黑土區(qū)典型縣域村莊宅基地空心化特征及影響因素

杜國明, 張 爽, 李冬梅, 劉文琦, 于佳興

(東北農(nóng)業(yè)大學 公共管理與法學院, 哈爾濱150030)

在城市化、工業(yè)化快速推進背景下，我國廣大農(nóng)村地域呈現(xiàn)出了愈來愈嚴重的村莊空心化現(xiàn)象[1-2]。宅基地空心化是村莊空心化最顯著的標志，是城鄉(xiāng)發(fā)展過程中農(nóng)村人口非農(nóng)化引起的鄉(xiāng)村地域系統(tǒng)不良演化狀況[3]，與土地節(jié)約集約利用的政策背道而馳[4]，嚴重阻礙了鄉(xiāng)村振興發(fā)展。因此，深入刻畫村莊空心化程度和區(qū)域差異，并探討其影響機制，對于優(yōu)化城鄉(xiāng)土地利用、統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展具有重要的理論和實踐意義[5]。

當前，空心化問題研究已經(jīng)成為鄉(xiāng)村地理學與土地資源管理學的研究熱點之一[6-7]，學者們多從內(nèi)涵、形成機理、演化過程[8-10]等角度對村莊宅基地空心化特征進行研究，并取得了大量成果。學者們普遍認為村莊宅基地空心化程度受農(nóng)村自然、經(jīng)濟、社會制度管理等多方面因素影響[11]。宋偉等從全國尺度進行宏觀分析，得出勞動就業(yè)變遷、耕地資源稀缺、城市化差異導致了村莊宅基地空心化的產(chǎn)生[12]；王介勇等基于山東省調查數(shù)據(jù)進行研究，根據(jù)村莊宅基地空心化的主導因素，將村莊劃分為資源粗放型、發(fā)展滯后型、管理滯后型及綜合制約型4類[4]；譚雪蘭等基于多指標評價法對長株潭地區(qū)進行探究，認為農(nóng)民收入和區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展是空心村形成的重要驅動因子[13]?？傮w來看，影響因素的分析側重于運用社會調查及系統(tǒng)分析的方法開展[14-16]，忽視了空間要素的影響。在研究區(qū)的選擇上，已有研究多集中于中部平原區(qū)[17]、南部經(jīng)濟發(fā)達區(qū)[6]及西部生態(tài)脆弱區(qū)[18]，而對于作為重要商品糧生產(chǎn)基地的東北黑土區(qū)村莊宅基地空心化問題鮮有探討。

十九世紀中期，發(fā)生了以華北居民為主的大規(guī)模闖關東移民活動[19]，東北黑土區(qū)作為“闖關東”重點區(qū)，人口不斷聚集，農(nóng)村快速發(fā)展，成為我國重要的糧食主產(chǎn)區(qū)和商品糧基地。近年來，黑土區(qū)村莊宅基地空心化問題逐漸顯現(xiàn)，大量宅基地閑置、廢棄，造成土地的浪費。本文以黑龍江省賓縣為研究區(qū)，基于村級宅基地使用狀況問卷調查數(shù)據(jù)及地理空間數(shù)據(jù)，分析宅基地空心化程度及區(qū)域差異，剖析空心化格局形成機制，旨在為黑土區(qū)各縣域村莊土地優(yōu)化利用和鄉(xiāng)村振興規(guī)劃提供參考。

1 研究區(qū)概況

賓縣隸屬于黑龍江省哈爾濱市，地處126°55′41″—128°19′17″E，45°30′37″—46°01′20″N，位于東北黑土區(qū)中部，縣內(nèi)丘陵與平原交錯分布，地勢南高北低，屬中溫帶大陸性季風氣候，土壤養(yǎng)分含量高，適宜于農(nóng)業(yè)耕作，是我國重要的商品糧基地。截至2015年，賓縣土地總面積3 844.60 km2，其中，耕地面積2 052.55 km2，墾殖率為53.38%[20]，宅基地總面積為13 601.00 hm2，戶均宅基地面積為688.40 m2。全縣下轄12個鎮(zhèn)、5個鄉(xiāng)，158個行政村。2017年末，全縣總人口579 740人，農(nóng)業(yè)人口474 240人，占總人口的81.80%(圖1)。

