農(nóng)地流轉(zhuǎn)區(qū)域差異及其成因分析——以江蘇省為例

張 蘭， 馮淑怡， 曲福田

（南京農(nóng)業(yè)大學公共管理學院，江蘇 南京 210095）

1 引言

農(nóng)村土地承包經(jīng)營權流轉(zhuǎn)（以下簡稱農(nóng)地流轉(zhuǎn)）是實現(xiàn)農(nóng)地適度規(guī)模經(jīng)營和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的前提條件，是解決新型城鎮(zhèn)化進程中人口遷移、非農(nóng)就業(yè)與農(nóng)地整合等要素關系轉(zhuǎn)變的協(xié)調(diào)機制，也是提高土地利用率和推動新型城鎮(zhèn)化的關鍵手段。因此，政府有關部門對農(nóng)地流轉(zhuǎn)問題給予了高度重視，自20世紀90年代中后期以來，中央政府在多年“一號文件”和若干重要《決定》中提出“按照依法自愿有償原則，引導土地承包經(jīng)營權流轉(zhuǎn)”。與此同時，關于農(nóng)地流轉(zhuǎn)的各種問題也受到了學術界的廣泛關注。已有文獻中關于農(nóng)地流轉(zhuǎn)問題的研究主要包括以下幾方面：一是描述農(nóng)地流轉(zhuǎn)發(fā)展現(xiàn)狀及特征，如葉劍平等[1]、卞琦娟等[2]分別基于全國、浙江的調(diào)查數(shù)據(jù)分析和總結了農(nóng)地流轉(zhuǎn)的現(xiàn)狀和特點；二是分析影響農(nóng)地流轉(zhuǎn)產(chǎn)生和發(fā)展的因素，又可細分為微觀層面農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿、行為決策及其結果的影響因素研究[3-5]和宏觀層面農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場發(fā)育的影響因素分析[6-7]；三是研究農(nóng)地流轉(zhuǎn)的社會經(jīng)濟績效，如農(nóng)地流轉(zhuǎn)及其市場對土地資源配置[8]、土地投資與產(chǎn)出[9]、農(nóng)地細碎化[10]、土地利用[11]、農(nóng)民收入以及減貧[12-13]等的影響研究。

隨著中國農(nóng)地流轉(zhuǎn)的不斷發(fā)展，其區(qū)域差異日益明顯，農(nóng)地流轉(zhuǎn)的區(qū)域差異及其影響因素也逐步成為學者關注的重點。包宗順等[14]基于農(nóng)村社會調(diào)查數(shù)據(jù)和政府部門農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)統(tǒng)計資料，總結和分析了江蘇省農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的區(qū)域差異和影響因素；卞琦娟等[2]研究了浙江省東、中、西部不同經(jīng)濟發(fā)展水平地區(qū)農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)入和轉(zhuǎn)出行為的差異；李庚[15]探討了西安市經(jīng)濟發(fā)展水平不同的三縣區(qū)土地流轉(zhuǎn)差異情況及造成差異的影響因素。以上研究為了解中國各地農(nóng)地流轉(zhuǎn)的區(qū)域差異及其成因提供了重要參考，但上述研究均以統(tǒng)計性描述分析或簡單的相關分析為主，缺乏實證檢驗，從而難以準確地揭示影響區(qū)域之間農(nóng)地流轉(zhuǎn)差異的因素。基于此，本文試圖從理論上分析農(nóng)地流轉(zhuǎn)及其區(qū)域差異的主要成因，并采用2000—2012年江蘇省13個地級市的面板數(shù)據(jù)進行檢驗，以期為政府部門制定引導農(nóng)地流轉(zhuǎn)、發(fā)展規(guī)模經(jīng)營政策提供有益參考。

2 理論分析

農(nóng)地流轉(zhuǎn)取決于有效的農(nóng)地需求和農(nóng)地供給[16]，區(qū)域農(nóng)地流轉(zhuǎn)的發(fā)展水平就是該地區(qū)農(nóng)地供給與需求達到均衡的結果，而地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)總體的供給與需求又受到地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)水平、農(nóng)地產(chǎn)權狀況、農(nóng)村人地關系、農(nóng)村土地及農(nóng)業(yè)政策等多種因素的影響[1,17-19]。由此，各地區(qū)不同的社會經(jīng)濟條件和制度環(huán)境導致農(nóng)地供需均衡的差異，進而形成不同的農(nóng)地流轉(zhuǎn)發(fā)展水平。而且，隨著社會經(jīng)濟水平和制度環(huán)境的變化，各地區(qū)的農(nóng)地供需均衡也處于動態(tài)變化之中，即區(qū)域農(nóng)地流轉(zhuǎn)發(fā)展水平也隨之變化。

