周 波，張 琦

（東北財經(jīng)大學 財政稅務學院，遼寧 大連 116025）

一、問題的提出

《中共中央 國務院關于保持土地承包關系穩(wěn)定并長久不變的意見》指出，立足建設現(xiàn)代農業(yè)，實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興，引導土地經(jīng)營權有序流轉?！吨袊r村政策與改革統(tǒng)計年報（2021年）》數(shù)據(jù)顯示，2012—2021 年，家庭承包耕地流轉面積由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，雖然農地流轉規(guī)模不斷擴大，但是，耕地撂荒［1］、小農復制［2］、耕地粗放利用［3］、逆向流轉［4］和農地流轉低效率［5］等諸多農業(yè)農村問題仍然廣泛存在。農地流轉的影響因素引起學術界的普遍關注，學者們主要圍繞農地流轉意愿和農地流轉行為兩個方面探討影響農地流轉的主要因素。就農地流轉意愿的影響因素而言，作為農地流轉決策主體以及農地供給方，農戶參與土地流轉的意愿受到農戶年齡［6］、健康程度［7］和家庭成員個體受教育程度［8-9］等家庭和社會特征，農地資源稟賦規(guī)模［10］、從事非農產業(yè)適宜性［11-12］、農地流轉供給方［13］和承接方［14］等農地流轉需求，以及農地流轉政策［15］和社會養(yǎng)老保障［16-17］等政府公共政策的綜合影響。家庭和社會特征影響農戶農地流轉決策的選擇能力，農地資源稟賦等農地流轉需求影響農地流轉收益，政府公共政策影響農地流轉的可能性。農地流轉意愿能否真實轉化為農地流轉行為的影響因素包括如下幾個方面：農地流轉相關信息搜尋、流轉交易談判、合約確立及專業(yè)組織服務等交易成本［18］，農地流轉供求雙方的金融［19-20］或信貸可得性［21］，農戶、專業(yè)合作社［22和不同類型交易主體流轉契約的交易費用［23］、風險［24］、政府財政補貼［25］，農地綜合整治［26］、惠農政策［27］、政府職能［28］、土地確權及流轉監(jiān)管［29］和政府干預［30］等。從農地流轉意愿到真實流轉行為的轉換［31］，核心影響因素在于農地流轉的現(xiàn)實經(jīng)濟利益。需要注意的是，作為供求雙方達成的土地經(jīng)營權（使用權）轉讓協(xié)議，農地流轉意愿和農地流轉行為不僅受到收益與成本權衡的經(jīng)濟利益影響，還具有較強的社會屬性。

縱觀現(xiàn)有文獻，學者們對農戶農地流轉受到鄰里效應［32］、關系網(wǎng)絡［33］、流轉雙方信任程度［34］、信任機制［35］、流轉雙方的聲譽［36］和農戶收入水平［37］等因素的影響進行了初步探索。但是，在農地流轉實施的過程中，作為供求雙方的農戶、承接方以及作為農地流轉制度和政策推動者的地方政府等各參與主體，在農地流轉決策、流轉選擇和流轉行為等方面相互影響、相互學習、相互模仿，不斷更新各自信息集并優(yōu)化決策和管理過程，使得農地流轉行為呈現(xiàn)一定的空間依賴性。因此，本文基于學習效應視角，探究農地流轉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為，突出強調農地流轉相關參與主體之間的學習效應，并基于面板數(shù)據(jù)呈現(xiàn)農地流轉時空分布規(guī)律，在綜合考量農地流轉影響因素溢出效應的基礎上，科學、準確地刻畫出農地流轉空間異質性的驅動因素，這不僅進一步豐富了農地流轉行為空間效應的研究，還為完善我國農地流轉制度提供了微觀基礎。

