趙先超，袁超，張茜茜，彭競霄

（1. 湖南工業(yè)大學(xué)城市與環(huán)境學(xué)院，湖南 株洲 412007；2. 西南大學(xué)地理科學(xué)學(xué)院，重慶 400715）

當前，國內(nèi)外多數(shù)鄉(xiāng)村經(jīng)濟社會關(guān)系與空間結(jié)構(gòu)面臨著分化重組的新格局。在這種背景下，鄉(xiāng)村轉(zhuǎn)型與重構(gòu)研究日益受到國內(nèi)外學(xué)者的關(guān)注和重視。重構(gòu)是系統(tǒng)科學(xué)的方法論，是指對出現(xiàn)分異阻礙正常運行的系統(tǒng)通過重新架構(gòu)的方式促進系統(tǒng)的重新良性運轉(zhuǎn)的一種方法論[1]。鄉(xiāng)村重構(gòu)（rural restructuring）在一定意義上可認為與鄉(xiāng)村轉(zhuǎn)型發(fā)展同義[2-3]。Woods[4]將鄉(xiāng)村重構(gòu)定義為快速工業(yè)化和城鎮(zhèn)化進程中因農(nóng)業(yè)經(jīng)濟地位的下降和農(nóng)村經(jīng)濟的調(diào)整、農(nóng)村服務(wù)部門的興起和地方服務(wù)的合理化、城鄉(xiāng)人口流動和社會發(fā)展要素重組等不同因素的交互影響導(dǎo)致的農(nóng)村地區(qū)社會經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的重新塑造。龍花樓和屠爽爽[5]基于鄉(xiāng)村地域系統(tǒng)的“要素—結(jié)構(gòu)—功能”視角，從鄉(xiāng)村重構(gòu)的行為主體、價值取向和目標定位等方面進一步闡釋了鄉(xiāng)村重構(gòu)的概念內(nèi)涵，并剖析了由誘發(fā)機制、支撐機制、約束/促進機制、引導(dǎo)機制、引擎機制構(gòu)成的鄉(xiāng)村重構(gòu)作用機制框架。Terluin和Post[6]提出將鄉(xiāng)村轉(zhuǎn)型發(fā)展機制分為外生型、內(nèi)生型和內(nèi)外綜合型三類，分別強調(diào)工業(yè)化、當?shù)刭Y源和區(qū)位特色等驅(qū)動因素。李紅波和張小林[7]認為在城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展的大背景下，因發(fā)展政策與當?shù)刈陨戆l(fā)展情況的因素會導(dǎo)致部分村落新建搬遷、衰退荒廢乃至消失。屠爽爽等[8]對于不同發(fā)展模式和發(fā)展水平地域鄉(xiāng)村的自然資源稟賦、區(qū)位條件、經(jīng)濟基礎(chǔ)、人力資源、文化習(xí)俗等要素對鄉(xiāng)村重構(gòu)影響進行了研究。

綜合來看，現(xiàn)有成果對鄉(xiāng)村重構(gòu)的研究多側(cè)重體系構(gòu)建和較為宏觀的影響分析。在當前城鎮(zhèn)化加速推進的大背景下，一定程度上缺乏針對鄉(xiāng)村重構(gòu)中城鎮(zhèn)行為的相關(guān)研究。本文即以此為切入點，以長株潭地區(qū)這一新型城鎮(zhèn)群為樣本，跳出鄉(xiāng)村內(nèi)置發(fā)展因素局限，側(cè)重分析城鄉(xiāng)相互作用關(guān)系推動力，運用熵值法構(gòu)建長株潭地區(qū)縣級（含區(qū)、縣及縣級市）“產(chǎn)業(yè)-農(nóng)地-社會”鄉(xiāng)村重構(gòu)度測評體系，綜合核密度估計（kernel density estimation）、Arcgis10.1軟件平臺分析長株潭地區(qū)鄉(xiāng)村重構(gòu)整體水平和時空差異，并重點通過地理加權(quán)回歸分析（Gergraphic Weighted Regression，簡稱GWR）等方法分析以城鎮(zhèn)發(fā)展為外部主體的驅(qū)動因子，以期在理論上彌補鄉(xiāng)村重構(gòu)中城鎮(zhèn)行為研究相對缺乏的現(xiàn)狀，探索性地為鄉(xiāng)村重構(gòu)研究提供一個具有一定參考價值的研究框架，在實踐上為長株潭地區(qū)以及同類地區(qū)鄉(xiāng)村優(yōu)化重構(gòu)與城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展提供理論基礎(chǔ)與調(diào)整思路，同時為制定區(qū)域差異化的城鄉(xiāng)發(fā)展策略尤其是鄉(xiāng)村發(fā)展策略提供借鑒。