具體地，影響區(qū)域農(nóng)地流轉(zhuǎn)發(fā)展水平的因素主要包括以下幾方面：（1）地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平。地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平是導致農(nóng)地社會保障功能替代程度差異化的重要因素[20]，經(jīng)濟發(fā)展水平越高，社會保障完善程度越高，那么土地對農(nóng)民的社會保障功能就會越弱，農(nóng)民的土地供給意愿也會增加；同時，地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平也反映了發(fā)展農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營所需資金和技術的環(huán)境條件，經(jīng)濟越發(fā)達，農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營可能獲得的資金和技術支持越多，擴大農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模的需求也會增加，所以更容易促進農(nóng)地流轉(zhuǎn)。就目前中國的農(nóng)地流轉(zhuǎn)發(fā)展現(xiàn)狀而言，經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的農(nóng)地流轉(zhuǎn)發(fā)展速度要快于經(jīng)濟相對落后的地區(qū)；在經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)（如江蘇和浙江省）內(nèi)部，農(nóng)地流轉(zhuǎn)發(fā)展水平也因地區(qū)間經(jīng)濟發(fā)展水平的差異而呈現(xiàn)明顯的梯度結構[2,14]。（2）農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)水平。由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與其他產(chǎn)業(yè)利益相比處于劣勢，隨著區(qū)域非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展和勞動力市場的發(fā)育，越來越多農(nóng)民選擇進城務工或就近在鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)打工，從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的人數(shù)和投入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的時間相應減少，加之家庭非農(nóng)收入的增加將會降低農(nóng)民對承包地的依賴程度，因此農(nóng)民愿意將土地流轉(zhuǎn)出去，從而增加了農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場中的土地供給[17]。（3）農(nóng)地產(chǎn)權狀況。產(chǎn)權明晰是市場經(jīng)濟的客觀要求，也是農(nóng)村土地承包經(jīng)營權流轉(zhuǎn)的基本前提。通過土地確權發(fā)證可以提高農(nóng)地承包經(jīng)營權的安全性，農(nóng)地使用權越明確越充分，土地供需雙方流轉(zhuǎn)土地后的預期收益越穩(wěn)定，從而農(nóng)地需求和供給的意愿也越高。調(diào)查結果表明，土地產(chǎn)權越清晰和安全，農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場發(fā)展水平和完善程度越高。例如，簽訂過30年土地承包經(jīng)營權合同，以及發(fā)放過30年土地承包經(jīng)營權證書的農(nóng)戶更傾向于參與土地流轉(zhuǎn)[18]。（4）農(nóng)村人地關系。人均（或勞均）耕地面積反映了地區(qū)的耕地資源和勞動力數(shù)量的關系，人均（或勞均）耕地面積越少，一方面表明耕地資源相對越稀缺，耕地資源市場價格和流轉(zhuǎn)租金越高，從而降低農(nóng)地需求；另一方面反映出耕地資源較為分散、細碎，擴大農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模需要面對眾多農(nóng)戶，流轉(zhuǎn)交易成本高，從而降低農(nóng)地流轉(zhuǎn)收益，也將抑制農(nóng)地流轉(zhuǎn)的發(fā)展。（5）農(nóng)村土地及農(nóng)業(yè)政策。從法律層面認可、規(guī)范農(nóng)地流轉(zhuǎn)到財政扶持農(nóng)地流轉(zhuǎn)，鼓勵農(nóng)地流轉(zhuǎn)的農(nóng)村土地政策法規(guī)的陸續(xù)出臺為農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場的發(fā)展提供了良好的制度環(huán)境；而與糧食種植面積（實際操作中往往按第二輪承包地面積核算）掛鉤的糧食直補、良種補貼、農(nóng)資綜合補貼等農(nóng)業(yè)補貼政策，會提高農(nóng)地的交易價格或租金，租入農(nóng)地后經(jīng)營成本提高，使得農(nóng)地流轉(zhuǎn)預期收益降低，進而抑制農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場中的土地需求，出租方也可能因預期補貼提高而降低簽訂長期租賃合同的意愿，從而妨礙農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場的良性運轉(zhuǎn)[19]。

