鄱陽(yáng)湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)土地城鎮(zhèn)化時(shí)空格局特征與驅(qū)動(dòng)因素分析

趙 昊，劉平輝

(東華理工大學(xué) 地球科學(xué)學(xué)院，江西 南昌 330013)

城鎮(zhèn)化是現(xiàn)代化進(jìn)程中的必然產(chǎn)物。根據(jù)官方統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，2000～2016年，中國(guó)人口城鎮(zhèn)化率由36.22%上升到了57.35%，年均增長(zhǎng)1.32%，增速驚人。伴隨著人口的快速城鎮(zhèn)化，土地作為人類(lèi)生活與生產(chǎn)的基本載體，在工業(yè)化和人口城鎮(zhèn)化的浪潮下，也在經(jīng)歷著一個(gè)城鎮(zhèn)化的過(guò)程，當(dāng)城鎮(zhèn)化發(fā)展到一定的水平時(shí)，土地城鎮(zhèn)化會(huì)逐漸成為推動(dòng)工業(yè)化和人口城鎮(zhèn)化的一支重要力量[1]。

城鎮(zhèn)建設(shè)用地規(guī)模不斷擴(kuò)張與大量耕地流失引起了很多學(xué)者的關(guān)注，研究成果豐碩[2-4]。陸大道等最早提出“土地城鎮(zhèn)化”一詞[5]，由此成為一個(gè)獨(dú)立命題被研究。在土地城鎮(zhèn)化的概念界定與度量方法上，呂萍認(rèn)為土地城鎮(zhèn)化是指土地條件由農(nóng)村形態(tài)向城市形態(tài)轉(zhuǎn)化的過(guò)程[6]；魯?shù)裸y指出國(guó)有化是中國(guó)土地城鎮(zhèn)化的最重要特征[7]；林堅(jiān)用城鎮(zhèn)工礦用地占城鄉(xiāng)建設(shè)用地的比重來(lái)衡量土地城鎮(zhèn)化水平，認(rèn)為這一指標(biāo)與人口城鎮(zhèn)化率統(tǒng)計(jì)方式相對(duì)應(yīng)[8]。在研究方法上，兼顧空間效應(yīng)的探索性空間數(shù)據(jù)分析(ESDA)和地理加權(quán)回歸(GWR)模型等方法廣泛應(yīng)用在土地利用[9-10]、區(qū)域經(jīng)濟(jì)[11]和生態(tài)環(huán)境[12]等方面，取得了較多成果。在實(shí)證分析上，研究的重點(diǎn)主要集中在土地城鎮(zhèn)化與人口城鎮(zhèn)化的匹配關(guān)系上[13-15]。藺雪芹等的研究表明，城鎮(zhèn)人口聚集、工業(yè)發(fā)展水平和投資是中國(guó)土地城鎮(zhèn)化的三大動(dòng)力[16]。以往對(duì)土地城鎮(zhèn)化空間格局與驅(qū)動(dòng)因素的研究不多，研究的空間維度集中在省域和地級(jí)市[10]，基于縣域尺度的土地城鎮(zhèn)化相關(guān)研究較少[17]，缺乏時(shí)空維度的定量與實(shí)證檢驗(yàn)。

鄱陽(yáng)湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)作為江西省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)快的地區(qū)，其區(qū)域內(nèi)的發(fā)展差異也不容忽視。運(yùn)用探索性空間數(shù)據(jù)分析(ESDA)，在描述鄱陽(yáng)湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)土地城鎮(zhèn)化水平的空間格局特征的基礎(chǔ)之上，通過(guò)因子分析提取驅(qū)動(dòng)力主因子，利用普通最小二乘回歸(OLS)模型和地理加權(quán)回歸(GWR)模型，從時(shí)空雙重維度對(duì)鄱陽(yáng)湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)縣域尺度下的社會(huì)經(jīng)濟(jì)驅(qū)動(dòng)因素演化機(jī)理進(jìn)行探究，量化土地城鎮(zhèn)化進(jìn)程中的抽象問(wèn)題，揭示其中的內(nèi)在機(jī)制，以期為提升區(qū)域一體化發(fā)展與未來(lái)區(qū)域內(nèi)的空間規(guī)劃決策提供參考依據(jù)與科學(xué)引導(dǎo)。