1 研究區(qū)概況

長株潭地區(qū)位于湖南省中東部，主要包括長沙、株洲、湘潭三市，是湖南省經(jīng)濟發(fā)展的核心增長極。研究區(qū)北部以盆地平原為主，南部以羅霄山脈西麓山地為主，土地總面積占全省13.3%。截止2016年，戶籍總?cè)丝谡己鲜】側(cè)丝诘?1.3%，城鎮(zhèn)化水平達66.78%，超出全省平均14.02個百分點。下轄23個縣（區(qū)、市）3 261個村級基層組織，鄉(xiāng)村人口907.4萬；農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值1 134.37億元，第一產(chǎn)業(yè)社會生產(chǎn)總值719.02億元，占全省比重20.2%，鄉(xiāng)村居民人均可支配收入21 092元。自2010年以來，隨著長株潭城市一體化的快速發(fā)展，鄉(xiāng)村轉(zhuǎn)型與重構(gòu)受到多方面不同程度的帶動作用和滯緩作用。因長沙市芙蓉區(qū)城鎮(zhèn)化率達到100%排除在外，選取長株潭地區(qū)22個縣（區(qū)、市）為基本樣本，研究新型城鎮(zhèn)化中縣級區(qū)域鄉(xiāng)村總體轉(zhuǎn)型與重構(gòu)發(fā)展水平，具有明顯的合理性與代表性。

2 數(shù)據(jù)來源與研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文所采用的長株潭地區(qū)縣（市、區(qū)）級鄉(xiāng)村重構(gòu)度體系指標數(shù)據(jù)和城鎮(zhèn)驅(qū)動因子數(shù)據(jù)主要來自2011年和2017年等年份的《湖南省統(tǒng)計年鑒》、《湖南省農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》、《長株潭試驗區(qū)統(tǒng)計年鑒》以及三市及其下轄縣市區(qū)的統(tǒng)計年鑒、公報及政府報告，部分數(shù)據(jù)通過走訪湖南省國土與資源廳、農(nóng)業(yè)廳、統(tǒng)計局等相關(guān)單位獲??；各縣市區(qū)行政邊界等要素空間數(shù)據(jù)來源于湖南省標準地圖（2010年版）。

2.2 研究方法

2.2.1 熵值法 借用信息論中的熵值法計算鄉(xiāng)村重構(gòu)度各指標權(quán)重，即通過計算熵值來判斷各項指標的離散差異程度，甄別不同指標因素中影響整體評價的關(guān)鍵差距值，從而得出各項指標客觀性衡量權(quán)數(shù)。熵值法計算第j項指標下第i個方案權(quán)重如下：

