基于GWR模型的長株潭地區縣級鄉村重構?時空格局及城鎮驅動力研究

趙先超，袁超，張茜茜，彭競霄

（1. 湖南工業大學城市與環境學院，湖南 株洲 412007；2. 西南大學地理科學學院，重慶 400715）

當前，國內外多數鄉村經濟社會關系與空間結構面臨著分化重組的新格局。在這種背景下，鄉村轉型與重構研究日益受到國內外學者的關注和重視。重構是系統科學的方法論，是指對出現分異阻礙正常運行的系統通過重新架構的方式促進系統的重新良性運轉的一種方法論[1]。鄉村重構（rural restructuring）在一定意義上可認為與鄉村轉型發展同義[2-3]。Woods[4]將鄉村重構定義為快速工業化和城鎮化進程中因農業經濟地位的下降和農村經濟的調整、農村服務部門的興起和地方服務的合理化、城鄉人口流動和社會發展要素重組等不同因素的交互影響導致的農村地區社會經濟結構的重新塑造。龍花樓和屠爽爽[5]基于鄉村地域系統的“要素—結構—功能”視角，從鄉村重構的行為主體、價值取向和目標定位等方面進一步闡釋了鄉村重構的概念內涵，并剖析了由誘發機制、支撐機制、約束/促進機制、引導機制、引擎機制構成的鄉村重構作用機制框架。Terluin和Post[6]提出將鄉村轉型發展機制分為外生型、內生型和內外綜合型三類，分別強調工業化、當地資源和區位特色等驅動因素。李紅波和張小林[7]認為在城鄉統籌發展的大背景下，因發展政策與當地自身發展情況的因素會導致部分村落新建搬遷、衰退荒廢乃至消失。屠爽爽等[8]對于不同發展模式和發展水平地域鄉村的自然資源稟賦、區位條件、經濟基礎、人力資源、文化習俗等要素對鄉村重構影響進行了研究。

綜合來看，現有成果對鄉村重構的研究多側重體系構建和較為宏觀的影響分析。在當前城鎮化加速推進的大背景下，一定程度上缺乏針對鄉村重構中城鎮行為的相關研究。本文即以此為切入點，以長株潭地區這一新型城鎮群為樣本，跳出鄉村內置發展因素局限，側重分析城鄉相互作用關系推動力，運用熵值法構建長株潭地區縣級（含區、縣及縣級市）“產業-農地-社會”鄉村重構度測評體系，綜合核密度估計（kernel density estimation）、Arcgis10.1軟件平臺分析長株潭地區鄉村重構整體水平和時空差異，并重點通過地理加權回歸分析（Gergraphic Weighted Regression，簡稱GWR）等方法分析以城鎮發展為外部主體的驅動因子，以期在理論上彌補鄉村重構中城鎮行為研究相對缺乏的現狀，探索性地為鄉村重構研究提供一個具有一定參考價值的研究框架，在實踐上為長株潭地區以及同類地區鄉村優化重構與城鄉協調發展提供理論基礎與調整思路，同時為制定區域差異化的城鄉發展策略尤其是鄉村發展策略提供借鑒。

1 研究區概況

長株潭地區位于湖南省中東部，主要包括長沙、株洲、湘潭三市，是湖南省經濟發展的核心增長極。研究區北部以盆地平原為主，南部以羅霄山脈西麓山地為主，土地總面積占全省13.3%。截止2016年，戶籍總人口占湖南省總人口的21.3%，城鎮化水平達66.78%，超出全省平均14.02個百分點。下轄23個縣（區、市）3 261個村級基層組織，鄉村人口907.4萬；農林牧漁業總產值1 134.37億元，第一產業社會生產總值719.02億元，占全省比重20.2%，鄉村居民人均可支配收入21 092元。自2010年以來，隨著長株潭城市一體化的快速發展，鄉村轉型與重構受到多方面不同程度的帶動作用和滯緩作用。因長沙市芙蓉區城鎮化率達到100%排除在外，選取長株潭地區22個縣（區、市）為基本樣本，研究新型城鎮化中縣級區域鄉村總體轉型與重構發展水平，具有明顯的合理性與代表性。

