韋宇嬋, 張麗琴,2,3

〔1.中國地質(zhì)大學(武漢)公共管理學院, 湖北 武漢 430074; 2.加拿大渥太華大學地理系, 渥太華; 3.中國土地勘測規(guī)劃院 國土資源部土地利用重點實驗室, 北京 100035〕

耕地資源不僅是人類生存不可替代的重要自然生產(chǎn)資料，同時也是穩(wěn)定社會秩序、保障糧食和生態(tài)安全、促進城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展的重要物質(zhì)條件[1]，因此，協(xié)調(diào)和統(tǒng)一保護耕地與經(jīng)濟發(fā)展，實現(xiàn)國家經(jīng)濟社會的可持續(xù)發(fā)展，具有重要意義。改革開放以來，我國經(jīng)濟發(fā)展取得了巨大成就，城鎮(zhèn)化進程呈現(xiàn)不斷加快的態(tài)勢[2]，對于土地資源需求的這種壓力長期存在，同時人口不斷增長，耕地用途的轉(zhuǎn)變?nèi)找嬖黾樱刭Y源不斷減少。目前國內(nèi)學者研究主要集中在以下幾方面，從研究角度看，主要從耕地利用變化與經(jīng)濟發(fā)展關系角度[3-6]進行探索研究；從研究方法看，運用主成分分析法、多元回歸分析、灰色關聯(lián)分析[7-11]等方法對耕地利用變化進行研究分析；從省域?qū)用婵矗芯砍晒^多集中在東部經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)和沿海地市耕地資源變化[12-14]，很少有文獻對中西部地區(qū)及不同尺度進行研究，同時，運用相對變化動態(tài)與地理信息系統(tǒng)空間統(tǒng)計,從時間和空間跨度研究區(qū)域范圍耕地資源影響因素的成果不多。湖北與河南省作為國家糧食生產(chǎn)大省，同時在快速城鎮(zhèn)化發(fā)展中還承擔著中部6省崛起的核心任務，面臨耕地保護與經(jīng)濟建設雙重壓力，對其耕地資源變化時空演變進行研究具有重要的現(xiàn)實意義。鑒于此，本文以鄂豫兩省35個地市的社會經(jīng)濟發(fā)展統(tǒng)計數(shù)據(jù)為基礎，分析耕地資源相對變化動態(tài)及區(qū)域差異，通過空間自相關分析和地理加權(quán)回歸模型，以時間和空間雙維度對鄂豫兩省區(qū)域耕地利用格局差異進行分析，探究快速城鎮(zhèn)化發(fā)展對耕地利用變化的區(qū)域差異，旨在為解決鄂豫耕地保護、經(jīng)濟社會發(fā)展以及土地資源可持續(xù)利用提供管理參考。

1 研究區(qū)概況

湖北和河南省地處我國內(nèi)陸腹地，位于北緯29°05′—36°22′、東經(jīng)108°21′—116°39′，具有承接東西、連通南北的地理優(yōu)勢。鄂豫是中部地區(qū)崛起重要戰(zhàn)略的支點，總面積3.53×105km2，占中部6省總面積的2/5。2016年鄂豫地區(qū)生產(chǎn)總值達到72 458億元，占中部六省生產(chǎn)總值的45.54%；人均GDP 達到97 554元，高出6省平均值54 491元。近年來，鄂豫社會經(jīng)濟發(fā)展主要表現(xiàn)為經(jīng)濟發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級。

2000—2015年湖北省耕地資源從3.28×106hm2增加到3.44×106hm2，大致分為兩個階段：2000—2007年為下降期，湖北省耕地資源年均減少了7 000 hm2，年均減少1%；2008—2015年為增長期，2008年耕地資源從3.29×106hm2，增加到2015年3.44×106hm2，這期間增加了1.28×105hm2，年均增加1.84%。2000—2015年河南省耕地資源從6.88×106hm2增加到8.16×106hm2，大致分為兩個階段：2000—2008年為增長期，河南省耕地資源穩(wěn)定增加，2008年耕地資源增加到7.20×106hm2，年均增加3.63×104hm2，增長率為1.01%；2009—2015年為平衡期，河南省耕地資源保持較高水平，處于平衡發(fā)展階段，約為在8.10×106hm2。