1 研究區(qū)域、研究方法與數(shù)據(jù)來(lái)源

1.1 研究區(qū)概況

鄱陽(yáng)湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)位于江西省北部，由9個(gè)地市的38個(gè)縣(市/區(qū))構(gòu)成，總面積5.12萬(wàn)km2，占江西省總面積的30.7%，2009年12月國(guó)務(wù)院正式批復(fù)《鄱陽(yáng)湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)規(guī)劃》，標(biāo)志著鄱陽(yáng)湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)正式上升為國(guó)家戰(zhàn)略[18]。根據(jù)研究需要，把東湖區(qū)、西湖區(qū)、青云譜區(qū)、青山湖區(qū)和灣里區(qū)歸并稱(chēng)為南昌市區(qū)；珠山區(qū)和昌江區(qū)歸并稱(chēng)為景德鎮(zhèn)市區(qū)；潯陽(yáng)區(qū)和廬山區(qū)歸并稱(chēng)為九江市區(qū)；臨川區(qū)、渝水區(qū)和月湖區(qū)分別稱(chēng)為撫州市區(qū)、新余市區(qū)和鷹潭市區(qū)。最終，將38個(gè)縣(市/區(qū))在保留行政邊界的基礎(chǔ)之上歸并為32個(gè)縣域單元作為研究對(duì)象(圖1)。

1.2 研究方法

1.2.1 土地城鎮(zhèn)化水平的度量方法 從人口在空間上的聚集來(lái)看，由城鎮(zhèn)建設(shè)用地、村莊用地和獨(dú)立工礦用地構(gòu)成的城鄉(xiāng)建設(shè)用地是人們?nèi)粘Ｉ钆c生產(chǎn)的基本載體。居住在城鎮(zhèn)與獨(dú)立工礦附近從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的人口稱(chēng)之為城鎮(zhèn)人口，常住農(nóng)村的人口為農(nóng)村人口，人口城鎮(zhèn)化水平是以城鎮(zhèn)人口占城鄉(xiāng)總?cè)丝诘谋戎乇緛?lái)衡量的。本文根據(jù)以往學(xué)者的研究，同時(shí)為了與人口城鎮(zhèn)化水平的計(jì)算方法相對(duì)應(yīng)，采用城鎮(zhèn)工礦用地占城鄉(xiāng)建設(shè)用地的比重來(lái)衡量土地城鎮(zhèn)化水平。土地城鎮(zhèn)化水平的提高意味著城鄉(xiāng)整體人均占地的減少和整體地均產(chǎn)出的增加，表明建設(shè)用地朝高效集約的方向發(fā)展。土地城鎮(zhèn)化水平計(jì)算公式如下：

圖1 江西省鄱陽(yáng)湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)位置示意圖

1.2.2 探索性空間數(shù)據(jù)分析(ESDA) 探索性空間數(shù)據(jù)分析是利用統(tǒng)計(jì)學(xué)原理與圖形圖表相結(jié)合的方式，對(duì)空間信息的性質(zhì)進(jìn)行分析鑒別，用以引導(dǎo)確定性模型的結(jié)構(gòu)和解法[19]，可以對(duì)某一區(qū)域范圍內(nèi)某種觀測(cè)對(duì)象的空間分布和空間聚集模式進(jìn)行分析。本文選用Moran’sI檢測(cè)土地城鎮(zhèn)化水平在空間上是否聚集，Moran’sI模型如下：

(1)

式(1)中，n為研究區(qū)域內(nèi)空間單元的總數(shù)；xi與xj分別是相鄰空間單元的觀測(cè)值；x為n個(gè)空間單元觀測(cè)值的均值；Wij是研究區(qū)域內(nèi)空間對(duì)象i和空間對(duì)象j的空間權(quán)重矩陣。當(dāng)i和j相鄰時(shí)，權(quán)重為1，不相鄰時(shí)權(quán)重為0；S0為所有空間權(quán)重的聚合。

Moran’sI的取值范圍是從-1到1之間。I>0表示空間數(shù)據(jù)存在正相關(guān)；I<0表示空間數(shù)據(jù)存在負(fù)相關(guān)；I=0表示變量在空間上隨機(jī)分布。

為了進(jìn)一步揭示區(qū)域內(nèi)的局部差異，用局部空間自相關(guān)(Local Indicators of Spatial Association-LISA)來(lái)描述，其指數(shù)稱(chēng)為Anselin Local Moran′sI，模型如下：

(2)