圖1 研究區(qū)概況

2 數(shù)據(jù)來源與研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來源

宅基地的空心化程度等相關數(shù)據(jù)來源于2017年賓縣村莊空心化程度調查問卷，由賓縣各村支部書記、村長、會計等村干部依據(jù)自身掌握的農(nóng)戶數(shù)據(jù)進行填寫。本次調查發(fā)放問卷158份，回收144份，問卷有效回收率達到91%。部分行政村數(shù)據(jù)缺失，研究中標記為“數(shù)據(jù)缺失”。城鎮(zhèn)、道路等空間數(shù)據(jù)來源于2017年賓縣農(nóng)村土地利用變更調查數(shù)據(jù)庫，社會經(jīng)濟數(shù)據(jù)來源于2017年中國縣域統(tǒng)計年鑒、2017年中國村域統(tǒng)計年鑒、2017年哈爾濱市統(tǒng)計年鑒，以及相關部門的統(tǒng)計資料。

2.2 研究方法

2.2.1 空心化率計算及等級劃分 當前，不同學者從多角度對村莊宅基地的空心化進行界定[12,21-22]，參考相關研究成果，本文將村莊宅基地的空心化界定為閑置和廢棄宅基地數(shù)量占村莊宅基地總量的比重。其中閑置宅基地是指房屋和院落完好，但長時間無人居住的宅基地。根據(jù)宅基地閑置時間的長短又可分為長年閑置和季節(jié)性閑置，連續(xù)閑置時間大于等于一年的宅基地為常年閑置，一年內(nèi)的部分時間閑置、部分時間有人居住的屬季節(jié)性閑置；廢棄宅基地是指由于長期閑置、無人看護，房屋質量達不到安全居住標準，甚至房屋坍塌、院落破敗，而無法居住的宅基地[3]，公式如下：

(1)

式中：HR為行政村空心化率(%)；SIH為村莊季節(jié)性閑置宅基地數(shù)量(宗)；PIH為村莊內(nèi)常年閑置宅基地數(shù)量(宗)；AH為村莊廢棄宅基地數(shù)量(宗)；IR為村莊內(nèi)宅基地總量(宗)。

經(jīng)計算，賓縣村莊宅基地空心化率介于3.45%～48.54%。參考劉彥隨對空心化等級的劃分[19]，并結合賓縣實際情況，將行政村空心化等級劃分為輕度空心化(0%～10%)、中度空心化(10%～30%)、重度空心化(>30%)3個級別(表1)。

2.2.2 變異系數(shù)分析 變異系數(shù)是一種衡量區(qū)域空間差異的常用指標，反映樣本相對于平均值的偏離程度，通常數(shù)值越大，數(shù)據(jù)相對差異越大[23]，反之亦然。該方法在地理數(shù)據(jù)空間差異分析研究中廣泛應用，本文采用變異系數(shù)刻畫空心化率的空間差異，計算見公式(2)：

(2)

表1 空心化等級劃分

2.2.3 逐步回歸分析 逐步多元回歸分析是一種得到最優(yōu)回歸方程的方法，即將自變量逐個引入方程進行檢驗，篩選剔除偏回歸平方和不顯著自變量，最終獲得由對因變量影響最為顯著的自變量構成的回歸方程[22]。綜合考慮賓縣自然及區(qū)位條件、土地利用狀況、社會經(jīng)濟發(fā)展，初步選取影響村莊宅基地空心化的12個指標因素[24]，利用逐步回歸分析方法，篩選對村莊空心化程度影響因素，探討各因素與村莊宅基地空心化程度的相關關系(表2)。

