鄉村宜業與生態宜居耦合協調的動態演進分析

賀亞亞 陳敏

(長江大學 湖北農村發展研究中心，湖北 荊州 434020;長江大學 經濟與管理學院，湖北 荊州 434020)

2021年中央一號文件強調要促進鄉村宜業宜居。以城市發展為例，城鎮化進程中大量工作崗位和就業機會被創造，但隨著人口在城市聚集，交通擁堵、環境破壞等問題逐漸凸顯，城市病嚴重。那么，在鄉村宜業建設中，產業發展必然導致能源(水、電等)消耗增多，鄉村資源壓力和環境負擔增重，這對鄉村生態環境會帶來不利影響，制約鄉村宜業宜居協調發展。如何協調鄉村宜業與宜居均衡發展，是鄉村全面振興的重要議題。

筆者基于宜業的內涵以及已有文獻的思想和方法[1,2]，構建鄉村宜業與生態宜居綜合評價指標體系，在此基礎上采用空間馬爾科夫模型分析鄉村宜業宜居耦合協調水平動態演進規律。實證結果表明，中國鄉村宜業水平提高的同時，生態宜居水平在不斷下降，絕大多數地區的耦合協調水平處于失調衰退和中間過渡階段，而且協調提升類型和失調衰退類型存在俱樂部收斂現象。

一、文獻綜述與理論基礎

(一)鄉村宜業研究

已有研究對鄉村宜業少有專門的探討。從宜業的界定來看，宜業意味著就業機會多同時產業發展環境良好[3]。與鄉村就業相關的研究主要探討了農戶就業變遷及非農就業的影響因素。最新研究表明村域就業已呈從純農就業向多元化就業轉變的態勢[4]，這意味著鄉村宜業水平的提高。而農村勞動力非農就業的主要驅動力中農村基礎設施建設是不容忽視的[5]，除此之外，土地流轉、互聯網使用也被證實是非農就業的重要驅動力[6，7]。在土地流轉、互聯網迅速深入的背景下，大規模農場和農村電商等農村新業態的出現為農村勞動力就業提供了良好的平臺，是否可提升鄉村宜業水平？鄉村產業發展近來研究熱點主要包括鄉村旅游業和鄉村產業融合發展研究。鄉村振興戰略和鄉村產業轉型發展背景下，休閑旅游產業在鄉村地域的興起擾動了當前就業人口由鄉村向城鎮流動的宏觀趨勢，成為鄉村振興和農村高質量發展的重要推動力[8～9]。以上文獻從理論上為鄉村宜業發展提供支撐依據，然而鮮有文獻對鄉村宜業程度給予科學準確的評價。本文依據宜居的含義結合鄉村自身的特質，嘗試從鄉村發展水平、鄉村發展潛力、鄉村就業環境三個維度對鄉村宜業水平進行科學評價。

(二)鄉村生態宜居研究

鄉村生態宜居問題一直是研究熱點。早期的研究重心聚焦于“生態”。

鄉村振興戰略下農村環境治理被賦予新的內涵，按照世衛組織“安全、健康、便利和舒適”的居住環境理念，生態宜居在自然環境基礎上更強調居住環境和居民獲得感，是鄉村生態保護和環境治理的更高標準。早期文獻對鄉村人居環境的評價研究較豐富[10～12]，但這些研究均是針對個別調研省(村)，近期逐漸出現鄉村生態宜居的評價研究[13]，但鑒于其考察鄉村(林盤)的特殊性，研究結論不適用于全國鄉村。更多對生態宜居的評價研究則隸屬于鄉村振興評價的一個組成部分[14,15]，欠缺對生態宜居的專門考察。筆者擬從社會宜居、生活宜居、環境宜居三個維度對鄉村生態宜居水平進行綜合評價。

有觀點指出目前鄉村建設應將重心由宜居轉向宜業[16]，也有文獻指出要加強鄉村生態宜居建設[15]。鄉村宜業宜居之路到底該怎么走，需要清楚當下鄉村宜業和生態宜居的演化規律及相互作用。已有研究未能對以上問題做出回答，筆者嘗試梳理鄉村宜業和生態宜居耦合協調的內在邏輯。

