区域农地流转空间配置及效率研究 ——以舒城(3)

其中，乡村人口、农业总产值及财政收入的P值均 > 0.05，与土地流转率相关性较弱；而固定资产投资额与农村居民可支配收入的P值均 < 0.05, 且固定资产投资额的r值均 > 0.4，农村居民可支配收入的r值均 > 0.5，可以认为Y3和Y5两因素与土地流转率具有一定相关性，且后者相关性较为显著。固定资产投资额与土地流转率的相关性逐渐增加，在2018年达到0.5以上，与乡村振兴战略的提出及国家政策向乡村的倾斜具有较大关系。农村居民可支配收入与土地流转率的相关性在舒城县得到了较为显著的体现，但呈现相关性逐渐降低的趋势，说明乡村人口的职业随城市化率的增长发生了变化，一些农民放下锄头走出了乡村，进入城市工作。

6 结论与建议

(1)舒城县土地流转率整体呈北高南低的状况，部分地区出现土地流转高值聚集与低值聚集。2014—2018年，舒城县土地流转面积由2.57万hm2增加到4.44万hm2，流转规模得到大幅提高。在区域方面，舒城县出现平原广布的东北部土地流转率高，而地形为山地的西南部土地流转率低的情况。此外，Moran’s I指数随时间变化呈先上升后回落的趋势，这一定程度上取决于国家政策的实施，由此可见，政策对土地流转起着较大影响。在舒城县东北部出现土地流转高值地区，而西南部出现土地流转低值地区，说明各乡镇的土地流转情况受其周围乡镇的影响较大。

在推动土地流转的过程中，可根据当地实际情况，通过“先转带动后转”的方式，使“中心村镇”影响周围村镇，进而将土地流转的推广工作难度降低，也为我国公有制与市场的深度融合及集体经济的发展助力。

(2)舒城县土地流转租金高值区逐渐从西北部地区转向东南部，且北部地区高值区逐渐显现。2005年之后，土地流转租金高值区长期处于舒城县东部地区，这与土地质量及地理区位有着较大关联，在东部平原地区土地质量与区位较好，边际效应较大，租金较高；而在地形以山地丘陵为主的西部地区，则边际效应较小，租金较低。

(3)舒城县土地流转情况与其各个乡镇的固定资产投资额及农村居民可支配收入相关性较大。固定资产投资额及农村居民可支配收入，与对应乡镇的土地流转率呈正相关。固定资产投资额的增长，为土地的基础条件提供了保障，土地流转率也随之增加。农村居民可支配收入的增长得益于土地流转率的增加，土地流转后使农村生产力得到解放，更多的农村居民进入城市打工，他们的收入结构发生变化，收入也得以增加，为城市创造了更多价值。

规范土地流转的程序有利于土地流转的顺利进行，让农民获得更稳定的租金收入后，他们面临的风险则会减少。与此同时，适当地加快农村剩余劳动力的转移有利于城镇建设和增加农民稳定性收入，这也有利于社会的稳定与和谐。

(4)社会经济的发展与政策的有效落实，是推动农村土地流转和增强农民权益保障的重要途径。社会经济的发展依赖产业结构的调整，非农产业的增加无疑会吸引更多的农村劳动力，同时，土地流转也得到推动，进而形成正反馈。由此可以为土地集中化、产业化、现代化种植提供途径，也有利于农业总产值的提高；得到解放的农村劳动力进入城市从事非农职业，一部分经过进一步的培养，素质得到提升，促进了整个城市经济的发展，对城市化作出巨大贡献。

政策引导对农村土地流转也起到很大的作用，政府方面也应近一步落实土地流转的相关政策，使农村土地流转程序更加规范、流转租金收入更加稳定、农民得到更多保障。

[1] 谢璐.我国农村土地流转的效率问题研究[D].石家庄：河北经贸大学,2018.

[2] 刘英博.农村土地流转配置效率分析[J].统计与决策,2019(35)：109-112.

[3] 柴姣，柴苗苗.农地流转中农民土地权益保障的问题和对策[J].安徽农业大学学报(社会科学版)，2019(28)：61-65，108.

[4] 罗玉辉，张晖.土地确权与农民土地权益保护的理论思考[J].河南大学学报(社会科学版),2019(59)：23-29.

[5] 马宁.关于农村土地流转中农民权益的法律保障问题研究[J].法制博览,2019(7)：105-106.

[6] 李治猛，张仕超.镇域水平乡村耕地流转的时空分异及其驱动机制[J].中国农学通报,2016(32)：190-205.

