區域農地流轉空間配置及效率研究

馮雪晴 惠策 胡皓天

[摘 要]了解土地流轉的時空差異，是推動土地流轉相關政策更有效實施的有效途徑之一。以舒城縣為研究區，利用Morans I指數對土地流轉率的空間自相關性進行了研究;基于克里金插值法，探索舒城縣土地流轉價格的分布情況;以與土地流轉相關的其他因素為變量，對舒城縣土地流轉率進行Pearson相關分析，探究縣鄉村人口、農業總產值、固定資產投資額、財政收入以及農村居民可支配收入與土地流轉的相關性。

[關鍵詞]農業;土地流轉;流轉效率;時空差異;舒城縣

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

1 引言

隨著“三農”問題的出現，一系列解決“三農”問題的對策被提出，如何解決好“三農”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村振興戰略，2019年中央一號文件也將深化農村土地改革提上議事日程，農村土地制度改革實現了政策向法律的轉變。此外，土地管理法在修改時將土地確權加入其第十二條內容，以期土地流轉能更加有效地進行。

目前，研究人員已對農地流轉的效率和保護農地流轉中的農民權益進行了詳細的研究。關于土地流轉效率方面，謝璐研究表明在農地流轉過程中，流轉效率的不穩定性及制約土地流轉效率的因素存在，阻礙我國農地流轉效率的提高[1]。劉英博指出制度環境因素對我國農地流轉配置效率的影響較大，且大多數流轉制度因素不夠完善[2]。在農地流轉過程中農民權益的保障方面，柴姣、柴苗苗提出“三農”問題的核心是農民權益的保障和農民能力的提升[3]。羅玉輝、張暉指出土地確權是一種服務農民產權保護及促進農地流轉的政策保障，且土地確權產生的交易成本有益于農民[4]。其中，政府則扮演著重要的角色，政府部門及其相關人員必須按照嚴格規章制度開展工作，才能有效避免農民的合法權益受到侵害 [5]。

由此，文章以舒城縣為例，基于區域微觀自然、經濟和社會等特性的較高一致性，以鄉鎮級行政區作為基本單元探索農地流轉配置效率，并基于地理位置及其他自然及社會因素探索其空間差異，以期為土地流轉政策提供決策參考和建議。

2 研究區分析與數據來源

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116°26′—117°15′、北緯31°01′—31°34′，總面積2100km2。2018年，舒城縣下轄15個鎮、6個鄉，另設有1個開發區，總人口99.6萬人，現有耕地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。其農業人口眾多，經濟發展較迅速，產業亟待轉型，是全國第一、二、三產業融合發展先導區之一。截至2018年，全縣耕地流轉2.25萬hm2，共占耕地總面積的52.7%，高于安徽省整體水平。舒城縣鄉村振興戰略規劃綱要（2018—2022年）確定2022年規模經營土地流轉率為56%。

文章數據來源舒城縣人民政府網站（http：//www.shucheng.gov.cn/），本次調查共涉及舒城縣轄區內的22個鄉鎮，使用的主要數據來源舒城縣各年份統計公報及各年份土地流轉基本情況統計表，涉及2014—2018年常住人口、鄉村人口、財政收入、固定資產投資，1998—2018年各鄉鎮的流轉價格（部分年份數據缺失）等數據。根據流轉特點劃分時間段，并在時間序列上選取最近的進行空間差異分析。

3 研究方法

3.1 土地流轉率的測度

此處土地流轉率，是指流轉的農地面積占農地總面積的百分比，計算公式如下：

3.2 土地流轉率空間差異分析

空間自相關是研究某一變量在空間中存在的相關性，包括全局空間自相關和局部空間自相關。文章借助測度空間自相關大小的Moran指數進行空間計量和時空演變分析，以更加直觀地展示土地流轉規模在空間上的差異。

3.2.1 全局空間自相關

使用Morans I 指數描述鄉鎮土地流轉規模的全局空間自相關程度，反映了相鄰空間分布變量屬性取值之間的關系。各鄉鎮的同一表現屬性在空間上呈現出一定的變化規律而非隨機分布時，則認為該屬性在空間上存在相關性。計算公式如下。