式(2)中，zi和zj是觀測(cè)值的均值標(biāo)準(zhǔn)化；Wij是要素i和j之間的空間權(quán)重；Ii表示i位置上的觀測(cè)值與周?chē)噜徲^測(cè)值的加權(quán)平均值的乘積。

1.2.3 因子分析(FA)模型 因子分析是主成分分析的推廣，側(cè)重于解釋被觀測(cè)變量之間的相關(guān)關(guān)系或協(xié)方差之間的結(jié)果，實(shí)質(zhì)是從顯在變量中提煉潛在變量，通過(guò)具體指標(biāo)測(cè)評(píng)抽象因子。

1.2.4 普通最小二乘回歸(OLS)模型 & 地理加權(quán)回歸(GWR)模型 GWR模型是對(duì)OLS模型的擴(kuò)展，將地理位置嵌入回歸參數(shù)中，回歸參數(shù)隨地理位置變化而變化，允許局部參數(shù)估計(jì)。

OLS模型如下：

(3)

OLS模型擴(kuò)展后的GWR模型如下：

(4)

式(4)中，(ui,vi)代表第i個(gè)樣點(diǎn)的地理空間坐標(biāo)；βk(ui,vi)為第i個(gè)采樣點(diǎn)的第k個(gè)回歸系數(shù)，隨空間位置而變化；εi為獨(dú)立分布的隨機(jī)誤差項(xiàng)，通常假定其服從正態(tài)分布；k為自變量個(gè)數(shù)。

本文運(yùn)用ArcGIS10.2中的空間統(tǒng)計(jì)工具模塊，對(duì)經(jīng)過(guò)標(biāo)準(zhǔn)化后數(shù)據(jù)進(jìn)行分析操作，GWR模型中采用最小信息準(zhǔn)則法(AICc)設(shè)定模型帶寬，實(shí)現(xiàn)建模。

1.3 數(shù)據(jù)來(lái)源

土地?cái)?shù)據(jù)來(lái)源于2011、2015年兩期鄱陽(yáng)湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)內(nèi)38個(gè)縣(市/區(qū))的土地利用變更調(diào)查矢量數(shù)據(jù)，提取城市、建制鎮(zhèn)、村莊以及獨(dú)立工礦這4類(lèi)用地，進(jìn)行分析研究。社會(huì)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)來(lái)源于2012、2016年江西省9個(gè)相關(guān)地級(jí)市的統(tǒng)計(jì)年鑒和統(tǒng)計(jì)公報(bào)。

2 研究過(guò)程與結(jié)果分析

2.1 鄱陽(yáng)湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)土地城鎮(zhèn)化空間特征

2011年末，鄱陽(yáng)湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)城鄉(xiāng)建設(shè)用地面積為37.06萬(wàn)hm2，占整個(gè)鄱陽(yáng)湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)總面積的7.24%，城鄉(xiāng)建設(shè)用地中，城鎮(zhèn)工礦用地規(guī)模為14.11萬(wàn)hm2，城鎮(zhèn)工礦用地占城鄉(xiāng)建設(shè)用地規(guī)模的比重為38.08%，即土地城鎮(zhèn)化水平為38.08%。2015年末，城鄉(xiāng)建設(shè)用地面積為39.86萬(wàn)hm2，占總面積的7.78%，城鎮(zhèn)工礦用地規(guī)模為16.84萬(wàn)hm2，土地城鎮(zhèn)化水平為42.26%。32個(gè)縣域單元的土地城鎮(zhèn)化水平屬性值的空間可視化結(jié)果表明局部空間差異明顯(圖2、圖3)。整體而言，景德鎮(zhèn)市區(qū)、九江市區(qū)、鷹潭市區(qū)和南昌市區(qū)形成了土地城鎮(zhèn)化水平較高的孤立點(diǎn)，這些地區(qū)經(jīng)濟(jì)相對(duì)較發(fā)達(dá)；沿鄱陽(yáng)湖東岸自北向南形成了一個(gè)土地城鎮(zhèn)化水平較低的帶狀分布區(qū)域，包括彭澤縣、都昌縣、鄱陽(yáng)縣、余干縣和余江縣，這些縣的經(jīng)濟(jì)發(fā)展緩慢，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)相對(duì)落后，其中余干縣和鄱陽(yáng)縣是國(guó)家級(jí)貧困縣。

圖2 2011年鄱陽(yáng)湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)土地城鎮(zhèn)化水平空間分布

圖3 2015年鄱陽(yáng)湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)土地城鎮(zhèn)化水平空間分布

