轉型期長江三角洲鄉村性測度及其空間格局分析

張榮天

（安徽師范大學國土資源與旅游學院，安徽蕪湖241003）

鄉村是一個空間地域系統，指城市以外的一切地域[1]。當前我國經濟社會發展正處于一個轉型期，傳統的農業社會向現代工業、城市社會轉型，城鎮化速度加快、強度加大，同時鄉村地域自身功能不斷發生變化，鄉村從經濟、社會、文化、環境、聚落空間等方面不斷向城市轉型；另外，我國長期以來主要是以城市為中心構建的城市化模式，鄉村是被動的改造對象，屬于被忽視的角色，城鎮化的影響雖極大地改變了鄉村的形態和功能，但不同地區鄉村受到的城鎮化影響程度不一，區域表現出的鄉村性也存在顯著差異。國內外學者對鄉村發展相關理論與實踐展開了積極探索，國外學者K.Hoggart和H.Buller[2]從全球、國家、地方三個尺度對鄉村發展進行了地理學透視，借鑒社會學和發展經濟學的研究成果，提出了鄉村發展研究的理論框架，Clock[3、4]、Woods[5]對鄉村性（rurality）基本內涵作了初步的界定；國內學者張小林[6]構建鄉村性RI測度公式，在設定地域范圍之內分析鄉村性的強弱；劉彥隨[7]、龍花樓[8、9]對我國黃淮海地區、東部沿海、蘇南－陜北樣帶鄉村發展類型及其鄉村性進行了實證探討。鄉村轉型研究是當前鄉村地理學研究的熱點問題，其中探討鄉村性空間格局演化及重構是研究的重要視角[10-13]。

長江三角洲地區以1997年確定的16個城市為范圍，包括：上海、南京、無錫、南通、蘇州、常州、泰州、鎮江、揚州、杭州、嘉興、寧波、湖州、紹興、舟山、臺州，目前長三角已成為中國經濟最為發達與城鎮化水平最高的區域，在轉型時期這一發達地區鄉村以多種方式迅速改變著原有面貌：有的向城市化村發展，有的向專業化方向演變，有的出現了既有擴張又存在內部空心村現象，有的則發生了衰退乃至消亡等，展現出我國鄉村發展重構的多種場景，故對于研究轉型期發達地區鄉村發展的相關問題意義重大[6]，而關于這方面的研究鮮見，總結提煉長三角這一地區的鄉村性空間格局演化的基本規律，對于其他發達地區也有很好的借鑒作用。鑒于此，首先，本文基于城鄉一體的思想構建鄉村性RI理論公式，測度出長三角縣域鄉村性，分析了規模分布特征；其次，運用GIS軟件、ESDA統計分析對長三角地區縣域鄉村性空間格局特征進行初步的探討，以期為長江三角洲地區城鄉統籌發展政策制定提供有益的參考。

1 研究方法與數據來源

1.1 研究方法

1.1.1鄉村性R I理論公式 鄉村性評價到目前為止尚沒有統一的標準，通常涉及到“就鄉村論鄉村”[14、15]和“就區域論鄉村”[6]兩種基本思路，就鄉村論鄉村往往會選擇農業勞動生產率、農地產出率、農業產值等指標，這種思路缺乏區域整體考量；而任何一個區域可以看作是城市性和鄉村性的統一，鄉村性強的地區就是城市性弱的地區，反之亦然；若用城市標準來衡量鄉村性的高低，有利于在統一的框架下反映區域經濟社會發展的水平及其差異，且不同地域間具有科學的參照與對比，也有利于針對性提出區域城鄉統籌發展措施。鄉村性指數RI理論公式如下[1]：

式中，RIst表示t年份s區域的鄉村性指數，UIst表示t年份s區域的城市性指數，Rst表示t年份s區域的城市性的第i個特征比值，Est表示t年份s區域反映城市性的第i個指標值，Eot表示t年份s區域反映城市性的第i個指標標準值，Wi表示反映城市性特征比值的權重。