1 引言随着“三农”问题的出现，一系列解决“三农”问题的对策被提出，如何解决好“三农”问题已成为党的工作的重中之重。党的十九大报告明确提出了实施农村振兴战略，2019年中央一号文件也将深化农村土地改革提上议事日程，农村土地制度改革实现了政策向法律的转变。此外，土地管理法在修改时将土地确权加入其第十二条内容，以期土地流转能更加有效地进行。目前，研究人员已对农地流转的效率和保护农地流转中的农民权益进行了详细的研究。关于土地流转效率方面，谢璐研究表明在农地流转过程中，流转效率的不稳定性及制约土地流转效率的因素存在，阻碍我国农地流转效率的提高[1]。刘英博指出制度环境因素对我国农地流转配置效率的影响较大，且大多数流转制度因素不够完善[2]。在农地流转过程中农民权益的保障方面，柴姣、柴苗苗提出“三农”问题的核心是农民权益的保障和农民能力的提升[3]。罗玉辉、张晖指出土地确权是一种服务农民产权保护及促进农地流转的政策保障，且土地确权产生的交易成本有益于农民[4]。其中，政府则扮演着重要的角色，政府部门及其相关人员必须按照严格规章制度开展工作，才能有效避免农民的合法权益受到侵害[5]。由此，文章以舒城县为例，基于区域微观自然、经济和社会等特性的较高一致性，以乡镇级行政区作为基本单元探索农地流转配置效率，并基于地理位置及其他自然及社会因素探索其空间差异，以期为土地流转政策提供决策参考和建议。2 研究区分析与数据来源舒城县地处安徽省六安市，位于安徽省中部、大别山东北麓，介于东经116°26′—117°15′、北纬31°01′—31°34′，总面积2100km2。2018年，舒城县下辖15个镇、6个乡，另设有1个开发区，总人口99.6万人，现有耕地4.27万hm2。其地势由西南向东北倾斜，地貌大致分为山地、丘陵、岗地、平原和水域五类。西南部多山，中部多为丘陵，东北部为冲积平原。其农业人口众多，经济发展较迅速，产业亟待转型，是全国第一、二、三产业融合发展先导区之一。截至2018年,全县耕地流转2.25万hm2,共占耕地总面积的52.7%，高于安徽省整体水平。舒城县乡村振兴战略规划纲要(2018—2022年)确定2022年规模经营土地流转率为56%。文章数据来源舒城县人民政府网站(3 研究方法3.1 土地流转率的测度此处土地流转率，是指流转的农地面积占农地总面积的百分比，计算公式如下：(1)式中：rti为第i镇第t年的土地流转率(%)；xti为第i镇t年的农地流转面积(hm2)；xi为第i镇的农地总面积(hm2) 土地流转率空间差异分析空间自相关是研究某一变量在空间中存在的相关性，包括全局空间自相关和局部空间自相关。文章借助测度空间自相关大小的Moran指数进行空间计量和时空演变分析，以更加直观地展示土地流转规模在空间上的差 全局空间自相关使用Moran’s I 指数描述乡镇土地流转规模的全局空间自相关程度，反映了相邻空间分布变量属性取值之间的关系。各乡镇的同一表现属性在空间上呈现出一定的变化规律而非随机分布时，则认为该属性在空间上存在相关性。计算公式如下。(2)式中：n是研究区域中研究单位的数量；为ri的平均值；Wij为空间单元i、j的空间连接权重矩阵。本研究中的区域单元是多边形数据，故空间权重矩阵采用邻接方法构造，若空间相邻，则Wij=1；若空间不相邻，则Wij= 局部空间自相关使用Local Moran I 指数可以进一步度量各乡镇土地流转规模的关联类型和程度。计算公式如下：(3)式中：s2为方差；zi和zj为空间单元属性值的标准差标准化差 土地流转与其他因素的相关性分析相关分析法是研究两个处于同等地位的随机变量间的相关关系的统计分析方法，通过相关系数精确地反映变量之间线性相关的强弱程度。本研究借助Pearson相关分析，使用SPSS 21.0软件对舒城县土地流转率的影响因素进行?土地流转租金空间差异分析克里金(Kriging)插值法用于考察空间属性在空间位置上的相关性与变异分布，能够直观地表明土地流转时租金在空间分布情况。计算公式如下：(4)式中：Z(xi)是点xi处的租金，ω为第i个已知样本点对未知样本点的权重，n为已知的样本点个数。4 结果分析4.1 全局空间特征分析利用ArcGIS 10.2测算，分别得出2014年、2016年和2018年舒城县土地流转率的全局空间自相关结果(见表1)。由表可知，此三年的Moran’s I指数值均大于0，且Z值大于1.96，P值小于0.05，通过显著性检验，表明舒城县各乡镇土地流转率在空间上并非相互独立，而呈空间正相关，在空间上呈现出显著的聚集性，土地流转率较高的乡镇往往相邻，且土地流转率较低的乡镇一般也是相邻的。