四川省縣域鄉村性空間分異及演變機制研究

劉晉希, 何 偉*

(1. 四川師范大學 西南土地評價與監測教育部重點實驗室， 四川 成都 610066； 2. 四川師范大學 地理與資源科學學院， 四川 成都 610066)

鄉村在地理學上被界定為城市以外的區域.由于在地域界限上是模糊的，而且城市地域與鄉村地域范圍是相對的概念，故鄉村地域在空間上具有動態性、不完整性以及演變性等特征[1-2].在當前，社會經濟的快速轉型導致鄉村功能和結構發生了深刻的變化[3]，尤其是在大力推進工業化、城鎮化的大背景下，我國鄉村地域由傳統單一的農業生產功能向多元化、多功能產業服務格局轉變.因此，開展鄉村地域發展狀態與格局研究，揭示鄉村地域區域間差異、動態空間變化過程以及演變機制等成為人文地理學研究的熱點問題.

鄉村性是衡量鄉村地域發展狀態、反映鄉村地域空間差異的重要指標，能客觀揭示出鄉村發展水平并充分體現鄉村功能及其演變趨勢[4].早在20世紀80年代，文獻[5-6]提出了鄉村性概念，構建了鄉村性指數評價體系并對英國進行了實證分析;Harrington等[7]則對這一概念及評價標準進行了驗證;隨后西方學者對鄉村性這一問題進行了大量研究，為當前急劇變化的中國鄉村問題研究提供了較好的研究參考[8].

國內學者張小林最早引入鄉村性概念，認為每個地區都可看作城市與鄉村的統一體，城鄉之間不存在斷裂點，從理論層面構建了鄉村性指數的計算公式，完善了鄉村性的理論構架[1,3].隨后國內學者在鄉村性問題上從評價、類型劃分、空間分異以及影響因素等方面進行了大量研究，如文獻[9]從中國城鄉一體化結構層面開展對東部地區鄉村性質強弱的刻畫與評價；文獻[10-11]以城市作為參照，通過構建鄉村性測度指標對不同地區鄉村性質強弱進行評價；文獻[12-14]在鄉村性評價的基礎上對鄉村發展類型進行劃分.

在鄉村性空間分異的研究中，文獻[15]將浙江省鄉村性演變影響因素概括為產業結構的升級與特色的海洋產業發展、政府投資與行政區劃的調整、農業機械化和對外貿易等；文獻[10]則借助于數學模型將江蘇省鄉村性演變因素歸納為歷史發展基礎、經濟區位條件、資源稟賦、交通基礎設施和區域發展政策等.在研究方法上，除了構建鄉村性評價指標體系外，數學模型、探索空間數據分析等方法也逐漸被引入鄉村性空間演變問題研究之中，如文獻[16]借助于鄉村轉型發展偏離度模型分析了鄉村性與鄉村轉型發展的耦合關系；文獻[12，17]借助探索性空間分析方法分別對江蘇省、北方農牧交錯區域鄉村性內部空間異質性進行了研究.

從整體來看，關于鄉村性問題的研究，不僅在內涵、評價模型以及空間變化等方面取得了較為豐碩的成果，也為本文的研究提供了指導和借鑒，但目前對于鄉村性空間演變問題的研究很大程度上停留在空間描述與表達上，缺乏對這種空間變化規律及作用機制的深入解釋.四川省作為我國西部地區的人口、經濟大省，在西部大開發戰略實施中發揮著重要的作用，伴隨著城鎮化與工業化的加速推進，其城鄉關系發生了巨大變化，2014年四川省二三產業比重達到87.6%，農業產值比重由2000年22.3%下降為2014年12.4%，農業人口比重則由2000年81.3%下降為2014年53.7%，加上四川省人口常年大量外遷和部分區域鄉村產業發展、新農村建設等的影響，鄉村發展變化具有顯著的地域特征.基于此，本文結合已有研究成果，以四川省為研究區域，在對其183個區縣鄉村性評價的基礎上，探討其空間演變規律及地域差異，并構建四川省縣域鄉村性空間格局演變機制，為四川省鄉村地區發展與規劃提供參考借鑒.