式中：j=1，2，…，m，Wj為i項最終權(quán)重，g為i項指標熵值。其中，g的計算公式如下：

式中：k為玻爾茲曼常量，與樣本數(shù)有關(guān)，此處取k=1/lnm；Xij為去量綱標準化參數(shù)，其計算公式如下：

式中，i=1，2，…，n；j=1，2，…，m。

得出各項指標權(quán)重后，計算各項指標綜合得分水平：

2.2.2 地理加權(quán)回歸分析法（GWR） 當代地理學(xué)對影響因素的解釋常常采用回歸分析的方法。然而，傳統(tǒng)的線性回歸分析（OLS）只能估計全局層面的參數(shù)相關(guān)性，忽略了局部相關(guān)特征。比較而言，地理加權(quán)回歸（GWR）基于一般OLS線性回歸模型并進行改進，在全局估計的基礎(chǔ)上測度參數(shù)因子在局部空間的滯后與溢出效應(yīng)，反映參數(shù)空間非平穩(wěn)性，使對象值間的相互影響關(guān)系隨空間位置變化體現(xiàn)出具體差異化，結(jié)果更符合實際[9]。

式中：yi表示第i個樣本的鄉(xiāng)村重構(gòu)度；（ui，vi）是第i個樣本的空間位置；εi為隨機誤差項；βk（ui，vi）為樣本區(qū)域回歸系數(shù)，其計算公式如下：

式中：W（ui，vi）為距離權(quán)重矩陣，其空間權(quán)函數(shù)基于高斯函數(shù)采用調(diào)整空間核模型，構(gòu)建效益衰減型無限閾值函數(shù)[10-12]：

式中：dij為空間觀測對象間的歐氏距離；b為帶寬，帶寬作為一個非負衰減函數(shù)決定權(quán)重隨距離衰減程度與邊際衰減量，決定樣本權(quán)重受距離影響程度強弱，依據(jù)最小平方準則，采用交叉確認法（CV）確定最優(yōu)帶寬[13-14]：

3 結(jié)果與分析

3.1 鄉(xiāng)村重構(gòu)度體系構(gòu)建

鄉(xiāng)村重構(gòu)是通過優(yōu)化配置和有效管理，影響鄉(xiāng)村發(fā)展的物質(zhì)和非物質(zhì)要素，重構(gòu)鄉(xiāng)村社會經(jīng)濟形態(tài)和優(yōu)化地域空間格局，以實現(xiàn)鄉(xiāng)村地域系統(tǒng)內(nèi)部結(jié)構(gòu)優(yōu)化、功能提升以及城鄉(xiāng)地域系統(tǒng)之間結(jié)構(gòu)協(xié)調(diào)、功能互補的過程[5]。根據(jù)國內(nèi)相關(guān)學(xué)者研究成果與相關(guān)建設(shè)規(guī)范標準[13-15]，考慮到數(shù)據(jù)可獲取性等要求，并結(jié)合研究樣本區(qū)域鄉(xiāng)村實際，本文將長株潭地區(qū)鄉(xiāng)村重構(gòu)度劃分為產(chǎn)業(yè)重構(gòu)度、農(nóng)地重構(gòu)度、社會重構(gòu)度等3個準則層以及第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重等10個指標（表1）。根據(jù)2010年和2016年各指標實際值，同時運用熵值法賦權(quán)的計算公式（式1-式3），可計算得出長株潭地區(qū)鄉(xiāng)村重構(gòu)度各指標的權(quán)重。

表1 長株潭地區(qū)鄉(xiāng)村重構(gòu)度體系Table 1 Rural reconstruction system in Changsha-Zhuzhou-Xiangtan area

3.2 驅(qū)動因子遴選

鄉(xiāng)村重構(gòu)發(fā)展主要受到內(nèi)在資源與外在環(huán)境兩方面的驅(qū)動作用[16]。在新型城鎮(zhèn)化快速發(fā)展的大背景下，城鎮(zhèn)資本與市場開始向鄉(xiāng)村地區(qū)滲透并對鄉(xiāng)村發(fā)展重構(gòu)起到至關(guān)重要的觸發(fā)和導(dǎo)向作用。本文在參考相關(guān)學(xué)者研究的基礎(chǔ)上[13,17-18]，遴選出具有代表性的城鎮(zhèn)驅(qū)動力予以研究，重點從地區(qū)城鎮(zhèn)化水平、工業(yè)現(xiàn)代化水平、市場發(fā)展水平、投資建設(shè)水平和居民生活水平對鄉(xiāng)村重構(gòu)進行驅(qū)動程度分析，并分別從城鎮(zhèn)化率、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比、人均社會消費品零售額、人均固定資產(chǎn)投資額和城鎮(zhèn)居民人均可支配收入等指標進行量化，以較為科學(xué)合理地得出新型城鎮(zhèn)化下各項發(fā)展因素對長株潭地區(qū)縣級鄉(xiāng)村重構(gòu)的作用度，進一步明確發(fā)展重點和難點。