2 數據來源與研究方法

2.1 數據來源

本文所采用的長株潭地區縣（市、區）級鄉村重構度體系指標數據和城鎮驅動因子數據主要來自2011年和2017年等年份的《湖南省統計年鑒》、《湖南省農村統計年鑒》、《長株潭試驗區統計年鑒》以及三市及其下轄縣市區的統計年鑒、公報及政府報告，部分數據通過走訪湖南省國土與資源廳、農業廳、統計局等相關單位獲取；各縣市區行政邊界等要素空間數據來源于湖南省標準地圖（2010年版）。

2.2 研究方法

2.2.1 熵值法 借用信息論中的熵值法計算鄉村重構度各指標權重，即通過計算熵值來判斷各項指標的離散差異程度，甄別不同指標因素中影響整體評價的關鍵差距值，從而得出各項指標客觀性衡量權數。熵值法計算第j項指標下第i個方案權重如下：

式中：j=1，2，…，m，Wj為i項最終權重，g為i項指標熵值。其中，g的計算公式如下：

式中：k為玻爾茲曼常量，與樣本數有關，此處取k=1/lnm；Xij為去量綱標準化參數，其計算公式如下：

式中，i=1，2，…，n；j=1，2，…，m。

得出各項指標權重后，計算各項指標綜合得分水平：

2.2.2 地理加權回歸分析法（GWR） 當代地理學對影響因素的解釋常常采用回歸分析的方法。然而，傳統的線性回歸分析（OLS）只能估計全局層面的參數相關性，忽略了局部相關特征。比較而言，地理加權回歸（GWR）基于一般OLS線性回歸模型并進行改進，在全局估計的基礎上測度參數因子在局部空間的滯后與溢出效應，反映參數空間非平穩性，使對象值間的相互影響關系隨空間位置變化體現出具體差異化，結果更符合實際[9]。

式中：yi表示第i個樣本的鄉村重構度；（ui，vi）是第i個樣本的空間位置；εi為隨機誤差項；βk（ui，vi）為樣本區域回歸系數，其計算公式如下：

式中：W（ui，vi）為距離權重矩陣，其空間權函數基于高斯函數采用調整空間核模型，構建效益衰減型無限閾值函數[10-12]：

式中：dij為空間觀測對象間的歐氏距離；b為帶寬，帶寬作為一個非負衰減函數決定權重隨距離衰減程度與邊際衰減量，決定樣本權重受距離影響程度強弱，依據最小平方準則，采用交叉確認法（CV）確定最優帶寬[13-14]：

3 結果與分析

3.1 鄉村重構度體系構建

鄉村重構是通過優化配置和有效管理，影響鄉村發展的物質和非物質要素，重構鄉村社會經濟形態和優化地域空間格局，以實現鄉村地域系統內部結構優化、功能提升以及城鄉地域系統之間結構協調、功能互補的過程[5]。根據國內相關學者研究成果與相關建設規范標準[13-15]，考慮到數據可獲取性等要求，并結合研究樣本區域鄉村實際，本文將長株潭地區鄉村重構度劃分為產業重構度、農地重構度、社會重構度等3個準則層以及第一產業產值占GDP比重等10個指標（表1）。根據2010年和2016年各指標實際值，同時運用熵值法賦權的計算公式（式1-式3），可計算得出長株潭地區鄉村重構度各指標的權重。

表1 長株潭地區鄉村重構度體系Table 1 Rural reconstruction system in Changsha-Zhuzhou-Xiangtan area

3.2 驅動因子遴選

鄉村重構發展主要受到內在資源與外在環境兩方面的驅動作用[16]。在新型城鎮化快速發展的大背景下，城鎮資本與市場開始向鄉村地區滲透并對鄉村發展重構起到至關重要的觸發和導向作用。本文在參考相關學者研究的基礎上[13,17-18]，遴選出具有代表性的城鎮驅動力予以研究，重點從地區城鎮化水平、工業現代化水平、市場發展水平、投資建設水平和居民生活水平對鄉村重構進行驅動程度分析，并分別從城鎮化率、第三產業產值占比、人均社會消費品零售額、人均固定資產投資額和城鎮居民人均可支配收入等指標進行量化，以較為科學合理地得出新型城鎮化下各項發展因素對長株潭地區縣級鄉村重構的作用度，進一步明確發展重點和難點。

