轉(zhuǎn)型期長江三角洲鄉(xiāng)村性測度及其空間格局分析

張榮天

（安徽師范大學(xué)國土資源與旅游學(xué)院，安徽蕪湖241003）

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

長江三角洲地區(qū)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(zhèn)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(jīng)濟最為發(fā)達(dá)與城鎮(zhèn)化水平最高的區(qū)域，在轉(zhuǎn)型時期這一發(fā)達(dá)地區(qū)鄉(xiāng)村以多種方式迅速改變著原有面貌：有的向城市化村發(fā)展，有的向?qū)I(yè)化方向演變，有的出現(xiàn)了既有擴張又存在內(nèi)部空心村現(xiàn)象，有的則發(fā)生了衰退乃至消亡等，展現(xiàn)出我國鄉(xiāng)村發(fā)展重構(gòu)的多種場景，故對于研究轉(zhuǎn)型期發(fā)達(dá)地區(qū)鄉(xiāng)村發(fā)展的相關(guān)問題意義重大[6]，而關(guān)于這方面的研究鮮見，總結(jié)提煉長三角這一地區(qū)的鄉(xiāng)村性空間格局演化的基本規(guī)律，對于其他發(fā)達(dá)地區(qū)也有很好的借鑒作用。鑒于此，首先，本文基于城鄉(xiāng)一體的思想構(gòu)建鄉(xiāng)村性RI理論公式，測度出長三角縣域鄉(xiāng)村性，分析了規(guī)模分布特征；其次，運用GIS軟件、ESDA統(tǒng)計分析對長三角地區(qū)縣域鄉(xiāng)村性空間格局特征進(jìn)行初步的探討，以期為長江三角洲地區(qū)城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展政策制定提供有益的參考。

1 研究方法與數(shù)據(jù)來源

1.1 研究方法

1.1.1鄉(xiāng)村性R I理論公式 鄉(xiāng)村性評價到目前為止尚沒有統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)，通常涉及到“就鄉(xiāng)村論鄉(xiāng)村”[14、15]和“就區(qū)域論鄉(xiāng)村”[6]兩種基本思路，就鄉(xiāng)村論鄉(xiāng)村往往會選擇農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率、農(nóng)地產(chǎn)出率、農(nóng)業(yè)產(chǎn)值等指標(biāo)，這種思路缺乏區(qū)域整體考量；而任何一個區(qū)域可以看作是城市性和鄉(xiāng)村性的統(tǒng)一，鄉(xiāng)村性強的地區(qū)就是城市性弱的地區(qū)，反之亦然；若用城市標(biāo)準(zhǔn)來衡量鄉(xiāng)村性的高低，有利于在統(tǒng)一的框架下反映區(qū)域經(jīng)濟社會發(fā)展的水平及其差異，且不同地域間具有科學(xué)的參照與對比，也有利于針對性提出區(qū)域城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展措施。鄉(xiāng)村性指數(shù)RI理論公式如下[1]：

式中，RIst表示t年份s區(qū)域的鄉(xiāng)村性指數(shù)，UIst表示t年份s區(qū)域的城市性指數(shù)，Rst表示t年份s區(qū)域的城市性的第i個特征比值，Est表示t年份s區(qū)域反映城市性的第i個指標(biāo)值，Eot表示t年份s區(qū)域反映城市性的第i個指標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)值，Wi表示反映城市性特征比值的權(quán)重。

1.1.2 ESDA統(tǒng)計分析 ESDA（Exploratory Spatial Data Analysis）是利用統(tǒng)計學(xué)與圖像表達(dá)技術(shù)相結(jié)合對地理信息的性質(zhì)進(jìn)行鑒別[16,17]，本質(zhì)是通過對地理現(xiàn)象空間分布的描述，發(fā)現(xiàn)空間集聚及異質(zhì)性特征，來揭示地理現(xiàn)象空間相互作用的內(nèi)在機理。運用ESDA技術(shù)可以有效地探索鄉(xiāng)村性空間關(guān)聯(lián)、異質(zhì)特征及其相互作用機制，可以更有針對性的提出重構(gòu)對策，而在這方面相關(guān)的研究與探討較為薄弱。本文主要通過地統(tǒng)計分析的GlobalMoran’s I、LISA集聚圖來測度縣域尺度長三角鄉(xiāng)村性全局和局部的空間關(guān)聯(lián)特征，另外運用空間變差函數(shù)（Spatial Variogram）來分析縣域鄉(xiāng)村性空間格局異質(zhì)規(guī)律。