2011～2015年，鄱陽(yáng)湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)土地城鎮(zhèn)化水平增長(zhǎng)了4.19%，城鎮(zhèn)工礦用地增長(zhǎng)了2.73萬(wàn)hm2。從土地城鎮(zhèn)化水平增幅來(lái)看，增長(zhǎng)最快的是鄱陽(yáng)湖西岸昌九經(jīng)濟(jì)帶上的共青城市、九江縣、星子縣、永修縣和新建縣，其中共青城市的增幅高達(dá)19.06%。從城鎮(zhèn)工礦用地增加量來(lái)看，新建縣增量最大，增加了2920.42 hm2；余江縣增量最小，增加了292.25 hm2。

在顯著性水平α=0.05的水平下，鄱陽(yáng)湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)2011、2015年土地城鎮(zhèn)化水平的Moran’sI分別為0.1023和0.1508，Z-score皆為顯著正值，P-value都小于0.05。結(jié)果表明，鄱陽(yáng)湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)土地城鎮(zhèn)化水平在縣域?qū)用嫔洗嬖谝欢ǖ恼蚩臻g自相關(guān)，且正向空間自相關(guān)性在逐漸增大，且聚集效果逐漸增強(qiáng)。

局部空間自相關(guān)分析的結(jié)果進(jìn)一步表明了2011、2015年鄱陽(yáng)湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)土地城鎮(zhèn)化具有“高值呈孤立點(diǎn)，低值呈帶狀分布”，且“鄱陽(yáng)湖西岸高于東岸”的聚集特征。2011年的LISA聚集圖(圖5)表明，景德鎮(zhèn)市區(qū)、九江市區(qū)、鷹潭市區(qū)和南昌市區(qū)這4個(gè)土地城鎮(zhèn)化水平較高的孤立點(diǎn)狀縣域單元形成了4個(gè)高-低關(guān)聯(lián)區(qū)域，其鄰縣的土地城鎮(zhèn)化水平則較低；以余干縣為中心形成了低-低關(guān)聯(lián)區(qū)域；其他地區(qū)的土地城鎮(zhèn)化差異不顯著。2015年的LISA聚集圖(圖6)表明，由于南昌市區(qū)與九江市區(qū)附近的新建縣、南昌縣、九江縣和星子縣土地城鎮(zhèn)化水平大幅提升，南昌市區(qū)與九江市區(qū)在2011年所呈現(xiàn)的高-低關(guān)聯(lián)到2015年變得不再顯著，高-低關(guān)聯(lián)區(qū)域分布在景德鎮(zhèn)市區(qū)、鷹潭市區(qū)和共青城市3個(gè)孤立點(diǎn)狀縣域單元；低-高關(guān)聯(lián)區(qū)分布在安義縣和永修縣，這2個(gè)縣周?chē)h域的土地城鎮(zhèn)化水平較高；以余干縣為中心形成了低-低關(guān)聯(lián)區(qū)域；其他地區(qū)的土地城鎮(zhèn)化差異不顯著。

圖4 2011年鄱陽(yáng)湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)土地城鎮(zhèn)化水平LISA聚集圖

2.2 鄱陽(yáng)湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)土地城鎮(zhèn)化驅(qū)動(dòng)因素分析

2.2.1 模型構(gòu)建 土地城鎮(zhèn)化驅(qū)動(dòng)因素錯(cuò)綜復(fù)雜，由于研究的時(shí)間跨度較短，自然因素在其中起到的影響相對(duì)較小，以社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素為主。因此，本文探討社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素對(duì)于土地城鎮(zhèn)化的影響，從人民生活水平、人口城鎮(zhèn)化、城鎮(zhèn)人口聚集、工業(yè)發(fā)展、建筑業(yè)與房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)、地方財(cái)政支出、市場(chǎng)發(fā)育水平以及全球化貿(mào)易這8個(gè)方面，基于各類(lèi)指標(biāo)的相關(guān)性和數(shù)據(jù)可獲取性，按照類(lèi)別選取指標(biāo)體系(表1)。

圖5 2015年鄱陽(yáng)湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)土地城鎮(zhèn)化水平LISA聚集圖

