安徽省耕地資源數(shù)量的變化及其驅(qū)動力

葉珊珊

(中國礦業(yè)大學(xué)(北京) 管理學(xué)院， 北京 100083)

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安徽省耕地資源數(shù)量的變化及其驅(qū)動力

葉珊珊

(中國礦業(yè)大學(xué)(北京) 管理學(xué)院， 北京 100083)

基于安徽省1990-2012年耕地資源變化數(shù)據(jù)及相關(guān)統(tǒng)計(jì)資料，采用主成分分析與回歸分析，對22年安徽省的城鎮(zhèn)化進(jìn)程與耕地面積變化進(jìn)行綜合評價(jià)，并對影響地區(qū)耕地資源數(shù)量變化的驅(qū)動因子進(jìn)行系統(tǒng)研究。結(jié)果表明： 1) 1990-2012年，安徽省城鎮(zhèn)化水平呈持續(xù)上升、耕地面積呈顯著減少的趨勢；2) 省域耕地資源數(shù)量變化驅(qū)動力綜合得分呈逐漸增加的趨勢，即影響地區(qū)耕地資源數(shù)量變化的驅(qū)動力逐漸加強(qiáng)；3) 安徽省城鎮(zhèn)化進(jìn)程集中體現(xiàn)為地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、城市空間擴(kuò)張以及城鎮(zhèn)人口增加，其中，地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展成為影響耕地資源數(shù)量變化的主要驅(qū)動因素且呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

城鎮(zhèn)化； 耕地資源； 驅(qū)動力； 主成分分析； 回歸分析； 安徽

土地是人類賴以生存和發(fā)展的物質(zhì)基礎(chǔ)，是維系自然生態(tài)系統(tǒng)的功能和支撐社會經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)發(fā)展不可替代的自然資源和戰(zhàn)略儲備[1-2]。改革開放以來，隨著我國社會經(jīng)濟(jì)的持續(xù)快速發(fā)展和城鎮(zhèn)化、城鄉(xiāng)一體化進(jìn)程不斷加快，城市開發(fā)與農(nóng)村建設(shè)對土地資源的需求量不斷上升，特別是地區(qū)城鎮(zhèn)化水平的不斷提高，大量的耕地資源從農(nóng)業(yè)部門轉(zhuǎn)移到非農(nóng)部門，使得耕地資源的供需矛盾日益顯著[3-5]。加之耕地資源快速流失對糧食安全和生態(tài)環(huán)境產(chǎn)生嚴(yán)重的負(fù)面效應(yīng)，處理好保護(hù)耕地資源與保障經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的矛盾，直接關(guān)系到國家的安定和社會經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展，具有重要理論價(jià)值和現(xiàn)實(shí)意義。關(guān)于土地利用變化驅(qū)動力的研究主要集中在土地利用變化的社會經(jīng)濟(jì)驅(qū)動機(jī)制機(jī)理等方面，相關(guān)文獻(xiàn)多從全國等宏觀層面或市縣等微觀層面對影響因子進(jìn)行系統(tǒng)研究[6-13]。筆者以中觀層面的安徽省為研究區(qū)域，運(yùn)用主成分分析法與多元回歸模型，對1990-2012年安徽省城鎮(zhèn)化與耕地資源數(shù)量變化之間的關(guān)系進(jìn)行綜合分析，以期探求二者之間的內(nèi)在聯(lián)系，揭示城鎮(zhèn)化進(jìn)程對耕地資源數(shù)量變化的影響規(guī)律，為科學(xué)推進(jìn)地區(qū)城鎮(zhèn)化進(jìn)程、合理進(jìn)行土地資源利用提供參考。