二、理論分析與研究假設

在農地流轉市場中，除政府作為市場的推動者外，農戶也是非常重要的市場參與者，理應關注農戶作為利益相關者對政府推動農地流轉的響應。農地流轉決策行為的發(fā)生分為動機階段和執(zhí)行階段，在動機階段，農戶基于對農地流轉理想狀態(tài)的考量，形成是否參與流轉的意愿；在執(zhí)行階段，農戶會更多地考慮現(xiàn)實情形，再制定具體的參與農地流轉的行為決策。農戶在參與農地流轉過程中，受到客觀因素和主觀因素的共同影響，權衡利弊后形成農地流轉意愿，并以此引導農地流轉行為。農戶參與農地流轉意愿的強弱和農地流轉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，由于農地質量與農戶的投入產出顯著相關，因此，農戶進行農地轉入的意愿隨著農地質量的提升而增強。在面臨勞動力邊際報酬不斷遞減的農業(yè)低收益特性時，農戶在權衡家庭收入和農業(yè)收入能否滿足農戶家庭日常生活所需后，會將土地進行流轉并選擇外出務工等非農就業(yè)方式。此時，非農就業(yè)機會的多少就會很大程度上影響該部分勞動力流轉土地的決策。就主觀因素而言，大多數(shù)研究基于計劃行為理論，從農戶對土地流轉的行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺控制三個方面進行實證分析并且證實這些都是可以學習和可供模仿的。其中，行為態(tài)度主要指農戶對于參與農地流轉的評價，評價越正面，行為態(tài)度越積極。主觀規(guī)范主要指農戶參與農地流轉感受到社會壓力，進而規(guī)范自己的行為。社會壓力主要來自以下三個方面：一是家人和親戚，農戶參與農地流轉的可能性會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，其會通過在農戶中的影響力和號召力帶動和影響農戶決策；三是鄰居和朋友，農戶會因受到鄰居和朋友流轉經(jīng)歷的示范、鼓舞而參與農地流轉［31］。知覺控制主要指農戶參與農地流轉所具備的能力、資源和機會，以及評估這些能力在其參與農地流轉時的重要性。當農戶認為其擁有的參與農地流轉的資源和機會越多時，其知覺控制能力就越強，參與農地流轉的可能性就越大［38］。

農戶間相互學習模仿即農戶間的學習效應對推動農戶參與農地流轉、提高農地流轉效率起重要作用。作為農戶是否參與農地流轉的示范，相鄰農戶經(jīng)濟選擇行為的收益是農戶進行決策的重要參考，相鄰農戶在行為選擇方面存在認知趨同和相互影響，即相鄰農戶存在相互學習和借鑒的行為［39］。也就是說，在做農地流轉決策時，農戶為實現(xiàn)自己的經(jīng)濟利益最大化，會參考相鄰農戶的農地流轉行為，并且擁有更好資源稟賦的相鄰農戶的參考價值更大。因此，筆者提出如下假設：

假設1：農地流轉行為具有空間依賴性。

一方面，根據(jù)上文論述，農地流轉市場上相鄰農戶之間相互學習、相互借鑒、相互模仿，促進了農地流轉市場的發(fā)展和繁榮。而且，實地調研發(fā)現(xiàn)，區(qū)域邊界處農戶的信息傳遞不會被行政邊界阻斷。另一方面，政府提供的制度保障和財政補貼對于推進農地流轉進程起著積極的作用。地方政府通過整合農地資源和提供合理補貼等降低農地流轉成本，提高農戶經(jīng)濟收益，并在一定程度上增加農地規(guī)模經(jīng)營效益，優(yōu)化農地流轉機制。為實現(xiàn)推行農地流轉政策的目標，地方政府會借鑒其之前農地流轉政策實施的經(jīng)驗，并基于相鄰政府間的學習效應，在引導農地流轉市場發(fā)展的過程中，學習和效仿相鄰地方政府的農地流轉政策和農地流轉市場干預行為。相鄰地方政府在制定、實施促進農地流轉市場發(fā)展的相關政策時，傾向于參照周邊地區(qū)的先進做法，在政策方面也具有一定的相似性。基于相鄰農戶間和相鄰政府間的學習效應，農地流轉行為會直接受到相鄰區(qū)域農地流轉行為的影響。因此，筆者提出如下假設：