1.1.2 ESDA統計分析 ESDA（Exploratory Spatial Data Analysis）是利用統計學與圖像表達技術相結合對地理信息的性質進行鑒別[16,17]，本質是通過對地理現象空間分布的描述，發現空間集聚及異質性特征，來揭示地理現象空間相互作用的內在機理。運用ESDA技術可以有效地探索鄉村性空間關聯、異質特征及其相互作用機制，可以更有針對性的提出重構對策，而在這方面相關的研究與探討較為薄弱。本文主要通過地統計分析的GlobalMoran’s I、LISA集聚圖來測度縣域尺度長三角鄉村性全局和局部的空間關聯特征，另外運用空間變差函數（Spatial Variogram）來分析縣域鄉村性空間格局異質規律。

式中，Xi為區域 i的觀測值，Xj為區域 j的觀測值，Wij為空間權重矩陣。Moran’s I值越接近于1，表示鄉村性空間上集聚分布越顯著；反之，Moran’s I統計值小于0，表示鄉村性空間上集聚分布不顯著。

（2）LISA指數

它是GlobalMoran’s I的分解形式，可用來進一步度量區域與其周邊地區之間的空間差異程度與顯著特征。計算公式如下：

（3）空間變差函數

空間變差函數是一個關于數據點的半變異值與數據點間距離的函數,是描述區域化變量隨機性和結構性特有的有效手段[18]。假設Z(Xi)和Z(Xi+h)分別是Z(X)在空間位置Xi和Xi+h上的觀測值(i=1,2,…,N(h))，計算公式如下：

空間變差函數h是一定滯后變量h的變差函數值γ(h)與該h的對應圖，它是在區域化變量滿足平穩和本征假設條件下定義的。當半變異函數γ(h)增大，空間自相關減弱；另一個重要特征量是方向，即各向同性和各向異性。常用的擬合模型主要有：指數模型、高斯模型、對數模型等。

1.2 指標體系及數據來源

考慮到計算結果應能準確地反映出區域鄉村發展整體水平，同時并能兼顧到指標選擇的代表性和數據獲取可能性，從體現區域城市性本質的人口聚落、經濟社會及基礎設施3個層面選取指標，人口聚落方面包括：城鎮人口比重X1、建設用地比重X2、二三產業從業人口比重X3；經濟社會方面包括：二三產業產值比重X4、人均GDPX5、人均純收入X6、人均固定資產投資總額X7、人均社會品銷售總額X8、基礎設施方面：人均公共綠地面積X9、人均生活用電量X10、人均道路面積X11、每萬人擁有的移動電話數X12，選用12項指標構建出長三角縣域鄉村性RI測度體系。

文中選取的指標數據均取自《江蘇省統計年鑒》、《浙江省統計年鑒》、《上海市統計年鑒》及各市統計年鑒（2000年、2006年、2012年），空間分析尺度為長江三角洲58個縣域單元（地級市市區不作考慮），縣域行政邊界數據取自《江蘇省地圖集》、《浙江省地圖集》及《上海市地圖集》（2012）的政區圖，經掃描進行后高精度配準并跟蹤矢量化獲取，并對行政區劃調整的區域進行相應合并，確保研究數據的一致性。