(三)鄉村宜業與生態宜居耦合協調機制

通過梳理鄉村宜業與生態宜居耦合的內在邏輯聯系，構建鄉村宜業與生態宜居的耦合協調機制的理論框架(見圖1)。

圖1 鄉村宜業與生態宜居的耦合協調理論框架

1.生態宜居為鄉村宜業提供建設基礎

物質資源基礎。休閑農業與農產品加工業等都是農業的“衍生性”行業，與農業血脈相連，農業資源稟賦是其發展的基礎性因素。同時，根據新經濟地理理論，農產品加工業靠近原材料產地時，可以降低采購成本，吸引企業集聚，為鄉村勞動力就近就業提供更多機會。而我國農產品加工業絕大多數位于鄉鎮的事實也印證了這一點。

設施基礎。生態宜居要求鄉村基礎設施建設良好，滿足以農村電子商務為代表的新興業態對信息設備、鄉村公路的較高要求。完善的交通基礎設施進一步降低農產品加工企業產品供給和原料運輸的周期，提高運營效率[17]。

勞動力基礎。生態宜居意味著居民生活富裕，公共設施服務齊全。有研究表明農村勞動力轉移的主要原因除了追求更高工資外，對醫療衛生、社會保障等公共服務的期待也非常強烈[18,19]。隨著農民生活水平及鄉村公共服務質量提升，勞動力轉移的驅動力減弱，可為鄉村產業發展的提供充足的勞動力供給。

2.鄉村宜業為生態宜居提供升級平臺

(1)產業平臺。鄉村宜業意味著鄉村產業結構的優化，以休閑農業、農村電商為代表的新型交叉性產業逐漸發展壯大。而從時間維度來看，經濟結構向服務業轉變時環境會變好[20]。不僅如此，開展鄉村旅游還可顯著減少農村生活污水和固體垃圾隨處排放[21]。因此，傳統農業與旅游結合的發展模式對環境更友好。

(2)技術平臺。伴隨著鄉村宜業水平的提高，鄉村產業規模擴大將迅速增加對物質資源的消耗，這無疑會加重鄉村資源壓力和環境負擔。新技術的使用在一定程度上提高資源利用效應，縮小這種負面影響。

(3)就業平臺。鄉村宜業可緩解農村居民就業和居住的空間錯配問題。城市高房價抑制農民工的定居意愿[22]。鄉村宜業通過實現就近就業，不僅可解決空間錯配問題還能避免鄉村留守老人和兒童生活困苦問題出現。同時，高質量的就業將提升農村居民的獲得感[23]。

二、研究方法與數據來源

(一)指標體系構建

借鑒前人研究思路[24]，基于數據可獲得性，選取合適的二級指標，從發展水平、發展潛力、就業環境等三個維度構建鄉村宜業評價體系，社會宜居、生活宜居、環境宜居三個維度來構建鄉村生態宜居評價體系(見表1)。

表1 鄉村宜業與生態宜居的評價指標體系

(二)研究方法

1.耦合協同度模型

耦合協調可用于揭示兩個系統從拮抗到協同的發展演化過程。鄉村振興與新型城鎮化作為兩個系統存在一定的關聯性，能夠相互影響作用，因此這里用耦合協調度模型來測度兩者交互作用關系，借鑒已有研究的研究方法結合物理學容量耦合的概念[3]，論文耦合協同度測量模型如下：

協同融合發展度計算公式為：

式中，yyik和yjik分別為鄉村宜業與生態宜居的測度值，Cik、Tik、DSik分別為鄉村宜業與生態宜居的耦合協同度、發展綜合指數及協同發展度，這里認為二者同樣重要，因此其發展水平測度值的權重都賦值為1/2。利用極差法對指標進行無量綱標準化處理，具體指標權重由熵權法得來。

表2說明了鄉村宜業與生態宜居協調類型劃分依據。

表2 鄉村宜業與生態宜居的協調類型劃分

2.空間馬爾科夫模型

馬爾可夫鏈(Markov chain)是一種隨機過程，通過構造一個狀態轉移概率矩陣M，來測度事件狀態變化的概率。基于前文鄉村宜業與生態宜居的耦合協調狀態分為k種狀態類型，通過每種類型狀態的概率分布及其轉移變化，分析整個地區的演進規律。鑒于鄉村宜業與生態宜居耦合協調度的演進中相鄰區域間的緊密聯系及相互影響，采用考慮了“空間滯后”的空間馬爾科夫模型更符合實際。