假設2：農地流轉行為存在內生交互效應，即農地流轉行為會受到相鄰區(qū)域農地流轉行為的影響。

地方政府雖然一定程度上通過財政補貼政策提高農地流轉價格，并以此增加了農地供給方的收入，但是也可能由于市場價格整體提升而產生許多不良影響。在農業(yè)收入“天花板”的外界條件限制下，農地供給方和承接方會進行博弈，農地流轉費用增加會導致流入土地的成本上升，在無法獲得相應收入的條件下必然侵蝕其經(jīng)濟利益，導致更多農業(yè)勞動力更傾向于非農業(yè)就業(yè)。農地承接方對農地投入和農地培育的積極性會受到流轉契約穩(wěn)定性的影響，在流轉契約長期穩(wěn)定即農地產權安全的條件下，農地承接方不必擔心土地被收回等不履約行為發(fā)生，反而會增加對土地的投入和培育，有效解決土地利用不充分和農業(yè)經(jīng)營效率損失等問題。因此，非農就業(yè)水平、收入水平和產權安全等因素會直接對農地流轉市場的供求價格產生影響，進而對相鄰區(qū)域的農地流轉行為產生影響。

現(xiàn)實中，稅收、環(huán)境規(guī)制、財政支出和土地供應等政策工具是地方政府參與經(jīng)濟競爭的重要手段。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設施建設、公共服務投入的財政資金；另一方面，通過“競次”式低價出讓農地來吸引農地需求者落戶，與其他地區(qū)競爭勞動力、資本和技術等要素，以獲取競爭優(yōu)勢。農地流轉市場中的需求主體通過考察農地質量、農地價格和客觀條件，在多個區(qū)域內權衡成本收益后，作出利益最大化的交易決策并在不同空間中移動。因此，財政支農支出、土地資源稟賦和土地供應政策等因素會直接對農地流轉市場的需求主體流動產生影響，進而間接對農地流轉行為產生影響。因此，筆者提出如下假設：

假設3：農地流轉行為存在外生交互效應，即其他空間的外生因素會對本空間的農地流轉行為產生影響。

三、研究設計

（一）數(shù)據(jù)說明

從本質來看，農地流轉的交易對象實則為農地承包經(jīng)營權，具體包括是否進行農地流轉、農地流轉契約和農地流轉交易形式?！吨袊r村經(jīng)營管理統(tǒng)計年報（2018 年）》數(shù)據(jù)顯示，2018 年，中國（不含西藏與港澳臺）農地流轉率達到33.83%，從農地流轉主體來看，農戶、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，在農地流轉過程中，農戶仍占據(jù)了首要位置。本文依照《中華人民共和國農村土地承包法》《農村土地承包經(jīng)營權流轉管理辦法》，將農地流轉行為劃分為以下三個方面：一是農地流轉契約，即簽訂流轉合同或達成口頭約定；二是農地流轉形式，包括轉包（出租）、轉讓（承包農戶土地承包經(jīng)營權讓渡給第三方）、互換（承包方之間交換土地承包經(jīng)營權）、股份合作（承包農戶將土地承包經(jīng)營權量化入股從事農業(yè)合作生產），以及除上述四種之外的其他形式；三是農地流轉交易主體，即流轉入農戶、流轉入專業(yè)合作社、流轉入企業(yè)和流轉入其他主體。本文采用2015—2018 年中國30 個省份120個觀測值的面板數(shù)據(jù)，相關指標數(shù)據(jù)來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農村統(tǒng)計年鑒》《中國農村經(jīng)營管理統(tǒng)計年報》。

（二）變量選取

⒈因變量：農地流轉行為

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

表1 變量說明與描述性統(tǒng)計結果（N=120）

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

（2）農地流轉形式。用該省份轉包（出租）、轉讓、互換、股份合作和其他形式農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）農地流轉交易主體。用該省份流轉入農戶、流轉入專業(yè)合作社、流轉入企業(yè)和流轉入其他主體農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

參照相關研究，本文選取如下自變量：

（1）非農就業(yè)水平（NAP）。用農村常年外出務工勞動力人數(shù)表示。非農就業(yè)水平越高，農戶對農地的依賴性越低。如果農戶有較強的農業(yè)勞動生產能力和學習能力，并且從事農業(yè)經(jīng)營的綜合收益相對較高，農戶可能會增加對農地轉入的需求；若非農就業(yè)水平高，農戶可能會增加對農地轉出的需求進而促進農地流轉行為的發(fā)生。