3 結果與分析

3.1 縣域村莊宅基地空心化特征分析

3.1.1 村莊宅基地空心化程度 調查結果顯示，賓縣所有的村莊均存在宅基地空心化現(xiàn)象，全縣空心化率均值為18.49%。其中閑置宅基地比例為16.68%，廢棄宅基地比例為1.82%。將閑置宅基地具體分為季節(jié)性閑置及常年閑置，占比分別為11.28%和5.40%?？梢?，季節(jié)性閑置是村莊宅基地空心化的主要部分。通過調研走訪可知，造成宅基地季節(jié)性閑置的原因主要包含兩種：大部分農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)季節(jié)在家務農(nóng)，農(nóng)閑季節(jié)外出打工造成宅基地季節(jié)性閑置；部分農(nóng)戶將土地流轉出去，年內(nèi)大部分時間外出打工，春節(jié)前后的一段時間返鄉(xiāng)過年，宅基地閑置季節(jié)與前者相反。從村莊宅基地空心化程度等級來看，調查數(shù)據(jù)中有27個行政村莊屬于輕度空心化，占全部行政村的18.75%；107個行政村屬于中度空心化，占全部行政村的74.31%；10個行政村空心化率屬于重度空心化，占全部行政村的6.94%。另外，全縣2.08%的行政村空心化率超過40.00%，最高可達48.81%。

表2 指標因素描述與計算方法

根據(jù)上述空心化率估算可得，全縣村莊宅基地空心化總面積為2 864.31 hm2，已高于賓縣縣城面積，是縣城面積的1.66倍。其中閑置宅基地總面積為2 437.30 hm2，廢棄宅基地總面積為427.07 hm2。閑置宅基地中，季節(jié)性閑置和長年閑置宅基地面積分別為1 570.92 hm2，866.38 hm2。

3.1.2 村莊空心化空間分布特征 整體來看(圖2)，賓縣行政村空心化率在空間上存在顯著的差異性：輕度空心化行政村分布離散，零星分布于縣域內(nèi)；中度空心化行政村數(shù)量較多、集中連片，主要分布于賓縣中部及南部地區(qū)；重度空心化行政村鑲嵌在縣域邊緣，這些村域多為丘陵地區(qū)，交通不便，經(jīng)濟滯后，人口流出規(guī)模大。

圖2 賓縣空心化程度分布

基于賓縣各行政村宅基地空心化率數(shù)據(jù)，計算縣域內(nèi)各鄉(xiāng)鎮(zhèn)空心化率的加權變異系數(shù)(圖3)，分析賓縣村莊宅基地空心化程度空間分布相對差異。結果表明：永和鄉(xiāng)、賓州鎮(zhèn)、民和鄉(xiāng)內(nèi)部空心化率差異較大，變異系數(shù)分別為0.73，0.62，0.55；三寶鄉(xiāng)變異系數(shù)最小，僅為0.17，較永和鄉(xiāng)而言，差異度相差0.56；其他鄉(xiāng)鎮(zhèn)內(nèi)空心化率變異系數(shù)均處于0.2～0.5，各鄉(xiāng)鎮(zhèn)內(nèi)空心化率的變異系數(shù)相差較大。可以看出，賓縣各鄉(xiāng)鎮(zhèn)村莊宅基地空心化率存在顯著差異的同時，鄉(xiāng)鎮(zhèn)內(nèi)部村莊宅基地空心化率空間分布也呈現(xiàn)不平衡狀態(tài)。

3.2 賓縣宅基地空心化影響機制分析

3.2.1 空心化影響因素分析 村莊宅基地空心化率空間差異既受到城鄉(xiāng)發(fā)展差距拉大、區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構單一、農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展滯后等宏觀性因素，以及農(nóng)戶人口規(guī)模、從事經(jīng)濟活動狀況、親屬社會經(jīng)濟狀況等微觀因素影響，也受到村域自然地理條件、區(qū)位特征、土地利用狀況等中觀因素制約[8]。本文將x1-x12共12個指標作為影響村莊宅基地空心化率空間差異的逐步回歸方程要素變量，以柵格為單元，計算得到各個要素變量與空心化率的偏相關系數(shù)，用偏相關系數(shù)大小來反應各變量對村莊宅基地空心化影響的重要程度，認為偏相關系數(shù)越大的要素變量對村莊宅基地空心化空間差異的影響越顯著。驗證過程中，要素變量x11未通過0.05顯著性檢驗(表3)，說明戶均人口對村莊宅基地空心化影響不顯著，因此，剔除戶均人口變量(x11)，并運用SPSS對剩余各變量進行逐步回歸分析，建立村莊宅基地空心化程度影響因素的最優(yōu)回歸方程：

y=-0.370x6+0.294x9+0.271x2+0.224x3+0.104

式中：y為村莊宅基地空心化率；x6為人均耕地占有量；x9為貧困化率；x2為距鄉(xiāng)鎮(zhèn)距離；x3為距主干道距離。

圖3 賓縣各鄉(xiāng)鎮(zhèn)變異系數(shù)