3.3 長株潭地區鄉村重構分析

3.3.1 長株潭地區鄉村重構的整體水平與結構 通過計算可知，2010年至2016年長株潭鄉村重構度由0.306增長至0.328，年均增長1.084個百分點。研究年限內，農業土地利用與鄉村社會發展變化較為顯著，發展態勢良好，人均耕地面積由0.093 hm2/人增長至0.125 hm2/人，反映土地利用生態化的單位耕地農藥使用量由23.90 kg/hm2下降至16.92 kg/hm2，鄉村人口減少39.79萬人，鄉村農業工作人口占比由50.54%降至44.93%，城鄉收入差異系數由0.55優化至0.63，人均用電量由331.16 kW·h /人增加至385.08 kW·h /人；產業優化重構發展相對滯緩，產業發展比重與結構有所優化，但發展水平與發展效率提升的趨勢較弱。

圖1 2010與2016年長株潭鄉村重構核密度估計Fig. 1 Estimation of core density of rural reconstruction in Changsha-Zhuzhou-Xiangtan area in 2010 and 2016

根據核密度曲線顯示（圖1），長株潭鄉村重構水平總體呈單峰鐘型正態趨勢，兩年基本可視作中位數與眾數一致，2016年較2010年峰值稍降且左移，高位區間[4，7]核密度值下降且趨勢緩和，低位區間[0，2]變化差異較小且曲線趨勢較陡，說明經過研究年限的變化，長株潭地區鄉村重構水平地區差異縮小，呈現“兩頭小，中間大”的梭形分異發展結構，鄉村發展逐步科學均衡，但低值區域占比變化微弱，落后地區鄉村發展仍然后勁不足，發展潛力較大。綜合單項指標分析，落后地區鄉村重構發展在農業現代化水平和農業生產效率方面數值較低，這兩項也是重構衡量權重（0.24，0.12）較大的評價指標，該類地區發展方向應以其為著力點，提升農業機械化水平，提升農業產業效率，進一步促進三產融合，延伸第一產業衍生價值，為鄉村重構轉型提供原生動力。

3.3.2 長株潭地區鄉村重構的時空格局 當代地理學認為，地理空間現象觀測數據在研究區域內會存在潛在相關性，即存在空間自相關(spatial autocorrelation)[19]。鄉村發展往往多受限于地理區位、地形地勢等自然地理因素，推動或制約鄉村重構轉型的區域社會經濟因素也直接或間接受到地理位置與環境的影響。因此，本文為整體反映長株潭地區鄉村重構的空間異質性格局，采用全局空間自相關Moran's I指數和局部空間自相關Get-Ord G*指數來說明研究年限內在時間和空間尺度上的變化。

從時間尺度上看，長株潭地區整體鄉村重構水平Moran's I指數在2010年和2016年分別為0.341（P=0.001＜0.01）、0.251（P=0.006＜0.01）（圖 2），Get-Ord G*指數為0.518（P=0.002＜0.01）、0.504（P=0.005＜0.01）（圖3），兩項指數均顯示為聚類和高水平聚類，均為0.01水平上顯著，置信度大于99%，表明該地區鄉村重構度不但在全局整體呈現高度空間聚集態發展與重構受地域關聯影響較大。這也為應用地理加權回歸分析方法衡量驅動水平提供了理論前提。相較兩年數值，2016年的Moran's I指數和Get-Ord G*指數均較2010年有所下降，說明研究期限末較初始時集聚程度緩解，地區差異逐漸縮減，地域空間發展呈現均衡化發展趨勢。

圖2 研究期始末長株潭鄉村重構Moran'I 指數Fig. 2 Changsha-Zhuzhou-Xiangtan area rural reconstruction Moran'I index

圖3 研究期始末長株潭鄉村重構高/低聚類General G指數Fig. 3 Changsha-Zhuzhou-Xiangtan area rural reconstruction high/low clustering general G index