1 數據來源與研究方法

1.1數據來源及處理截止2014年，研究區域共計183個區縣，根據數據可獲得性與可比性，選取2000年、2005年、2010年和2014年4個年份進行縣域空間單元鄉村性空間格局分析，原始數據來源于2000—2015年《四川統計年鑒》《中國縣(市)社會經濟統計年鑒》、各地級市統計年鑒以及區縣統計公報補充數據等.由于2000—2014年部分地級市(州)涉及行政區域調整，為確保研究區域空間單元完整性，涉及新增區域缺失數據部分采用鄰近區域插值法獲得.

1.2研究方法

1.2.1鄉村性指數 城鄉是一個連續的整體，而鄉村性與城市性是一個區域的有機統一體，而且是相對的概念，即鄉村性越強的區域，城市性則越弱，反之亦然.因此，一個區域鄉村性的測度主要考慮與城市地域存在內在區別的因素.本文利用鄉村性指數對縣域單元的鄉村發展狀況進行測度.根據數據可操作性，從人口、土地、產業3個方面選取農業人口比重、鄉村人口變化率、耕地變化率、農業土地生產率、農業經濟水平以及第一產業就業水平6項指標(詳見表1)，對四川省183個縣域單元鄉村性進行測度.

表 1 鄉村性指數測度指標體系

指標權重采用熵值法[18]進行確定，記為Wyj(即第y年的第j項指標權重)，采用極差標準化方法對指標進行處理，以消除量綱對測度結果的影響，計算方法為

鄉村性指數

式中，RIyi表示第y年第i縣域鄉村性指數，Wyi表示第y年的第j項指標權重，n表示指標個數.

1.2.2探索性空間數據分析 探索性空間數據分析(ESDA)方法是根據統計學原理和圖形表達結合的方式對空間數據進行分析[19-20]，實質上是對地理要素空間分布的表達與描述，發現地理要素的空間特征，可以借助于ArcGIS和GeoDa軟件平臺完成相關分析.本文根據研究需要，采用Moran’sI指數刻畫研究區域縣域鄉村性空間關聯性，并對其進行顯著性檢驗，采用局部Gi統計量對鄉村性“冷熱點”進行識別分析[10,19].

1)Moran’sI指數，其計算公式為

在全局空間自相關分析中，需要對Moran’sI指數進行顯著性檢驗，通常用Zvalue值來衡量，其計算公式[21-22]為

式中E(I)、σ(I)分別為Moran’sI指數的期望值與方差.通常假定縣域單元鄉村性指數不具空間自相關性，記為H0，當Zvalue>Zα=0.05或Zvalue

2) 局部Gi統計量，其計算公式為

式中，RIi為縣域單元i的觀測值.若Gi值顯著為正，表示區域i周圍的值相對較高，屬于熱點區域;反之

為冷點區域[17].

2 四川省縣域鄉村性空間分異

2.1時序分析根據鄉村性指數計算方法，得出2000年、2005年、2010年和2014年四川省縣域鄉村性指數統計結果(如表2所示).根據統計結果可以看出：1) 2000—2014年四川省縣域鄉村性指數相對較高，平均值均保持在0.5左右，但整體上呈現下降的趨勢，由2000年0.558 5下降為2014年0.486 9，說明四川省縣域鄉村性一定程度上趨于弱化.2) 鄉村性指數最大值整體變化不大，而最小值則明顯下降，由2000年0.172 8下降為2014年0.040 2，而且2000—2014年鄉村性指數的標準差保持在0.138 2～0.153 5之間，屬于相對較高的水平，說明四川省縣域鄉村性指數在整體下降的情況下縣域之間存在顯著差異.3) 從偏度系數與峰度系數來看，2000—2014年偏度系數均為負值，屬于負偏態分布，均值在峰值的左側，鄉村性指數加強的區縣所占比重加大；而峰度系數在2000—2005年由負值轉正值，說明鄉村性指數分布由比正態分布平緩轉變為陡峭;2005—2014年峰度系數均為正值，鄉村性指數分布均比正態分布陡峭，反映了鄉村性指數較大的區縣在空間上趨于集中.