1 資料與方法

1.1 研究區(qū)概況

安徽省位于華東腹地，是我國東部襟江近海的內(nèi)陸省份，東連江蘇、浙江，南鄰江西，西接湖北、河南，北靠山東。地理坐標(biāo)114°54′E～119°37′E，29°41′N～34°38′N；全省東西寬約450 km，南北長約570 km，總面積13.96×106hm2，約占全國總面積的1.45%，居華東第3位，全國第22位。安徽省地處暖溫帶與亞熱帶過渡地區(qū)，氣候溫暖濕潤，四季分明，全省年平均氣溫14～17℃，年平均降水量773～1 670 mm；全省地貌以平原、丘陵和低山為主，平原與丘陵、低山相間排列，地形地貌呈多樣性，大致可分為5個自然區(qū)域：淮北平原、江淮丘陵、皖西大別山區(qū)、沿江平原和皖南山區(qū)。境內(nèi)山河秀麗、人文薈萃、稻香魚肥、江河密布：長江和淮河自西向東橫貫全境；巢湖橫臥江淮，素為長江下游、淮河兩岸的魚米之鄉(xiāng)。2013年末全省戶籍總?cè)丝? 928.5萬人，全年生產(chǎn)總值(GDP)19 038.9億元，人口城鎮(zhèn)化率47.9%，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和農(nóng)民人均純收入分別為23 114元/年和8 098元/年[14]。安徽省作為我國中部地區(qū)的重要省份，是我國糧食主產(chǎn)區(qū)的所在地以及中部崛起戰(zhàn)略的重要組成地區(qū)，面臨著快速發(fā)展經(jīng)濟(jì)和保證糧食高產(chǎn)穩(wěn)產(chǎn)的雙重任務(wù)。因此，適時開展安徽省城鎮(zhèn)化對耕地資源數(shù)量變化的影響研究，對合理推進(jìn)中部地區(qū)城鎮(zhèn)化進(jìn)程、推動區(qū)域社會經(jīng)濟(jì)協(xié)同發(fā)展具有重要意義。

1.2 數(shù)據(jù)來源

采用的土地屬性數(shù)據(jù)庫主要來自于安徽省土地利用總體規(guī)劃(1997-2010年)、安徽省土地利用總體規(guī)劃(2006-2020年)和皖江城市帶承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移示范區(qū)規(guī)劃，社會經(jīng)濟(jì)類數(shù)據(jù)主要來源于《安徽省統(tǒng)計(jì)年鑒(1991-2013年)》《安徽省國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展“十二五”規(guī)劃》以及農(nóng)林部門、交通部門、經(jīng)貿(mào)部門、環(huán)保部門等相關(guān)單位的發(fā)展規(guī)劃。

1.3 研究內(nèi)容及方法

1.3.1 土地利用變化強(qiáng)度 某地類的土地利用變化強(qiáng)度(LIntensity)指該土地類型在研究期間的變化量與初期值的比值。

LIntensity=[(Lit-Li0)/Li0]×100%

(1)

(1)式中，LIntensity為土地利用變化強(qiáng)度，Li0為第i省(市)該地類的初期面積( hm2)，Lit為第i省(市)該地類的末期面積(hm2)。

1.3.2 土地利用動態(tài)度 土地利用動態(tài)度可定量描述區(qū)域土地利用變化的速度，其對比較土地利用變化的區(qū)域差異和預(yù)測未來土地利用變化趨勢都具有積極的作用。單一土地利用動態(tài)度可表達(dá)區(qū)域一定時間范圍內(nèi)某種土地利用類型的數(shù)量變化情況。

LDynamic=[(Lit-Li0)/Li0]×1/T×100%

(2)

(2)式中，LDynamic為研究時段內(nèi)某一土地利用類型的動態(tài)度，Li0、Lit分別為研究初期、末期一種土地利用類型的數(shù)量，T為研究時段(年)。

1.3.3 城鎮(zhèn)化水平動態(tài)變化 城市化水平是衡量一個國家經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)程度，特別是工業(yè)化水平高低的一個重要標(biāo)志，用其衡量和評價(jià)城市化進(jìn)程。城市化水平的量度一般可以采用主要指標(biāo)法和復(fù)合指標(biāo)法。城市化不僅是人口的城市化，還體現(xiàn)在城市經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展上，是經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)提升的重要途徑，是全面建設(shè)小康社會、實(shí)現(xiàn)現(xiàn)代化的重要內(nèi)容?；诳茖W(xué)性和可操作性原則，采用復(fù)合指標(biāo)法探討城市化水平動態(tài)變化過程。

(3)

(3)式中，xi指非農(nóng)業(yè)人口占總?cè)丝诘谋戎睾头寝r(nóng)業(yè)GDP占總GDP的比重，運(yùn)用Delphi法分別賦予Ci權(quán)重，進(jìn)行加權(quán)平均得到綜合指標(biāo)。其中，Ci∈(0.2,0.8)。