3.3 長株潭地區(qū)鄉(xiāng)村重構(gòu)分析

3.3.1 長株潭地區(qū)鄉(xiāng)村重構(gòu)的整體水平與結(jié)構(gòu) 通過計算可知，2010年至2016年長株潭鄉(xiāng)村重構(gòu)度由0.306增長至0.328，年均增長1.084個百分點。研究年限內(nèi)，農(nóng)業(yè)土地利用與鄉(xiāng)村社會發(fā)展變化較為顯著，發(fā)展態(tài)勢良好，人均耕地面積由0.093 hm2/人增長至0.125 hm2/人，反映土地利用生態(tài)化的單位耕地農(nóng)藥使用量由23.90 kg/hm2下降至16.92 kg/hm2，鄉(xiāng)村人口減少39.79萬人，鄉(xiāng)村農(nóng)業(yè)工作人口占比由50.54%降至44.93%，城鄉(xiāng)收入差異系數(shù)由0.55優(yōu)化至0.63，人均用電量由331.16 kW·h /人增加至385.08 kW·h /人；產(chǎn)業(yè)優(yōu)化重構(gòu)發(fā)展相對滯緩，產(chǎn)業(yè)發(fā)展比重與結(jié)構(gòu)有所優(yōu)化，但發(fā)展水平與發(fā)展效率提升的趨勢較弱。

圖1 2010與2016年長株潭鄉(xiāng)村重構(gòu)核密度估計Fig. 1 Estimation of core density of rural reconstruction in Changsha-Zhuzhou-Xiangtan area in 2010 and 2016

根據(jù)核密度曲線顯示（圖1），長株潭鄉(xiāng)村重構(gòu)水平總體呈單峰鐘型正態(tài)趨勢，兩年基本可視作中位數(shù)與眾數(shù)一致，2016年較2010年峰值稍降且左移，高位區(qū)間[4，7]核密度值下降且趨勢緩和，低位區(qū)間[0，2]變化差異較小且曲線趨勢較陡，說明經(jīng)過研究年限的變化，長株潭地區(qū)鄉(xiāng)村重構(gòu)水平地區(qū)差異縮小，呈現(xiàn)“兩頭小，中間大”的梭形分異發(fā)展結(jié)構(gòu)，鄉(xiāng)村發(fā)展逐步科學(xué)均衡，但低值區(qū)域占比變化微弱，落后地區(qū)鄉(xiāng)村發(fā)展仍然后勁不足，發(fā)展?jié)摿^大。綜合單項指標分析，落后地區(qū)鄉(xiāng)村重構(gòu)發(fā)展在農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率方面數(shù)值較低，這兩項也是重構(gòu)衡量權(quán)重（0.24，0.12）較大的評價指標，該類地區(qū)發(fā)展方向應(yīng)以其為著力點，提升農(nóng)業(yè)機械化水平，提升農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)效率，進一步促進三產(chǎn)融合，延伸第一產(chǎn)業(yè)衍生價值，為鄉(xiāng)村重構(gòu)轉(zhuǎn)型提供原生動力。