（2）農業(yè)經(jīng)營收入（OI）。用農業(yè)經(jīng)營收入比重表示，具體用家庭人均農業(yè)經(jīng)營收入占農村居民家庭人均收入的比重衡量。農業(yè)經(jīng)營收入比重增加，家庭勞動力分配時就更傾向于可以帶來更多經(jīng)濟收益的農業(yè)生產活動，進而提高農地流轉率。農業(yè)經(jīng)營收入越高，表明農戶可以從農業(yè)生產經(jīng)營活動中獲得的收益越多，農戶對農地的依賴性越強，這可能會降低農戶對農地流轉的土地供給。

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

（4）財政支農支出（GS）。用地方財政農林水務支出占地方財政一般預算支出的比重表示。較好的農業(yè)基礎設施和扶持政策可以吸引更多的企業(yè)和人才投入農業(yè)生產經(jīng)營。政府通過財政支出引進先進的農機設備，購置新品種，應用新農資，支持農業(yè)農村現(xiàn)代化，從而活躍農地流轉市場，促進農地流轉。

（5）勞均耕地面積（ML）。用農業(yè)勞動力所占耕地面積表示。對于農戶，勞均耕地面積與其農業(yè)收入高度相關，農業(yè)收入的多少進一步影響農戶進行農地流轉行為的決策。

（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的技術條件，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)布和糾紛調解等方面發(fā)揮重要作用，能夠為農戶提供農資供應、生產加工和經(jīng)營管理等多元服務和統(tǒng)一指導，有助于農業(yè)生產經(jīng)營組織化程度的提高、農業(yè)專業(yè)化分工的不斷推進以及標準化、集約化經(jīng)營的逐步普及，達到生產成本和交易費用降低的目的，實現(xiàn)小農戶與大市場的有效對接，推進農地的有效流轉。另外，在種植業(yè)合作社內部，專業(yè)人員具有更有效的務農本領和更堅定的務農意愿，更愿意接受先進農業(yè)技術，由此產生的知識溢出的正外部效應和示范帶動作用能夠推動現(xiàn)代農業(yè)的發(fā)展，進而促進農地流轉。

（7）產權安全程度（CM）。用頒發(fā)的農村土地承包經(jīng)營權證份數(shù)占家庭承包經(jīng)營農戶數(shù)的比重表示。農地產權是否安全是影響農地流轉風險的重要因素：一方面，農地產權不穩(wěn)定會帶來農地流轉風險，對農地轉出產生不利影響；另一方面，農地產權不穩(wěn)定會影響農地承接方對土地的投資，阻礙農地轉入。現(xiàn)實中，產權越穩(wěn)定的地區(qū)，農地流轉風險越小，農戶越愿意轉出土地，也越容易轉入土地而實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)營。另外，穩(wěn)定的農地產權還能增強農戶對農地的產權強度，進而提高土地資源的內在價值，以促進農地流轉的順利進行。在我國，農地產權的確權頒證能夠促進農地流轉。

（三）研究方法

⒈空間自相關檢驗

相鄰省份的農地流轉行為可能是彼此相似的，可能是完全不同的，也可能是彼此獨立毫無關聯(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證上述關系。作為觀測值和其空間滯后項間的相關系數(shù)，此指數(shù)為加權的成比例向量內積，具體公式如下：

其中，wij=1/d2，表示空間加權矩陣，d表示不同省會城市在球面上的距離，i，j∈（1，n）。Y和-Y 分別表示農地流轉行為和其平均值。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，即高值與高值相鄰，或者低值與低值相鄰；I∈［-1，0）的情況下，空間負自相關，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行一般線性分析時得到有偏結果的內生性問題，本文針對農地流轉行為構建空間杜賓模型（SDM），具體如下：

其中，i和j表示不同省份，t表示時期，wij表示地理距離權重矩陣，αiτn表示截距項，Yit表示農地流轉行為，wijYjt表示內生交互效應，Xikt表示n×k 解釋變量矩陣，wijXjkt表示外生交互效應。β、μi和λt分別表示非空間回歸系數(shù)、空間固定效應和時間固定效應，δ和θ分別表示空間回歸系數(shù)，εit表示隨機擾動項。

⒊直接效應和溢出效應分解

對式（2）求偏導，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和溢出效應。直接效應指的是i省份變量Xik給域內空間農地流轉行為帶來的平均影響，表示為：