1.3.4 耕地資源數(shù)量變化驅(qū)動力 在進(jìn)行相關(guān)驅(qū)動力分析時，選擇的因素要細(xì)致全面，但指標(biāo)過多又會加大分析的難度和復(fù)雜性，往往指標(biāo)之間具有關(guān)聯(lián)性，各指標(biāo)在一定程度上所反映的信息有重迭，為此，研究借助主成分分析法，通過降維的方法把相互關(guān)聯(lián)的多個指標(biāo)變成少數(shù)幾個不相關(guān)的綜合指標(biāo)，減弱變量之間的相互干擾，構(gòu)建研究區(qū)耕地資源數(shù)量變化的驅(qū)動力模型。另外，這些因素不僅與因變量之間存在著相關(guān)關(guān)系，而且相互之間藕合關(guān)聯(lián)。如果用單純的相關(guān)分析，必然存在一定的誤差冗余。系統(tǒng)分析中主成分分析可以將若干個自變量壓縮成幾個獨(dú)立成分，以此來減弱自變量之間的相互干擾。因此，采用主成分分析、相關(guān)分析和回歸分析法對耕地?cái)?shù)量變化的驅(qū)動機(jī)制進(jìn)行綜合分析。

影響耕地資源數(shù)量變化的因子錯綜復(fù)雜，一般這些因素主要涉及自然因素、社會因素、經(jīng)濟(jì)因素及科技因素等。然而，盡管自然條件是耕地資源分布的基礎(chǔ)條件，在某種程度上具有一定的主導(dǎo)作用，但自然因素對耕地變化在較長時間才有較大影響，短期內(nèi)一般社會、經(jīng)濟(jì)等人文要素對耕地的時空變化具有一定的決定作用。由于社會行為和土地利用者主體行為難以用評價(jià)指標(biāo)作定量分析，所以僅對人口增長、經(jīng)濟(jì)增長和技術(shù)進(jìn)步因素作定量研究，根據(jù)主成分方法的思路和要求、安徽省耕地資源數(shù)量變化驅(qū)動力的實(shí)際情況，以及所收集到的資料狀況，選取反映人口增長、經(jīng)濟(jì)增長和技術(shù)進(jìn)步的8項(xiàng)因子作為分析指標(biāo)，構(gòu)建主成分模型。

2 結(jié)果與分析

2.1 安徽省耕地資源數(shù)量變化的時序特征

2.1.1 耕地資源的數(shù)量變化 圖1顯示，1990-2012年，安徽省耕地面積呈顯著減少的趨勢，從436.50萬hm2減少至418.43萬 hm2，減少總量為18.07萬hm2，年平均減少0.821萬hm2。其中，1990-2005年，省域耕地面積從436.5萬hm2減少至410.89萬hm2，減少總量為25.6萬hm2，年平均減少1.708萬hm2；2005-2012年，省域耕地面積從410.886萬 hm2增加至418.432萬hm2，增加總量為7.546萬hm2。同時，1990-2012年，省域人均耕地面積總體呈持續(xù)下降趨勢，從0.077 hm2/人降低為0.061 hm2/人，累計(jì)減少約0.016 hm2/人(0.240畝/人)。因此，1990-2012年，安徽省省域耕地面積與人均耕地面積均呈前期持續(xù)減少，后期略有增加的變化趨勢。

圖1 安徽省1990-2012年耕地資源的數(shù)量變化趨勢

2.1.2 城鎮(zhèn)化進(jìn)程趨勢 1990-2012年，安徽省城鎮(zhèn)化水平呈持續(xù)上升趨勢，從24.43%提升至35.78%，提升幅度為11.35百分點(diǎn)，年平均增長率0.52%；省域非農(nóng)人口占總?cè)丝诒戎爻食掷m(xù)提高趨勢，從14.89%提升至22.89%，提升幅度為8.00%，年平均增長率0.36%；省域非農(nóng)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比例呈持續(xù)上升趨勢，從62.60%提高至87.34%，提升幅度為24.74%，年平均增長率為1.12%。