3.3.2 長株潭地區(qū)鄉(xiāng)村重構(gòu)的時空格局 當代地理學(xué)認為，地理空間現(xiàn)象觀測數(shù)據(jù)在研究區(qū)域內(nèi)會存在潛在相關(guān)性，即存在空間自相關(guān)(spatial autocorrelation)[19]。鄉(xiāng)村發(fā)展往往多受限于地理區(qū)位、地形地勢等自然地理因素，推動或制約鄉(xiāng)村重構(gòu)轉(zhuǎn)型的區(qū)域社會經(jīng)濟因素也直接或間接受到地理位置與環(huán)境的影響。因此，本文為整體反映長株潭地區(qū)鄉(xiāng)村重構(gòu)的空間異質(zhì)性格局，采用全局空間自相關(guān)Moran's I指數(shù)和局部空間自相關(guān)Get-Ord G*指數(shù)來說明研究年限內(nèi)在時間和空間尺度上的變化。

從時間尺度上看，長株潭地區(qū)整體鄉(xiāng)村重構(gòu)水平Moran's I指數(shù)在2010年和2016年分別為0.341（P=0.001＜0.01）、0.251（P=0.006＜0.01）（圖 2），Get-Ord G*指數(shù)為0.518（P=0.002＜0.01）、0.504（P=0.005＜0.01）（圖3），兩項指數(shù)均顯示為聚類和高水平聚類，均為0.01水平上顯著，置信度大于99%，表明該地區(qū)鄉(xiāng)村重構(gòu)度不但在全局整體呈現(xiàn)高度空間聚集態(tài)發(fā)展與重構(gòu)受地域關(guān)聯(lián)影響較大。這也為應(yīng)用地理加權(quán)回歸分析方法衡量驅(qū)動水平提供了理論前提。相較兩年數(shù)值，2016年的Moran's I指數(shù)和Get-Ord G*指數(shù)均較2010年有所下降，說明研究期限末較初始時集聚程度緩解，地區(qū)差異逐漸縮減，地域空間發(fā)展呈現(xiàn)均衡化發(fā)展趨勢。

圖2 研究期始末長株潭鄉(xiāng)村重構(gòu)Moran'I 指數(shù)Fig. 2 Changsha-Zhuzhou-Xiangtan area rural reconstruction Moran'I index

圖3 研究期始末長株潭鄉(xiāng)村重構(gòu)高/低聚類General G指數(shù)Fig. 3 Changsha-Zhuzhou-Xiangtan area rural reconstruction high/low clustering general G index

在具體空間地域上，2010年和2016年的鄉(xiāng)村重構(gòu)水平空間格局并未呈現(xiàn)明顯變化趨勢（圖4-圖5），均以長沙市區(qū)為顯著單核心向周邊呈擴展之勢，以雨花區(qū)和天心區(qū)為集聚峰值，高值區(qū)逐步延展至周邊近郊區(qū)縣和株洲市、湘潭市城區(qū)，較低水平區(qū)域主要位于長沙遠郊區(qū)縣和株洲市各縣（市），茶陵縣、湘潭縣、湘鄉(xiāng)市三地區(qū)鄉(xiāng)村于2016年仍處于低水平重構(gòu)階段。粗略來看，2016年在22個縣市區(qū)中，鄉(xiāng)村重構(gòu)評分最高的雨花區(qū)（0.75）與評分最低的茶陵縣（0.15），也均是樣本對象中經(jīng)濟發(fā)展水平（以人均國民生產(chǎn)總值為衡量）最高地區(qū)和最低地區(qū)，在一定程度上說明城鎮(zhèn)化要素對鄉(xiāng)村發(fā)展有著顯著的影響，研究城鎮(zhèn)推力對鄉(xiāng)村重構(gòu)水平的作用有較強的必要性。

