基于城鎮化的耕地資源數量變化及其驅動力分析——以合肥市為例

余洋　(中國地質環境監測院，北京 100081；中國礦業大學(北京)土地復墾與生態重建研究所，北京 100083)

肖武，王錚，李素萃　(中國礦業大學(北京)土地復墾與生態重建研究所，北京 100083)

林艷竹　(中國地質環境監測院，北京 100081)

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基于城鎮化的耕地資源數量變化及其驅動力分析
——以合肥市為例

余洋(中國地質環境監測院，北京 100081；中國礦業大學(北京)土地復墾與生態重建研究所，北京 100083)

肖武，王錚，李素萃(中國礦業大學(北京)土地復墾與生態重建研究所，北京 100083)

林艷竹(中國地質環境監測院，北京 100081)

[摘要]如何科學協調地區經濟發展與耕地資源保護二者之間關系一直以來都是考察地方行政決策能力和發展理念的現實難題。隨著我國進入全面建成小康社會的決定性階段，工業化與城鎮化水平的提升對發展空間的需求勢必對地區耕地資源的保護產生重大影響。以城鎮化水平快速提升的典型區域合肥市為研究對象，基于該市1990～2010年耕地資源變化數據與社會經濟發展統計數據，系統分析了合肥市城鎮化水平與耕地面積變化情況；同時，結合合肥市耕地資源數量變化的實際情況，科學選取能夠有效反映城鎮化現狀的8項社會經濟發展因素作為指標，綜合運用主成分分析法與回歸分析法，有序開展耕地資源數量變化驅動力分析，最后，提出一些推進新型城鎮化建設的對策建議，以期為合肥市社會經濟的持續、健康發展提供參考。

[關鍵詞]城鎮化；耕地資源；驅動力；主成分分析法；回歸分析法

土地是人類賴以生存和發展的物質基礎，是維系自然生態系統的功能和支撐社會經濟系統發展不可替代的自然資源和戰略儲備[1]。耕地作為各種土地利用類型中最重要的組成部分，不僅肩負著為糧食生產、生態保護提供基礎空間的重要使命，還承擔著向其他用地類型提供輸出補給的艱巨任務，可謂是“基礎的基礎”[2～4]。目前，我國已經進入全面建成小康社會決定性階段，隨著地區城鎮化水平的不斷提升，耕地資源與城鎮化之間的關系凸顯復雜[5～7]。所以，及時關注城鎮化進程中耕地資源數量變化趨勢，深入探討城鎮化與耕地資源數量變化之間的驅動關系，既是妥善處理經濟發展與耕地保護兩者關系的迫切需求，也是加速推動地區新型城鎮化建設的現實需要，具有重要理論價值和現實意義。下面，筆者以城鎮化建設熱點地區——合肥市為研究區域，分別對耕地資源數量、城鎮化水平進行綜合分析，并借助主成分分析法與多元回歸模型，重點開展耕地資源數量變化驅動力研究，深入挖掘影響合肥市耕地資源數量變化的關鍵因素，以期為科學推進合肥新型城鎮化建設、盡早實現產業承接轉移提供參考。

1資料與方法

1.1研究區概況

合肥市位于中國中部(北緯32°、東經117°)，得天獨厚的地理優勢使得該市成為“承接南北、貫通東西”重要的交通樞紐。作為安徽省政治經濟文化發展中心，近年來，合肥市充分發揮所在地區的資源優勢，大力推動區域城鎮發展進程，合肥市社會經濟水平持續提升，逐漸成為中部地區快速崛起的典型代表。

2011年7月，經國務院批復同意，安徽省對部分行政區劃進行調整。行政區劃調整是經濟社會發展到一定階段的內在要求，不僅有利于區域國土資源的優化配置，更有利于充分發揮合肥市對周邊地區經濟發展的輻射帶動作用，加快城鄉一體化發展步伐，促進城鄉區域協調發展，進而為有效推動地區城鎮化進程提供現實條件。根據數據的延續性和研究的可操作性，研究以行政區劃調整前的合肥市(市區、長豐、肥東和肥西)為實際研究區域。

1.2數據來源

該研究中所涉及的基礎數據主要包括合肥市社會經濟發展數據和耕地資源數據。其中，社會經濟發展數據主要來自《皖江城市帶承接產業轉移示范區規劃》、《合肥市國民經濟和社會發展統計公報》以及《合肥市統計年鑒》；耕地資源數據主要來自《合肥市國土資源綜合統計年報》、《合肥市城市總體規劃(2011～2020)》以及《合肥市土地利用總體規劃(1997～2010年)》。

1.3研究內容及方法

1)耕地資源變化強度。耕地資源變化強度[8]反映研究時期內耕地資源數量變化情況：

(1)