由于選取的指標(biāo)眾多，因此利用因子分析模型分別對(duì)2011、2015年的指標(biāo)作因子分析，得到相應(yīng)年份的主因子，選取相應(yīng)主因子中因子荷載最大的幾個(gè)指標(biāo)作為主因子的主要成分。從得出的兩期主因子的主要構(gòu)成中可以看出(表2)：2011年，主因子1與主因子2的構(gòu)成按照指標(biāo)分類(lèi)，包括了工業(yè)發(fā)展、地方財(cái)政支出、人口城鎮(zhèn)化、城鎮(zhèn)人口聚集和建筑業(yè)發(fā)展，這5個(gè)指標(biāo)在后文構(gòu)建OLS模型與GWR模型時(shí)重點(diǎn)分析，而其他方面的影響很微弱，后文不做分析；2015年，主因子1與主因子2的構(gòu)成按照指標(biāo)分類(lèi)，包括了地方財(cái)政、人口城鎮(zhèn)化、人民生活水平、城鎮(zhèn)人口聚集和建筑業(yè)發(fā)展，這5個(gè)指標(biāo)在后文構(gòu)建OLS模型與GWR模型時(shí)重點(diǎn)分析，而其他方面的影響很微弱，故后文不做分析。

2.2.2 OLS模型與GWR模型結(jié)果分析 在構(gòu)建OLS模型之前首先應(yīng)判斷各主因子間的線性關(guān)系，在SPSS統(tǒng)計(jì)軟件的支持下，采用相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)法，結(jié)果顯示同一年份的2個(gè)主因子間不存在多重共線性的問(wèn)題，因此可以運(yùn)用OLS模型進(jìn)行分析。

分別以2011、2015年鄱陽(yáng)湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)的土地城鎮(zhèn)化水平為被解釋變量，主因子1和主因子2為解釋變量，構(gòu)建OLS模型。模型分析結(jié)果如表3所示，各年份的回歸方程和2個(gè)主因子均通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。根據(jù)2011年2個(gè)主因子的系數(shù)，可以得出，在其他條件保持不變的狀態(tài)下，主因子1每增加一個(gè)單位，土地城鎮(zhèn)化水平會(huì)增加12.8%，主因子2每增加一個(gè)單位，土地城鎮(zhèn)化水平會(huì)增加6.9%，說(shuō)明工業(yè)發(fā)展、地方財(cái)政支出和人口城鎮(zhèn)化對(duì)土地城鎮(zhèn)化有著直接明顯的影響，對(duì)比之下城鎮(zhèn)人口聚集和建筑業(yè)發(fā)展對(duì)鄱陽(yáng)湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)的土地城鎮(zhèn)化影響較低，一部分原因可能是由于建筑業(yè)發(fā)展在一定程度上也會(huì)推動(dòng)村莊用地的擴(kuò)張。根據(jù)2015年2個(gè)主因子的系數(shù)，可以得出，在其他條件保持不變的狀態(tài)下，主因子1每增加一個(gè)單位，土地城鎮(zhèn)化水平會(huì)增加13.8%，主因子2每增加一個(gè)單位，土地城鎮(zhèn)化水平會(huì)增加1.6%，說(shuō)明地方財(cái)政支出、人口城鎮(zhèn)化和人民生活水平對(duì)土地城鎮(zhèn)化影響顯著，而建筑業(yè)發(fā)展和城鎮(zhèn)人口聚集的影響相對(duì)較低。

表1 土地城鎮(zhèn)化驅(qū)動(dòng)因素指標(biāo)體系

表2 2011、2015年動(dòng)力因子與主要成分

注：根據(jù)旋轉(zhuǎn)成分矩陣得出，括號(hào)內(nèi)為因子荷載。

通過(guò)OLS模型對(duì)兩期數(shù)據(jù)的分析可以發(fā)現(xiàn)，地方財(cái)政支出和人口城鎮(zhèn)化率始終是研究期內(nèi)鄱陽(yáng)湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)土地城鎮(zhèn)化的主要驅(qū)動(dòng)力，工業(yè)發(fā)展對(duì)這一地區(qū)的土地城鎮(zhèn)化影響整體呈下降趨勢(shì)，人民生活水平的提高和建筑業(yè)發(fā)展對(duì)土地城鎮(zhèn)化的影響在逐步增強(qiáng)。

