转型期长江三角洲乡村性测度及其空间格局分析

张荣天

（安徽师范大学国土资源与旅游学院，安徽芜湖241003）

乡村是一个空间地域系统，指城市以外的一切地域[1]。当前我国经济社会发展正处于一个转型期，传统的农业社会向现代工业、城市社会转型，城镇化速度加快、强度加大，同时乡村地域自身功能不断发生变化，乡村从经济、社会、文化、环境、聚落空间等方面不断向城市转型；另外，我国长期以来主要是以城市为中心构建的城市化模式，乡村是被动的改造对象，属于被忽视的角色，城镇化的影响虽极大地改变了乡村的形态和功能，但不同地区乡村受到的城镇化影响程度不一，区域表现出的乡村性也存在显著差异。国内外学者对乡村发展相关理论与实践展开了积极探索，国外学者K.Hoggart和H.Buller[2]从全球、国家、地方三个尺度对乡村发展进行了地理学透视，借鉴社会学和发展经济学的研究成果，提出了乡村发展研究的理论框架，Clock[3、4]、Woods[5]对乡村性（rurality）基本内涵作了初步的界定；国内学者张小林[6]构建乡村性RI测度公式，在设定地域范围之内分析乡村性的强弱；刘彦随[7]、龙花楼[8、9]对我国黄淮海地区、东部沿海、苏南－陕北样带乡村发展类型及其乡村性进行了实证探讨。乡村转型研究是当前乡村地理学研究的热点问题，其中探讨乡村性空间格局演化及重构是研究的重要视角[10-13]。

长江三角洲地区以1997年确定的16个城市为范围，包括：上海、南京、无锡、南通、苏州、常州、泰州、镇江、扬州、杭州、嘉兴、宁波、湖州、绍兴、舟山、台州，目前长三角已成为中国经济最为发达与城镇化水平最高的区域，在转型时期这一发达地区乡村以多种方式迅速改变着原有面貌：有的向城市化村发展，有的向专业化方向演变，有的出现了既有扩张又存在内部空心村现象，有的则发生了衰退乃至消亡等，展现出我国乡村发展重构的多种场景，故对于研究转型期发达地区乡村发展的相关问题意义重大[6]，而关于这方面的研究鲜见，总结提炼长三角这一地区的乡村性空间格局演化的基本规律，对于其他发达地区也有很好的借鉴作用。鉴于此，首先，本文基于城乡一体的思想构建乡村性RI理论公式，测度出长三角县域乡村性，分析了规模分布特征；其次，运用GIS软件、ESDA统计分析对长三角地区县域乡村性空间格局特征进行初步的探讨，以期为长江三角洲地区城乡统筹发展政策制定提供有益的参考。

1 研究方法与数据来源

1.1 研究方法

1.1.1乡村性R I理论公式 乡村性评价到目前为止尚没有统一的标准，通常涉及到“就乡村论乡村”[14、15]和“就区域论乡村”[6]两种基本思路，就乡村论乡村往往会选择农业劳动生产率、农地产出率、农业产值等指标，这种思路缺乏区域整体考量；而任何一个区域可以看作是城市性和乡村性的统一，乡村性强的地区就是城市性弱的地区，反之亦然；若用城市标准来衡量乡村性的高低，有利于在统一的框架下反映区域经济社会发展的水平及其差异，且不同地域间具有科学的参照与对比，也有利于针对性提出区域城乡统筹发展措施。乡村性指数RI理论公式如下[1]：

式中，RIst表示t年份s区域的乡村性指数，UIst表示t年份s区域的城市性指数，Rst表示t年份s区域的城市性的第i个特征比值，Est表示t年份s区域反映城市性的第i个指标值，Eot表示t年份s区域反映城市性的第i个指标标准值，Wi表示反映城市性特征比值的权重。