其中，E(X)direct表示直接效應表示矩陣的跡。

溢出效應指的是i 省份變量Xik對除本省份之外所有省級空間農地流轉行為的平均影響，表示為：

其中，E(X)spillover表示溢出效應，其余變量定義如上文所述。

四、農地流轉行為的空間分布

（一）農地流轉契約的空間分布

數(shù)據(jù)顯示，2018 年，簽訂流轉合同的農地面積占家庭承包經(jīng)營耕地面積的67.77%，因此，農地流轉契約主要以簽訂流轉合同為主。本文將30 個省份以簽訂流轉合同與家庭承包經(jīng)營耕地面積之比的60%和40%為標準劃分為三個梯隊，如圖1 所示。由圖1 可知，第一梯隊有20 個省份，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%）和內蒙古（60.01%）。從地理區(qū)位來看，上海形成一個高值空間，青海、甘肅和寧夏形成一個高值空間，河南和湖北等省份形成另一個高值空間。第二梯隊包含8 個省份，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，形成了兩個中值空間。第三梯隊僅有福建和海南，這兩個省份的農地流轉市場上主要是一些口頭契約，其簽訂農地流轉合同的比率較低，僅為36.63%和28.90%。

圖1 農地流轉契約的空間分布

（二）農地流轉形式的空間分布

2018 年，農地流轉形式主要以轉包（出租）為主。本文將30 個省份以轉包（出租）農地面積與家庭承包經(jīng)營耕地面積之比的90%和60%為標準劃分為三個梯隊，如圖2 所示。由圖2 可知，第一梯隊有6 個省份，分別為上海（99.40%）、寧夏（95.83%）、黑龍江（91.82%）、內蒙古（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高值空間，寧夏、黑龍江、內蒙古和吉林形成另一個高值空間。第二梯隊有20 個省份，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中值空間，山東、河北和江蘇形成第二個中值空間，安徽、江西、湖北、湖南和河南等省份形成第三個中值空間。第三梯隊有4 個省份，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低值空間，貴州和廣東形成另一個低值空間。

圖2 農地流轉形式的空間分布

（三）農地流轉交易主體的空間分布

數(shù)據(jù)顯示，2018 年，農地流轉交易主體中，農戶占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 個省份以流轉入農戶的農地面積與家庭承包經(jīng)營耕地面積之比的50%和30%為標準劃分為三個梯隊，如圖3所示。由圖3可知，第一梯隊有16個省份，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、山西和內蒙古形成一個高值空間，江西、安徽等省份形成另一個高值空間。第二梯隊有12 個省份，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中值空間，甘肅、青海、天津和寧夏形成另一個中值空間。第三梯隊有貴州和北京2 個省份。在貴州和北京，流轉入農戶的農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，在農地流轉行為方面，鄰近區(qū)域的同質化情況比較嚴重。

圖3 農地流轉交易主體的空間分布

五、實證分析

（一）農地流轉行為的空間相關性檢驗

本文采用全局Moran's I對農地流轉行為中農地流轉契約、農地流轉形式和農地流轉交易主體三個維度的十一類行為分別開展空間自相關性檢驗。表2列出一些穩(wěn)定性較強的，存在空間依賴關系的流轉行為。由表2 可知，首先，簽訂流轉合同、轉包（出租）、流轉入農戶和流轉入企業(yè)四種行為具有穩(wěn)定的空間依賴性。其中，簽訂流轉合同、轉包（出租）和流轉入農戶的農地流轉行為顯著性逐年增強，也就是說，其空間依賴性逐年增強。僅在2015 年，流轉入專業(yè)合作社的農地流轉行為未呈現(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地流轉問題，政府為實現(xiàn)促進農地高效有序流轉，出臺了一系列政策措施，疏通了農地流轉障礙，使得各農地流轉行為表現(xiàn)出明顯的空間聚類趨向。因此，農地流轉行為的空間依賴性呈現(xiàn)出明顯的時間異質性。其次，簽訂流轉合同、轉包（出租）、流轉入農戶、流轉入專業(yè)合作社和流轉入企業(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分布狀態(tài)。因此，假設1得到部分驗證。具有穩(wěn)定的空間相關性是進行空間計量分析的前提，因此，依據(jù)上文分析，本文選取簽訂流轉合同、轉包（出租）、流轉入農戶、流轉入專業(yè)合作社和流轉入企業(yè)五種農地流轉行為作為因變量進行回歸分析。