Moran’s I指数在2014—2016年增加，相关性增强，受到2014年国家要求大力发展土地流转和适度规模经营政策的较大影响。表1 舒城县土地流转率全局空间自相关分析结果指标2014年2016年2018年Moran’sI指数0...预期指数-方差0.0.0.0Z值2...P值同时，借助ArcGIS 10.2得出了2014年、2016年和2018年舒城县土地流转率的时空分布(见表2)，其中，土地流转率的高值地区主要位于舒城县北部，且高值地区的面积随时间变化而有所增加，一定趋势上向舒城县中部转移；其南部某些乡镇长期处于土地流转率低值地区。2014—2016年舒城县土地流转低值地区面积有所减少，但在2016—2018年则有所扩散。整体而言，舒城县土地流转率与其西南为山地、中部为丘陵、东北为平原的地形有着较大关联。表2 舒城县土地流转率时空分布土地流转率2014年2016年2018年<5%晓天镇、庐镇乡、山七镇、河棚镇、汤池镇、高峰乡、春秋乡、百神庙镇晓天镇、庐镇乡、山七镇、河棚镇、汤池镇、高峰乡晓天镇、庐镇乡、山七镇、河棚镇、汤池镇、高峰乡、五显镇5%～15%五显镇、万佛湖镇、阙店乡、南港镇、舒茶镇、张母桥镇、开发区五显镇、万佛湖镇、阙店乡、春秋乡、南港镇、开发区万佛湖镇、阙店乡、春秋乡、南港镇、开发区15%～25%棠树乡、干汊河镇、城关镇、杭埠镇张母桥镇、舒茶镇、城关镇、杭埠镇张母桥镇、棠树乡、舒茶镇、城关镇、杭埠镇25%～35%千人桥镇棠树乡、干汊河镇、千人桥镇、百神庙镇干汊河镇、千人桥镇、百神庙镇>35%柏林乡、桃溪镇柏林乡、桃溪镇柏林乡、桃溪镇4.2 局部空间特征分析为进一步了解舒城县土地流转的低值地区和高值地区内部是否也存在一定空间相关关系，根据局部Moran指数计算公式，借助ArcGIS 10.2对舒城县22个乡镇土地流转率进行局部空间相关分析，并得出局部空间分析结果(见表3)。表3 舒城县土地流转率局部空间自相关分析结果年份H-HH-LL-HL-L2014城关镇、桃溪镇、柏林乡山七镇、晓天镇2016柏林乡山七镇、晓天镇、五显镇、庐镇乡、高峰乡2018山七镇、晓天镇、五显镇、庐镇乡、高峰乡舒城县并无土地流转率呈负相关的乡镇，相比之下，其局部空间正相关分布较为明显，局部地区土地流转率呈现空间聚集。2014年和2016年，柏林乡的土地流转率具有显著的局部空间正相关关系，均处于H-H型地区，其中，2014年城关镇桃溪镇也处于H-H型地区，这表明此类乡镇不仅自身的土地流转率较高，而且邻近乡镇的土地流转率也较高,主要由于此类地区的地形条件较优，且处于县城所在地，经济发展势头较好，更多的人将土地转出以从事非农职业。2014—2018年，山七镇和晓天镇具有显著的局部空间正相关关系，处于L-L型地区，自身及周边乡镇的土地流转率较低；而从2016年开始，五显镇、庐镇乡、高峰乡也呈现低值聚集，进入L-L型地区行?土地流转租金的空间演变分析依据式(4)，采用克里金(Kriging)插值法对样点数据进行插值，得到舒城县1998—2004、2005—2012、2013—2018年土地流转租金的空间分布。结果显示，不同时期土地流转租金在空间分布上具有较大的差异：1998—2004年，舒城县土地流转租金总体上是以万佛湖镇为中心，向四周逐渐递减；2005—2012年租金高的地区集中在舒城县东南部，县城北部尤其是桃溪镇的土地流转租金开始增加；至2013—2018年间，舒城县土地流转租金极高值主要集中在县城东南部以及县城东北部，租金次高峰出现在中部及北部的桃溪镇。5 讨论借助SPSS 21.0软件，分别选取各乡镇2014年、2016年和2018年的乡村人口(Y1)、农业总产值(Y2)、固定资产投资额(Y3)、财政收入(Y4)、农村居民可支配收入(Y5)五个变量，与其对应的土地流转率(X)进行Pearson相关分析[6]并得出结果(见表4)。