表2 四川省縣域鄉村性指數統計表(2000—2014)

2.2空間格局借助于ArcGIS10.1平臺，將2000—2014年鄉村性指數導入四川省縣域空間單元矢量數據，采用Jenks自然斷裂法，根據鄉村性指數這一屬性值將2000—2014年四川省縣域鄉村性劃分為強鄉村性、較強鄉村性、中度鄉村性、較弱鄉村性和弱鄉村性5大類型區，結果如圖1所示.可以看出：1) 2000—2014年四川省縣域鄉村性指數在東西方向上整體上呈現出以成都平原為中心的低值區域、以川東平行嶺谷和川西高原的高值區域“U”型空間格局;弱鄉村性和較弱鄉村性縣域單元呈現出逐年增加的趨勢，并以成都平原經濟區為中心向川東北和川東南地區擴展;強鄉村性縣域單元2005年與2000年相比有所增加，鄉村性增強的區域主要集中在川西高山高原區，2005—2014年強鄉村性縣域單元呈現出持續減少的趨勢，鄉村性逐漸弱化的區域在川東北和川東南地區較為明顯，到2010年、2014年強鄉村性縣域單元集中分布于川西北高原和川南山區的三州地區.2) 從不同鄉村性類型數量變化關系來看，強鄉村性和較強鄉村性縣域單元表現為先增后減的特征，2000—2005年分別由31、58個增加為37、60個，數量關系變化大不，但在空間上有明顯變化，表現為川西北高原強鄉村性縣域單元增加的同時，川南地區有所減少，而川東南和川東北地區較強鄉村性地縣域單元有所增加，2005—2014年由37、60個減少為21、45個，減少的縣域單元集中在成都平原和川東北、川東南地區以及川南部分區域.3) 從各類型空間分布范圍來看，弱鄉村性與較弱鄉村性縣域單元主要分布在一些社會經濟發展水平較高、交通區位條件較好的地級市，如成都、德陽、綿陽、眉山、樂山等，而強鄉村性縣域單元則主要分布在自然條件復雜、交通相對閉塞的區域；2000—2014年鄉村性趨于弱化的縣域單元主要集中分布在近年來社會經濟發展條件發生較大改變的區域，如成渝經濟區帶動區域社會經濟發展等.

2.3空間自相關分析

2.3.1全局空間自相關 為了深入分析四川省縣域鄉村性空間分布特征，基于2000年、2005年、2010年和2014年鄉村性指數，借助于GeoDa軟件平臺，計算測定其全局Moran’sI指數和顯著性檢驗值，如表3所示.可以看出：1) 2000年、2005年、2010年、2014年四川省縣域鄉村性指數的全局Moran’sI指數均為正值，對比其顯著性檢驗值Z-score值與0.05顯著水平下的臨界值，4個年份均明顯大于臨界值1.96.說明4個年份四川省縣域鄉村性呈現出顯著的空間關聯性，在空間上表現出集聚的特征，即鄉村性指數高的縣域其周圍縣域也為高值，反之亦然.2) 對比4個年份全局Moran’sI指數變化情況，2000—2014年呈現出逐漸增大的趨勢，說明縣域鄉村性空間集聚在不斷增強，鄉村性強的區域在空間分布上不斷演化和遷移.

表 3 四川省鄉村性指數全局Moran’s I指數與檢驗(2000—2014)

2.3.2局部空間自相關 全局空間自相關較好地揭示了各縣域鄉村性在空間上的關聯性，但并不能揭示其內部空間的差異性，因此在此基礎上進一步測算2000年、2005年、2010年、2014年四川省縣域鄉村性指數的局部Gi統計量，然后根據ArcGIS中Jenks自然斷裂法將183個縣域劃分為熱點區域、次熱點區域、次冷點區域和冷點區域4種類型，分類結果如圖2所示.