式中，Xi為區(qū)域 i的觀測值，Xj為區(qū)域 j的觀測值，Wij為空間權(quán)重矩陣。Moran’s I值越接近于1，表示鄉(xiāng)村性空間上集聚分布越顯著；反之，Moran’s I統(tǒng)計值小于0，表示鄉(xiāng)村性空間上集聚分布不顯著。

（2）LISA指數(shù)

它是GlobalMoran’s I的分解形式，可用來進(jìn)一步度量區(qū)域與其周邊地區(qū)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(shù)

空間變差函數(shù)是一個關(guān)于數(shù)據(jù)點的半變異值與數(shù)據(jù)點間距離的函數(shù),是描述區(qū)域化變量隨機性和結(jié)構(gòu)性特有的有效手段[18]。假設(shè)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(shù)h是一定滯后變量h的變差函數(shù)值γ(h)與該h的對應(yīng)圖，它是在區(qū)域化變量滿足平穩(wěn)和本征假設(shè)條件下定義的。當(dāng)半變異函數(shù)γ(h)增大，空間自相關(guān)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(shù)模型、高斯模型、對數(shù)模型等。

1.2 指標(biāo)體系及數(shù)據(jù)來源

考慮到計算結(jié)果應(yīng)能準(zhǔn)確地反映出區(qū)域鄉(xiāng)村發(fā)展整體水平，同時并能兼顧到指標(biāo)選擇的代表性和數(shù)據(jù)獲取可能性，從體現(xiàn)區(qū)域城市性本質(zhì)的人口聚落、經(jīng)濟社會及基礎(chǔ)設(shè)施3個層面選取指標(biāo)，人口聚落方面包括：城鎮(zhèn)人口比重X1、建設(shè)用地比重X2、二三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人口比重X3；經(jīng)濟社會方面包括：二三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重X4、人均GDPX5、人均純收入X6、人均固定資產(chǎn)投資總額X7、人均社會品銷售總額X8、基礎(chǔ)設(shè)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(shù)X12，選用12項指標(biāo)構(gòu)建出長三角縣域鄉(xiāng)村性RI測度體系。

文中選取的指標(biāo)數(shù)據(jù)均取自《江蘇省統(tǒng)計年鑒》、《浙江省統(tǒng)計年鑒》、《上海市統(tǒng)計年鑒》及各市統(tǒng)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(qū)不作考慮），縣域行政邊界數(shù)據(jù)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(qū)圖，經(jīng)掃描進(jìn)行后高精度配準(zhǔn)并跟蹤矢量化獲取，并對行政區(qū)劃調(diào)整的區(qū)域進(jìn)行相應(yīng)合并，確保研究數(shù)據(jù)的一致性。

2 長三角縣域鄉(xiāng)村性測度分析

通過鄉(xiāng)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(xiāng)村性指數(shù)RI，運用頻率分布來表征2000年以來長三角58個縣域單元鄉(xiāng)村性規(guī)模分布特征（表1）。①2000-2012年，長三角58個縣域鄉(xiāng)村性RI均值位于0.415-0.524之間波動，標(biāo)準(zhǔn)差位于0.148-0.159之間，表明長三角縣域鄉(xiāng)村性RI水平與均值的離散程度較為顯著，縣域鄉(xiāng)村發(fā)展的非均衡性水平較高；②2000、2006、2012年標(biāo)準(zhǔn)偏度系數(shù)分別為0.218、0.223及0.231，表明頻數(shù)性分布是正偏態(tài)的，均值在峰值的右邊，鄉(xiāng)村性RI較弱的縣域所占比重略大，這與長三角這一區(qū)域農(nóng)村城鎮(zhèn)化水平高有著直接的關(guān)聯(lián)；③2000-2012年，標(biāo)準(zhǔn)峰度系數(shù)大致在0.023-0.052之間變化，表明頻數(shù)分布較正態(tài)分布要平緩，也充分印證了鄉(xiāng)村性RI較強的縣域單元所占比重不大的結(jié)論。通過頻率分布指數(shù)的分析，我們可以初步得到長三角地區(qū)縣域鄉(xiāng)村性整體上呈現(xiàn)出較弱的分布態(tài)勢，這種分析更具有的是統(tǒng)計學(xué)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(xiāng)村性空間分異的規(guī)律是什么？鑒于此，運用GIS、ESDA地統(tǒng)計分析方法來探討2000年以來長三角縣域鄉(xiāng)村性空間分異的基本特征。