在OLS模型分析的基礎(chǔ)之上構(gòu)建GWR模型進(jìn)行分析，分析結(jié)果如表4所示，2011年和2015年兩期的GWR模型擬合度分別是0.844和0.705，明顯高于OLS模型的0.671和0.651，說(shuō)明GWR模型對(duì)于土地城鎮(zhèn)化驅(qū)動(dòng)因素分析的擬合效果要優(yōu)于OLS模型。2011年和2015年32個(gè)縣域單元局部回歸的標(biāo)準(zhǔn)化殘差范圍分別是[-2.36，2.02]和[-2.05，1.92]，皆包含于正態(tài)分布函數(shù)在0.01水平下的置信區(qū)間[-2.58，2.58]，表明兩期的標(biāo)準(zhǔn)化殘差都是隨機(jī)分布的。計(jì)算兩期標(biāo)準(zhǔn)化殘差的Moran’sI值分別為0.006和0.003，Z-score<1，P-value>0.5，進(jìn)一步表明標(biāo)準(zhǔn)化殘差在空間上隨機(jī)分布，通過(guò)GWR模型能夠降低模型中可能存在的空間自相關(guān)性，從而提供更準(zhǔn)確的預(yù)測(cè)結(jié)果。

表3 2011、2015年OLS模型參數(shù)估計(jì)與檢驗(yàn)結(jié)果

注：*表示P<0.05顯著性水平，**表示P<0.01顯著性水平，***表示P<0.001顯著性水平。

2.2.3 GWR模型局部回歸系數(shù)分析 2011年主因子1對(duì)土地城鎮(zhèn)化影響的空間分異特征如圖6。鄱陽(yáng)湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)32個(gè)縣域單元中，30個(gè)縣域單元的主因子1與土地城鎮(zhèn)化水平呈正向相關(guān)，高安市和豐城市這2個(gè)縣域單元的主因子1與土地城鎮(zhèn)化水平呈負(fù)相關(guān)。主因子1的回歸系數(shù)在空間上大致表現(xiàn)為東部和北部高、西部和西南部低，自東向西呈遞減趨勢(shì)，最大值出現(xiàn)在東南部的貴溪市(0.205)、鷹潭市區(qū)(0.198)和余江縣(0.187)，表明工業(yè)發(fā)展、地方財(cái)政支出和人口城鎮(zhèn)化對(duì)這3個(gè)縣域單元的土地城鎮(zhèn)化水平的影響在鄱陽(yáng)湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)最大；其次影響較大的是東部的景德鎮(zhèn)地區(qū)和北部的九江地區(qū)，回歸系數(shù)值在0.096～0.157之間；對(duì)土地城鎮(zhèn)化影響最弱的是高安市(-0.029)和豐城市(-0.003)。

表4 2011、2015年GWR模型參數(shù)與檢驗(yàn)結(jié)果

2011年主因子2對(duì)土地城鎮(zhèn)化影響的空間分異特征如圖7。鄱陽(yáng)湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)32個(gè)縣域單元中，31個(gè)縣域單元的主因子2與土地城鎮(zhèn)化水平呈正向相關(guān)，浮梁縣的主因子2與土地城鎮(zhèn)化水平呈負(fù)相關(guān)。主因子2的回歸系數(shù)在空間上大致表現(xiàn)為西高東低，自西向東呈遞減趨勢(shì)，最大值出現(xiàn)在彭澤縣(0.114)、新余市區(qū)(0.108)和湖口縣(0.100)，表明城鎮(zhèn)人口聚集和建筑業(yè)發(fā)展對(duì)這3個(gè)縣域單元的土地城鎮(zhèn)化水平的影響在鄱陽(yáng)湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)最大；其次影響較大的是西部京九線沿線地區(qū)，回歸系數(shù)值在0.076～0.086之間；影響最弱的是浮梁縣(-0.089)。

圖6 2011年GWR模型主因子1動(dòng)力回歸系數(shù)空間分布

2015年主因子1對(duì)土地城鎮(zhèn)化影響的空間分異特征如圖8。鄱陽(yáng)湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)各個(gè)縣域單元的主因子1與土地城鎮(zhèn)化水平都呈正向相關(guān)。主因子1的回歸系數(shù)在空間上大致表現(xiàn)為東北高西南低，自東北向西南呈遞減趨勢(shì)，最大值出現(xiàn)在東北部彭澤縣(0.155)和浮梁縣(0.154)及其周邊縣域，表明地方財(cái)政支出、人口城鎮(zhèn)化和人民生活水平對(duì)東北部的九江、景德鎮(zhèn)和上饒部分地區(qū)的土地城鎮(zhèn)化水平影響最大；其次影響較大的是西北部和東南部地區(qū)，回歸系數(shù)值在0.130～0.150之間；對(duì)土地城鎮(zhèn)化影響最弱的是新干縣(0.125)、樟樹(shù)市(0.127)和新余市區(qū)(0.128)。