可以看出,2000—2014年四川省縣域鄉村性冷熱點分布從邊緣到中心整體呈現出“熱點-次熱點-次冷點-冷點”的“類同心圓”空間格局，不同類型區域表現出如下特點：

1) 熱點區域整體呈現出“由東向西”轉移的空間演變態勢.2000年鄉村性熱點區域出現在川東北和川南部分區域;2005年這2部分區域鄉村性進一步強化，同時在川西高原地區出現了新的熱點區域;2005—2014年期間川東北地區鄉村性開始弱化，逐漸轉變為次熱點區域，而川西高原地區鄉村性進一步強化成為四川省縣域鄉村性最大的熱點分布區.基本上實現了熱點區域由東部區域向西部的轉移.

2) 冷點區域以成都平原為中心，無明顯變化.2000—2014年縣域鄉村性冷點區域基本上都集中在成都平原的中心區域，主要包括成都、德陽、綿陽、樂山、眉山、資陽等地級市的縣域區域，在空間上沒有太大變化，僅在冷點區域與次冷點區域過渡區域存在個別縣域之間的轉化，如綿陽市梓潼縣、樂山市沙灣區等存在冷點區域和次冷點區域之間的轉化.

3) 次熱點區域表現出“縮減與擴張”并存的演變格局.2000—2005年縣域鄉村性次熱點區域在川西地區向熱點區域轉化明顯，川東北和川南地區鄉村性次熱點區域也存在縮減的情況，而在川東南地區鄉村性次冷點區域向次熱點區域轉化，出現了次熱點區域擴張的情況;2005—2014年除川西地區次熱點區域向熱點區域轉化出現縮減以外，川東南地區也出現了由次熱點向次冷點區域轉化，而在川東北地區則出現了由熱點區域向次熱點區域轉化的擴張.

4) 次冷點區域變現為“先縮減后擴張”的演變趨勢.2000—2005年以成都平原為中心的外圍區域鄉村性次冷點區域大部分向次熱點區域轉化，2005年僅有天全縣、滎經縣、峨眉山市、沙灣區、五通橋區、東興區、安岳縣、射洪縣、三臺縣、仙游區、涪城區、北川縣、小金縣等13個區縣為次冷點區域，說明這一階段該部分區域鄉村性有所強化;2005—2014年次冷點區域表現為擴張并趨于穩定的空間演變特征，擴張區域出現在川東南和川南攀枝花、涼山州的部分區域，到2014年川東南地區全部轉化為次冷點區域，鄉村性弱化.

3 四川省縣域鄉村性空間演變機制分析

從系統角度來看，鄉村地域是一個敞開的空間系統，其所呈現出的狀態及變化受系統本身和外界條件的影響.鄉村地域的功能依托于其鄉村地域本身的資源特征而存在[23]，而這種資源特征取決于鄉村地域本身的自然、人文環境，但又受到地域以外環境條件的干擾.基于此，本文結合四川省鄉村性空間格局演變特性，構建四川省縣域鄉村性空間演變機制(圖3)，將驅動因素劃分為三大類：穩定因子、動態因子和擾動因子，且各因子間相互作用.

圖 3 四川省縣域鄉村性空間格局演變機制示意圖

3.1穩定因子穩定因子是縣域鄉村性空間格局形成的基礎，主要包括其自然地理環境、歷史基礎、產業基礎、傳統文化習慣等因素，該因子在動態因子和擾動因子作用下發生一定程度的改變.四川省位于我國西南內陸地區，自然地理環境復雜，在地形地貌、氣候條件、自然資源等作用下，不同縣域社會經濟發展表現出差異性，如在川西高原和川東平行嶺谷地區受自然地理環境的影響，在社會經濟發展中，傳統農業生產地位仍然處于相對重要的地位，加上這些區域相對完整地保存了地方文化，鄉村地域仍然以從事農業生產為主，其鄉村地域特征較為明顯.從地區發展歷史和產業基礎來看，成都平原地區由于其社會經濟發展水平較高，二三產業發達，農業也被界定為特大城市都市現代觀光農業和盆西平原現代高新技術農業，而這些農業在工業、商業的沖擊下，逐漸淡化了鄉村特性，其鄉村性指數較小；而盆地周圍丘陵、山地以及高原地帶由于其工業基礎薄弱，第三產業欠發達，屬于傳統農業區，一般被界定為特色農業、生態農牧業以及綜合型林農牧發展區域，其農業鄉村性特征仍然明顯[24].由此可以看出，歷史基礎與傳統產業結構對鄉村性格局的形成產生較大作用，但隨著交通運輸和旅游業等的發展，這些穩定因子的作用逐漸被削弱，傳統的鄉村地域在工商業發展的沖擊下進一步弱化.