式中，CIntensity為耕地資源變化強度，%；C0、Ct分別為研究初期、末期耕地資源的數量，hm2。

2)耕地資源動態度。耕地資源動態度[9]反映研究區一定時間范圍內耕地資源數量變化情況：

(2)

式中，CDynamic為研究時段內耕地資源動態度，%；T為具體的研究時段，a。

3)城鎮化水平變化。城鎮化水平是反映一個國家和地區社會經濟發達程度的重要指標[1]，一般主要是指城鎮人口占總人口的比例，但是為了科學全面的體現研究區的社會發展水平，筆者研究采用城鎮人口比例和第二、三產業產值產能綜合評價法對合肥市城鎮化水平進行計量：

U=0.8×a1+0.2×a2

(3)

式中，U為合肥市城鎮化水平；a1為城鎮人口占總人口的比重；a2為第二、三產業產值(非農業產值)占GDP的比重。通過運用德爾菲法進行綜合計算并分別賦予a1、a2權重。

4)城鎮化占地系數。城鎮化占地系數是指城鎮化水平每提高百分之一需要占用耕地資源數量，該系數是反映研究區域城鎮化水平與耕地數量變化的重要指標：

(4)

式中，ε為城鎮化占地系數；Ut為研究區末期城鎮化水平，%；U0為研究區初期城鎮化水平，%。

5)合肥市耕地資源數量變化驅動分析。在開展耕地資源數量變化驅動力的研究過程中，科學有效的評價指標體系能夠全面的反映出不同因素對耕地資源多方面的影響。然而，數量龐大的指標往往造成分析難度驟然上升，同時，由于所選的評價指標(自變量)不僅與因變量之間存在相關關系，而且彼此之間也在一定程度上存在信息的重迭，倘若直接開展相關性分析，極易導致誤差冗余。如何科學進行耕地資源數量變化驅動力分析，就必須對上述問題予以合理解決，研究表明，系統分析中主成分分析可以將若干個自變量壓縮成幾個獨立的主成分變量，以此來減弱自變量之間的相互干擾。其中，根據原始自變量的信息進行重新組構所得到的主成分變量，不僅可以反映原始自變量的大部分信息，而且在數量上顯著低于原始變量，這就有效降低了分析中的計算工作量[10～12]。

關于驅動力的研究中尚未提出一個合適的選取指標的標準。影響耕地資源數量變化的因素錯綜復雜，一般來說，這些因素主要可以分為自然因素和人文因素2大方面[13～15]。然而，由于受到研究時段和研究區域等實際情況的約束，在短時期內社會進步、經濟發展以及科技提升等人文因素對研究區內耕地資源數量變化的影響程度往往比自然因素的影響更加顯著，同時，限于資料的有限性和統計口徑的不一致性，這里僅對人口增長、經濟增長和社會進步等指標作定量研究。依據主成分分析法的研究思路和實際要求，并結合合肥市耕地資源數量變化驅動力的實際情況，筆者重點選取對能夠有效反映研究區城鎮化發展情況的城鎮人口比例(x1)、人均GDP(x2)、固定資產投資額(x3)、第二產業產值比例(x4)、第三產業產值比例(x5)、城鎮居民可支配收入(x6)、農村居民人均純收入(x7)以及建成區面積(x8)等8項涉及社會經濟發展的因素作為分析指標，有序開展耕地資源數量變化驅動力研究。

2耕地資源數量變化與城鎮化水平

1990～2010年，合肥市耕地面積呈現整體持續減少的變化趨勢(見圖1)，從273.60×103hm2減少至218.84×103hm2，變化總量為-54.76×103hm2，年平均減少2.74×103hm2。其中，1990～2006年，研究區耕地面積從273.60×103hm2減少至215.00×103hm2，減少總量為58.60×103hm2，年平均減少3.67×103hm2；2006～2010年，研究區耕地面積從215.00×103hm2增加至218.84×103hm2。同時，1990～2010年，研究區人均耕地面積從0.072hm2降低為0.044hm2，累計減少0.028hm2。因此，合肥市1990～2010年耕地面積和人均耕地面積均都呈現出“先減后增”變化趨勢。

圖1　合肥市1990～2010年耕地資源數量變化趨勢

1990～2010年，合肥市耕地資源數量與城鎮化水平變化明顯，期間耕地資源變化數量、變化速度、變化強度以及變化動態度分別為-54760hm2、-2.743hm2/a、-20.01%與-4.00%；城鎮化提高幅度與年均速度分別為18.82%與0.94%；同時，1990～2010年，研究區城鎮化占地系數為-2910hm2，即合肥市城鎮化水平每提高1%需要消耗2910hm2的耕地資源(見表1)。研究表明，“十五”計劃期間，大約有48010hm2的耕地轉化為其他土地利用類型，約占1990～2010年耕地總體變化量(-54760hm2)的87.67%，說明當時合肥市耕地資源呈現出強烈的變化態勢。