相比兩年相對變化增長率（圖6），長沙市開福區(qū)、天心區(qū)、株洲市區(qū)和瀏陽市鄉(xiāng)村相對重構(gòu)態(tài)勢呈現(xiàn)負增長，據(jù)資料顯示，主要是受近年來城區(qū)高速發(fā)展放緩及行政地域擴并調(diào)整所致，瀏陽市、蘆淞區(qū)下降比率為0.08%和0.003%，評估結(jié)果可視為基本同2010年水平；岳麓區(qū)、雨花區(qū)、株洲縣、長沙縣呈高速增長態(tài)勢；湘潭除雨湖區(qū)的縣區(qū)市、攸縣和茶陵縣呈較高速增長態(tài)勢；望城區(qū)、寧鄉(xiāng)縣、醴陵市、炎陵縣、雨湖區(qū)基本呈穩(wěn)定性增長態(tài)勢?？傮w特點表現(xiàn)為2010年鄉(xiāng)村重構(gòu)度低值地區(qū)在2016年均有一定提升，研究期內(nèi)縣均增長7.55個百分點，研究區(qū)域整體發(fā)展差異縮小，地區(qū)趨于均衡發(fā)展，該結(jié)果也是對前文核密度分析與空間自相關(guān)分析結(jié)果的空間化表示。

圖4 2010年長株潭鄉(xiāng)村重構(gòu)狀態(tài)Fig. 4 Changsha-Zhuzhou-Xiangtan area rural reconstruction status in 2010

圖5 2016年長株潭鄉(xiāng)村重構(gòu)狀態(tài)Fig. 5 Changsha-Zhuzhou-Xiangtan area rural reconstruction status in 2016

圖6 2010—2016年長株潭鄉(xiāng)村重構(gòu)相對值年均增長率Fig. 6 Annual growth rate of Changsha-Zhuzhou-Xiangtan area rural reconstruction from 2010 to 2016

3.4 長株潭地區(qū)鄉(xiāng)村重構(gòu)的城鎮(zhèn)驅(qū)動力分析

圖7 長株潭鄉(xiāng)村重構(gòu)城鎮(zhèn)驅(qū)動力流程示意Fig. 7 Flow chart of the driving mechanism of rural reconstruction Changsha-Zhuzhou-Xiangtan area

在參考國內(nèi)相關(guān)研究成果[13,17-18]的基礎(chǔ)上，結(jié)合本研究區(qū)實際，以2016年為例，遴選出五項城鎮(zhèn)驅(qū)動力—城鎮(zhèn)化水平、工業(yè)現(xiàn)代化水平、市場發(fā)展水平、投資建設(shè)水平和居民生活水平進行空間自相關(guān)分析，其Moran's I指數(shù)分別為0.315（P＜0.01）、0.048（P=0.14＞0.1）、0.223（P＜0.05）、0.244（P＜0.05）、0.311（P＜0.01）。分析可得，長株潭地區(qū)除工業(yè)現(xiàn)代化水平不具有顯著的空間集聚關(guān)聯(lián)，其他四項指標空間集聚水平均為0.05水平上顯著，置信度大于95%，具有較為明顯的空間集聚特征，滿足地理加權(quán)回歸分析的應(yīng)用前提（圖7）。

根據(jù)GWR模型整體回歸結(jié)果（表2）和回歸系數(shù)描述性統(tǒng)計分析五分位觀察表（表3）可以看出，驅(qū)動力整體R2判決系數(shù)較高，可解釋0.837 9的因變量變化程度；Akaike信息準則即AICC指數(shù)較OLS模型小，模型性能相對較優(yōu)[20]；四項因子的五分位值基本大于零值，總體呈正向驅(qū)動作用；變異系數(shù)差異較大，不同驅(qū)動作用效果懸殊。因地理加權(quán)回歸模型使用局部回歸方法，存在容易降低方程自由度而引發(fā)共線性問題的缺陷，為消除系數(shù)誤差，在參考整體回歸結(jié)果的基礎(chǔ)上采用單一化因素回歸，最終對四項城鎮(zhèn)驅(qū)動因子進行區(qū)域性分析[14]。基于此種地理加權(quán)回歸方法模型，應(yīng)用Arcgis10.1平臺計算長株潭鄉(xiāng)村重構(gòu)度的城鎮(zhèn)驅(qū)動力回歸系數(shù)空間分布圖（圖8-圖11）。