馬爾可夫轉移概率矩陣構成元素的計算公式如下：

mij=nij/nj

式中：mij代表某區域耦合協調度類型從t年的類型，經過l年轉移到t+l年的j狀態的概率；nij代表代表耦合協調度類型從t年的i狀態轉移到t+l年的j狀態的數量(個)；nj代表耦合協調度類型處于i狀態的總共區域數量(個)。耦合協調度類型分為三種：平穩(不隨時間變化)，向上轉移(類型升級)及為向下轉移(類型降級)。空間馬爾可夫鏈則是以傳統k×k階狀態轉移概率矩陣M基礎上，以初始年份(2010)的空間滯后類型為條件，繼續分解成k個k×k轉移條件概率矩陣，進一步分析在不同地理背景下鄉村宜業與生態宜居耦合協調度向上或向下轉移的概率。mij(k)是在mi,j的基礎上以t年的空間滯后類型k為條件，從t年的i轉移到t+1年的j狀態的概率[25]。全國省域空間尺度上的關系基于廣泛采用的空間鄰接定義。

三、鄉村宜業與生態宜居耦合協調及動態演進

(一)鄉村宜業與生態宜居的時空特征

通過熵值法和耦合協調度模型，計算出2010年和2018年中國31個省(市、自治區)鄉村宜業與生態宜居指數及兩者的耦合協調度值。

2010年鄉村宜業在空間上呈現“東部高，中西低”的分布格局。東部鄉村宜業指數相對偏高，排名前三的依次為江蘇(0.5443)、北京(0.4796)、浙江(0.4778)；西南和中部地區偏低，西藏(0.0233)、云南(0.0330)、重慶(0.0346)則為排名最后三位，兩極分化明顯。2018年，東部鄉村宜業指數下降的地區占45.5%，中西部地區鄉村宜業指數大致呈穩定增長趨勢，但高值地區及增長幅度最大的地區依舊集中于東部。西藏、重慶鄉村宜業指數依舊偏低。綜合來看，2010～2018年省際鄉村宜業的絕對差距與相對差距不斷縮小，整體趨于均衡發展。

2010年鄉村生態宜居水平呈“東>中>西”遞減趨勢，指數大多介于0.1～0.4。2010年鄉村生態宜居水平排名前五的是上海(0.5094)、西藏(0.4705)、青海(0.4561)、江西(0.4201)及黑龍江(0.3873)。海南(0.1987)、廣西(0.2010)和貴州(0.2137)的生態宜居指數最低，省際差異較大。2018年整體及東中西部的生態宜居水平均有一定下降，以北京、新疆及江西的下降幅度最為明顯，分別下降了37.75%，36.72%及36.67%。海南(0.1604)、河南(0.1761)的生態宜居指數最低，東部的天津市生態宜居指數上漲幅度最大，增加了1.13倍。鄉村生態宜居呈“東>西>中”的新格局。整體來看，東中西部鄉村生態宜居呈現一定惡化趨勢，值得引起重視。

鄉村宜業與生態宜居的耦合協調度呈“東部高中西低”的分布格局，其中西南的耦合協調度最低。大多數省(市、自治區)耦合協調度低于0.4，處于失調衰退階段。協調度大于0.4的中間過渡區域數量維持穩定，處于協調提升以上的數量省(市、自治區)數量有所增加。2010年處于協調提升階段的省市包括北京、河北、遼寧、上海、浙江及江蘇，其中浙江鄉村宜業與生態宜居的耦合協調度最高(0.6237)，天津、江西、山東、廣東、陜西均處于中間過渡階段；失調衰退區域主要集中在西南地區以及中部。2018年協調提升區域向東部深入，天津、福建、廣東過渡到協調提升階段，中間過渡區范圍不斷擴大，河北、遼寧向下轉移到中間過渡區，黑龍江、廣西及青海向上轉移到中間過渡區域，江西、陜西向下轉移到失調衰退區域。從各省(市、自治區)亞類型劃分上不難發現，目前中國絕大多數地區鄉村宜業滯后于生態宜居，鄉村宜業與生態宜居發展速度一致的省(市、自治區)集中于東部地區。2010年，協調提升地區內部異質性明顯，上海的鄉村宜業滯后，北京、江蘇及浙江屬于鄉村宜居滯后型，而河北與遼寧鄉村宜業與宜居發展比較同步。2018年天津進入協調提升階段，屬于鄉村宜業滯后類型，且差距大于0.2。上海與江蘇的鄉村宜業與生態宜居的差距不斷縮小，到2018年江蘇鄉村宜業與生態宜居已經處于同步發展。而北京的鄉村宜業與生態宜居差距進一步擴大接近0.3。鄉村產業多樣化帶來鄉村發展機遇的同時也給生態環境帶來挑戰，一定程度上為鄉村宜業與生態宜居耦合協調發展增添困難。在中間過渡類型中以各省(市、自治區)鄉村宜業逐漸跟上生態宜居步伐，2018年山東與廣東鄉村宜業發展趨于同步，進入均衡發展。