2 數(shù)據(jù)來源與研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文主要從社會經(jīng)濟發(fā)展角度，根據(jù)科學性、全面性、針對性和可操作性原則建立指標體系，參考相關文獻[7-9]研究選取的因素，從人口增長、社會經(jīng)濟發(fā)展水平、經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)狀況、科技水平以及居民生活水平等5個方面選取總?cè)丝赬1，地區(qū)生產(chǎn)總值X2，固定資產(chǎn)投資額X3，城市化X4，糧食總產(chǎn)量X5，化肥用量X6，農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值X7，人均生產(chǎn)總值X8，地方財政支出X9，農(nóng)業(yè)機械水平X10，二三產(chǎn)業(yè)增加值X11，有效灌溉面積X12，農(nóng)民年均純收入X13，社會消費品零售總額X14等14項指標。該系列數(shù)據(jù)來源于2001—2016年的《湖北省統(tǒng)計年鑒》《河南省統(tǒng)計年鑒》、鄂豫兩省各地市社會經(jīng)濟發(fā)展統(tǒng)計公報和政府工作報告等資料，空間矢量數(shù)據(jù)來源于國家1∶400萬基礎地形圖。

2.2 研究方法

2.2.1 耕地相對變化動態(tài)模型 鄂豫兩省各地市由于在自然條件、社會經(jīng)濟發(fā)展水平和區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略方面存在著一定差異，因此耕地資源變化也明顯地存在區(qū)域差異[15]。為在空間上反映耕地資源變化差異，本文采用耕地相對變化率，計算公式為：

(1)

式中：Ka——各地市研究期初的耕地資源面積；Kb——各地市研究期末的耕地資源面積；Ca——全省研究期初的耕地資源面積；Cb——全省研究期末的耕地資源面積。

2.2.2 空間自相關分析 運用GWR模型分析的前提條件是先進行因變量的空間自相關性檢驗，分析因變量是否在空間上表現(xiàn)出分布的積聚性和空間差異等特征[16]，本文采用 Moran’sI指數(shù)進行檢驗分析，計算公式為：

(2)

2.2.3 地理加權(quán)回歸模型 地理加權(quán)回歸模型是一種對傳統(tǒng)空間線性回歸模型的改進，其主要優(yōu)勢在于引入空間權(quán)重矩陣，拓展了傳統(tǒng)線性回歸模型，并展示了空間結(jié)構(gòu)分異，是最有發(fā)展?jié)摿Φ目臻g統(tǒng)計模型之一[17]。

(3)

式中：yi——觀測值； (ui,vi)——樣點i的坐標；βk(ui,vi)——i點上的第k個回歸參數(shù)；p——獨立變量個數(shù)；xik——獨立變量xk在i點的值；εi——隨機誤差。

3 結(jié)果與分析

3.1 耕地資源空間變化分布特征

2000—2015年的這15 a間，研究區(qū)30個地市的耕地資源呈現(xiàn)增長趨勢，其中信陽、南陽和駐馬店三市耕地資源增加最快，新增耕地資源1.00×105hm2以上，其中信陽市增加了3.24×105hm2。耕地資源減少的5個市州、林區(qū)中，武漢市和恩施州降低幅度最大，分別減少了2.14×104hm2，2.02×104hm2。根據(jù)公式(1)計算結(jié)果與研究區(qū)相對變化率數(shù)值分布的均衡性，將研究區(qū)耕地資源變化情況劃分為3個區(qū)(圖1)，即耕地資源減少區(qū)(R<0)、耕地資源平衡區(qū)(0≤R<2)、耕地資源增加區(qū)(R≥2)。

(1) 耕地資源減少區(qū)主要分布在東部和西南部區(qū)域，包括武漢、十堰、恩施、仙桃和神農(nóng)架等5個市州、林區(qū)，該區(qū)域研究期間耕地面積顯著減少。武漢市作為我國中部崛起的戰(zhàn)略支點，近年來，城市國民經(jīng)濟建設占用耕地規(guī)模擴大、土地利用結(jié)構(gòu)調(diào)整頻繁、退耕還湖等原因?qū)е赂刭Y源減少較多、較快。隨著經(jīng)濟不斷發(fā)展，仙桃市工礦水利建設和城市基礎設施發(fā)展，耕地非農(nóng)用轉(zhuǎn)變導致大量耕地資源被占用。由于國家政策、農(nóng)業(yè)政策及土地政策對十堰和神農(nóng)架林區(qū)的影響較大，同時受自然災害影響導致大量水土流失和生態(tài)破壞，耕地損失嚴重。恩施州地處鄂西山區(qū)，旅游資源豐富且經(jīng)濟投入發(fā)展，占用耕地資源明顯，自然災害及人為因素導致耕地流失嚴重。