2.1.3 城鎮(zhèn)化進(jìn)程與耕地資源的數(shù)量變化 表1顯示，1990-2012年，安徽省耕地?cái)?shù)量與城鎮(zhèn)化水平變化顯著，耕地變化量、變化速度、變化強(qiáng)度與變化動態(tài)度分別為-180.68×103hm2、-8.21×103hm2/年、-4.14%和-0.19%；城鎮(zhèn)化提高幅度與年均速度分別為11.35%和2.27%；同時，1990-2012年，安徽省省域城鎮(zhèn)化占地系數(shù)為-15.92，即省域城鎮(zhèn)化水平每提高1%需要占用耕地面積為15.92×103hm2，處于較高區(qū)間。其中，2001-2005 年(“十五”計(jì)劃期間)，安徽省耕地?cái)?shù)量變化強(qiáng)烈，期間耕地變化量為-131.15×103hm2，約占1990-2012年耕地總體變化量(-180.68×103hm2)的72.59%，與之相關(guān)的耕地變化速度、變化強(qiáng)度、變化動態(tài)度分別為-26.23×103hm2/年、-3.09% 和-0.62%，均為各時期耕地?cái)?shù)量變化評價(jià)指標(biāo)的前列。

2.2 安徽省耕地資源數(shù)量變化驅(qū)動力

2.2.1 指標(biāo)及評價(jià)

1) 初始變量的相關(guān)性檢驗(yàn)。如表2所示，初始變量的相關(guān)矩陣中多個變量之間的相關(guān)系數(shù)較大，且其對應(yīng)的sig值較小，說明，這些變量間存在顯著的相關(guān)性，有必要進(jìn)行因子分析。

2) KMO檢驗(yàn)和Bartlett球形檢驗(yàn)。由表3可知，KMO 統(tǒng)計(jì)量達(dá)0.801，Bartlett’s 球形檢驗(yàn)值卡方統(tǒng)計(jì)值為408.632(自由度為28)，顯著性水平小于0.01，這與表2所示的相關(guān)矩陣得出的結(jié)論相符。因此，KMO統(tǒng)計(jì)量與Bartlett’s球形檢驗(yàn)值均達(dá)統(tǒng)計(jì)學(xué)水平，適合進(jìn)行因子分析。

表1 安徽省1990-2012年城鎮(zhèn)化進(jìn)程與耕地資源的數(shù)量

表2 耕地變化驅(qū)動力的變量相關(guān)系數(shù)矩陣

表3 年耕地資源KMO檢驗(yàn)和Bartlett球形檢驗(yàn)

表4 安徽省1990-2013年耕地資源變化的主成分分析解釋總方差

2.2.2 特征根和貢獻(xiàn)率 從表4看出，初始特征值中的累計(jì)貢獻(xiàn)率顯示為前2個公共因子解釋的累計(jì)方差已達(dá)95%以上，按照貢獻(xiàn)率大于85%的原則，提取這2個公共因子對所有變量所包含的信息進(jìn)行解釋。

2.2.3 主成分線性模型的建立 根據(jù)主成分得分的系數(shù)矩陣(表5)，得出最終的因子得分公式：

F1=0.021x1+0.186x2+0.210x3+0.288x4-0.218x5+0.153x6+0.161x7+0.074x8

(4)

F2=0.296x1+0.048x2-0.089x3-

0.321x4+0.615x5+0.046x6+0.025x7+

0.201x8

(5)

表5 耕地資源利用變化主成分得分的系數(shù)矩陣

2.2.4 綜合得分 以每個主成分所對應(yīng)的特征值占所提取主成分總的特征值之和的比例作為權(quán)重計(jì)算主成分綜合評價(jià)模型(式6)，

(6)

式中:F為安徽省耕地資源數(shù)量變化的驅(qū)動力得分，λi為第i主成分因子的特征值(i=1,2) 。

對影響安徽省耕地資源數(shù)量變化的2個公共因子進(jìn)行加權(quán)匯總，得出安徽省各年份的耕地資源利用變化驅(qū)動力的主成分系數(shù)矩陣(表6 )，根據(jù)其綜合得分(F)作圖(圖2)看出，1990-2012年，基于城鎮(zhèn)化的安徽省省域耕地資源數(shù)量變化驅(qū)動力綜合得分表現(xiàn)為逐漸增加趨勢。其中，1990-2004年驅(qū)動力綜合得分均呈負(fù)值，分別為-0.9807、-0.8060、-0.7605、-0.6315、-0.4810、-0.5519、-0.5519、-0.4476、-0.3928、-0.3574、-0.3312、-0.2686、-0.2772、-0.2240、-0.1098和-0.0299；2005—2012 年驅(qū)動力綜合得分均呈正值，分別為0.1451、0.2744、0.4671、0.4987、0.8729、1.1919、1.4661和1.7338。