在失調衰退類型省(市、自治區)中僅鄉村宜業滯后一種型態。尤其是青海及西藏鄉村宜業發展遠滯后于生態宜居，差距始終大于0.4。這兩地以高原地形為主，自然條件、地理區位等制約因素為發展傳統農業、引進工業企業帶來障礙，阻礙了鄉村宜業與生態宜居的協同發展。以西部地區為代表的鄉村宜業與生態宜居發展不平衡成為鄉村振興的短板。

(二)鄉村宜業與生態宜居的動態演化規律

基于鄉村宜業與生態宜居耦合協調度，劃分出三種狀態類型，即失調衰退型(0～0.4)、中間過渡型(0.4～0.5)、協調提升型(0.5～1.0)，并進一步計算傳統馬爾可夫鏈概率矩陣(見表3)。

表3 2010～2018年傳統馬爾可夫轉移概率矩陣

由表3不難發現以下特征：其一,對角線上最大值為0.8841，最小值僅為0.5263，這說明鄉村宜業與生態宜居耦合協調類型維持穩定的概率超過52%；其中保持協調提升及失調衰退類型不變的概率較高，反映出鄉村宜業與生態宜居耦合協調度可能存在“俱樂部收斂”—向協調提升或失調衰退收斂的可能性。其二,無非零值說明在連續的兩個年份間鄉村宜業與生態宜居耦合協調類型有向不同水平狀態轉移的概率，但跨越式轉移(從失調衰退到協調提升)的可能性極低(小為2.9%)，這反映了鄉村宜業與生態宜居協同過程具有一定的穩定性。其三，處于協調提升階段區域的維持現有狀態的概率為86.11%，向下調整的概率為13.89%；位于中間過渡階段的省(市、自治區)保持不變的概率為52.63%，向上轉移的概率為21.05%，向下調整的概率為26.32%大于向上轉移的概率，要重點引導中間過渡地區向更高階段邁進，注意避免“馬太效應”出現。失調衰退地區向上提升的概率為11.59%，維持現狀的概率為88.41%。

2010～2018年鄉村宜業與生態宜居耦合協調度的全局Moran’s I指數通過了5%水平的顯著性檢驗，且指數值不斷增大(0.1911～0.2778)，說明鄉村宜業與生態宜居耦合協調度的空間正相關在不斷增強。因此，在傳統馬爾可夫鏈基礎上考慮地理因素是非常有必要的。基于2010年空間滯后值構建2010-2018年空間馬爾可夫概率轉移矩陣如表4所示。

表4 2010～2018年鄉村宜業與生態宜居耦合協調的空間馬爾可夫轉移概率矩陣

由表4可知如下結論：其一，鄉村宜業與生態宜居耦合協調類型的轉移受鄰域背景的影響，比如鄰域背景處于協調提升階段的地區向下調整的概率小于鄰域背景為失調衰退階段地區的概率，m31/3=0.800m12/1=0.0625。這說明鄉村宜業與生態宜居的協同演進會對鄰近地區帶來空間溢出效應。其二，空間馬爾可夫概率轉移矩陣進一步佐證了“俱樂部收斂”現象。當某地區的鄰域耦合協調度較高時，其向上轉移的可能性會變大，向下調整會受到抑制，如m23/3=0.3333>m23=0.2105，m32/3=0m32=0.1111，最終導致“高高集聚”、“低低集聚”的出現，即呈“俱樂部收斂”。其三，鄰域環境的影響對向上和向下轉移的影響體現出非對稱性。若某地區鄰域環境為協調提升類型，則該地區由中間過渡向上轉移到協調提升的概率比平均概率高12.28%，而從協調提升向下調整到中間過渡的概率只比平均概率低11.11%。若某地區鄰近背景為失調衰退類型，則該地區向上轉移到中間過渡的概率比平均概率低2.45%，而由中間過渡向下調整的概率比平均概率高3.26%。