(2) 耕地資源平衡區(qū)主要分布在中北部區(qū)域，包括湖北省的宜昌市、荊門市、隨州市、荊州市、孝感市、天門市和潛江市，以及河南省除信陽市外的所有地市，該區(qū)域研究期間耕地面積相對變化率小于等于2%。這些城市經(jīng)濟發(fā)展較為平穩(wěn)，耕地資源的流失變化趨勢穩(wěn)定。同時，各城市因農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、生態(tài)退耕、自然災害損毀和非農(nóng)建設占用等因素而減少耕地，通過土地開發(fā)、整理和復墾等途徑提高有效耕地資源，因此，其耕地資源的變化較為平穩(wěn)。

(3) 耕地資源增加區(qū)大部分分布在東南部區(qū)域，包括咸寧、鄂州、黃石、黃岡、襄陽和信陽六市，該區(qū)域研究期間耕地面積相對變化率大于2%。隨著國家對農(nóng)業(yè)保護和扶持力度不斷加大，實施了農(nóng)村稅費改革、取消農(nóng)業(yè)稅、種糧補貼、農(nóng)資補貼、農(nóng)機補貼、養(yǎng)殖業(yè)等一系列惠農(nóng)政策，有利于提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力、促進農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展以及增加農(nóng)民收入。隨著社會的發(fā)展，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟不斷提高，從事農(nóng)業(yè)人口增加，促使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)得以恢復，使得一部分閑置地和荒廢地重新恢復成為耕地。此外，湖北和河南兩省大力推進農(nóng)村土地整治，通過加快農(nóng)村土地的大規(guī)模整理復墾來增加耕地面積，提高耕地質(zhì)量建設，因此生產(chǎn)效益提高、農(nóng)民增收和社會經(jīng)濟發(fā)展成果顯著。

3.2 耕地資源的影響因素分析

根據(jù)鄂豫兩省耕地資源變化的階段特征，分別選取2000年、2008年和2015年3個時段進行耕地資源變化影響因素的空間特征研究。

3.2.1 模型構(gòu)建及檢驗 利用Moran’sI對2000，2008和2015年因變量空間自相關測度進行分析，統(tǒng)計量值分別為0.231，0.249和0.257，Moran’sI系數(shù)逐漸增大，充分說明耕地資源分布在空間上呈現(xiàn)積聚狀態(tài)，且空間自相關程度正日益加強，但耕地資源但仍然表現(xiàn)出一定差異性，這為模型的構(gòu)建奠定了基礎。基于鄂豫地區(qū)耕地資源具有空間相關性，運用ArcGIS 10.2采用探索性回歸(exploratory regression)進行自變量組合，在通過檢驗R2較高的模型中確定X1(總?cè)丝?、X2(地區(qū)生產(chǎn)總值)、X3(固定資產(chǎn)投資)、X10(農(nóng)業(yè)機械水平)4個指標作為自變量。對模型殘差進行空間自相關分析，顯示為大概率的空間集聚，故進一步采用GWR進行回歸。通過模型計算和應用CV確定帶寬的方法對GWR模型帶寬的計算，得到2000，2008和2015年鄂豫各地市時空演變特征各自變量模型結(jié)果(表1)。

表1 GWR模型參數(shù)估計及檢驗結(jié)果

注：Bandwidth為帶寬； Sigma為求和； AICc為最小信息準則帶寬；R2為擬合優(yōu)度；R2Adjusted為調(diào)整擬合優(yōu)度。

由模型結(jié)果可知R2Adjusted達到90%以上，雖然模型擬合優(yōu)度逐漸下降，即空間相關性逐漸下降，但GWR模型整體能較好地模擬各因素對鄂豫地區(qū)耕地資源的影響。通過計算每個影響因素相對應的回歸系數(shù)，分別統(tǒng)計2000，2008和2015年調(diào)整型空間核的回歸系數(shù)的最小數(shù)、上四分位數(shù)、中位數(shù)、下四分位數(shù)、最大數(shù)和平均數(shù)(表2)，統(tǒng)計檢驗回歸系數(shù)的p值為0.000，其結(jié)果表明自變量呈現(xiàn)顯著的空間非平穩(wěn)性。從橫向看，各個因子的回歸系數(shù)正負分明，同時回歸系數(shù)隨空間的變化而變化；從縱向看，各個自變量隨時間的推移而差異顯著。由于每個獨立變量回歸系數(shù)的中位數(shù)與平均值數(shù)值相近，因此說明各個影響因素在空間范圍的影響性質(zhì)是趨同。