表3 各自變量偏相關系數(shù)

逐步回歸分析過程中選入方程的變量先后為人均耕地占有量、貧困化率、距鄉(xiāng)鎮(zhèn)距離、距主干道距離。從方程擬合過程數(shù)據(jù)可以看出，R2系數(shù)和修正后的R2均顯示出該方程具有很好的擬合程度(表4)，x6，x9，x2，x3均通過了1%的顯著性檢驗，同時VIF均小于2，說明各變量均通過多重共線性檢驗，回歸方程中標準化回歸系數(shù)越高表示其對農(nóng)村宅基地空心化程度貢獻度最大(表5)。

結合偏相關系數(shù)及逐步回歸分析結果得出，賓縣村莊空心化程度空間分布差異是自然資源條件、空間區(qū)位分布、土地利用現(xiàn)狀和社會經(jīng)濟發(fā)展共同作用的結果，不同因素的作用方向、作用強度均不同(圖4)。在作用方向上，距縣城距離、距鄉(xiāng)鎮(zhèn)距離、距主干道距離、地面坡度、戶均宅基地面積及貧困化率均與空心化率成正相關，這些變量的增大一定程度上加劇村莊宅基地空心化程度。墾殖率、人均耕地占有量、耕地質量等級、二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占比、鄉(xiāng)村人口常住率與空心化率呈負相關，即這些變量的增大能減輕村莊宅基地空心化程度進一步加劇。在作用強度上，人均耕地占有量、村莊貧困化率、距鄉(xiāng)鎮(zhèn)距離和距主干道距離顯著性較高，對于村莊宅基地空心化的影響較大；地面坡度、距縣城距離、戶均宅基地面積、鄉(xiāng)村人口常住率對宅基地空心化影響相對較小，屬中等強度；而墾殖率、二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占比、耕地質量等級雖對宅基地空心化影響產(chǎn)生一定影響，但顯著性低，影響程度弱?？梢钥闯觯r(nóng)業(yè)收入水平、區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展、交通及生活條件對村莊宅基地空心化產(chǎn)生直接影響，其中人均耕地占有量與空心化率呈顯著負相關，賓縣農(nóng)村以農(nóng)業(yè)為主，人均耕地占有量大小直接決定農(nóng)業(yè)收入水平，人均耕地占有量是村莊宅基地空心化的基礎性因素。以貧困化率表征的經(jīng)濟發(fā)展水平是影響村莊宅基地空心化的決定性因素，表現(xiàn)為空心化率隨著貧困化程度的增加而顯著增大，經(jīng)濟發(fā)展滯后的村莊，內(nèi)生性發(fā)展動力不足，人口外流，村莊空心化嚴重?？臻g區(qū)位差異直接導致地域交通、公服設施、就業(yè)渠道等的差異性，是村莊宅基地空心化現(xiàn)象的誘導性因素?？偟膩砜?，各因素共同作用，對不同地域村莊宅基地空心化程度產(chǎn)生不同程度影響，最終形成內(nèi)部差異性較大的村莊宅基地空心化空間格局。

表4 方程擬合過程

表5 回歸方程估計結果

3.2.2 空心化形成機制分析 通過綜合分析得到人均耕地占有量、貧困化率、距鄉(xiāng)鎮(zhèn)距離和距主干道距離是村莊宅基地空心化空間分異的主導因素，基于此，對各主導因素對宅基地空心化分異的作用機理做進一步探究，為因地制宜、科學的進行土地利用優(yōu)化提供參考依據(jù)。