通過似然比檢驗，計算出似然比統計量值為23.644>χ2(12)=21.026，通過了5%水平的顯著性檢驗。說明鄉村宜業與生態宜居的動態變化與相鄰地區存在顯著聯系，證實了空間馬爾可夫概率矩陣構建的必要性。

(三)耦合協調的動態演變機理分析

第Ⅰ類-向上轉移類型：包括了天津、黑龍江、福建、廣東、廣西、青海等地。天津、福建的鄰域(北京、浙江)一直處于協調提升類型，在自身協調發展的同時對天津、福建的鄉村宜業與生態宜居協調產生正向帶動作用。黑龍江、廣東、廣西及青海的亞類型均屬于宜業滯后型，但鄉村宜業與生態宜居差距在不斷縮小，2018年廣東、廣西鄉村宜業與宜居達到同步發展，在鄉村振興背景下，資本、技術、人才等要素不斷輸入，以廣東為代表的農村轉型升級態勢良好，第二三產業蓬勃發展，是協調類型向上轉移的主要因素。

第Ⅱ類-向下轉移類型：包括江西和陜西。陜西鄰近區域無一例外屬于失調衰退類型，對陜西的協調發展帶來不可避免負向溢出效應，而江西鄰近處于協調提升的只有浙江，帶動力不足，更多的鄰近省(湖北、湖南、安徽)處于失調衰退型。由此可見，“近朱者赤，近墨者黑”，鄰域背景對鄉村宜業與生態宜居耦合協調類型的轉移影響明顯。

第Ⅲ類-穩定不變類型，該類型是絕大多數地區協調演進中的主要特征，協調度高和協調度低的地區鄉村宜業與生態宜居存在“俱樂部收斂”現象。

四、結論與建議

(一)結論

第一,2010～2018年，中西部地區鄉村宜業指數不斷提高，東部有部分下降，省際之間差異不斷縮小趨于均衡發展，鄉村宜居水平整體呈輕微下降趨勢，在空間分布上呈東西中梯度遞減態勢；二者的耦合協調度呈“東部最高，西南最低”的分布特征，大部分省市的耦合協調度尚處于失調衰退階段，中間過渡區域的變動較大，協調提升區數量小幅增加；在協調提升類型中鄉村宜業宜居同步發展地區的比例占42.85%，鄉村宜業滯后與生態宜居滯后型各占28.6%；中間過渡類型的地區以同步發展為主，宜業滯后型占33.3%；在失調衰退類型省(市、自治區)中，“失調衰退—鄉村宜業發展滯后性”占88%以上，且主要集中于中西部地區。

第二,鄉村宜業與宜居耦合協調存在向更高協調階段轉移的可能性，且以鄰近階段轉移為主，跨越式轉移概率較小。中間過渡區向上或向下調整的概率較大，協調提升區和失調衰退區存在“俱樂部趨同”現象；從空間動態演進來看，鄉村宜業與宜居耦合協調度存在空間關聯性，維持自身和鄰域鄉村宜業與宜居耦合協調度穩定的地區數量占絕大多數。耦合協調度高(低)的地區對鄰近地區具有正向(負向)溢出效應，且鄰域環境對一個地區耦合協調度類型向上和向下轉移概率的影響存在非對稱性，導致“俱樂部收斂”格局的形成。

(二)建議

第一,協調提升類型中宜居滯后型(如北京)可依靠先進的生產技術減少環境污染，而宜業滯后型，比如天津、上海，可考慮加快其鄉村農業多功能轉型發展，利用其鄉村毗鄰大都市的地理優勢發展壯大都市農業，同時完善農業產業化鏈條，提升了鄉村宜業程度。失調衰退類地區以鄉村宜業滯后為主，且多集中于中西部，二三產業發展稍落后，尤其是重慶、云南、貴州、西藏，可通過加速以上地區二三產業發展，加強對農村地區的支持與滲透。

第二,建立示范效應。鄉村宜業與宜居耦合協調度的動態演進顯示向上轉移的省(市、自治區)散落在東中西部，但其共同點是處于協調提升類型的鄰近環境。因此，可以培育更多以浙江、江蘇為代表的協調提升-宜業宜局同步發展典型，輻射周邊地區，為周邊省(市、區)鄉村宜業宜居協調帶來示范效應，同時引導鄉村宜業與宜居耦合協調度低的省(市、自治區)結合自身地理環境和稟賦特征，積極借鑒并學習優秀的發展經驗，發展特色化道路。