表2 GWR模型回歸系數(shù)五分位表

3.2.2 結(jié)果分析

(1) 人口因素與耕地資源系數(shù)呈正相關(圖2)。2000年西北區(qū)域回歸系數(shù)較高，向東南回歸系數(shù)逐漸下降，說明了該區(qū)域耕地資源對人口因素敏感度高于東南區(qū)域，回歸系數(shù)主要在0.480～1.069。西北區(qū)域地處鄂豫兩省的山地丘陵地區(qū)，地勢起伏較大，從事農(nóng)業(yè)的人口多且耕地資源少，該區(qū)域受人口因素影響較大。

圖2 研究區(qū)2000-2015年GWR模型回歸系數(shù)空間分布

2000—2008年回歸系數(shù)整體由北向南逐漸減小，回歸系數(shù)最高點北移到了豫北平原地區(qū)，該區(qū)域地處豫北平原地區(qū)，農(nóng)業(yè)發(fā)展歷史悠久，同時由于國家不斷加強對農(nóng)業(yè)的扶持力度，對農(nóng)村實行的惠農(nóng)政策減輕農(nóng)民負擔，從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的人口增多，人口因素對耕地數(shù)量影響在北部區(qū)域較大。2008—2015年回歸系數(shù)最高點出現(xiàn)在了鄂東南，向北回歸系數(shù)值逐漸減小。該時期武漢城市圈成為湖北省經(jīng)濟增長的支撐點，城市化快速發(fā)展，社會經(jīng)濟不斷發(fā)展，人口增長對耕地面積影響程度較大。這3 a回歸系數(shù)逐年下降，高值區(qū)由西北向東南移動，人口因素對耕地資源影響呈減小趨勢。

(2) GDP對耕地資源具有負向作用(圖2)。從空間分布上來看，2000年回歸系數(shù)值總體呈現(xiàn)東北高西南低，該地區(qū)是豫東、豫南耕地資源豐富，并且屬于三省相鄰的沿邊區(qū)域，經(jīng)濟發(fā)展占用耕地現(xiàn)象明顯，GDP對耕地資源影響程度在該地區(qū)較高。2000—2008年GDP對耕地資源影響程度從東南向西北逐漸增大，豫北區(qū)域經(jīng)濟快速發(fā)展加速了耕地數(shù)量的變化，耕地資源受GDP影響在該地區(qū)較敏感，而在東南地區(qū)經(jīng)濟增長對耕地數(shù)量影響不大。2008—2015年回歸系數(shù)由西北向東南逐漸增大，回歸系數(shù)最高點南移。由于該地區(qū)城市化水平較高，這時期隨著社會經(jīng)濟不斷發(fā)展，GDP增長較快，城市經(jīng)濟快速發(fā)展，農(nóng)村人口向城市流動較快，城市居住用地的壓力增大，耕地數(shù)量受GDP影響高于其他地區(qū)。從這3 a回歸系數(shù)空間變化上看，GDP對耕地資源的影響范圍有減弱趨勢。

(3) 固定資產(chǎn)投資回歸系數(shù)大部分是正值，固定資產(chǎn)投資與耕地資源呈現(xiàn)正相關關系(圖2)。從回歸系數(shù)空間變化看，2000年固定資產(chǎn)投資回歸系數(shù)大部分為正值，對耕地資源為正影響，回歸系數(shù)空間分布呈現(xiàn)從西南、東南向東北逐步遞減。由于城市化加速發(fā)展，工業(yè)用地比重增加，隨著對房屋、建筑物、機器等固定資產(chǎn)投資額的增加，西南和東南地區(qū)耕地數(shù)量受固定資產(chǎn)投資影響高于其他地區(qū)。2000—2008年固定資產(chǎn)投資回歸系數(shù)大部分區(qū)域為正值，僅西北部區(qū)域出現(xiàn)負值。該時期武漢及周圍地市，隨著城市化加劇，出現(xiàn)了買房熱，農(nóng)村出現(xiàn)了建房熱等現(xiàn)象，較多資金投資于房地產(chǎn)，這使得固定資產(chǎn)投資對該地區(qū)耕地數(shù)量影響較大。2008—2015年固定資產(chǎn)投資回歸系數(shù)大部分都是負值，對耕地資源呈負相關，回歸系數(shù)空間分布呈東南區(qū)域向西、北部區(qū)域逐漸增大。由于鄂西和豫西北地處山地地區(qū)，受自然條件限制，固定資產(chǎn)投資成為經(jīng)濟持續(xù)發(fā)展的重要動力，該地區(qū)固定資產(chǎn)投資對耕地數(shù)量更敏感。從這3 a回歸系數(shù)的變化可以看出，回歸系數(shù)絕對值由南向北逐漸減小，固定資產(chǎn)投資對耕地資源影響呈減小趨勢。