2 長三角縣域鄉村性測度分析

通過鄉村性RI理論測度公式，計算出2000、2006、2012年泛長江三角洲縣域鄉村性指數RI，運用頻率分布來表征2000年以來長三角58個縣域單元鄉村性規模分布特征（表1）。①2000-2012年，長三角58個縣域鄉村性RI均值位于0.415-0.524之間波動，標準差位于0.148-0.159之間，表明長三角縣域鄉村性RI水平與均值的離散程度較為顯著，縣域鄉村發展的非均衡性水平較高；②2000、2006、2012年標準偏度系數分別為0.218、0.223及0.231，表明頻數性分布是正偏態的，均值在峰值的右邊，鄉村性RI較弱的縣域所占比重略大，這與長三角這一區域農村城鎮化水平高有著直接的關聯；③2000-2012年，標準峰度系數大致在0.023-0.052之間變化，表明頻數分布較正態分布要平緩，也充分印證了鄉村性RI較強的縣域單元所占比重不大的結論。通過頻率分布指數的分析，我們可以初步得到長三角地區縣域鄉村性整體上呈現出較弱的分布態勢，這種分析更具有的是統計學的意味，缺乏地理空間分析的視角，因此在長三角大尺度背景下，縣域小尺度鄉村性空間分異的規律是什么？鑒于此，運用GIS、ESDA地統計分析方法來探討2000年以來長三角縣域鄉村性空間分異的基本特征。

表1 長江三角洲縣域鄉村性頻數分布

3 長三角縣域鄉村性空間格局

3.1 總體關聯格局

前面分析了長三角縣域鄉村性規模分布特征，然而這種變化反映在空間演化上如何，尤其是縣域之間的演化特征怎樣？換言之，某一縣域鄉村性的高低變化與之相鄰縣域變化有無關系，這種變化的關聯如何需要通過空間自相關來進行分析。本文通過GlobalMoran’s I指數來探討2000年以來縣域鄉村性總體格局的關聯特征。根據GlobalMoran’s I指數計算公式，以鄰接標準計算出2000、2006、2012年長三角縣域鄉村性GlobalMoran’s I估算值均大于0，表明長江三角洲地區鄉村性相似的縣域在空間上呈現出集聚分布態勢；從時間演變縱向維度看，自2000年以來，GlobalMoran’s I估算值呈現出不斷上升的趨勢，數值由0.4067上升到0.4935（表2），這就充分地表征了隨著21世紀以來中國經濟發展速度不斷加快，長三角地區作為“優勢板塊”，各城市經濟也得到較快發展，并伴隨著交通條件的日益完善，縣域之間的各種聯系不斷加強，城鄉統籌發展的進程在加快，縣域之間的差距在縮小，致使縣域鄉村性空間分布集聚現象也在逐年不斷增強。

表2 長江三角洲縣域鄉村性G lobalMoran’s I指數

3.2 集聚格局演化

GlobalMoran’s I估計值只能從全局上分析縣域鄉村性空間格局的集聚態勢，除了要把握全局格局特征之外，還需要進一步探求局部集聚演化趨勢。鑒于此，選用LISA指數來探測縣域鄉村性與周邊地域單元鄉村性空間關聯及其分異關系，研究縣域鄉村性局部集聚格局演化特征。

（1）利用GeoDa095軟件繪制長三角縣域鄉村性Moran散點圖（圖1），通過Moran散點圖可知：①縣域鄉村性Moran散點主要集中在第一、三象限，說明縣域鄉村性強（弱）的相對趨向于與鄉村性強（弱）的聚簇區相鄰，縣域鄉村性呈現毗鄰的集聚分布態勢；②鄉村性RI從低到高變化時，空間滯后向量W卻不斷減小，說明總體上長三角縣域鄉村性空間分布呈集聚式分布，這與GlobalMoran’s I估算值結果基本上保持一致。