3 模型設定與數(shù)據(jù)來源

3.1 模型構建

本文采用面板數(shù)據(jù)模型來實證檢驗理論分析中各種宏觀社會經(jīng)濟條件和制度環(huán)境因素對區(qū)域農(nóng)地流轉(zhuǎn)發(fā)展水平的影響。構建的模型形式如下：

式1中，下標i和t分別代表第i個城市和第t年；Yit為因變量農(nóng)地流轉(zhuǎn)發(fā)展水平；αit為模型的常數(shù)項；Xit為各影響因素，具體從地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)水平、農(nóng)地產(chǎn)權狀況、農(nóng)村人地關系、農(nóng)村土地及農(nóng)業(yè)政策等方面選取相應的變量；βit為各影響因素的估計系數(shù)；εit為模型的隨機誤差項；N為城市數(shù)量；T為觀察時期總數(shù)，本文將采用2000—2012年（2004、2005和2009年數(shù)據(jù)缺失①被解釋變量農(nóng)地流轉(zhuǎn)比例所需的家庭承包耕地流轉(zhuǎn)面積和家庭承包經(jīng)營土地面積來源于江蘇省農(nóng)委提供的《江蘇省農(nóng)村經(jīng)濟收益分配及農(nóng)經(jīng)統(tǒng)計資料》，但2004、2005和2009三年該資料未編制，因而本文使用的面板數(shù)據(jù)存在時間gaps。）江蘇省13個地級市的面板數(shù)據(jù)，則N = 13，T = 10 。

3.2 變量選取及數(shù)據(jù)來源

根據(jù)前述的理論分析以及數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選取的因變量和自變量如下：

（1）農(nóng)地流轉(zhuǎn)發(fā)展水平。為了能夠更好地衡量和比較不同地區(qū)的農(nóng)地流轉(zhuǎn)發(fā)展水平，模型中采用農(nóng)地流轉(zhuǎn)比例（TSF），即家庭承包耕地流轉(zhuǎn)面積占家庭承包經(jīng)營土地面積的比重這一相對指標作為因變量。相關數(shù)據(jù)來源于歷年的《江蘇省農(nóng)村經(jīng)濟收益分配及農(nóng)經(jīng)統(tǒng)計資料》。

（2）地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平。通常采用人均GDP（PGDP）來衡量一個地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平。一般來說，人均GDP越高的地區(qū)，經(jīng)濟發(fā)展水平越高，農(nóng)地流轉(zhuǎn)面積和比例也越高，因此，人均GDP與農(nóng)地流轉(zhuǎn)比例之間應具有正向關系。數(shù)據(jù)來自歷年的《江蘇統(tǒng)計年鑒》，為了消除價格波動的影響，本文將各市的名義人均GDP根據(jù)人均國民生產(chǎn)總值指數(shù)折算成2000年不變價的實際人均GDP。

（3）農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)水平。農(nóng)地流轉(zhuǎn)的發(fā)展水平不僅與農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)勞動力的多寡及比重相關，還可能和非農(nóng)就業(yè)結構有關，如當?shù)胤寝r(nóng)就業(yè)和外出務工對農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響不同。因此，采用鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)從業(yè)人員數(shù)（EL）和外出勞動力比重（LUOT）兩個指標分別考察當?shù)胤寝r(nóng)就業(yè)和外出務工對農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響。沿海發(fā)達地區(qū)和大城市郊區(qū)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的發(fā)展壯大為農(nóng)村勞動力提供了大量的非農(nóng)就業(yè)機會，進而為農(nóng)地流轉(zhuǎn)提供了供求兩個方面的條件[21]，但考慮鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)中的當?shù)貜臉I(yè)人員也可能選擇兼業(yè)，所以鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)從業(yè)人員數(shù)對農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響不確定。一般來說，外出勞動力比重越大，農(nóng)地供給也越多，而留在農(nóng)業(yè)的農(nóng)村勞動力擴大種植規(guī)模實現(xiàn)規(guī)模效益的條件也越充分，從而越容易促進農(nóng)地流轉(zhuǎn)，因此預期外出勞動力比重對農(nóng)地流轉(zhuǎn)有正向影響。相關數(shù)據(jù)來源于歷年的《江蘇統(tǒng)計年鑒》、《江蘇省農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》和《江蘇省農(nóng)村經(jīng)濟收益分配及農(nóng)經(jīng)統(tǒng)計資料》。