3.2.2 局部空間自相關

使用Local Moran I 指數可以進一步度量各鄉鎮土地流轉規模的關聯類型和程度。計算公式如下：

3.3 土地流轉與其他因素的相關性分析

相關分析法是研究兩個處于同等地位的隨機變量間的相關關系的統計分析方法，通過相關系數精確地反映變量之間線性相關的強弱程度。本研究借助Pearson相關分析，使用SPSS 21.0軟件對舒城縣土地流轉率的影響因素進行了分析。

3.4 土地流轉租金空間差異分析

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

4 結果分析

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年舒城縣土地流轉率的全局空間自相關結果（見表1）。由表可知，此三年的Morans I指數值均大于0，且Z值大于1.96，P值小于0.05，通過顯著性檢驗，表明舒城縣各鄉鎮土地流轉率在空間上并非相互獨立，而呈空間正相關，在空間上呈現出顯著的聚集性，土地流轉率較高的鄉鎮往往相鄰，且土地流轉率較低的鄉鎮一般也是相鄰的。Morans I指數在2014—2016年增加，相關性增強，受到2014年國家要求大力發展土地流轉和適度規模經營政策的較大影響。

同時，借助ArcGIS 10.2得出了2014年、2016年和2018年舒城縣土地流轉率的時空分布（見表2），其中，土地流轉率的高值地區主要位于舒城縣北部，且高值地區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移;其南部某些鄉鎮長期處于土地流轉率低值地區。2014—2016年舒城縣土地流轉低值地區面積有所減少，但在2016—2018年則有所擴散。整體而言，舒城縣土地流轉率與其西南為山地、中部為丘陵、東北為平原的地形有著較大關聯。

4.2 局部空間特征分析

為進一步了解舒城縣土地流轉的低值地區和高值地區內部是否也存在一定空間相關關系，根據局部Moran指數計算公式，借助ArcGIS 10.2對舒城縣22個鄉鎮土地流轉率進行局部空間相關分析，并得出局部空間分析結果（見表3）。

舒城縣并無土地流轉率呈負相關的鄉鎮，相比之下，其局部空間正相關分布較為明顯，局部地區土地流轉率呈現空間聚集。2014年和2016年，柏林鄉的土地流轉率具有顯著的局部空間正相關關系，均處于H-H型地區，其中，2014年城關鎮桃溪鎮也處于H-H型地區，這表明此類鄉鎮不僅自身的土地流轉率較高，而且鄰近鄉鎮的土地流轉率也較高，主要由于此類地區的地形條件較優，且處于縣城所在地，經濟發展勢頭較好，更多的人將土地轉出以從事非農職業。2014—2018年，山七鎮和曉天鎮具有顯著的局部空間正相關關系，處于L-L型地區，自身及周邊鄉鎮的土地流轉率較低;而從2016年開始，五顯鎮、廬鎮鄉、高峰鄉也呈現低值聚集，進入L-L型地區行列。

4.3 土地流轉租金的空間演變分析

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

5 討論

借助SPSS 21.0軟件，分別選取各鄉鎮2014年、2016年和2018年的鄉村人口（Y1）、農業總產值（Y2）、固定資產投資額（Y3）、財政收入（Y4）、農村居民可支配收入（Y5）五個變量，與其對應的土地流轉率（X）進行Pearson相關分析[6]并得出結果（見表4）。

其中，鄉村人口、農業總產值及財政收入的P值均 > 0.05，與土地流轉率相關性較弱;而固定資產投資額與農村居民可支配收入的P值均 < 0.05， 且固定資產投資額的r值均 > 0.4，農村居民可支配收入的r值均 > 0.5，可以認為Y3和Y5兩因素與土地流轉率具有一定相關性，且后者相關性較為顯著。固定資產投資額與土地流轉率的相關性逐漸增加，在2018年達到0.5以上，與鄉村振興戰略的提出及國家政策向鄉村的傾斜具有較大關系。農村居民可支配收入與土地流轉率的相關性在舒城縣得到了較為顯著的體現，但呈現相關性逐漸降低的趨勢，說明鄉村人口的職業隨城市化率的增長發生了變化，一些農民放下鋤頭走出了鄉村，進入城市工作。