表1 長江三角洲縣域鄉(xiāng)村性頻數(shù)分布

3 長三角縣域鄉(xiāng)村性空間格局

3.1 總體關(guān)聯(lián)格局

前面分析了長三角縣域鄉(xiāng)村性規(guī)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(xiāng)村性的高低變化與之相鄰縣域變化有無關(guān)系，這種變化的關(guān)聯(lián)如何需要通過空間自相關(guān)來進(jìn)行分析。本文通過GlobalMoran’s I指數(shù)來探討2000年以來縣域鄉(xiāng)村性總體格局的關(guān)聯(lián)特征。根據(jù)GlobalMoran’s I指數(shù)計算公式，以鄰接標(biāo)準(zhǔn)計算出2000、2006、2012年長三角縣域鄉(xiāng)村性GlobalMoran’s I估算值均大于0，表明長江三角洲地區(qū)鄉(xiāng)村性相似的縣域在空間上呈現(xiàn)出集聚分布態(tài)勢；從時間演變縱向維度看，自2000年以來，GlobalMoran’s I估算值呈現(xiàn)出不斷上升的趨勢，數(shù)值由0.4067上升到0.4935（表2），這就充分地表征了隨著21世紀(jì)以來中國經(jīng)濟發(fā)展速度不斷加快，長三角地區(qū)作為“優(yōu)勢板塊”，各城市經(jīng)濟也得到較快發(fā)展，并伴隨著交通條件的日益完善，縣域之間的各種聯(lián)系不斷加強，城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展的進(jìn)程在加快，縣域之間的差距在縮小，致使縣域鄉(xiāng)村性空間分布集聚現(xiàn)象也在逐年不斷增強。

表2 長江三角洲縣域鄉(xiāng)村性G lobalMoran’s I指數(shù)

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(xiāng)村性空間格局的集聚態(tài)勢，除了要把握全局格局特征之外，還需要進(jìn)一步探求局部集聚演化趨勢。鑒于此，選用LISA指數(shù)來探測縣域鄉(xiāng)村性與周邊地域單元鄉(xiāng)村性空間關(guān)聯(lián)及其分異關(guān)系，研究縣域鄉(xiāng)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(xiāng)村性Moran散點圖（圖1），通過Moran散點圖可知：①縣域鄉(xiāng)村性Moran散點主要集中在第一、三象限，說明縣域鄉(xiāng)村性強（弱）的相對趨向于與鄉(xiāng)村性強（弱）的聚簇區(qū)相鄰，縣域鄉(xiāng)村性呈現(xiàn)毗鄰的集聚分布態(tài)勢；②鄉(xiāng)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(xiāng)村性空間分布呈集聚式分布，這與GlobalMoran’s I估算值結(jié)果基本上保持一致。

圖1 2000、2006、2012年長三角縣域鄉(xiāng)村性Moran散點圖

（2）采用LISA指標(biāo)來探測縣域鄉(xiāng)村性與周邊縣域單元鄉(xiāng)村性空間差異程度，LISA集聚圖共分為4種類型：①H-H聚集區(qū)，縣域自身和鄰近縣域的鄉(xiāng)村性RI均較高，差異較?。虎贖-L聚集區(qū)，縣域自身鄉(xiāng)村性RI較高，鄰近縣域較低，差異較大；③L-L聚集區(qū)，縣域自身和鄰近縣域的鄉(xiāng)村性RI均較低，差異較小；④L-H聚集區(qū)，縣域自身鄉(xiāng)村性RI較低，鄰近縣域較高，差異較大?；贕eoDa095軟件平臺，計算出縣域鄉(xiāng)村性的LISA值，并且在p≤0.05的基礎(chǔ)上，繪制出2000、2006及2012年縣域鄉(xiāng)村性的LISA集聚圖（圖2）。通過圖2可知：①H-H集聚區(qū)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(xiāng)村性集聚現(xiàn)象均較為顯著，構(gòu)成了長三角縣域鄉(xiāng)村性高值集聚“熱點區(qū)”；②H-L集聚區(qū)空間分布格局比較穩(wěn)定，主要集中在浙江的嘉興和湖州等地縣市，且數(shù)量基本保持穩(wěn)定；③L-H集聚區(qū)主要分布在寧鎮(zhèn)地區(qū)、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(qū)，故造成這一區(qū)域縣域呈現(xiàn)H-L集聚的分布格局，在研究年限內(nèi)在空間上保持穩(wěn)定，并沒有顯著變化；④L-L集聚區(qū)主要集中在蘇南地區(qū)蘇錫常的縣市，這一區(qū)域是中國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)集聚地，農(nóng)村城鎮(zhèn)化水平在長三角地區(qū)較高，并且在空間上的范圍相鄰，這就造成蘇南地區(qū)形成縣域鄉(xiāng)村性低值集聚的“冷點區(qū)”。