（4）農(nóng)地產(chǎn)權狀況。本文采用土地承包經(jīng)營權證書頒發(fā)率（CERT）來表示農(nóng)地產(chǎn)權明晰和安全狀況。由于正規(guī)的土地承包經(jīng)營權證書的頒發(fā)有利于農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場的發(fā)展和完善[18]，因而預期土地承包經(jīng)營權證書頒發(fā)率對農(nóng)地流轉(zhuǎn)有正向影響。數(shù)據(jù)來自歷年的《江蘇省農(nóng)村經(jīng)濟收益分配及農(nóng)經(jīng)統(tǒng)計資料》。

（5）農(nóng)村人地關系。戶均承包經(jīng)營土地面積（LAND）反映地區(qū)土地資源和人口數(shù)量關系。根據(jù)理論分析，戶均承包經(jīng)營土地面積越大，農(nóng)地流轉(zhuǎn)越容易發(fā)生。數(shù)據(jù)來源于歷年《江蘇省農(nóng)村經(jīng)濟收益分配及農(nóng)經(jīng)統(tǒng)計資料》。

（6）農(nóng)村土地及農(nóng)業(yè)政策。根據(jù)江蘇省農(nóng)村土地承包經(jīng)營權流轉(zhuǎn)政策的發(fā)展歷程[22]，研究時段中2000—2002年為探索起步階段，2003—2007年為法律規(guī)范階段，2008年至今為全面推進階段，因此采用有序虛擬變量表征農(nóng)地流轉(zhuǎn)政策變量（TSF_P，其中，2000—2002年TSF_P = 0，2003—2007年TSF_P = 1，2008—2012年TSF_P = 2），預期農(nóng)地流轉(zhuǎn)政策的推動和引導有利于農(nóng)地流轉(zhuǎn)發(fā)展水平的提高。江蘇省從2004年起開始實施水稻和小麥良種補貼，并對農(nóng)民糧食生產(chǎn)進行直接補貼，2006年開始實行農(nóng)資綜合補貼，因而根據(jù)上述時間節(jié)點和農(nóng)業(yè)補貼種類設置農(nóng)業(yè)補貼政策虛擬變量（SUB_P，其中，2000—2003年SUB_P = 0，2004—2005年SUB_P= 2，2006—2012年SUB_P = 3）。由于江蘇省的農(nóng)業(yè)補貼在實際操作中大多按承包面積補貼給原土地承包人，種植大戶擴大規(guī)模的生產(chǎn)成本不能得到補貼，而農(nóng)業(yè)補貼政策帶來的租金上漲進一步增加經(jīng)營成本，一定程度抑制了農(nóng)地需求；同時農(nóng)地供給者可能縮短流轉(zhuǎn)期限或調(diào)整流轉(zhuǎn)租金，進而對農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場發(fā)展產(chǎn)生不利影響，因此預期農(nóng)業(yè)補貼政策對農(nóng)地流轉(zhuǎn)有負向影響。