1.1.2 ESDA统计分析 ESDA（Exploratory Spatial Data Analysis）是利用统计学与图像表达技术相结合对地理信息的性质进行鉴别[16,17]，本质是通过对地理现象空间分布的描述，发现空间集聚及异质性特征，来揭示地理现象空间相互作用的内在机理。运用ESDA技术可以有效地探索乡村性空间关联、异质特征及其相互作用机制，可以更有针对性的提出重构对策，而在这方面相关的研究与探讨较为薄弱。本文主要通过地统计分析的GlobalMoran’s I、LISA集聚图来测度县域尺度长三角乡村性全局和局部的空间关联特征，另外运用空间变差函数（Spatial Variogram）来分析县域乡村性空间格局异质规律。

式中，Xi为区域 i的观测值，Xj为区域 j的观测值，Wij为空间权重矩阵。Moran’s I值越接近于1，表示乡村性空间上集聚分布越显著；反之，Moran’s I统计值小于0，表示乡村性空间上集聚分布不显著。

（2）LISA指数

它是GlobalMoran’s I的分解形式，可用来进一步度量区域与其周边地区之间的空间差异程度与显著特征。计算公式如下：

（3）空间变差函数

空间变差函数是一个关于数据点的半变异值与数据点间距离的函数,是描述区域化变量随机性和结构性特有的有效手段[18]。假设Z(Xi)和Z(Xi+h)分别是Z(X)在空间位置Xi和Xi+h上的观测值(i=1,2,…,N(h))，计算公式如下：

空间变差函数h是一定滞后变量h的变差函数值γ(h)与该h的对应图，它是在区域化变量满足平稳和本征假设条件下定义的。当半变异函数γ(h)增大，空间自相关减弱；另一个重要特征量是方向，即各向同性和各向异性。常用的拟合模型主要有：指数模型、高斯模型、对数模型等。

1.2 指标体系及数据来源

考虑到计算结果应能准确地反映出区域乡村发展整体水平，同时并能兼顾到指标选择的代表性和数据获取可能性，从体现区域城市性本质的人口聚落、经济社会及基础设施3个层面选取指标，人口聚落方面包括：城镇人口比重X1、建设用地比重X2、二三产业从业人口比重X3；经济社会方面包括：二三产业产值比重X4、人均GDPX5、人均纯收入X6、人均固定资产投资总额X7、人均社会品销售总额X8、基础设施方面：人均公共绿地面积X9、人均生活用电量X10、人均道路面积X11、每万人拥有的移动电话数X12，选用12项指标构建出长三角县域乡村性RI测度体系。

文中选取的指标数据均取自《江苏省统计年鉴》、《浙江省统计年鉴》、《上海市统计年鉴》及各市统计年鉴（2000年、2006年、2012年），空间分析尺度为长江三角洲58个县域单元（地级市市区不作考虑），县域行政边界数据取自《江苏省地图集》、《浙江省地图集》及《上海市地图集》（2012）的政区图，经扫描进行后高精度配准并跟踪矢量化获取，并对行政区划调整的区域进行相应合并，确保研究数据的一致性。

2 长三角县域乡村性测度分析

通过乡村性RI理论测度公式，计算出2000、2006、2012年泛长江三角洲县域乡村性指数RI，运用频率分布来表征2000年以来长三角58个县域单元乡村性规模分布特征（表1）。①2000-2012年，长三角58个县域乡村性RI均值位于0.415-0.524之间波动，标准差位于0.148-0.159之间，表明长三角县域乡村性RI水平与均值的离散程度较为显著，县域乡村发展的非均衡性水平较高；②2000、2006、2012年标准偏度系数分别为0.218、0.223及0.231，表明频数性分布是正偏态的，均值在峰值的右边，乡村性RI较弱的县域所占比重略大，这与长三角这一区域农村城镇化水平高有着直接的关联；③2000-2012年，标准峰度系数大致在0.023-0.052之间变化，表明频数分布较正态分布要平缓，也充分印证了乡村性RI较强的县域单元所占比重不大的结论。通过频率分布指数的分析，我们可以初步得到长三角地区县域乡村性整体上呈现出较弱的分布态势，这种分析更具有的是统计学的意味，缺乏地理空间分析的视角，因此在长三角大尺度背景下，县域小尺度乡村性空间分异的规律是什么？鉴于此，运用GIS、ESDA地统计分析方法来探讨2000年以来长三角县域乡村性空间分异的基本特征。