3.3 異質(zhì)格局演化

之前分析只是在研究不同時間斷面上縣域鄉(xiāng)村性的空間自相關(guān)性特征，缺乏對縣域鄉(xiāng)村性格局異質(zhì)性特征的深入揭示。鑒于此，本文結(jié)合Kriging空間插值對縣域鄉(xiāng)村性分布進(jìn)行可視化，并利用不同的模型對半變異函數(shù)進(jìn)行模擬，形成變異函數(shù)的擬合結(jié)果圖，從而來探討縣域鄉(xiāng)村性空間格局的異質(zhì)性?；?000、2006、2012年3個時段的鄉(xiāng)村性RI，將其作為屬性數(shù)據(jù)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(shù)，對樣點數(shù)據(jù)采用高斯、對數(shù)、指數(shù)模型等分別進(jìn)行擬合，選擇擬合效果最好的模型，然后對其進(jìn)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(xiāng)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(shù)C0/(C0+C)總體上呈現(xiàn)出下降態(tài)勢，從2000年的0.804下降到2012年的0.506，且模型的決定系數(shù)R2有不斷上升的趨勢，說明縣域鄉(xiāng)村性空間格局演變由數(shù)據(jù)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(guān)引起的空間結(jié)構(gòu)化分異則日益顯著；②從四個方向上的分維數(shù)來看，南-北、東北-西南方向的維數(shù)值較高，而東-西、東南-西北方向的維數(shù)值相對不高，這表明南-北，東北-西南方向縣域鄉(xiāng)村性分布的均質(zhì)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(xiāng)村性分布空間差異程度較大，異質(zhì)性較高；③從Kriging插值的3D擬合圖來看，縣域鄉(xiāng)村性空間格局具有連續(xù)性和規(guī)律性，分布空間形態(tài)存在特有的內(nèi)部結(jié)構(gòu)，從東南-西北方向呈現(xiàn)出一個顯著的“塌陷”型的空間分布結(jié)構(gòu)，中間的塌陷區(qū)為蘇錫常杭鄉(xiāng)村性低值集聚區(qū)，而在塌陷四周分布為鄉(xiāng)村性較高的蘇中、寧鎮(zhèn)、浙西南臺州等地。

圖3 2000、2006、2012年長三角縣域鄉(xiāng)村性空間變差函數(shù)圖

表3 長三角縣域鄉(xiāng)村性RI變差擬合模型參數(shù)

表4 長三角縣域鄉(xiāng)村性RI變差函數(shù)分維數(shù)

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

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

4.2 建議

通過長三角縣域鄉(xiāng)村性測度及其空間格局特征的探討，為我們?nèi)绾沃卫磬l(xiāng)村發(fā)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(xiāng)村性高集聚的縣域，要因地制宜依托固有的鄉(xiāng)村資源及生產(chǎn)等要素，推進(jìn)區(qū)域農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展進(jìn)程，科學(xué)地選擇產(chǎn)業(yè)發(fā)展重構(gòu)模式，尤其要大力發(fā)展水產(chǎn)養(yǎng)殖業(yè)、林果種植業(yè)等具有地域特色的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)；另外，還需要進(jìn)一步加強區(qū)域鄉(xiāng)村旅游業(yè)開發(fā)與發(fā)展，提升縣域非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展水平，整體上減弱這一區(qū)域鄉(xiāng)村性在空間上高-高集聚的分布態(tài)勢；②蘇錫常杭及寧鎮(zhèn)紹鄉(xiāng)村性低集聚的縣域，要不斷加快農(nóng)村城鎮(zhèn)化進(jìn)程，強化鄉(xiāng)村基礎(chǔ)、公共設(shè)施的建設(shè)，鄉(xiāng)鎮(zhèn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)要適時進(jìn)行轉(zhuǎn)型升級；另外，進(jìn)一步加強鄉(xiāng)村商業(yè)、服務(wù)業(yè)等鄉(xiāng)村非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，提升城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展的水平。分類的重構(gòu)策略能夠更好地縮小縣域鄉(xiāng)村性空間分異，加速整個長三角地區(qū)城鄉(xiāng)統(tǒng)籌、城鄉(xiāng)一體化的進(jìn)程。

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