表2 全局自相關分析結果

（二）空間面板模型選擇

首先，檢驗空間杜賓模型（SDM）是否接受θ=0 且δ≠0 的原假設，如果接受則內生交互效應為主要影響路徑，即為空間滯后模型（SLM）。其次，檢驗SDM是否接受θ+δβ=0的原假設，如果接受，則誤差項交互效應為主要影響路徑，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，內生交互效應和外生交互效應均對農地流轉行為產生影響。由表3可知，簽訂流轉合同、轉包（出租）、流轉入農戶、流轉入專業(yè)合作社和流轉入企業(yè)這五種農地流轉行為均在1%水平上拒絕空間固定效應聯(lián)合不顯著的原假設，但無法拒絕時間固定效應聯(lián)合不顯著的原假設，因此，空間面板模型中只需空間固定效應，選擇SDM能夠更好地擬合數(shù)據(jù)。

表3 空間面板數(shù)據(jù)模型選擇檢驗結果

（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)進行空間回歸分析，內生交互效應和對外生交互效應分解為直接效應和溢出效應的回歸結果如表4 所示。由表4可知，在農地流轉行為中，流轉入農戶和流轉入企業(yè)的內生交互系數(shù)分別為0.272 和0.258，并且流轉入農戶在5%水平上顯著，流轉入企業(yè)在10%水平上顯著。這說明，省域邊緣地區(qū)農戶在農地流轉入農戶和農地流轉入企業(yè)的行為選擇上相互模仿，相鄰地方政府間在農地流轉市場和流轉主體規(guī)范方面的相互參照，從而形成農地流轉入農戶和農地流轉入企業(yè)這兩種農地流轉行為的空間依賴，故假設2得到驗證。但是簽訂流轉合同、轉包（出租）和流轉入專業(yè)合作社這三種農地流轉行為拒絕假設2。因此，自變量對農地流轉行為的空間影響不同，部分自變量僅有直接效應或溢出效應，部分自變量則二者兼具。由表4結果可知，顯著的溢出效應是農地流轉行為具有外生交互效應的重要佐證，故本文假設3得到驗證。具體來看：

表4 空間杜賓模型估計結果

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

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

第三，收入水平（IL）的影響。收入水平對簽訂流轉合同、轉包（出租）和流轉入農戶直接效應的估計系數(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，農戶會降低自身對土地的依賴，傾向于通過簽訂流轉合同的方式轉包（出租）閑置土地，將農地流轉入其他農戶，表現(xiàn)出流轉入農戶的直接效應顯著為正。

第四，財政支農支出（GS）的影響。財政支農支出對簽訂流轉合同、流轉入農戶直接效應的估計系數(shù)為-6.811和-4.561，在10%和5%水平上顯著。增加財政支農支出改善了農業(yè)生產環(huán)境，提升了農業(yè)發(fā)展水平，使得擁有良好條件的農地受到需求主體的歡迎。隨著農地需求主體向優(yōu)質農地空間的不斷流動，需求主體在既有空間內的土地得以釋放，既有空間內的閑置農地不斷增多，流轉合同的簽訂行為則會相對減少。與此同時，農業(yè)生產基礎環(huán)境的加強有利于農戶的農業(yè)生產，這就會顯著抑制農地流轉入農戶，表現(xiàn)為流轉入農戶的直接效應降低。

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

第六，合作社發(fā)展水平（CO）的影響。合作社發(fā)展水平對流轉入專業(yè)合作社和流轉入企業(yè)直接效應的估計系數(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，不僅會增加農戶的種植收益，提高其家庭整體收入，而且會推動當?shù)剞r業(yè)經(jīng)濟的現(xiàn)代化發(fā)展。因此，合作社發(fā)展水平對農地流轉入專業(yè)合作社和流轉入企業(yè)具有顯著的正向直接效應。合作社發(fā)展水平對流轉入專業(yè)合作社溢出效應的估計系數(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)展水平產生了影響。