變量的計算說明與描述性統(tǒng)計分析見表1。

3.3 江蘇省農(nóng)地流轉(zhuǎn)發(fā)展水平及區(qū)域差異

近年來，江蘇省認真貫徹落實中央的相關政策要求，加快土地適度規(guī)模經(jīng)營和現(xiàn)代農(nóng)業(yè)建設步伐，積極引導和推進農(nóng)地規(guī)范有序流轉(zhuǎn)，取得了較大成效。2000—2012年，江蘇省農(nóng)地流轉(zhuǎn)比例整體呈現(xiàn)逐步上升的勢頭，但地區(qū)之間的差異較大（表2）。總體上，江蘇省農(nóng)地流轉(zhuǎn)越來越普遍，流轉(zhuǎn)比例逐年提高。2000年，全省只有2.15%的家庭承包經(jīng)營耕地發(fā)生流轉(zhuǎn)，到2012年底，這一比例增加了46個百分點。同一時期，蘇南地區(qū)、蘇中地區(qū)、蘇北地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)比例也分別增長了58.22%、37.41%和46.26%。但在不同地區(qū)之間農(nóng)地流轉(zhuǎn)的發(fā)展水平存在較大差異。2000年，經(jīng)濟發(fā)達的蘇南地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)比例（6.52%）明顯高于經(jīng)濟發(fā)展水平居中的蘇中地區(qū)（1.78%）和經(jīng)濟欠發(fā)達的蘇北地區(qū)（0.49%）。然而，盡管2012年底3大區(qū)域中蘇南的農(nóng)地流轉(zhuǎn)比例仍然保持最高（64.74%），但這期間蘇北地區(qū)的農(nóng)地流轉(zhuǎn)年平均增長率（46.21%）顯著大于蘇中地區(qū)（29.39%）和蘇南地區(qū)（21.08%），而且2008年后蘇北地區(qū)的農(nóng)地流轉(zhuǎn)比例已經(jīng)超過蘇中地區(qū)。區(qū)域之間的這種差異表明，雖然各地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展狀況會對農(nóng)地流轉(zhuǎn)的發(fā)展產(chǎn)生一定的影響，但農(nóng)地流轉(zhuǎn)發(fā)展狀況與經(jīng)濟發(fā)展水平并非完全一致，也就是說，農(nóng)地流轉(zhuǎn)區(qū)域差異是多種因素共同作用的結果。

表1 變量說明與描述性統(tǒng)計分析Tab.1 Variable description and descriptive statistics

4 模型估計結果與分析

靜態(tài)的面板數(shù)據(jù)模型估計方法主要有混合估計模型（OLS）、固定效應模型（FE）和隨機效應模型（RE）三種，具體根據(jù)F檢驗、LM檢驗和Hausman檢驗結果確定合適的模型估計形式。本文分別采用固定效應模型和隨機效應模型加以估計，并進行上述檢驗，其中，F(xiàn)檢驗和LM檢驗均在1%的顯著水平下拒絕了原假設，表明無論是固定效應模型還是隨機效應模型均優(yōu)于混合OLS模型；而Hausman檢驗結果表明應該接受“兩種模型的估計系數(shù)沒有系統(tǒng)差別，但隨機效應模型更有效”的原假設，因而選擇隨機效應模型更恰當[23]。考慮到面板數(shù)據(jù)可能存在的異方差問題，本文采用廣義最小二乘法（GLS）和聚類穩(wěn)健的標準差進行回歸和修正，為便于比較，表3也列出了固定效應模型估計結果。

表3中的估計結果顯示，模型總體上擬合程度較好，模型設定有效，并且各變量的回歸系數(shù)與理論預期基本一致。具體來看：

（1）地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平對農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響。人均GDP對農(nóng)地流轉(zhuǎn)發(fā)展的影響為正，且回歸系數(shù)通過1%的顯著性T檢驗，這不僅與理論預期一致，也與蘇南地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)比例始終處于領先地位的現(xiàn)實相符。地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平提高可以提供更完善的社會保障，同時也為農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營創(chuàng)造更好的環(huán)境條件，進而促進農(nóng)地供給與需求的增加。因此，地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平越高，越有利于推動農(nóng)地流轉(zhuǎn)的發(fā)展。

（2）農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)水平對農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響。綜合考慮不同非農(nóng)就業(yè)結構對農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)從業(yè)人員數(shù)變量在1%或5%的水平上顯著，且符號為正，表明江蘇省各市鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的蓬勃發(fā)展吸引了當?shù)剞r(nóng)村勞動力從事非農(nóng)活動，從而促進了農(nóng)地流轉(zhuǎn)；外出勞動力比重對農(nóng)地流轉(zhuǎn)也具有顯著正向影響，與理論預期一致，這意味著各地區(qū)外出勞動力比重的提高可以促進當?shù)剞r(nóng)地流轉(zhuǎn)的發(fā)展。以上結果表明，不論是當?shù)胤寝r(nóng)就業(yè)還是外出務工，江蘇省農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)地流轉(zhuǎn)起到了較大的推動作用，這也證實了石曉平等[24]的研究結論，即非農(nóng)就業(yè)是農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場發(fā)育的一個重要驅(qū)動因素。