表6 耕地資源利用變化主成分系數(shù)矩陣

圖2 耕地資源利用變化驅(qū)動力的因子綜合得分

Fig.2 Comprehensive scores of driving scores of cultivated land use variation

1990—2004年驅(qū)動力綜合得分增加速度較緩慢，2005—2012年驅(qū)動力綜合得分增加速度顯著提高，表明影響安徽省耕地資源數(shù)量變化的驅(qū)動力逐漸加強(qiáng)。

2.3 安徽省土地利用變化驅(qū)動力因素的綜合評價(jià)

在主成分分析自變量的載荷分析的基礎(chǔ)上，用建立城鎮(zhèn)化的驅(qū)動力因子與耕地變化的多元線性回歸經(jīng)驗(yàn)?zāi)Ｐ头治霭不帐〕擎?zhèn)化因子與耕地資源數(shù)量變化的內(nèi)在聯(lián)系。運(yùn)用統(tǒng)計(jì)分析軟件進(jìn)行線性回歸分析，得出安徽省1990-2012年耕地變化與城鎮(zhèn)化驅(qū)動力因子之間的多元線性回歸模型[15]分析結(jié)果(表7 )。

表7 耕地資源利用變化主成分的回歸分析結(jié)果

從y與F1、F22個主成分的回歸分析結(jié)果看出，F(xiàn)1和F2項(xiàng)的偏回歸系數(shù)t測驗(yàn)均達(dá)極顯著水平(P<0.000 0)，且對安徽省耕地資源數(shù)量變化的決定回歸系數(shù)R2= 0.923，屬于高擬合度方程。根據(jù)統(tǒng)計(jì)原理，建立模型所包含的2個變量因素能夠解釋所建模型92.3%的因變量變化，擬合的方程在評價(jià)省域耕地資源數(shù)量變化時具有較好的參考價(jià)值。F1和F2建立的回歸方程為：

y=421.720-2.642F1-7.846F2

(7)

將主成分F1、F2與8個自變量因素(x1,x2,……,x8)帶入主成分回歸方程進(jìn)行計(jì)算得出原回歸模型中的相應(yīng)參數(shù)(表8)，即得到消除多重共線性的標(biāo)準(zhǔn)回歸模型：

y=421.720 -2.378x1-0.115x2+0.143x3+

1.758x4-4.249x5-0.765x6-0.622x7-

1.773x8

(8)

表8 耕地資源利用變化各原變量的回歸系數(shù)

通過構(gòu)建上述消除多重共線性的標(biāo)準(zhǔn)回歸模型，對安徽省耕地資源數(shù)量變化與各類城鎮(zhèn)化驅(qū)動因子關(guān)系進(jìn)行深入分析?；貧w方程的系數(shù)大小反映了耕地資源數(shù)量變化對所選驅(qū)動因子的敏感性，從式(8)看出，安徽省耕地面積與省域城鎮(zhèn)人口比例(x1)、人均GDP(x2)、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比例(x5)、城鎮(zhèn)居民可支配收入(x6)、農(nóng)村居民人均純收入(x7)、建成區(qū)面積(x8)呈負(fù)相關(guān)；與固體資產(chǎn)投資額(x3)、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比例(x4)呈正相關(guān)。表明：安徽省城鎮(zhèn)化過程中經(jīng)濟(jì)城鎮(zhèn)化、人口城鎮(zhèn)化、空間城鎮(zhèn)化與生活方式城鎮(zhèn)化集中體現(xiàn)為地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、城市空間擴(kuò)張以及城鎮(zhèn)人口增多，其中，地區(qū)耕地資源數(shù)量變化與安徽省經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況關(guān)系最為密切且呈負(fù)相關(guān)，城市空間擴(kuò)張次之；耕地資源數(shù)量變化與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值呈正相關(guān)。

3 結(jié)論與討論

1) 1990-2012年，安徽省城鎮(zhèn)化水平呈持續(xù)上升趨勢，從24.43%提升至35.78%，提升幅度為11.35%；安徽省耕地面積呈顯著減少趨勢，年平均減少8.21×103hm2。期間，安徽省城鎮(zhèn)化占地系數(shù)為-15.92，即省域城鎮(zhèn)化水平每提高1%需要占用耕地面積為159.2萬hm2，處于較高區(qū)間。