第七，產權安全程度（CM）的影響。產權安全程度對流轉入農戶直接效應的估計系數(shù)為0.494，在5%水平上顯著。農村土地承包經(jīng)營權證作為農地產權的有效法律保障，其既維護了農戶的合法權益與產權安全，又提升了農戶的土地流轉意愿。具體來說，農村土地承包經(jīng)營權證的頒發(fā)有效降低了農地的交易成本，促進農地流轉的同時也增強了農地的產權強度，提高了農地資源的資源價值。因此，產權安全程度對流轉入農戶具有顯著的正向直接效應。產權安全程度對流轉入企業(yè)溢出效應的估計系數(shù)為1.074，在5%水平上顯著。產權安全程度的提高不僅能夠促進農地流轉，而且會提高相鄰省份空間中流轉入企業(yè)的數(shù)量，具有顯著的正向溢出效應。

六、研究結論和政策建議

基于農地流轉各參與主體之間的學習效應，本文選取2015—2018 年中國30 個省份面板數(shù)據(jù)，采用空間杜賓模型并借助偏微分方法，分解特征變量對農地流轉行為的直接效應和溢出效應，探究農地流轉行為的空間依賴性及影響因素，研究結論如下：首先，農地流轉行為存在空間依賴性。農地流轉的態(tài)勢在空間上存在正自相關和隨機分布兩種情況，簽訂流轉合同、轉包（出租）、流轉入農戶、流轉入專業(yè)合作社和流轉入企業(yè)這五種農地流轉行為的全局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分布狀態(tài)。其中，簽訂流轉合同、轉包（出租）和流轉入農戶的農地流轉行為顯著性逐年增強，也就是說，其空間依賴性逐年增強。僅在2015 年，流轉入專業(yè)合作社的農地流轉行為未呈現(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，農地流轉行為的空間依賴性受內生交互效應和外生交互效應的影響，流轉入農戶和流轉入企業(yè)兩種農地流轉行為的空間依賴性受到內生交互效應和外生交互效應的共同影響，省域邊緣地區(qū)農戶在農地流轉入農戶以及農地流轉入企業(yè)的行為選擇上相互模仿，以及相鄰地方政府間對農地流轉市場和流轉主體規(guī)范相互參照，這些微觀因素的積聚能夠對宏觀市場產生影響，從而形成農地流轉入農戶和農地流轉入企業(yè)的空間依賴現(xiàn)象，即這兩種農地流轉行為的空間依賴性受到內生交互效應的影響。因此，農地流轉行為存在內生交互效應，即農地流轉選擇行為會受到相鄰省份農地流轉選擇行為的影響。簽訂流轉合同、轉變（出租）和流轉入專業(yè)合作社的空間依賴性主要受到外生交互效應的影響。顯著的溢出效應是農地流轉具有外生交互效應的重要佐證，因此，農地流轉行為存在外生交互效應，即其他空間的外生因素會對本空間的農地流轉選擇行為產生影響。也就是說，農地流轉選擇行為不僅會受到本空間的外生因素的影響，還會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地流轉行為的直接效應和溢出效應存在差異性。例如，非農就業(yè)水平對簽訂流轉合同、流轉入農戶和流轉入專業(yè)合作社的影響只具有溢出效應，對流轉入企業(yè)的影響只具有直接效應，對轉包（出租）的影響則是直接效應和溢出效應共同作用的結果?；谏鲜鼋Y論，筆者提出如下政策建議：

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

第二，外生因素對不同農地流轉行為的直接效應和空間溢出效應存在差異，即不同外生因素的影響路徑和效果不同，因此，政府在推動土地流轉時，應根據(jù)不同的影響因素制定相應的土地流轉政策。對于只有直接效應的影響因素，如合作社發(fā)展，可以僅就本空間的經(jīng)濟發(fā)展狀況及農地流轉狀況進行政策的制定和調整；對于只有溢出效應的影響因素，由于這些因素不會對本省的空間產生任何影響，因此，地方政府可選擇考慮相鄰省份的發(fā)展情況，盡量制定促進鄰域省份發(fā)展的政策，以期形成更多區(qū)域聚集性產業(yè)；對于既有直接效應又有空間溢出效應的影響因素，當?shù)卣畱獧嗪饫?，利用農地政策的空間聯(lián)動性制定或調整出對本空間發(fā)展更有效的政策，同時考慮溢出效應對相鄰省份農地流轉市場發(fā)展的推動效應，以實現(xiàn)完善農地流轉市場，推動農地流轉高效進行以及經(jīng)濟高質量發(fā)展的目標。