圖7 2011年GWR模型主因子2動(dòng)力回歸系數(shù)空間分布

2015年主因子2對(duì)土地城鎮(zhèn)化影響的空間分異特征如圖9。鄱陽(yáng)湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)32個(gè)縣域單元中，28個(gè)縣域單元的主因子2與土地城鎮(zhèn)化水平呈正向相關(guān)，北部4個(gè)縣域單元與土地城鎮(zhèn)化水平呈負(fù)相關(guān)。主因子2的回歸系數(shù)在空間上大致表現(xiàn)為南高北低，自南向北呈遞減趨勢(shì)，最大值出現(xiàn)在東南部貴溪市(0.0403)及其周邊縣域，表明建筑業(yè)發(fā)展和城鎮(zhèn)人口聚集對(duì)鷹潭和撫州部分地區(qū)的土地城鎮(zhèn)化水平影響最大；其次影響較大的是西南部和中部地區(qū)，回歸系數(shù)值在0.001～0.029之間；對(duì)土地城鎮(zhèn)化影響最弱的是北部長(zhǎng)江沿岸的彭澤縣(-0.005)、湖口縣(-0.001)。

綜上，鄱陽(yáng)湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)在縣域尺度上的土地城鎮(zhèn)化驅(qū)動(dòng)因素不同年份有所差異，驅(qū)動(dòng)因素在空間分布上也發(fā)生了變化。2011年，推動(dòng)?xùn)|部地區(qū)的土地城鎮(zhèn)化的因素主要由工業(yè)發(fā)展、地方財(cái)政和人口城鎮(zhèn)化構(gòu)成，推動(dòng)西部土地城鎮(zhèn)化的因素主要是城鎮(zhèn)人口聚集和建筑業(yè)； 2015年，推動(dòng)?xùn)|部地區(qū)的土地城鎮(zhèn)化的因素主要由地方財(cái)政支出和人口城鎮(zhèn)化構(gòu)成，推動(dòng)西部土地城鎮(zhèn)化的因素主要是建筑業(yè)發(fā)展和城鎮(zhèn)人口聚集推動(dòng)。部分出現(xiàn)負(fù)相關(guān)的地區(qū)可能是由于該因子在推動(dòng)城鎮(zhèn)工礦用地規(guī)模增加的同時(shí)，也推動(dòng)了村莊用地的增長(zhǎng)，且后者增長(zhǎng)大于前者。各類(lèi)因素對(duì)于中部以南昌地區(qū)為中心的地區(qū)影響都較為平穩(wěn)，說(shuō)明這一地區(qū)的發(fā)展在整個(gè)鄱陽(yáng)湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)中最為均衡。

圖8 2015年GWR模型主因子1動(dòng)力回歸系數(shù)空間分布

圖9 2015年GWR模型主因子2動(dòng)力回歸系數(shù)空間分布

3 結(jié)論與討論

3.1 結(jié)論

(1)鄱陽(yáng)湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)土地城鎮(zhèn)化水平整體呈上升趨勢(shì)，空間差異顯著，在縣域?qū)用娲嬖谡蚩臻g自相關(guān)，具有“高值孤立呈點(diǎn)，低值呈帶狀分布”、“鄱陽(yáng)湖西岸高于東岸”的聚集特征。鄱陽(yáng)湖西岸的昌九經(jīng)濟(jì)帶沿線縣域是土地城鎮(zhèn)化增幅最快的地區(qū)，這一地區(qū)的土地城鎮(zhèn)化水平差異逐漸在縮小。

(2)推動(dòng)鄱陽(yáng)湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)土地城鎮(zhèn)化的主導(dǎo)因素不同年份有所差異。地方財(cái)政支出與人口城鎮(zhèn)化對(duì)這一地區(qū)整體土地城鎮(zhèn)化的影響始終占主導(dǎo)地位，呈上升的趨勢(shì)，說(shuō)明政府行為和城鎮(zhèn)的聚集效應(yīng)對(duì)土地城鎮(zhèn)化影響顯著。工業(yè)發(fā)展對(duì)整體土地城鎮(zhèn)化的影響呈下降趨勢(shì)，人民生活水平的提高對(duì)土地城鎮(zhèn)化的影響在逐步增強(qiáng)，建筑業(yè)的影響逐步超過(guò)了城鎮(zhèn)人口聚集，說(shuō)明這一地區(qū)工業(yè)對(duì)土地城鎮(zhèn)化的推動(dòng)作用逐步向城鎮(zhèn)人口和建筑業(yè)用地需求轉(zhuǎn)移。