表1 长江三角洲县域乡村性频数分布

3 长三角县域乡村性空间格局

3.1 总体关联格局

前面分析了长三角县域乡村性规模分布特征，然而这种变化反映在空间演化上如何，尤其是县域之间的演化特征怎样？换言之，某一县域乡村性的高低变化与之相邻县域变化有无关系，这种变化的关联如何需要通过空间自相关来进行分析。本文通过GlobalMoran’s I指数来探讨2000年以来县域乡村性总体格局的关联特征。根据GlobalMoran’s I指数计算公式，以邻接标准计算出2000、2006、2012年长三角县域乡村性GlobalMoran’s I估算值均大于0，表明长江三角洲地区乡村性相似的县域在空间上呈现出集聚分布态势；从时间演变纵向维度看，自2000年以来，GlobalMoran’s I估算值呈现出不断上升的趋势，数值由0.4067上升到0.4935（表2），这就充分地表征了随着21世纪以来中国经济发展速度不断加快，长三角地区作为“优势板块”，各城市经济也得到较快发展，并伴随着交通条件的日益完善，县域之间的各种联系不断加强，城乡统筹发展的进程在加快，县域之间的差距在缩小，致使县域乡村性空间分布集聚现象也在逐年不断增强。

表2 长江三角洲县域乡村性G lobalMoran’s I指数

3.2 集聚格局演化

GlobalMoran’s I估计值只能从全局上分析县域乡村性空间格局的集聚态势，除了要把握全局格局特征之外，还需要进一步探求局部集聚演化趋势。鉴于此，选用LISA指数来探测县域乡村性与周边地域单元乡村性空间关联及其分异关系，研究县域乡村性局部集聚格局演化特征。

（1）利用GeoDa095软件绘制长三角县域乡村性Moran散点图（图1），通过Moran散点图可知：①县域乡村性Moran散点主要集中在第一、三象限，说明县域乡村性强（弱）的相对趋向于与乡村性强（弱）的聚簇区相邻，县域乡村性呈现毗邻的集聚分布态势；②乡村性RI从低到高变化时，空间滞后向量W却不断减小，说明总体上长三角县域乡村性空间分布呈集聚式分布，这与GlobalMoran’s I估算值结果基本上保持一致。

图1 2000、2006、2012年长三角县域乡村性Moran散点图

（2）采用LISA指标来探测县域乡村性与周边县域单元乡村性空间差异程度，LISA集聚图共分为4种类型：①H-H聚集区，县域自身和邻近县域的乡村性RI均较高，差异较小；②H-L聚集区，县域自身乡村性RI较高，邻近县域较低，差异较大；③L-L聚集区，县域自身和邻近县域的乡村性RI均较低，差异较小；④L-H聚集区，县域自身乡村性RI较低，邻近县域较高，差异较大。基于GeoDa095软件平台，计算出县域乡村性的LISA值，并且在p≤0.05的基础上，绘制出2000、2006及2012年县域乡村性的LISA集聚图（图2）。通过图2可知：①H-H集聚区主要集中在苏中的扬州、泰州及南通和浙江台州的一些县市，自2000年以来，县域乡村性集聚现象均较为显著，构成了长三角县域乡村性高值集聚“热点区”；②H-L集聚区空间分布格局比较稳定，主要集中在浙江的嘉兴和湖州等地县市，且数量基本保持稳定；③L-H集聚区主要分布在宁镇地区、杭州的县市和海门、启东、崇明，此类型正好包围着L-L集聚苏锡常地区，故造成这一区域县域呈现H-L集聚的分布格局，在研究年限内在空间上保持稳定，并没有显著变化；④L-L集聚区主要集中在苏南地区苏锡常的县市，这一区域是中国乡镇企业集聚地，农村城镇化水平在长三角地区较高，并且在空间上的范围相邻，这就造成苏南地区形成县域乡村性低值集聚的“冷点区”。