村莊宅基地空心化程度與人均耕地占有量呈顯著負相關，人均耕地占有量每增加1 hm2，村莊宅基地空心化率降低0.03個百分點。賓縣各行政村人均耕地占有量存在一定的差異，寧遠鎮(zhèn)內(nèi)村莊人均耕地占有量最高，可達0.53 hm2，而位于經(jīng)建鄉(xiāng)的二道村僅為0.12 hm2。耕地是農(nóng)村生產(chǎn)生活的基礎資源與保障，與中國其他區(qū)域相比，位于典型黑土區(qū)的賓縣耕地資源豐富，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)依然是該區(qū)域農(nóng)民收入的主要來源。產(chǎn)業(yè)結構的單一性使得耕地面積的大小直接決定了農(nóng)民農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營收入多少。與此同時，隨著我國近年來農(nóng)業(yè)補貼體系的拓展和整體水平的提高，人均耕地占有量較大的農(nóng)戶獲得的農(nóng)業(yè)補貼收入較為可觀。調查過程中了解到，隨著不同產(chǎn)業(yè)收益差距擴大和改善經(jīng)濟水平愿望加劇，加之農(nóng)業(yè)規(guī)模化、機械化發(fā)展的推動，耕地面積相對較少的村民通常因農(nóng)業(yè)收入低將土地進行流轉，獲取一定租金后，進城尋找就業(yè)機會，導致大量農(nóng)村宅基地閑置、廢棄，加劇了農(nóng)村宅基地空心化程度。

村莊貧困化率與空心化程度呈顯著正相關，貧困化率每增加一個百分點，村莊宅基地空心化率將升高0.294個百分點。貧困化率表征村域貧困程度，也是反映村域經(jīng)濟發(fā)展的重要指標。貧困化率高，村莊經(jīng)濟發(fā)展水平越低，基礎設施配套程度與公共服務水平越差農(nóng)戶收入越少。作為農(nóng)村主體的非貧困戶為了獲得更好的生產(chǎn)生活條件和更高的收入，更傾向于外出打工甚至永久性遷出，造成村莊人口空心化。人口的空心化又進一步加劇了農(nóng)村貧困化和人口老弱化，形成一種惡性循環(huán)[12]，最終使村莊宅基地空心率增大。

對村莊宅基地空心化程度影響較大的區(qū)位因素包括與距鄉(xiāng)鎮(zhèn)距離和距主干道距離，二者與空心化率均呈現(xiàn)顯著正相關，即距鄉(xiāng)鎮(zhèn)距離、距主干道距離分別增加一個單位，村莊宅基地空心化率變化幅度分別為0.271，0.224個百分點。賓縣共17個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，鄉(xiāng)鎮(zhèn)駐地均勻分布在縣域內(nèi)，對周邊村莊的輻射帶動呈現(xiàn)梯度性，距離越近帶動作用越明顯。鄉(xiāng)鎮(zhèn)駐地周邊村莊具有區(qū)位優(yōu)勢，當?shù)剞r(nóng)戶在家居住的同時有效利用鄉(xiāng)鎮(zhèn)駐地資源，通過發(fā)展二三產(chǎn)業(yè)、打工就業(yè)等形式實現(xiàn)增收。同時，鄉(xiāng)鎮(zhèn)駐地的衛(wèi)生院、學校等公共服務設施也更便于周邊村莊生活。當前，全縣年齡超過60歲人口超過10.14萬人，占總人口的17.50%。隨著農(nóng)村人口老齡化問題日益突出，農(nóng)村養(yǎng)老及醫(yī)療服務不充分也使得越來越多的老人通過進城投靠子女或住進養(yǎng)老院等形式離開農(nóng)村，造成宅基地的空廢。村莊與主干道的遠近反映村莊與外界聯(lián)系的便捷程度，主干道附近村莊交通便利，與外界經(jīng)濟及信息交流頻繁，商業(yè)、服務業(yè)相對發(fā)達，便于農(nóng)產(chǎn)品外銷及農(nóng)資采購。隨著距離主干道變遠，日常經(jīng)濟聯(lián)系薄弱，村莊發(fā)展滯后，迫使大量農(nóng)村人口涌入城鎮(zhèn)務工。因此，距鄉(xiāng)鎮(zhèn)和主干道的距離增加均導致村莊宅基地空心化率增大。