（3）農(nóng)地產(chǎn)權狀況對農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響。盡管土地承包經(jīng)營權證書頒發(fā)率的系數(shù)符號與理論預期一致，但影響并不顯著。可能的原因是，近年來江蘇省的土地承包經(jīng)營權明晰程度已經(jīng)較高（平均證書頒發(fā)率達到90%以上），所以土地承包經(jīng)營權證書頒發(fā)不再是影響江蘇省各市農(nóng)地流轉(zhuǎn)發(fā)展的重要因素。換句話說，就現(xiàn)階段江蘇省促進農(nóng)地流轉(zhuǎn)而言，農(nóng)地產(chǎn)權制度安排的重點可能不再是土地承包經(jīng)營權的明晰問題，而是土地承包經(jīng)營權各項權能的完善問題，即要保障農(nóng)民對承包地占有、使用、收益、流轉(zhuǎn)及抵押、擔保等權能的實現(xiàn)。

（4）農(nóng)村人地關系對農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響。戶均承包經(jīng)營土地面積在1%的水平上顯著，系數(shù)符號表明戶均承包經(jīng)營土地面積越多，農(nóng)地流轉(zhuǎn)比例越高。這一結果說明在其他條件不變的情況下，農(nóng)村人地關系相對緊張的地區(qū)，因耕地資源稀缺性形成的土地流轉(zhuǎn)價格較高，以及因農(nóng)地細碎化帶來的流轉(zhuǎn)交易成本較高，使得農(nóng)地流轉(zhuǎn)后的收益較低，農(nóng)地需求與供給也較少，因而農(nóng)地流轉(zhuǎn)比例較低，這與前文的理論分析一致，同時也可以解釋2008年以后經(jīng)濟發(fā)展水平更低的蘇北地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)比例反超經(jīng)濟發(fā)展水平較高的蘇中地區(qū)的現(xiàn)象。

（5）農(nóng)村土地及農(nóng)業(yè)政策對農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響。農(nóng)地流轉(zhuǎn)政策變量回歸系數(shù)在1%的水平上顯著，且符號為正，與理論預期一致。2003年江蘇省人民政府頒布的《江蘇省農(nóng)村土地承包經(jīng)營權流轉(zhuǎn)辦法》，對建立土地承包經(jīng)營權流轉(zhuǎn)信息庫、土地承包經(jīng)營權流轉(zhuǎn)方式、流轉(zhuǎn)價格、流轉(zhuǎn)合同簽訂、流轉(zhuǎn)糾紛調(diào)解等做了明確規(guī)定，為規(guī)范農(nóng)地流轉(zhuǎn)提供了實施依據(jù)；2008年江蘇省財政廳、江蘇省農(nóng)林廳印發(fā)《江蘇省財政扶持農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)實施意見》，設立了“農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)扶持資金”，專項用于扶持合法有序的農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)。實證結果表明，江蘇省積極鼓勵和扶持農(nóng)地流轉(zhuǎn)的政策有效促進了農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場的發(fā)展。農(nóng)業(yè)補貼政策變量估計系數(shù)在1%的水平上顯著，但符號為負，這不僅與理論預期一致，也與黃季焜等[19]農(nóng)戶層面的研究結論一致。這一結果意味著江蘇省糧食直補、良種補貼、農(nóng)資綜合補貼等農(nóng)業(yè)補貼政策對農(nóng)地流轉(zhuǎn)有反向影響，進而對實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)營和優(yōu)化要素配置起阻礙作用。