3.3 异质格局演化

之前分析只是在研究不同时间断面上县域乡村性的空间自相关性特征，缺乏对县域乡村性格局异质性特征的深入揭示。鉴于此，本文结合Kriging空间插值对县域乡村性分布进行可视化，并利用不同的模型对半变异函数进行模拟，形成变异函数的拟合结果图，从而来探讨县域乡村性空间格局的异质性。基于2000、2006、2012年3个时段的乡村性RI，将其作为属性数据赋予长江三角洲58个县域单元的几何中心点，将采样步长定为60 km，分别计算实验变差函数，对样点数据采用高斯、对数、指数模型等分别进行拟合，选择拟合效果最好的模型，然后对其进行Kriging插值，并且模拟生成3D图（图 3）。

图2 2000、2006、2012年长三角县域乡村性LISA集聚图

通过表3、4及图3可知：①基台值C0+C显著增大，由2000年的0.0387上升到2012年的0.0597；但块金系数C0/(C0+C)总体上呈现出下降态势，从2000年的0.804下降到2012年的0.506，且模型的决定系数R2有不断上升的趋势，说明县域乡村性空间格局演变由数据变异等随机成分引起的空间分异不断降低，而由空间自相关引起的空间结构化分异则日益显著；②从四个方向上的分维数来看，南-北、东北-西南方向的维数值较高，而东-西、东南-西北方向的维数值相对不高，这表明南-北，东北-西南方向县域乡村性分布的均质性相对较好，空间差异较小，相对而言东-西、东南-西北方向县域乡村性分布空间差异程度较大，异质性较高；③从Kriging插值的3D拟合图来看，县域乡村性空间格局具有连续性和规律性，分布空间形态存在特有的内部结构，从东南-西北方向呈现出一个显著的“塌陷”型的空间分布结构，中间的塌陷区为苏锡常杭乡村性低值集聚区，而在塌陷四周分布为乡村性较高的苏中、宁镇、浙西南台州等地。

图3 2000、2006、2012年长三角县域乡村性空间变差函数图

表3 长三角县域乡村性RI变差拟合模型参数

表4 长三角县域乡村性RI变差函数分维数

4 结论与建议

4.1 结论

本文以长江三角洲为例，基于城乡一体化理念构建乡村性RI理论公式，运用GIS、ESDA方法对2000-2012年的长三角县域乡村性空间格局特征进行了研究。得到了一些基本结论：①长江三角洲县域乡村性非均衡性显著，县域乡村性整体上呈现出弱的分布态势；②县域乡村性全局呈现出空间集聚自相关性，局部上H-H集聚区集中在通泰扬和台州，L-L集聚区主要分布在苏锡常；③县域乡村性空间格局的连续性和自组织性越来越强，由空间自相关引起的结构化分异较显著，且空间分布表现出一定的各向异性，从东南—西北方向县域乡村性呈“塌陷型”的空间分布结构。

4.2 建议

通过长三角县域乡村性测度及其空间格局特征的探讨，为我们如何治理乡村发展问题提供有益的借鉴：①苏中的扬州、泰州及南通和浙江台州乡村性高集聚的县域，要因地制宜依托固有的乡村资源及生产等要素，推进区域农业现代化发展进程，科学地选择产业发展重构模式，尤其要大力发展水产养殖业、林果种植业等具有地域特色的农业产业；另外，还需要进一步加强区域乡村旅游业开发与发展，提升县域非农产业的发展水平，整体上减弱这一区域乡村性在空间上高-高集聚的分布态势；②苏锡常杭及宁镇绍乡村性低集聚的县域，要不断加快农村城镇化进程，强化乡村基础、公共设施的建设，乡镇产业结构要适时进行转型升级；另外，进一步加强乡村商业、服务业等乡村非农产业的发展，提升城乡统筹发展的水平。分类的重构策略能够更好地缩小县域乡村性空间分异，加速整个长三角地区城乡统筹、城乡一体化的进程。

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