圖4 賓縣村莊宅基地空心化影響因素

4 結論與討論

4.1 討 論

總的來看，全國村莊平均空心化率為10.2%[25]，其中，成都平原地區(qū)空心化程度較低，行政村空心化率介于6.15%～12.73%[14]，山東地區(qū)空心化均值為17.1%，而賓縣平均空心化率為18.49%，空心化率最高值達到了48.81%，高于全國村莊宅基地空心化均值水平。作為典型的黑土區(qū)，賓縣土壤有機物質含量高[26]，有利于作物生長，更適于農(nóng)村農(nóng)業(yè)發(fā)展，但人口外流造成的村莊宅基地空心化的程度卻遠遠高于國內(nèi)其他地區(qū)。當前，東北地區(qū)存在大量民國時期以“闖關東”形式遷入的人口，鄉(xiāng)土情結相對淡薄使得這部分人更傾向于離開故土外出尋找就業(yè)機會[19]，因此人口外流規(guī)模相對較大。

根據(jù)上述分析，為控制黑土區(qū)村莊空心化程度進一步加劇，實現(xiàn)土地資源的有效利用及優(yōu)化配置，推動鄉(xiāng)村布局協(xié)調發(fā)展，提出以下建議：

(1) 推進村莊分類式發(fā)展，依據(jù)村莊發(fā)展特征完善村莊布局，將規(guī)模小、分布偏遠、空心化程度高的居民點劃入土地復墾區(qū)域，積極通過城鄉(xiāng)建設用地增減掛鉤等項目進行復墾，提高土地利用率、增加耕地面積，并爭取外部資金支持。同時，將復墾區(qū)域居民點剩余人口向其他規(guī)模較大、區(qū)位條件相對優(yōu)越的村域進行集中轉移安置，完善農(nóng)村土地流轉制度體系，使閑置宅基地有效流轉，提高宅基地利用率。

(2) 強化基礎設施建設，提高交通便捷度，增強對外界經(jīng)濟往來，優(yōu)化公共服務設施配置，實現(xiàn)城鄉(xiāng)服務等值化，有效改善人居環(huán)境，使農(nóng)民愿意長期在農(nóng)村居住，增強鄉(xiāng)村活力。

(3) 促進農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展，積極推動村莊產(chǎn)業(yè)結構調整，部分盤活宅基地可用于發(fā)展農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)、特色手工業(yè)等，增加農(nóng)村就業(yè)機會，吸引人口特別是季節(jié)性外出村民回流，形成農(nóng)村產(chǎn)業(yè)再發(fā)展，同時提高宅基地利用率，促進村莊實化，減少宅基地空廢造成的土地資源浪費，積極推動農(nóng)業(yè)增效、農(nóng)民增收、農(nóng)村增值。

4.2 結 論

(1) 賓縣村莊宅基地空心化現(xiàn)象普遍，平均空心化率為18.49%，其中閑置和廢棄宅基地占比分別為16.68%和1.82%，宅基地空廢面積達到2 864.37 hm2。等級上，中度空心化村莊占比最高，其次為重度空心化，輕度空心化村最少。空間上，輕度空心化村莊分布零散分布于縣域內(nèi)，中度空心化村莊分布于中部及南部地區(qū)，重度空心化村莊多位于縣域邊緣，縣域內(nèi)村莊宅基地空心化程度呈現(xiàn)空間分布不平衡狀態(tài)。

(2) 賓縣村莊宅基地空心化率與距縣城距離、距鄉(xiāng)鎮(zhèn)距離、距主干道距離、地面坡度、戶均宅基地面積及貧困化率呈正比，與墾殖率、人均耕地占有量、耕地質量等級、二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占比、鄉(xiāng)村人口常住率呈反比。不同因素村莊宅基地空心化作用不同，各因素通過影響農(nóng)村生活條件、交通條件及就業(yè)機會最終對村莊宅基地空心化程度產(chǎn)生影響。

(3) 人均耕地占有量與空心化率呈顯著負相關，是村莊宅基地空心化現(xiàn)象的基礎性因素；以貧困化率表征的經(jīng)濟發(fā)展是村莊宅基地空心化決定性因素，表現(xiàn)為空心化率隨著貧困化程度的增加而顯著增大；距鄉(xiāng)鎮(zhèn)距離、距道路距離于空心化率呈現(xiàn)顯著的正相關，即空間區(qū)位差異是村莊宅基地空心化現(xiàn)象的誘導性因素。