的夾角遵照從蘇南—蘇中—蘇北逐漸增大，說明與ICI的相關性逐漸減小。此外，PMY在軸2將蘇中與蘇北顯著地區分。

表3 特征向量與全部社會經濟解釋變量的RDA分析結果Tab.3 RDA result of eigenvalues change in rural transformation with all variables

圖4 RDA排序圖顯示鄉村轉型特征值與所有社會經濟因素或顯著性因素之間的關系Fig.4 RDA ordination plot showing the relationship between eigenvalues of rural transformation and all environmental factors or signi fi cant factors

4 討論與結論

4.1 農村綜合土地整治引導鄉村轉型的不確定性

從江蘇省實踐來看，萬頃良田工程促進鄉村轉型是成功的，多地集中式中心社區已成為當地新農村建設和鄉村轉型的典范，但工程在實施中仍存在問題，主要原因是地方政府操作不規范。盡管萬頃良田工程不允許其他支農資金疊加投資，但也很難從社會經濟發展中將萬頃良田工程的影響直接剝離出來，因此本文直接采用扣除當地平均增長率的方法，評價結果也可能包含一些其他因素的影響，但整體上反映了萬頃良田工程的實際效果，且便于對比分析。鄉村轉型是復雜系統，一個寵雜的指標體系難以保證評價的科學和準確。為此，本文將鄉村轉型視為黑箱，只關注最終的輸出結果，即鄉村轉型的實際效果。收入、就業和福利則是反映實際效果最佳宏觀指標,盡管不能反映土地整治引導鄉村內部結構性變化，但反映了結構性變化的結果，RDA因子排序結果也彌補了該不足。此外，萬頃良田工程引導的鄉村轉型不是一蹴而就的，但也與江蘇省經濟發展水平高有密切的關系。CHENG等研究發現當地鄉鎮企業發展越好，越可以促進農民放棄農業，有利于規模化經營[12]。蘇北一些扶貧項目執行困難也反證了本文結果的可靠性。

4.2 農村綜合土地整治推進鄉村轉型的風險問題

當前的鄉村轉型是被動式轉型，它圍繞著城鄉增減掛鉤政策，建設資金完全依賴于指標轉讓收入。歐美鄉村轉型多基于市場化機制[38]。因此，當前鄉村轉型包含了更多的風險。一是政策風險。關于增減掛鉤導致“農民被上樓”的爭議一直存在，人們擔心該政策成為城市又一次掠奪農村的工具，而不是推動鄉村轉型[11]。村莊更新過于依賴掛鉤指標轉讓收入，一旦政策調整或指標交易難，可能導致建設全面停滯。二是經濟風險。一些地方為加速經濟發展，多抵押融資，額外的指標進一步加大債務風險。實地調查發現江蘇省少數項目建設資金不足，導致農民4～5年無法入住。三是社會風險。萬頃良田工程引導的集中式社區是變相的、被動式、強迫大于自愿的中國式城鎮化，一些受教育少的農民很難適應城市生活并取得工作機會[39]。少數地方在工程實施過程中大搞政績工程，強推土地流轉，導致部分失地農民既無地可種，又無法在城市謀生，抗議和上訪在一些地區時有發生。圖3（2）反映的農民收入下滑的后果是令人擔擾的。因此，管控風險對未來的鄉村轉型十分必要。

4.3 新時代鄉村轉型的農村土地綜合整治政策配套問題

鄉村轉型涉及社會、經濟、技術、政策等多個方面，資金不是唯一的條件[40]。國家層面上“自上而下”的政策引導和基層農村“自下而上”創新性改革是未來土地綜合整治有效執行的必要條件。農村土地綜合整治政策在發展戰略上，必須依靠政府主導并推動，將農村土地綜合整治納入社會經濟發展與生態文明建設考核目標中[41]。必須依靠科學技術進步，探索農村地區人—地—生態環境的和諧與統一[42]。美麗鄉村建設必須立足于需求為導向，因地制宜，走特色化鄉村發展之路；在制度建設上，健全規劃可行性評估制度，在經濟可行、生態保護和公眾滿意度等方面實行一票否決制。立法保護農民權益，不得以任何名義霸占農民在農村土地綜合整治中應得的利益。資金實行封閉管理、專款專用、獨立監管[43]；在激勵機制上，強化公眾參與和監管，土地綜合整治推動鄉村轉型是集體意愿，必須實行公共決策，防止地方政府“包辦”行為。發揮農村精英在鄉村轉型中的作用，公開信息和共享利益，在健全社會保障體制的同時適度鼓勵土地兼并，克服一家一戶小農生產方式的弊端，發展家庭農場和合作社，提高農民收入，減緩城鄉差距。

4.4 主要結論

近20年的經濟高速增長后中國面臨著一個巨大的挑戰，即城鄉不均衡發展和鄉村相對衰退。這個挑戰已嚴重制約中國社會經濟的可持續性和包容性增長。2008年中國頒布城鄉增減掛鉤政策，期望促進鄉村轉型與城鄉統籌發展。盡管試行數年，但實際效果及可操作性等尚未充分厘清。為此，本文調查了江蘇省實施的42個萬頃良田工程項目，評價政策執行效果、厘清驅動機制、識別關鍵性因素。結果表明：農村土地綜合整治對促進鄉村轉型具有重要作用。在扣除平均增長率的前提下，88.1%的項目實現了比周邊更快的收入增長。農民收入增加主要是非農收入的增加，當地工業化程度和農民所受教育程度是限制鄉村轉型的關鍵性因子。農村社會保障體系的缺失了限制了農民土地流轉的意愿，但政策執行也存在較大的風險，操作不規范、指標需求和地方政府財務運作能力嚴重影響鄉村轉型。當前國家正實施鄉村振興戰略，勢必對農村土地綜合整治提出新要求，適應新時代，切合新特點，關注新業態，注重中國特色鄉村轉型的階段性與地域性，進一步完善資金監管、技術準則和驗收辦法，構建適應性管理框架。