5 結論與討論

本文基于2000—2012年江蘇省13個地級市的面板數(shù)據(jù)，分析了江蘇省農(nóng)地流轉(zhuǎn)發(fā)展水平及區(qū)域差異，運用面板數(shù)據(jù)模型實證檢驗了地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)水平、農(nóng)地產(chǎn)權狀況、農(nóng)村人地關系、農(nóng)村土地及農(nóng)業(yè)政策等因素對區(qū)域農(nóng)地流轉(zhuǎn)發(fā)展的影響，以期揭示導致地區(qū)間農(nóng)地流轉(zhuǎn)發(fā)展存在差異的主要原因。結果表明：（1）江蘇省農(nóng)地流轉(zhuǎn)發(fā)展水平整體呈逐年提高的趨勢，但地區(qū)之間的差異較大。蘇南地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)比例最高，而蘇北地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)比例增速最快，甚至超過蘇中地區(qū)的農(nóng)地流轉(zhuǎn)發(fā)展水平。（2）區(qū)域之間的農(nóng)地流轉(zhuǎn)差異是多種因素共同作用的結果。其中，地區(qū)經(jīng)濟的發(fā)展對農(nóng)地流轉(zhuǎn)具有顯著的推動作用；農(nóng)村勞動力不論是當?shù)胤寝r(nóng)就業(yè)還是外出務工較多的地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)發(fā)展水平都明顯更高；土地承包經(jīng)營權產(chǎn)權安全性已經(jīng)不是制約農(nóng)地流轉(zhuǎn)發(fā)展的因素；農(nóng)村人地矛盾相對緩和的地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)發(fā)展更為順利；鼓勵和扶持農(nóng)地流轉(zhuǎn)的農(nóng)村土地政策實現(xiàn)了促進農(nóng)地流轉(zhuǎn)和土地適度規(guī)模經(jīng)營的目標；與種植面積（承包面積）掛鉤的農(nóng)業(yè)補貼政策對農(nóng)地流轉(zhuǎn)的發(fā)展具有明顯的抑制作用。

基于以上研究結論，可以得出如下政策含義：（1）農(nóng)地流轉(zhuǎn)的發(fā)展取決于地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平，這意味各地在引導農(nóng)地流轉(zhuǎn)和推行規(guī)模經(jīng)營過程中應與當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展水平相適宜，不能強迫流轉(zhuǎn)和盲目推進；（2）政府應大力引導農(nóng)村勞動力向二、三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，同時加強對農(nóng)村勞動力的專業(yè)技能培訓，提高農(nóng)民的文化與職業(yè)技術素質(zhì)，保障非農(nóng)就業(yè)機會和收入來源，促進農(nóng)村勞動力的完全轉(zhuǎn)移，為農(nóng)地流轉(zhuǎn)的進一步發(fā)展提供空間；（3）目前江蘇省土地承包經(jīng)營權已經(jīng)是明晰的，未來應該更多地關注土地承包經(jīng)營權權能的完善和實現(xiàn)，即賦予農(nóng)民對承包地占有、使用、收益、流轉(zhuǎn)及承包經(jīng)營權抵押、擔保權能，為土地承包經(jīng)營權流轉(zhuǎn)交易奠定基礎；（4）完善農(nóng)業(yè)補貼制度，維持目前“普惠制”的農(nóng)業(yè)補貼額度，并同農(nóng)地（承包地）脫鉤，新增補貼向糧食主產(chǎn)區(qū)、種糧大戶、農(nóng)民專業(yè)合作社傾斜，同時加強農(nóng)地流轉(zhuǎn)扶持政策，結合農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)扶持資金，積極探索農(nóng)地流轉(zhuǎn)專項補貼政策，尤其向人地矛盾突出地區(qū)和以種糧為主業(yè)的規(guī)模流轉(zhuǎn)傾斜，保證農(nóng)地流轉(zhuǎn)租金收益，降低農(nóng)地流轉(zhuǎn)交易成本，增加農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營的收益預期，從而促進農(nóng)地流轉(zhuǎn)、實現(xiàn)農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營，以及保障糧食安全。

（

）：

［1］葉劍平，蔣妍，豐雷.中國農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)市場的調(diào)查研究——基于2005年17省調(diào)查的分析和建議［J］.中國農(nóng)村觀察，2006，（4）：48 - 55.

［2］卞琦娟，周曙東，易小燕，等.農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)現(xiàn)狀、特征及其區(qū)域差異分析——以浙江省為例［J］.資源科學，2011，33（2）：308- 314.

［3］James Kai-sing Kung. Off-farm labor markets and the emergence of land rental markets in rural China［J］. Journal of Comparative Economics，2002，30（2）：395 - 414.