表4 舒城县土地流转率相关因素相关性分析结果影响因素2014年2016年2018年乡村人口r=0.295P=0.235r=0.265P=0.289r=0.234P=0.351农业总产值r=0.104P=0.691r=0.044P=0.867r=0.027P=0.919固定资产投资额r=0.436*P=0.030r=0.468*P=0.043r=0.582*P=0.026财政收入r=0.338P=0.156r=0.175P=0.474r=0.164P=0.501农村居民可支配收入r=0.669**P=0.001r=0.589**P=0.005r=0.568**P=0.007其中，乡村人口、农业总产值及财政收入的P值均 > 0.05，与土地流转率相关性较弱；而固定资产投资额与农村居民可支配收入的P值均 < 0.05, 且固定资产投资额的r值均 > 0.4，农村居民可支配收入的r值均 > 0.5，可以认为Y3和Y5两因素与土地流转率具有一定相关性，且后者相关性较为显著。固定资产投资额与土地流转率的相关性逐渐增加，在2018年达到0.5以上，与乡村振兴战略的提出及国家政策向乡村的倾斜具有较大关系。农村居民可支配收入与土地流转率的相关性在舒城县得到了较为显著的体现，但呈现相关性逐渐降低的趋势，说明乡村人口的职业随城市化率的增长发生了变化，一些农民放下锄头走出了乡村，进入城市工作。6 结论与建议(1)舒城县土地流转率整体呈北高南低的状况，部分地区出现土地流转高值聚集与低值聚集。2014—2018年，舒城县土地流转面积由2.57万hm2增加到4.44万hm2，流转规模得到大幅提高。在区域方面，舒城县出现平原广布的东北部土地流转率高，而地形为山地的西南部土地流转率低的情况。此外，Moran’s I指数随时间变化呈先上升后回落的趋势，这一定程度上取决于国家政策的实施，由此可见，政策对土地流转起着较大影响。在舒城县东北部出现土地流转高值地区，而西南部出现土地流转低值地区，说明各乡镇的土地流转情况受其周围乡镇的影响较大。在推动土地流转的过程中，可根据当地实际情况，通过“先转带动后转”的方式，使“中心村镇”影响周围村镇，进而将土地流转的推广工作难度降低，也为我国公有制与市场的深度融合及集体经济的发展助力。(2)舒城县土地流转租金高值区逐渐从西北部地区转向东南部，且北部地区高值区逐渐显现。2005年之后，土地流转租金高值区长期处于舒城县东部地区，这与土地质量及地理区位有着较大关联，在东部平原地区土地质量与区位较好，边际效应较大，租金较高；而在地形以山地丘陵为主的西部地区，则边际效应较小，租金较低。(3)舒城县土地流转情况与其各个乡镇的固定资产投资额及农村居民可支配收入相关性较大。固定资产投资额及农村居民可支配收入，与对应乡镇的土地流转率呈正相关。固定资产投资额的增长，为土地的基础条件提供了保障，土地流转率也随之增加。农村居民可支配收入的增长得益于土地流转率的增加，土地流转后使农村生产力得到解放，更多的农村居民进入城市打工，他们的收入结构发生变化，收入也得以增加，为城市创造了更多价值。规范土地流转的程序有利于土地流转的顺利进行，让农民获得更稳定的租金收入后，他们面临的风险则会减少。与此同时，适当地加快农村剩余劳动力的转移有利于城镇建设和增加农民稳定性收入，这也有利于社会的稳定与和谐。(4)社会经济的发展与政策的有效落实，是推动农村土地流转和增强农民权益保障的重要途径。社会经济的发展依赖产业结构的调整，非农产业的增加无疑会吸引更多的农村劳动力，同时，土地流转也得到推动，进而形成正反馈。由此可以为土地集中化、产业化、现代化种植提供途径，也有利于农业总产值的提高；得到解放的农村劳动力进入城市从事非农职业，一部分经过进一步的培养，素质得到提升，促进了整个城市经济的发展，对城市化作出巨大贡献。政策引导对农村土地流转也起到很大的作用，政府方面也应近一步落实土地流转的相关政策，使农村土地流转程序更加规范、流转租金收入更加稳定、农民得到更多保障。参考文献：[1] 谢璐.我国农村土地流转的效率问题研究[D].石家庄：河北经贸大学,2018.[2] 刘英博.农村土地流转配置效率分析[J].统计与决策,2019(35)：109-112.[3] 柴姣，柴苗苗.农地流转中农民土地权益保障的问题和对策[J].安徽农业大学学报(社会科学版)，2019(28)：61-65，108.[4] 罗玉辉，张晖.土地确权与农民土地权益保护的理论思考[J].河南大学学报(社会科学版),2019(59)：23-29.[5] 马宁.关于农村土地流转中农民权益的法律保障问题研究[J].法制博览,2019(7)：105-106.[6] 李治猛，张仕超.镇域水平乡村耕地流转的时空分异及其驱动机制[J].中国农学通报,2016(32)：190-205.

文章来源：《中国农业文摘农业工程》 网址: http://www.zgnywznygc.cn/qikandaodu/2021/0218/618.html