在具體空間地域上，2010年和2016年的鄉村重構水平空間格局并未呈現明顯變化趨勢（圖4-圖5），均以長沙市區為顯著單核心向周邊呈擴展之勢，以雨花區和天心區為集聚峰值，高值區逐步延展至周邊近郊區縣和株洲市、湘潭市城區，較低水平區域主要位于長沙遠郊區縣和株洲市各縣（市），茶陵縣、湘潭縣、湘鄉市三地區鄉村于2016年仍處于低水平重構階段。粗略來看，2016年在22個縣市區中，鄉村重構評分最高的雨花區（0.75）與評分最低的茶陵縣（0.15），也均是樣本對象中經濟發展水平（以人均國民生產總值為衡量）最高地區和最低地區，在一定程度上說明城鎮化要素對鄉村發展有著顯著的影響，研究城鎮推力對鄉村重構水平的作用有較強的必要性。

相比兩年相對變化增長率（圖6），長沙市開福區、天心區、株洲市區和瀏陽市鄉村相對重構態勢呈現負增長，據資料顯示，主要是受近年來城區高速發展放緩及行政地域擴并調整所致，瀏陽市、蘆淞區下降比率為0.08%和0.003%，評估結果可視為基本同2010年水平；岳麓區、雨花區、株洲縣、長沙縣呈高速增長態勢；湘潭除雨湖區的縣區市、攸縣和茶陵縣呈較高速增長態勢；望城區、寧鄉縣、醴陵市、炎陵縣、雨湖區基本呈穩定性增長態勢。總體特點表現為2010年鄉村重構度低值地區在2016年均有一定提升，研究期內縣均增長7.55個百分點，研究區域整體發展差異縮小，地區趨于均衡發展，該結果也是對前文核密度分析與空間自相關分析結果的空間化表示。

圖4 2010年長株潭鄉村重構狀態Fig. 4 Changsha-Zhuzhou-Xiangtan area rural reconstruction status in 2010

圖5 2016年長株潭鄉村重構狀態Fig. 5 Changsha-Zhuzhou-Xiangtan area rural reconstruction status in 2016

圖6 2010—2016年長株潭鄉村重構相對值年均增長率Fig. 6 Annual growth rate of Changsha-Zhuzhou-Xiangtan area rural reconstruction from 2010 to 2016

3.4 長株潭地區鄉村重構的城鎮驅動力分析

圖7 長株潭鄉村重構城鎮驅動力流程示意Fig. 7 Flow chart of the driving mechanism of rural reconstruction Changsha-Zhuzhou-Xiangtan area

在參考國內相關研究成果[13,17-18]的基礎上，結合本研究區實際，以2016年為例，遴選出五項城鎮驅動力—城鎮化水平、工業現代化水平、市場發展水平、投資建設水平和居民生活水平進行空間自相關分析，其Moran's I指數分別為0.315（P＜0.01）、0.048（P=0.14＞0.1）、0.223（P＜0.05）、0.244（P＜0.05）、0.311（P＜0.01）。分析可得，長株潭地區除工業現代化水平不具有顯著的空間集聚關聯，其他四項指標空間集聚水平均為0.05水平上顯著，置信度大于95%，具有較為明顯的空間集聚特征，滿足地理加權回歸分析的應用前提（圖7）。

根據GWR模型整體回歸結果（表2）和回歸系數描述性統計分析五分位觀察表（表3）可以看出，驅動力整體R2判決系數較高，可解釋0.837 9的因變量變化程度；Akaike信息準則即AICC指數較OLS模型小，模型性能相對較優[20]；四項因子的五分位值基本大于零值，總體呈正向驅動作用；變異系數差異較大，不同驅動作用效果懸殊。因地理加權回歸模型使用局部回歸方法，存在容易降低方程自由度而引發共線性問題的缺陷，為消除系數誤差，在參考整體回歸結果的基礎上采用單一化因素回歸，最終對四項城鎮驅動因子進行區域性分析[14]。基于此種地理加權回歸方法模型，應用Arcgis10.1平臺計算長株潭鄉村重構度的城鎮驅動力回歸系數空間分布圖（圖8-圖11）。