6 結論與建議

（1）舒城縣土地流轉率整體呈北高南低的狀況，部分地區出現土地流轉高值聚集與低值聚集。2014—2018年，舒城縣土地流轉面積由2.57萬hm2增加到4.44萬hm2，流轉規模得到大幅提高。在區域方面，舒城縣出現平原廣布的東北部土地流轉率高，而地形為山地的西南部土地流轉率低的情況。此外，Morans I指數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，政策對土地流轉起著較大影響。在舒城縣東北部出現土地流轉高值地區，而西南部出現土地流轉低值地區，說明各鄉鎮的土地流轉情況受其周圍鄉鎮的影響較大。

在推動土地流轉的過程中，可根據當地實際情況，通過“先轉帶動后轉”的方式，使“中心村鎮”影響周圍村鎮，進而將土地流轉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濟的發展助力。

（2）舒城縣土地流轉租金高值區逐漸從西北部地區轉向東南部，且北部地區高值區逐漸顯現。2005年之后，土地流轉租金高值區長期處于舒城縣東部地區，這與土地質量及地理區位有著較大關聯，在東部平原地區土地質量與區位較好，邊際效應較大，租金較高;而在地形以山地丘陵為主的西部地區，則邊際效應較小，租金較低。

（3）舒城縣土地流轉情況與其各個鄉鎮的固定資產投資額及農村居民可支配收入相關性較大。固定資產投資額及農村居民可支配收入，與對應鄉鎮的土地流轉率呈正相關。固定資產投資額的增長，為土地的基礎條件提供了保障，土地流轉率也隨之增加。農村居民可支配收入的增長得益于土地流轉率的增加，土地流轉后使農村生產力得到解放，更多的農村居民進入城市打工，他們的收入結構發生變化，收入也得以增加，為城市創造了更多價值。

規范土地流轉的程序有利于土地流轉的順利進行，讓農民獲得更穩定的租金收入后，他們面臨的風險則會減少。與此同時，適當地加快農村剩余勞動力的轉移有利于城鎮建設和增加農民穩定性收入，這也有利于社會的穩定與和諧。

（4）社會經濟的發展與政策的有效落實，是推動農村土地流轉和增強農民權益保障的重要途徑。社會經濟的發展依賴產業結構的調整，非農產業的增加無疑會吸引更多的農村勞動力，同時，土地流轉也得到推動，進而形成正反饋。由此可以為土地集中化、產業化、現代化種植提供途徑，也有利于農業總產值的提高;得到解放的農村勞動力進入城市從事非農職業，一部分經過進一步的培養，素質得到提升，促進了整個城市經濟的發展，對城市化作出巨大貢獻。

政策引導對農村土地流轉也起到很大的作用，政府方面也應近一步落實土地流轉的相關政策，使農村土地流轉程序更加規范、流轉租金收入更加穩定、農民得到更多保障。

參考文獻：

[1] 謝璐.我國農村土地流轉的效率問題研究[D].石家莊：河北經貿大學，2018.

[2] 劉英博.農村土地流轉配置效率分析[J].統計與決策，2019（35）：109-112.

[3] 柴姣，柴苗苗.農地流轉中農民土地權益保障的問題和對策[J].安徽農業大學學報（社會科學版），2019（28）：61-65，108.

[4] 羅玉輝，張暉.土地確權與農民土地權益保護的理論思考[J].河南大學學報（社會科學版），2019（59）：23-29.

[5] 馬寧.關于農村土地流轉中農民權益的法律保障問題研究[J].法制博覽，2019（7）：105-106.

[6] 李治猛，張仕超.鎮域水平鄉村耕地流轉的時空分異及其驅動機制[J].中國農學通報，2016（32）：190-205.

[基金項目]2019年國家級大學生創新創業訓練計劃項目（項目編號：201910357275）研究成果。

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