2) 基于城鎮(zhèn)化的安徽省省域耕地資源數(shù)量變化驅(qū)動力綜合得分呈逐漸增加趨勢。其中，1990-2005年驅(qū)動力綜合得分增加速度較緩慢，2005-2012年驅(qū)動力綜合得分增加速度顯著提高，表明，影響安徽省耕地資源數(shù)量變化的驅(qū)動力逐漸加強(qiáng)。

3)安徽省城鎮(zhèn)化過程中經(jīng)濟(jì)城鎮(zhèn)化、人口城鎮(zhèn)化、空間城鎮(zhèn)化與生活方式城鎮(zhèn)化集中體現(xiàn)為地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、城市空間擴(kuò)張以及城鎮(zhèn)人口增加，其中，地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展成為影響耕地資源數(shù)量變化的主要驅(qū)動因素且呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。因此，如何降低社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展對耕地資源的占用率，提高區(qū)域土地資源集約節(jié)約水平，已經(jīng)成為安徽省城鎮(zhèn)化進(jìn)程中亟待解決的現(xiàn)實(shí)問題。

4) 我國正處全面建成小康社會的關(guān)鍵時期，面臨著加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式與資源環(huán)境約束加劇的現(xiàn)實(shí)困境。然而，人多地少、優(yōu)質(zhì)耕地少、后備資源少、用地粗放浪費(fèi)現(xiàn)象普遍存在的基本國情沒有改變，隨著工業(yè)化、城鎮(zhèn)化和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化同步加快推進(jìn)，用地供求矛盾將更加突出，耕地保護(hù)和節(jié)約用地任務(wù)更加艱巨。所以，為了保證地區(qū)社會經(jīng)濟(jì)的持續(xù)、健康發(fā)展，必須以建設(shè)資源節(jié)約型和環(huán)境友好型社會的總體要求為目標(biāo)，充分發(fā)揮科技創(chuàng)新在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中的核心優(yōu)勢，持續(xù)推動傳統(tǒng)粗放型發(fā)展模式向集約型模式轉(zhuǎn)變，有效提高區(qū)域土地利用效率和可持續(xù)化發(fā)展水平；科學(xué)制定地區(qū)發(fā)展規(guī)劃與土地利用總體規(guī)劃，適時調(diào)整土地利用結(jié)構(gòu)，優(yōu)先支持戰(zhàn)略產(chǎn)業(yè)發(fā)展，同時，加快推進(jìn)城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化、工業(yè)化及信息化協(xié)調(diào)發(fā)展，正確處理經(jīng)濟(jì)城鎮(zhèn)化、人口城鎮(zhèn)化、空間城鎮(zhèn)化以及生活方式城鎮(zhèn)化的內(nèi)在聯(lián)系，不斷推進(jìn)社會、經(jīng)濟(jì)、人口素質(zhì)等多方面的全面提高；科學(xué)協(xié)調(diào)生產(chǎn)、生活與生態(tài)在生態(tài)文明建設(shè)過程中的重要地位，進(jìn)而為實(shí)現(xiàn)科學(xué)統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展，促進(jìn)城鄉(xiāng)一體化提供切實(shí)可行的發(fā)展路徑。

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(責(zé)任編輯： 聶克艷)

Driving Force of Cultivated Land Quantity Change in Anhui Province

YE Shanshan

(SchoolofManagement,ChinaUniversityofMiningandTechnology,Beijing100083,China)

Taking the approach combining driving-force and principle component analysis, the authors analyzed the driving factors of cultivated land quantity change in the past 22 years in Anhui Province based on the statistical yearbook from 1990 to 2012. The results showed that cultivated land resources quantity has been a downward trend in Anhui Province from 1990 to 2012 with the urbanization evolution increase. The comprehensive evaluation scores of the driving force of cultivated land quantity change also showed an upward trend which meant the driving force influence of regional cultivated land quantity change grew stronger. The process of urbanization evolution in Anhui Province was mainly reflected in the regional economic development, city spatial expansion and the urban population increase, and then there was a strong negative correlation between the cultivated land resources quantity change and the regional economic development.

urbanization; cultivated land resources; driving-force; principle component analysis; regression analysis; Anhui

2015-03-01； 2015-07-01修回

國土資源部公益性行業(yè)科研專項(xiàng)“巢湖流域土地優(yōu)化利用的技術(shù)支持系統(tǒng)研究”(201411006-05)

葉珊珊(1991-)，女，在讀碩士，研究方向：會計(jì)學(xué)。E-mail：sophiaye2013@126.com

1001-3601(2015)07-0405-0244-07

S-9

A