［4］Klaus Deininger, Songqing Jin. The potential of land rental markets in the process of economic development: Evidence from China［J］.Journal of Development Economics, 2005, （78）: 241 - 270.

［5］Jikun Huang, Liangliang Gao, Scott Rozelle. The effect of off-farm employment on the decisions of households to rent out and rent in cultivated land in China［J］. China Agricultural Economic Review, 2012, （4）: 5 - 17.

［6］錢忠好.農(nóng)村土地承包經(jīng)營權產(chǎn)權殘缺與市場流轉(zhuǎn)困境：理論與政策分析［J］.管理世界，2002，（6）：35 - 45.

［7］鄧大才.農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場何以形成——以紅旗村、梨園屯村、湖村、小崗村為例［J］.中國農(nóng)村觀察，2009，（3）：26 - 35.

［8］Klaus Deininger, Daniel Ayalew Ali, Tekie Alemu. Productivity effects of land rental market operation in Ethiopia: Evidence from a matched tenant-landlord sample［J］. Applied Economics, 2013, （45）: 3531 - 3551.

［9］Shuyi Feng, Nico Heerink， Ruerd Ruben, et al. Land rental market, off-farm employment and agricultural production in Southeast China: A plot-level case study［J］. China Economic Review, 2010, （21）: 598 - 606.

［10］譚淑豪，曲福田，尼克·哈瑞柯.土地細碎化的成因及其影響因素分析［J］.中國農(nóng)村觀察，2003，（6）：24 - 31.

［11］俞海，黃季餛，Scott Rozelle，等.地權穩(wěn)定性、土地流轉(zhuǎn)與農(nóng)地資源持續(xù)利用［J］.經(jīng)濟研究，2003，（9）：82 - 95.

［12］韓菡，鐘甫寧.勞動力流出后“剩余土地”流向?qū)τ诋數(shù)剞r(nóng)民收入分配的影響［J］.中國農(nóng)村經(jīng)濟， 2011，（4）：20 - 27.

［13］Songqing Jin, Jayne T.S. Land rental markets in Kenya: Implications for efficiency, equity, household income, and poverty［J］. Land Economics, 2013, （89）: 246 - 271.

［14］包宗順，徐志明，高珊，等.農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的區(qū)域差異與影響因素——以江蘇省為例［J］.中國農(nóng)村經(jīng)濟，2009，（4）：23 - 30，47.

［15］李庚.農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的空間差異及成因分析——以陜西關中三縣為例［J］.人文地理，2012，（1）：102 - 106.

［16］錢忠好.農(nóng)地承包經(jīng)營權市場流轉(zhuǎn)：理論與實證分析——基于農(nóng)戶層面的經(jīng)濟分析［J］.經(jīng)濟研究，2003，（2）：83 - 91.

［17］譚丹，黃賢金.區(qū)域農(nóng)村勞動力市場發(fā)育對農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響——以江蘇省寶應縣為例［J］.中國土地科學，2007，21（6）：64 - 68.

［18］葉劍平，豐雷，蔣妍，等. 2008年中國農(nóng)村土地使用權調(diào)查研究——17省份調(diào)查結果及政策建議［J］.管理世界，2010（1）：64- 73.

［19］黃季焜，郜亮亮，冀縣卿，等.中國的農(nóng)地制度、農(nóng)地流轉(zhuǎn)和農(nóng)地投資［M］.上海：上海人民出版社，2012：144 - 165.

［20］程佳，孔祥斌，李靖，等.農(nóng)地社會保障功能替代程度與農(nóng)地流轉(zhuǎn)關系研究［J］.資源科學，2014，36（1）：17 - 25.

［21］北京天則經(jīng)濟研究所《中國土地問題》課題組，張曙光.土地流轉(zhuǎn)與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化［J］.管理世界，2010，（7）：66 - 85，97.

［22］馮淑怡，等.江蘇農(nóng)村農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營發(fā)展報告2013［M］.北京：科學出版社，2014：13 - 16.

［23］陳強.高級計量經(jīng)濟學及Stata應用［M］.北京：高等教育出版社，2010：146 - 164.

［24］石曉平，曲福田，Nico Heerink，等.農(nóng)村市場發(fā)育與村莊經(jīng)濟研究［J］.中國農(nóng)村觀察，2004，（1）：44 - 55.