表1　1990～2010年城鎮化水平與耕地資源數量變化

3合肥市耕地資源數量變化驅動力

3.1指標及評價

1)初始變量的相關性檢驗。變量相關系數矩陣如表2所示，影響耕地資源數量的8個指標中存在著不同程度的相關，相關系數大于0.97的因子共有8對，其中x2與x3、x2與x6、x2與x7、x2與x8、x3與x7、x6與x7、x6與x8、x7與x8的相關系數更高，信息在一定程度上存在重疊，進一步證明開展主成分分析的必要性。

2)KMO檢驗和Bartlett球形檢驗。KMO 統計量達到0.802，Bartlett’s球形檢驗值為480.091(自由度為28)，顯著性水平小于0.01。即KMO統計量、Bartlett’s球形檢驗值均到統計學水平，適合進行主成分分析。

表2　變量相關系數矩陣

3.2特征根和貢獻率

主成分分析結果如表3所示，2個主成分解釋的累計貢獻率已經達到96.294%，第3主成分特征值為0.218(<1.000)，說明該主成分的解釋力度還不如直接引入原變量大，因此，提取F1與F2這 2個主成分就基本能夠解釋原來所有變量所包含的大部分信息。

3.3主成分線性模型的建立

表4　旋轉后成分載荷陣和成分得分系數矩陣

由表3可知，第1主成分在人均GDP(x2)、固定資產投資額(x3)、第二產業產值比例(x4)、城鎮居民可支配收入(x6)與農村居民人均純收入(x7)指標上的負荷較大，其特征值5.059，貢獻率63.236%，即城鎮化過程中社會經濟發展是研究區耕地資源數量變化的核心驅動力。

第2主成分在城鎮人口比例(x1)、建成區面積(x8)以及第三產業產值比例(x5)指標上的負荷較大，其特征值2.645，貢獻率33.058%，即城鎮化過程中城鎮人口數量、城鎮擴張的混合作用是研究區耕地資源數量變化的次級驅動力。根據主成分得分的系數矩陣(見表4)，得出最終的主成分得分公式：

F1=-0.118x1+0.174x2+0.257x3+0.318x4-0.274x5+0.160x6+0.173x7+0.126x8

(5)

F2=0.435x1+0.006x2-0.140x3-0.281x4+0.623x5+0.028x6+0.007x7+0.082x8

(6)

合肥市社會經濟水平的不斷提升勢必引發外來人口的大量涌入，進而導致居住用地、基礎設施用地以及公共設施用地的需求量不斷增加，引發城鎮區面積快速增加，這些因素在一定程度上均會造成耕地資源數量的持續減少。分析表明，城鎮人口數量上升、城鎮面積擴張在一定程度上可以被理解成為社會經濟發展的后續表征，即社會經濟發展引發地區人口集聚，造成城市空間持續拓展，進而導致地區耕地資源數量不斷變化。所以，上述分析中所述“第1主成分”(城鎮社會經濟發展)、“第2主成分”(城鎮人口數量、城鎮面積擴張)所反映的情況基本符合城鎮化發展過程中耕地資源數量變化的一般規律，具有較強的參考價值，可以作為后續研究的相關依據。

3.4綜合得分

根據上述研究結果，以每個主成分所對應的特征值占所提取主成分總的特征值之和的比例作為權重計算主成分綜合評價模型：

F=λ1F1+λ2F2

(7)

式中，F為合肥市耕地資源數量變化驅動力得分； λi為第i主成分的特征值(i=1，2) 。

表5　主成分系數矩陣

對影響合肥市耕地資源數量變化的2個主成分進行加權匯總，得出合肥市1990～2010年耕地資源數量變化驅動力主成分系數矩陣(見表5)，進而繪制出合肥市耕地資源數量變化驅動力綜合得分圖，如圖2所示。由圖2可以看出，1990～2010年基于城鎮化的合肥市耕地資源數量變化驅動力綜合得分呈現持續上升的趨勢，表明影響合肥市耕地資源數量變化的驅動力逐漸加強。

4合肥市耕地資源數量變化驅動力因素評價

圖2　合肥市耕地資源數量變化驅動力綜合得分

在主成分自變量的載荷分析的基礎上，通過構

建主成分的多元線性回歸經驗模型來分析合肥市城鎮化與耕地資源數量變化兩者之間的內在聯系(見表6)。分析可知，主成分F1和F2項的偏回歸系數t測驗均達極顯著水平(P<0.0000)，且對合肥市耕地資源數量變化的決定回歸系數R2= 0.828，即所建立模型所包含的2個變量因素基本能夠解釋所建模型82.8%的因變量變化，屬于高擬合度方程。擬合的方程在評價合肥市耕地資源數量變化時具有較好的參考價值。故構建主成分回歸方程如下：