(3)鄱陽(yáng)湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)土地城鎮(zhèn)化驅(qū)動(dòng)因素具有明顯的空間分異性。社會(huì)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)中提取的主因子與土地城鎮(zhèn)水平大部分呈現(xiàn)正相關(guān)。2011年工業(yè)、地方財(cái)政支出和人口城鎮(zhèn)化的回歸系數(shù)在空間上自東向西遞減，城鎮(zhèn)人口聚集和建筑業(yè)發(fā)展的回歸系數(shù)在空間上自西向東遞減；2015年地方財(cái)政支出、人口城鎮(zhèn)化和人均GDP的回歸系數(shù)在空間上自東北向西南遞減，建筑業(yè)發(fā)展和城鎮(zhèn)人口的回歸系數(shù)自北向南遞減。

(4)對(duì)比2個(gè)模型的分析結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，運(yùn)用GWR模型對(duì)土地城鎮(zhèn)化驅(qū)動(dòng)因素進(jìn)行分析相較于OLS模型更加適用。

3.2 討論

土地城鎮(zhèn)化本身是土地經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)與人類(lèi)社會(huì)系統(tǒng)之間耦合作用的結(jié)果，基于經(jīng)驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)模型方法有助于在這一復(fù)雜系統(tǒng)中分離出主要的驅(qū)動(dòng)因素，確定土地城鎮(zhèn)化與驅(qū)動(dòng)因素之間的定量關(guān)系。在研究方法上，GWR模型不僅在擬合度上要優(yōu)于OLS模型，而且能夠降低模型中可能存在的空間自相關(guān)性，回歸參數(shù)隨地理位置變化而變化，從而能夠更準(zhǔn)確細(xì)致地揭示土地城鎮(zhèn)化驅(qū)動(dòng)因素的空間分異性。在研究結(jié)果上，一定程度地揭示了鄱陽(yáng)湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)土地城鎮(zhèn)化的空間格局演變與驅(qū)動(dòng)力，但從所用模型結(jié)果的擬合度和殘差值來(lái)看，本研究從社會(huì)經(jīng)濟(jì)角度所歸納的因素尚不夠全面，隨著土地出讓逐步市場(chǎng)化，地方政府通過(guò)出讓建設(shè)用地獲得的土地財(cái)政對(duì)土地城鎮(zhèn)化的影響以及和人口城鎮(zhèn)化之間的匹配關(guān)系，也值得在今后的研究中加以深入分析。

隨著城鎮(zhèn)化進(jìn)程的加快，對(duì)城鎮(zhèn)建設(shè)用地的需求也會(huì)逐步增加，為保障區(qū)域可持續(xù)發(fā)展、集約化利用土地資源，提出以下建議：(1)規(guī)劃與市場(chǎng)雙重調(diào)控。一方面以土地利用總體規(guī)劃、城市規(guī)劃和社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展計(jì)劃為依據(jù)，對(duì)不符合規(guī)劃的用地需求不予滿足，另一方面引入了市場(chǎng)機(jī)制有償供地，通過(guò)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)使土地資源的稀缺性和經(jīng)濟(jì)價(jià)值得以現(xiàn)實(shí)體現(xiàn)。黨的十九大報(bào)告明確提出“瞄準(zhǔn)城鄉(xiāng)統(tǒng)一建設(shè)用地市場(chǎng)建設(shè)，擴(kuò)大國(guó)有土地有償使用范圍”，充分發(fā)揮市場(chǎng)配置土地資源的決定性作用對(duì)于土地城鎮(zhèn)化的良性發(fā)展起到至關(guān)重要的作用。(2)結(jié)合區(qū)域特點(diǎn)優(yōu)化土地利用配置，提升土地利用的集約化水平。嚴(yán)格控制城鎮(zhèn)建設(shè)用地蔓延擴(kuò)張，落實(shí)廢舊工礦復(fù)墾工程與基本農(nóng)田保護(hù)政策，不斷推進(jìn)農(nóng)村居民點(diǎn)土地整治工程，在土地城鎮(zhèn)化水平向前推進(jìn)的同時(shí)，使土地利用的內(nèi)部結(jié)構(gòu)得到優(yōu)化。