表2 GWR模型整體回歸結果Table 2 GWR model regression results

3.4.1 城鎮化水平驅動分析 城鎮化的快速發展對鄉村的驅動力，不僅表現為促進鄉鎮產業、土地結構轉型等變化，也因比較利益的驅動促進鄉村人口就業選擇、價值觀念和生活方式的轉變。分析顯示，長株潭地區對鄉村重構的城鎮化驅動回歸系數表現出北高南低、由長株潭三市市區向周邊縣市擴散的分布格局，絕大部分為正值，其中在長沙五區達到峰值，在株洲市遠郊攸縣、茶陵縣、炎陵縣回歸系數最低，并出現微小負向系數。反映出在城鎮化高的核心城區鄉村驅動力較強，城鎮體系健全，城市資源、資金和發展需求外溢，帶動鄉村建設水平和生活條件的優化，為鄉村發展與重構提供強勁動力支持；而株洲三縣遠離城市中心，且因山地等阻隔性自然因素影響，縣級城鎮發展水平低、規模體系不完善、城市服務功能不健全，對農村的輻射力明顯不足，城鎮作用力依然更多地停留在對鄉村資源的吸附上，反而對鄉村發展與重構造成一定阻力，甚至加劇空心村的發展。

表3 GWR模型回歸系數描述性統計分析五分位觀察表Table 3 GWR model regression coefficient descriptive statistical analysis quintile observation table

圖8 城鎮化水平驅動GWR回歸系數分布圖Fig. 8 GWR regression coefficient distribution map driven by urbanization leve

圖9 市場發展水平驅動GWR回歸系數分布圖Fig. 9 GWR regression coefficient distribution map driven by market development level

圖10 社會投資水平驅動GWR回歸系數分布圖Fig. 10 GWR regression coefficient distribution map driven by social investment level

圖11 居民生活水平驅動GWR回歸系數分布圖Fig. 11 GWR regression coefficient distribution map driven by residents' living standards level

3.4.2 市場發展水平驅動分析 市場發展水平回歸系數南部高、東北部低，有較強的過渡性規律，在距離城市核心區最遠的炎陵縣系數水平最高，最北部的長沙市近郊縣區淪為低谷區，系數值由此向南和西方向漸進增長。總體看來，距離城市核心越遠的區域，鄉村重構水平受到市場發展的影響拉力越敏感。這些地區多在城市福利的外溢區之外，受城鎮化牽引動力小，市場化水平低，因而市場發展水平值的單位增長對鄉村發展的反映值較大，每單位市場發展水平增長會帶動鄉村重構水平最多上漲33.85個百分點，而這個值在長沙市多縣區最低會降到23.47個百分點。發達區域一方面受限于較為飽和的市場發展空間，另一方面也由于鄉村發展程度基點高、提速潛力小，因而市場驅動力相對要小，而經濟社會發展較為落后的地區則恰恰相反，市場引擎對鄉村發展及重構的帶動及加速作用較為顯著。3.4.3 區域投資水平驅動分析 區域投資水平對鄉村重構水平的驅動回歸系數分布和市場發展水平分布狀況較為相似，均為南高北低的基本格局，與鄉村重構度的整體分布大致呈反向狀態，重構低水平地區投資回歸系數值較高。相比發達地區，偏遠落后地區受到投資資金的支持拉動更容易出現顯著性的增長反應，隨著每單位投資水平增加，炎陵縣鄉村重構度可上升21.06個百分點，開福區可上升3.45個百分點，主要是因為落后地區建設基礎低、潛力大、可塑性強，提升增長量明顯，但同時因回報收益弱、成熟周期長成為阻礙這些地區發展的關鍵點。3.4.4 居民生活水平驅動分析 城市生活水平尤其是以人均收入水平引導的居民消費方向在鄉村旅游發展的背景下對鄉村發展方向和產業重構及其城鄉融合起到觸發式的驅動作用。長株潭研究區居民生活水平驅動回歸系數基本表現為西北向東南遞減的趨勢分布，長沙地區經濟發達，居民生活水平較高，鄉村旅游發展興盛，但市中心區鄉村基數少，發展程度高，居民生活水平這一城鎮驅動作用力稍顯微弱，寧鄉縣、望城區、長沙縣依托于廣闊的鄉村腹地和較高的居民生活水平，使回歸系數達到最高；而距離城市核心較遠的茶陵縣、炎陵縣，受城市輻射力較弱，鄉村旅游與城鄉融合動力不足，生活水平對其影響較小。