(4) 農(nóng)業(yè)機械水平回歸系數(shù)大部分是正值，對耕地資源有著正面的影響(圖2)。2000年在回歸系數(shù)空間分布上，東南區(qū)域回歸系數(shù)較高，向西北區(qū)域系數(shù)逐漸減小，說明了農(nóng)業(yè)機械水平對鄂東南地區(qū)耕地數(shù)量影響較大，對豫西北區(qū)域影響較小。由于武漢城市圈社會經(jīng)濟快速發(fā)展，科學技術水平較高，農(nóng)業(yè)科技的投入對耕地經(jīng)營方式的轉(zhuǎn)變，農(nóng)業(yè)機械水平對耕地數(shù)量影響較大。2000—2008年回歸系數(shù)由南向北逐漸減小。鄂西南山地丘陵耕地資源較少，發(fā)展旅游導致耕地出現(xiàn)一定程度的流失，農(nóng)業(yè)科技的投入以確保耕地糧食產(chǎn)量；鄂南平原地區(qū)隨著農(nóng)業(yè)技術水平的提高，單位耕地面積的農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值逐漸增加，耕地資源受農(nóng)業(yè)機械水平影響較大。2008—2015年回歸系數(shù)最高點北移，回歸系數(shù)最高點出現(xiàn)在豫北地區(qū)，農(nóng)業(yè)機械水平回歸系數(shù)由西北向東南逐漸減小，西北地區(qū)農(nóng)業(yè)機械水平對耕地數(shù)量變化貢獻高于其他地區(qū)。豫北地勢平坦，耕地資源豐富且質(zhì)量較高，同時是重要農(nóng)業(yè)產(chǎn)區(qū)，河南省不斷加大農(nóng)業(yè)科技投入，農(nóng)業(yè)機械水平對該地區(qū)耕地數(shù)量影響高于其他地區(qū)。3 a中GWR模型回歸系數(shù)逐漸減小，且最大值逐漸向北偏移。

3.2.3 殘差的空間變異特征分析 根據(jù)上述分析，GWR模型適用于研究區(qū)，在這一前提下，存在耕地資源實際觀察值與GWR模型擬合值的不一致。2000年殘差最高值出現(xiàn)在駐馬店地區(qū)(圖3)，由于其經(jīng)濟平穩(wěn)增長，大力推進現(xiàn)代農(nóng)業(yè)和農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展，耕地資源擴展?jié)摿^大，使其實際值大于GWR模型擬合值；低值區(qū)包括黃岡、孝感、十堰、周口、平頂山、洛陽和焦作七市，由于焦作市和平頂山市礦產(chǎn)資源開發(fā)，黃岡、孝感、十堰、周口和洛陽五個城市近年來大力開發(fā)旅游產(chǎn)業(yè)，農(nóng)業(yè)人口流失，耕地資源減少，因此耕地資源實際值小于GWR模型擬合值。2000—2008年殘差在宜昌市、鄂州市、南陽市和信陽市分布較高，這期間鄂州市經(jīng)濟平穩(wěn)發(fā)展，城市建設占用耕地相對較少，雖然宜昌市、南陽市和信陽市地處山區(qū)，但由于制定嚴格的耕地保護政策、糧食補貼等惠農(nóng)政策，積極調(diào)動農(nóng)民生產(chǎn)，耕地保護成效顯著，使其實際耕地資源大于模型擬合值；低值區(qū)包括荊門市、商丘市、開封市、焦作市和新鄉(xiāng)市，開封市和商丘市是旅游資源豐富的城市，耕地資源減少主要是旅游資源開發(fā)占用，新鄉(xiāng)市作為中原地區(qū)重要的工業(yè)城市，工業(yè)發(fā)展和擴張占用耕地資源顯著，因此耕地資源實際觀察值小于模型擬合值。2008—2015年殘差高值區(qū)分布在荊門市、襄陽市、信陽市和駐馬店市，荊門市和襄陽市雖然經(jīng)濟發(fā)展較快，但由于實施耕地保護、優(yōu)化用地布局等措施，從數(shù)量上、質(zhì)量上落實了耕地占補平衡制度，有力推動城市經(jīng)濟發(fā)展，同時其耕地后備資源豐富，耕地資源實際值高于GWR模型擬合值；孝感、黃岡和周口三市為殘差分布較低的地區(qū)，這些城市由于其他產(chǎn)業(yè)開發(fā)占用耕地資源，使之實際值低于GWR回歸模型擬合值。從3 a的殘差空間分布可以看出，殘差高值區(qū)大部分出現(xiàn)在耕地資源的平衡區(qū)和增加區(qū)，殘差低值區(qū)分布在耕地資源的減少區(qū)和平衡區(qū)中相對變化較小的地區(qū)。