C= 245.675-15.037F1-18.307F2

(8)

將主成分x1，x2，x3，x4，x5，x6，x7，x8等8個自變量因素代入主成分回歸模型，并計算得出原回歸模型中的相應參數(見表7)，進而得到消除多重共線性的標準回歸模型：

C=245.675-6.189x1-2.726x2-1.302x3-0.363x4-7.285x5-2.919x6-2.730x7-3.396x8

(9)

表7　各原變量的回歸系數

消除多重共線性的標準回歸模型能夠較全面地反映了合肥市耕地資源數量變化狀況，其系數大小反映了耕地資源數量變化對所選驅動因子的敏感性。從式(9)可以看出，合肥市耕地資源數量變化與城鎮人口比例(x1)、人均GDP(x2)、固定資產投資額(x3)、第二產業產值比例(x4)、第三產業產值比例(x5)、城鎮居民可支配收入(x6)、農村居民人均純收入(x7)、建成區面積(x8)的相關系數分別為-6.189、-2.726、-1.302、0.363、-7.285、-2.919、-2.730、-3.396。分析可知，合肥市耕地資源數量變化驅動體系8個指標中城鎮人口比例、第三產業產值比例等是影響耕地資源數量變化的主要因素，并呈現顯著負相關關系，即城鎮人口上升、第三產業產值快速發展都將會對耕地資源數量變化產生強烈且直接的影響。

5結論與對策

1)1990～2010年，合肥市耕地數量與城鎮化水平變化明顯，期間耕地變化量、變化速度、變化強度與變化動態度分別為-54.76×103hm2、-2.743hm2/a、-20.01%與-4.00%；城鎮化提高幅度與年均速度分別為18.82%與0.94%；同時，1990～2010年，合肥市城鎮化占地系數為-2.91×103hm2，即城鎮化水平每提高1%需要占用耕地面積為2.91×103hm2。其中，“十五”計劃期間，合肥市耕地數量變化幅度較大，約占1990～2010年耕地總體變化量的87.67%。

2)1990～2010年，基于城鎮化的合肥市市域耕地資源數量變化驅動力綜合得分分別介于-0.8644～1.2468，呈現持續上升的趨勢，表明影響合肥市耕地資源數量變化的驅動力逐漸加強。同時，合肥市城鎮化過程城鎮人口比例、第三產業產值比例為影響耕地資源數量變化的主要驅動因素且呈顯著負相關關系。研究表明，城鎮化進程中研究區社會經濟進步、人口數量增加、建成區面積提升等眾多因素都會在不同程度上對耕地資源數量變化造成影響，尤其需要特別對人口積聚和產業調整所引發的耕地資源數量下降進行重點關注。

3)隨著我國進入全面建成小康社會的決定性階段，工業化與城鎮化水平的提升對發展空間的需求勢必對地區耕地資源的保護產生重大影響。特別是合肥市作為安徽省社會經濟發展“排頭兵”，必須堅持“以人為本”的新型城鎮化發展策略，合理控制地區城鎮人口總體數量；建立健全耕地資源保護與城鎮化發展協同機制，高度重視耕地資源占用補償政策在新型城鎮化進程中的貫徹與實施；及時把握中西部地區承接產業轉移的發展契機，根據實際情況適時調整合肥市產業化布局，有序構建省域與市域城鎮化發展規劃聯動機制，從而將新型城鎮化的歷史機遇轉變成推動地區社會經濟發展、促進區域耕地資源保護的不竭動力。

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[編輯]辛長靜

我校2015年度企業科研經費規模位居全國高校51位據最好大學網最新公布的2016中國高校企業科研經費排名顯示，我校2015年度從企業獲得1.77億元科研經費，位居全國高校第51位。

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據悉，在2014年度，我校從企業獲得1.71億元科研經費，位居全國高校的第54位，是排名靠前為數不多的地方高校之一，總科研經費則位居全國高校的第97名。

[文獻標志碼]A

[文章編號]1673-1409(2016)07-0028-07

[中圖分類號]O29;F301.21

[作者簡介]余洋(1987-)，男，博士，工程師，現主要從事土地利用與土地整治等方面的研究工作；E-mail：yuyang2005@139.com。

[基金項目]國土資源部公益性行業科研專項(201411006-05)。

[收稿日期]2015-11-29

[引著格式]余洋，肖武，王錚，等.基于城鎮化的耕地資源數量變化及其驅動力分析——以合肥市為例[J].長江大學學報(自科版)，2016,13(7)：28～34.