3.2動態因子動態因子是推動縣域鄉村性空間格局發生變化的動力條件，既包括鄉村地域自身內部條件變化與發展，也包括城市地域發展對鄉村地域產生的附帶效應，其變化是對穩定因子適應和受擾動因子調節作用的結果，一般包括社會經濟發展、人口流動、產業結構導向以及交通條件改善等因素.這些因素由于自身的不穩定性，往往在不同階段對鄉村性空間格局的影響是不同的.社會經濟對縣域發展產生深刻的影響，以人均GDP作為衡量社會經濟發展水平的指標，為因變量，將鄉村性指數作為自變量進行線性回歸分析，4個年份的R2分別為0.640 7、0.732 4、0.746 3和0.711 7，線性擬合優度較好，影響系數分別為-0.700 4、-0.703 3、-0.849 3和-0.909 9，表明人均GDP與縣域鄉村性水平成負相關性，且影響程度在進一步增強.人口流動對鄉村性空間格局演變起到重要作用，長期以來四川省作為人口流出大省，加上城鄉之間人口的流動，鄉村人口不斷減少，而城市人口則不斷增加，傳統農業生產和鄉村格局發生變化，同時隨著鄉村人口流動而出現的耕地非農化、農民棄耕等問題，導致四川省縣域鄉村性水平整體呈現下降趨勢，鄉村性指數由2000年0.558 5下降為2014年0.486 9.同時在加快推進工業化和城鎮化過程中，近年來四川省“穩增長、調結構、促發展”的產業結構導向在推動產業結構調整，推進二三產業穩步發展等方面起到了重要作用，尤其是成都經濟區二三產業比重超90%，其他經濟區也均保持在80%以上，這種以二三產業主導的產業格局逐漸弱化鄉村產業地位，縣域鄉村性逐漸減弱.此外，區域內交通條件的改善增強了區域內部以及區域之間的聯系，對縣域鄉村性空間格局產生了重要影響，如成渝經濟區、成都平原經濟區的交通網布局與完善推動了區域內部縣域空間單元鄉村性水平下降.從整體來看，四川省鄉村性弱的縣域與交通條件優越區域相匹配，而鄉村性強的縣域多處于交通不便地帶.

3.3擾動因子擾動因子主要指外界條件突變對鄉村地域的干擾因素，穩定因子對其產生一定的制約作用，而動態因子誘導擾動因子的出現，主要涉及自然災害、政策導向、區域調整以及項目建設等因素.自然災害主要表現為地質災害對鄉村地域的破壞性導致鄉村格局發生變化.四川省由于地形單元復雜而地質災害多發，地震、泥石流等自然災害對山區鄉村地域生產生活產生重大影響，往往使鄉村性空間格局發生劇變.對比以龍門山斷裂帶為中心的地質災害多發區縣域鄉村性變化來看，該區域因地質災害重建、搬遷等,縣域單元鄉村性整體呈現下降趨勢，尤其是汶川地震、蘆山地震等涉及縣域單元變化明顯.近年來，四川省在新農村建設、農村土地流轉、土地綜合整治等政策導向作用下，結合統籌城鄉發展的思路，積極探索農村土地流轉與整治之路，形成以城鄉建設用地增減掛鉤、災后重建土地整治、宅基地有償置換等為主的多種模式.大量農民修建新居集中居住，甚至“下山進城”，其鄉村性進一步弱化，如成都市龍泉驛區自2006年開始結合“生態移民”與增減掛鉤相結合的土地整治思路，萬興鄉逐步實現整村搬遷，實現農民“下山進城”，其鄉村性指數也由2005年的0.428 9下降為2014年的0.221 1，較臨近區域同類縣域單元變化更為明顯.1997—2005年四川省撤銷、新設、縣域變更等涉及縣級行政區33個[25]，2005年以來又涉及部分區域撤縣設區(市)，這種區域調整往往都具有突變的特性，尤其是行政區域調整，會在短時間內導致鄉村性發生重大變化.縣域單元行政區劃調整表現為撤縣設區(市)、撤鄉并鎮合村等，撤縣設區(市)在推進農村居民向市民轉化、以農村為主的空間結構向以城區為主的空間結構轉化等發揮著重要作用，撤鄉并鎮合村則在推進小城鎮人口集中、擴大區域建成區規模等方面發揮重要作用，這些變化必然會引起鄉村地域空間格局改變.此外，重大項目建設，如高速公路、高速鐵路等改變了區域對外開放格局，城鄉之間聯系進一步增強，農村規模化與產業化發展也會導致鄉村性水平發生快速變化.