圖1 2000、2006、2012年長三角縣域鄉村性Moran散點圖

（2）采用LISA指標來探測縣域鄉村性與周邊縣域單元鄉村性空間差異程度，LISA集聚圖共分為4種類型：①H-H聚集區，縣域自身和鄰近縣域的鄉村性RI均較高，差異較小；②H-L聚集區，縣域自身鄉村性RI較高，鄰近縣域較低，差異較大；③L-L聚集區，縣域自身和鄰近縣域的鄉村性RI均較低，差異較小；④L-H聚集區，縣域自身鄉村性RI較低，鄰近縣域較高，差異較大。基于GeoDa095軟件平臺，計算出縣域鄉村性的LISA值，并且在p≤0.05的基礎上，繪制出2000、2006及2012年縣域鄉村性的LISA集聚圖（圖2）。通過圖2可知：①H-H集聚區主要集中在蘇中的揚州、泰州及南通和浙江臺州的一些縣市，自2000年以來，縣域鄉村性集聚現象均較為顯著，構成了長三角縣域鄉村性高值集聚“熱點區”；②H-L集聚區空間分布格局比較穩定，主要集中在浙江的嘉興和湖州等地縣市，且數量基本保持穩定；③L-H集聚區主要分布在寧鎮地區、杭州的縣市和海門、啟東、崇明，此類型正好包圍著L-L集聚蘇錫常地區，故造成這一區域縣域呈現H-L集聚的分布格局，在研究年限內在空間上保持穩定，并沒有顯著變化；④L-L集聚區主要集中在蘇南地區蘇錫常的縣市，這一區域是中國鄉鎮企業集聚地，農村城鎮化水平在長三角地區較高，并且在空間上的范圍相鄰，這就造成蘇南地區形成縣域鄉村性低值集聚的“冷點區”。

3.3 異質格局演化

之前分析只是在研究不同時間斷面上縣域鄉村性的空間自相關性特征，缺乏對縣域鄉村性格局異質性特征的深入揭示。鑒于此，本文結合Kriging空間插值對縣域鄉村性分布進行可視化，并利用不同的模型對半變異函數進行模擬，形成變異函數的擬合結果圖，從而來探討縣域鄉村性空間格局的異質性。基于2000、2006、2012年3個時段的鄉村性RI，將其作為屬性數據賦予長江三角洲58個縣域單元的幾何中心點，將采樣步長定為60 km，分別計算實驗變差函數，對樣點數據采用高斯、對數、指數模型等分別進行擬合，選擇擬合效果最好的模型，然后對其進行Kriging插值，并且模擬生成3D圖（圖 3）。

圖2 2000、2006、2012年長三角縣域鄉村性LISA集聚圖

通過表3、4及圖3可知：①基臺值C0+C顯著增大，由2000年的0.0387上升到2012年的0.0597；但塊金系數C0/(C0+C)總體上呈現出下降態勢，從2000年的0.804下降到2012年的0.506，且模型的決定系數R2有不斷上升的趨勢，說明縣域鄉村性空間格局演變由數據變異等隨機成分引起的空間分異不斷降低，而由空間自相關引起的空間結構化分異則日益顯著；②從四個方向上的分維數來看，南-北、東北-西南方向的維數值較高，而東-西、東南-西北方向的維數值相對不高，這表明南-北，東北-西南方向縣域鄉村性分布的均質性相對較好，空間差異較小，相對而言東-西、東南-西北方向縣域鄉村性分布空間差異程度較大，異質性較高；③從Kriging插值的3D擬合圖來看，縣域鄉村性空間格局具有連續性和規律性，分布空間形態存在特有的內部結構，從東南-西北方向呈現出一個顯著的“塌陷”型的空間分布結構，中間的塌陷區為蘇錫常杭鄉村性低值集聚區，而在塌陷四周分布為鄉村性較高的蘇中、寧鎮、浙西南臺州等地。

圖3 2000、2006、2012年長三角縣域鄉村性空間變差函數圖

表3 長三角縣域鄉村性RI變差擬合模型參數

表4 長三角縣域鄉村性RI變差函數分維數

4 結論與建議

4.1 結論

本文以長江三角洲為例，基于城鄉一體化理念構建鄉村性RI理論公式，運用GIS、ESDA方法對2000-2012年的長三角縣域鄉村性空間格局特征進行了研究。得到了一些基本結論：①長江三角洲縣域鄉村性非均衡性顯著，縣域鄉村性整體上呈現出弱的分布態勢；②縣域鄉村性全局呈現出空間集聚自相關性，局部上H-H集聚區集中在通泰揚和臺州，L-L集聚區主要分布在蘇錫常；③縣域鄉村性空間格局的連續性和自組織性越來越強，由空間自相關引起的結構化分異較顯著，且空間分布表現出一定的各向異性，從東南—西北方向縣域鄉村性呈“塌陷型”的空間分布結構。