圖3 研究區(qū)2000，2008和2015年GWR模型殘差空間分布

4 討論與結(jié)論

(1) 2000—2015年，從時間角度看，鄂豫兩省耕地資源總量呈增加趨勢。究其原因,一方面土地開發(fā)、整理和復墾等途徑增加耕地資源，另一方面,國家出臺一系列惠農(nóng)政策，對農(nóng)業(yè)保護和扶持力度的不斷加大，部分閑置地和荒廢地重新恢復成為耕地。從空間維度看，耕地資源變化減少區(qū)主要分布在東部和西南部區(qū)域，該區(qū)域城市經(jīng)濟不斷發(fā)展，工礦建筑、水利設施及城市建設占用耕地，導致耕地資源大量流失。耕地資源變化平衡區(qū)集中分布在中北部區(qū)域，該區(qū)域城市經(jīng)濟發(fā)展較為平穩(wěn)，基礎建設占用導致的耕地流失的變化趨勢較為平緩。耕地資源變化增加區(qū)大部分分布在東南部區(qū)域，該區(qū)域通過加快農(nóng)村土地的大規(guī)模整理復墾來增加耕地面積，提高耕地質(zhì)量建設。

(2) 基于GWR模型的耕地資源變化原因剖析，在一定程度上揭示了快速城鎮(zhèn)化進程中對耕地資源有著較為直接的影響。其中人口、固定資產(chǎn)投資與農(nóng)業(yè)機械水平在空間上與耕地資源呈正相關，地區(qū)生產(chǎn)總值在空間上與耕地資源呈負相關，且具有空間分布差異性。人口回歸系數(shù)高值區(qū)向東南轉(zhuǎn)移；GDP、固定資產(chǎn)投資和農(nóng)業(yè)機械水平回歸系數(shù)高值區(qū)逐漸西北移動；各因素對耕地資源的影響逐步減小?；貧w系數(shù)及殘差的空間分異表明，社會經(jīng)濟因素對鄂豫各地市耕地資源的影響程度存在差異，通過GWR模型對影響鄂豫兩省耕地資源的因素進行時空演變分析，揭示了湖北和河南省的耕地資源變化的影響因素呈現(xiàn)很強的地域特征，因此各地市在保護耕地時應從實際出發(fā)，要因時因地制宜。

(3) 由于統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)與全國第二次土地調(diào)查數(shù)據(jù)、國土資源公報統(tǒng)計口徑不同造成誤差，河南省這三類數(shù)據(jù)統(tǒng)計的耕地資源面積保持了一致性，湖北省耕地資源面積二調(diào)及公報數(shù)據(jù)較高于統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)，這三類數(shù)據(jù)雖存在差異，但耕地資源面積變化趨勢一致。地市級尺度上的耕地資源統(tǒng)計數(shù)據(jù)與二調(diào)數(shù)據(jù)的空間分布也保持相對一致性[19]，例如武漢、宜昌、平頂山等地區(qū)耕地資源有不同程度的減少，南陽、信陽、駐馬店等地區(qū)耕地資源面積增加，因此本文耕地資源面積來源于統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)其研究結(jié)果具有應用性。

(4) 運用GWR 模型分析鄂豫兩省耕地資源變化的影響因素具有空間分異性，但從模型的擬合度和殘差來看，本文從社會經(jīng)濟角度所歸納的影響因子雖在一定程度上揭示了快速城鎮(zhèn)化進程中對耕地資源有著較為直接的影響，但仍具有一定的局限性，還需要從自然因素、政策因素、科技發(fā)展因素、生態(tài)環(huán)境因素等影響角度考慮分析，更全面深入地分析耕地資源變化的驅(qū)動機制是今后進一步的研究方向。