4 結論與討論

本文以四川省縣域空間單元為研究對象，在構建鄉村性評價指標體系的基礎上，運用探索性空間分析方法，探討2000—2014年四川省縣域鄉村性空間分布格局及演變規律，并在此基礎上構建縣域鄉村性空間演變機制，得出如下結論.

1) 2000—2014年四川省縣域鄉村性指數整體呈下降趨勢，鄉村性趨于弱化.從偏度系數和峰度系數來看，縣域單元之間存在顯著差異，強鄉村性區縣在空間上趨于集中分布，這些區縣在鄉村屬性上具有相似性，應該重點關注其鄉村產業的發展.

2) 在空間分異中，2000—2014年四川省縣域鄉村性整體呈現出“U”型空間格局，弱鄉村性和較弱鄉村性縣域單元呈現出逐年增加的趨勢，并以成都平原經濟區為中心向東擴展；強鄉村性和較強鄉村性縣域單元數量表現出先增后減的特征，而弱鄉村性與較弱鄉村性縣域單元數量在后期明顯增加，這與四川省自然地理條件、交通狀況以及社會經濟發展等有關.

3) 在空間關聯分析中，4個年份四川省縣域鄉村性呈現出顯著的空間關聯性，鄉村性空間集聚態勢明顯增強，強鄉村性地域在空間上的遷移與演化過程較為明顯.2000—2014年四川省縣域鄉村性冷熱點分布從邊緣到中心整體呈現出“熱點—次熱點—次冷點—冷點”的“類同心圓”空間格局，在成都平原經濟區和成渝經濟區臨近輻射區域冷點、次冷點呈現出擴散的趨勢，這也從側面反映了區域協調發展對鄉村地域產生了巨大影響.

4) 從系統角度看，認為縣域鄉村性空間格局演變受穩定因子、動態因子和擾動因子綜合作用，而且3個因子間相互聯系、相互影響.自然地理環境、歷史基礎、產業基礎、傳統文化習慣等穩定因子是奠定鄉村性格局的基礎，在社會經濟發展、人口流動、交通條件改善以及產業結構導向等動態因子作用下發生演變，同時在自然災害、政策導向、區域調整以及項目建設等擾動因子作用下產生空間分異.從這個層面來講，充分利用自然地理環境、結合區域產業基礎等，制定地域差異性政策方針來指導區域性的特色產業培育和促進經濟發展，對于進一步優化四川省縣域鄉村性格局和提升鄉村地區發展水平具有重要的意義.

綜合來看，本文通過定量分析的方法對四川省縣域鄉村性空間格局及演變進行了探究，同時在構建鄉村性空間演變機制的基礎上開展定性表達，得出的一些結論能夠為縣域鄉村發展與規劃布局提供一定的參考.在今后還應該注重以下問題的深入探究：i) 定量化表達縣域鄉村性空間演變機制，揭示不同因子對鄉村性演變產生的作用程度，以便更好提出不同地域差異化的鄉村發展動力機制；ii) 根據空間變化做好鄉村性類型劃分以及鄉村地域發展與優化布局的思路探究是很有必要的.