4.2 建議

通過長三角縣域鄉村性測度及其空間格局特征的探討，為我們如何治理鄉村發展問題提供有益的借鑒：①蘇中的揚州、泰州及南通和浙江臺州鄉村性高集聚的縣域，要因地制宜依托固有的鄉村資源及生產等要素，推進區域農業現代化發展進程，科學地選擇產業發展重構模式，尤其要大力發展水產養殖業、林果種植業等具有地域特色的農業產業；另外，還需要進一步加強區域鄉村旅游業開發與發展，提升縣域非農產業的發展水平，整體上減弱這一區域鄉村性在空間上高-高集聚的分布態勢；②蘇錫常杭及寧鎮紹鄉村性低集聚的縣域，要不斷加快農村城鎮化進程，強化鄉村基礎、公共設施的建設，鄉鎮產業結構要適時進行轉型升級；另外，進一步加強鄉村商業、服務業等鄉村非農產業的發展，提升城鄉統籌發展的水平。分類的重構策略能夠更好地縮小縣域鄉村性空間分異，加速整個長三角地區城鄉統籌、城鄉一體化的進程。

[1]張小林.鄉村概念辨析[J].地理學報,1998,53(4):365-371.

[2]Hoggart K.Rural Development,A Geographical Perspectives[M].London:Croom helm Ltd,1987.

[3]ClokeP.An indexofrurality forEnglandandWale[J].RegionalStudies,1977,11(4):31-46.

[4]ClokeP,EdwardsG.Rurality in EnglandandWales1981:a replication of the1971 index[J].JournalofRuralStudies,1986,2(5):289-306.

[5]Woods M.Rural geography:processes,responses and experiences in rural restructuring[M].London:Sage,2005.

[6]張小林.鄉村空間系統及其演變研究——以蘇南為例[M].南京:南京師范大學出版社,1999.

[7]李裕瑞,劉彥隨,龍花樓.黃淮海地區鄉村發展格局與類型[J].地理學報,2011,30(9):1637-1647.

[8]龍花樓.中國東部沿海地區鄉村發展類型及其鄉村性評價[J].地理學報,2009,64(4):426-434.

[9]龍花樓,鄒 建.鄉村轉型發展特征評價及地域類型劃分——以“蘇南－陜北”樣帶為例[J].地理研究,2012,31(3)495-506.

[10]劉彥隨,龍花樓.中國農業地理與鄉村發展研究進展及展望——建所70周年農業與鄉村地理研究回顧與前瞻[J].地理科學進展,2011,30(4):409-416.

[11]劉彥隨.新時期農業與鄉村發展研究方向及前沿問題[J].資源科學,2011,176.

[12]蔡運龍.農業與農村可持續發展的地理學研究[J].地球科學進展,1999,14(6):602-606.

[13]龍花樓,張杏娜.新世紀以來鄉村地理學國際研究進展及啟示[J].經濟地理,2102,32(8):1-7.

[14]曹尊固,陸 誠.江蘇省鄉村經濟類型的初步分析[J].地理研究,1989,8(3):78-84.

[15]姚建街,郭煥成.黃淮海地區鄉村功能類型及其地域模式[J].地理研究,1992,11(4):11-18.

[16]劉旭華,王勁峰,盂 斌.中國區域經濟時空動態不平衡發展分析[J].地理研究,2004,23(4):530-540.

[17]Hideo Ezoe,Sayska Nakanura.Size distribution and spatial autocorrelation of subpopulations in a size structured met populationmodel[J].EcologicalModeling,2006,198(6):293-300.

[18]靳 誠,陸玉麒.基于縣域單元的江蘇省經濟空間格局演化[J].地理學報,2009,64(6):713-724.