4 結論與討論

4.1 結論

本文以長株潭22個縣市區為例，運用熵值法、地理加權回歸分析等方法計算長株潭地區城鎮方面的發展要素對其鄉村發展與重構的驅動力作用度。主要研究結論有：

1）2010年至2016年間，長株潭地區鄉村重構水平基本呈現穩中有進的發展態勢，發展內部結構愈發合理，地域分異結構雖未有大幅度變化但區域差異性進一步縮小。

2）鄉村重構度的三項分項子系統中，產業重構度占比最大，差異表征最為顯著，也是城鎮驅動作用中最敏感、最直接的指標。

3）在長株潭地區城鎮發展相關指標要素中，城鎮化水平、市場發展水平、投資建設水平、居民生活水平的驅動力與鄉村重構水平是驅動鄉村發展與重構的重要動力。其中：城鎮化水平主要作用于城鎮發展核心區域，主要是長株潭三市市區近郊鄉村地區受益明顯；市場發展水平和投資建設水平則主要對遠離城鎮化高峰值的落后區域作用力顯著；受居民生活水平驅動較強的地區則主要是位于研究區西北部，即經濟水平發展程度好、居民收入水平高和鄉村旅游與產業發展較為發達的寧鄉縣、望城區、韶山市一帶，城鎮居民生活水平質量的提升對推動近郊鄉村產業市場、促進城鄉融合的驅動力顯而易見。

4.2 政策建議

從前述研究結果可知，同一區域范圍內的鄉村發展重構水平及其驅動力有較大差異性，城鎮行為對鄉村轉型發展也因地理位置等因素差異而起到不同的影響作用。

1）準確認識城鎮與鄉村的動態作用關系，科學制定發展政策。隨著城鎮化的快速推進，城鎮對鄉村發展和轉型產生了巨大帶動作用。但受復雜因素影響，這種帶動作用并不是靜態的、恒定的，且不一定是正向性質的。如何準確梳理并科學歸納鄉村發展受力程度和受力重點從而科學制定相關政策，需要運用合適的數學模型來測度城鎮不同發力點對不同地域和地理條件下的實際作用，根據城鎮化驅動因子有針對性地分解某一具體區域鄉村重構狀態的動態評量結果，達到發揮優勢、屏蔽劣勢的政策制定目的。

2）鄉村重構要根據自身條件找準“對接口”，推動“以城帶鄉”向“城鄉互帶”發展。理論上，鄉村在助推城鎮發展的同時也會接受城鎮反饋得到發展，即實現城鄉統籌發展。但在現實中，城鎮并非能絕對助力鄉村快速發展和轉型重構，個別階段城鎮也會拖垮以至犧牲鄉村健康發展。因而鄉村重構應找準自身發展潛力，找準與城鎮的“對接口”。以長株潭地區研究結果為例，長沙縣、寧鄉縣等近郊且較發達區域，可利用城鎮外溢福利促進產業更新發展；但茶陵縣、炎陵縣等距核心城市較遠的欠發達山區，城鎮輻射作用小，不能主靠城市帶動，應更加從夯實基礎著手，從自身找發展亮點，積極挖掘地方潛力特色，要從“以城帶鄉”的老路子走向“城鄉互助”和“城鄉統籌”。

3）鄉村重構要以產業重構和城鄉統籌為重點，謀求全面振興的鄉村可持續發展道路。單從重構度研究結果來看，鄉村重構的關鍵在于產業重構，經濟造血是鄉村升級的源頭，這與當前“實施鄉村振興重在產業興旺”的論斷完全吻合。但鄉村重構和鄉村發展也不能僅僅依靠小區域的產業優勢，還應注重大區域的區域合作和城鄉統籌發展，要實現不同鄉村地區的全面振興。如在落后鄉村地區要依靠發揮資源優勢和政策扶持來做大做強“一村一品”專業化合作發展模式；在近郊較發達鄉村地區要利用靠近城市的良好區位，加快推進城鄉統籌。

本文側重研究長株潭地區城鎮發展對鄉村重構的驅動影響，嘗試突破鄉村內部變量常規思路、在新型城鄉關系的基礎上探求鄉村發展外部推力尤其是城鎮系統的驅動，以期獲得新的鄉村發展重構著力點。受各方面條件限制，本文仍有諸多可探討和待解決的問題，例如城鎮驅動因子篩選的全面性有待進一步加強、多方法應用的比較與融合還可進一步增強科學性、地域研究尺度可以進一步深入細化等，未來將在上述層面做進一步的深入研究。