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

[2] 李紅波,張小林. 鄉村性研究綜述與展望[J]. 人文地理,2015(1):16-20,142.

[3] 孫玉,程葉青,張平宇. 東北地區鄉村性評價及時空分異[J]. 地理研究,2015,34(10):1864-1874.

[4] 張榮天,焦華富,張小林. 長三角地區縣域鄉村類型劃分與鄉村性評價[J]. 南京師大學報(自然科學版),2014,37(3):132-136.

[5]CLOKEP.AnindexofruralityforEnglandandWales[J].RegionalStudies,1977,11(1):31-46.

[6]CLOKEP,EDWARDSG.RuralityinEnglandandWales1981:areplicationofthe1971index[J].JRuralStudies,1986,2(5):289-306.

[7]HARRINGTONV,DONOGHUED.RuralityinEnglandandWales1991:areplicationandextensionofthe1981ruralityindex[J].SociologicRuralis,1998,38(2):178-203.

[8] 范學剛,朱竑. 西方鄉村性研究進展[J]. 熱帶地理,2016,36(3):503-512.

[9] 龍花樓,劉彥隨,鄒健. 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,2009,76(4):426-434.

[10] 張榮天,張小林,李傳武. 基于縣域尺度的江蘇省鄉村性空間格局演變及其機理研究[J]. 人文地理,2013,28(2):91-97.

[11] 章明卓,林敏,屠君芳. 基于縣域尺度的浙江省鄉村性綜合評價[J]. 浙江師范大學學報(自然科學版),2014,37(3):339-344.

[12] 馬力陽,李同昇,李婷,等. 我國北方農牧交錯帶縣域鄉村性空間分異及其發展類型[J]. 經濟地理,2015,35(9):126-133.

[13] 孟歡歡，李同昇，于正松，等. 安徽省鄉村發展類型及鄉村性空間分異研究[J]. 經濟地理,2013,33(4):144-148,185.

[14] 周玉玉,馬曉冬，趙彤. 徐州市鎮域鄉村發展類型及其鄉村性評價[J]. 農業現代化研究,2013,34(6):728-732.

[15] 陳陽,李偉芳,馬仁峰,等. 浙江省鄉村性空間分異及其影響因素[J]. 經濟地理,2014,34(12):133-139.

[16] 周華,王炳君. 江蘇省鄉村性及鄉村轉型發展耦合關系研究[J]. 中國人口·資源與環境,2013,23(9):48-55.

[17] 邵子南,陳江龍,蘇勤,等. 江蘇省鄉村性空間格局及其影響因素研究[J]. 長江流域資源與環境,2015,24(2):185-193.

[18] 趙磊,劉洪彬,于國鋒,等. 基于熵權法土地資源可持續利用綜合評價研究[J]. 資源與產業,2012,14(4):63-69.

[19]ANSELINL.Localindicatorsofspatialassociation:LISA[J].GeographicalAnalysis,1995,27(2):93-115.

[20] 梅志雄,徐頌軍,歐陽軍. 珠三角縣域城市潛力的空間集聚演化及影響因素[J]. 地理研究,2014,33(2):296-309.

[21] 關偉,朱海飛. 基于ESDA的遼寧省縣際經濟差異時空分析[J]. 地理研究,2011,30(11):2008-2017.

[22] 劉虹,薛東前,馬培培. 基于ESDA分析的關中城市群縣域經濟空間分異研究[J]. 干旱區資源與環境,2012,26(4):55-60.

[23] 劉自強,周愛蘭,魯奇. 鄉村地域主導功能的轉型和鄉村發展階段的劃分[J]. 干旱區資源與環境,2012,26(4):49-54.

[24] 劉衛東,石承蒼,任國業. 四川省農業功能區劃研究[J]. 中國農業資源與區劃,2008,29(3):27-32.

[25] 羅懷良,許可,李逸泳,等. 四川省建國以來縣級行政區劃調整研究[J]. 云南地理環境研究,2008,20(2):24-29.