表2 GWR模型整體回歸結(jié)果Table 2 GWR model regression results

3.4.1 城鎮(zhèn)化水平驅(qū)動分析 城鎮(zhèn)化的快速發(fā)展對鄉(xiāng)村的驅(qū)動力，不僅表現(xiàn)為促進鄉(xiāng)鎮(zhèn)產(chǎn)業(yè)、土地結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型等變化，也因比較利益的驅(qū)動促進鄉(xiāng)村人口就業(yè)選擇、價值觀念和生活方式的轉(zhuǎn)變。分析顯示，長株潭地區(qū)對鄉(xiāng)村重構(gòu)的城鎮(zhèn)化驅(qū)動回歸系數(shù)表現(xiàn)出北高南低、由長株潭三市市區(qū)向周邊縣市擴散的分布格局，絕大部分為正值，其中在長沙五區(qū)達到峰值，在株洲市遠郊攸縣、茶陵縣、炎陵縣回歸系數(shù)最低，并出現(xiàn)微小負向系數(shù)。反映出在城鎮(zhèn)化高的核心城區(qū)鄉(xiāng)村驅(qū)動力較強，城鎮(zhèn)體系健全，城市資源、資金和發(fā)展需求外溢，帶動鄉(xiāng)村建設(shè)水平和生活條件的優(yōu)化，為鄉(xiāng)村發(fā)展與重構(gòu)提供強勁動力支持；而株洲三縣遠離城市中心，且因山地等阻隔性自然因素影響，縣級城鎮(zhèn)發(fā)展水平低、規(guī)模體系不完善、城市服務(wù)功能不健全，對農(nóng)村的輻射力明顯不足，城鎮(zhèn)作用力依然更多地停留在對鄉(xiāng)村資源的吸附上，反而對鄉(xiāng)村發(fā)展與重構(gòu)造成一定阻力，甚至加劇空心村的發(fā)展。

表3 GWR模型回歸系數(shù)描述性統(tǒng)計分析五分位觀察表Table 3 GWR model regression coefficient descriptive statistical analysis quintile observation table

圖8 城鎮(zhèn)化水平驅(qū)動GWR回歸系數(shù)分布圖Fig. 8 GWR regression coefficient distribution map driven by urbanization leve

圖9 市場發(fā)展水平驅(qū)動GWR回歸系數(shù)分布圖Fig. 9 GWR regression coefficient distribution map driven by market development level

圖10 社會投資水平驅(qū)動GWR回歸系數(shù)分布圖Fig. 10 GWR regression coefficient distribution map driven by social investment level

圖11 居民生活水平驅(qū)動GWR回歸系數(shù)分布圖Fig. 11 GWR regression coefficient distribution map driven by residents' living standards level

3.4.2 市場發(fā)展水平驅(qū)動分析 市場發(fā)展水平回歸系數(shù)南部高、東北部低，有較強的過渡性規(guī)律，在距離城市核心區(qū)最遠的炎陵縣系數(shù)水平最高，最北部的長沙市近郊縣區(qū)淪為低谷區(qū)，系數(shù)值由此向南和西方向漸進增長?？傮w看來，距離城市核心越遠的區(qū)域，鄉(xiāng)村重構(gòu)水平受到市場發(fā)展的影響拉力越敏感。這些地區(qū)多在城市福利的外溢區(qū)之外，受城鎮(zhèn)化牽引動力小，市場化水平低，因而市場發(fā)展水平值的單位增長對鄉(xiāng)村發(fā)展的反映值較大，每單位市場發(fā)展水平增長會帶動鄉(xiāng)村重構(gòu)水平最多上漲33.85個百分點，而這個值在長沙市多縣區(qū)最低會降到23.47個百分點。發(fā)達區(qū)域一方面受限于較為飽和的市場發(fā)展空間，另一方面也由于鄉(xiāng)村發(fā)展程度基點高、提速潛力小，因而市場驅(qū)動力相對要小，而經(jīng)濟社會發(fā)展較為落后的地區(qū)則恰恰相反，市場引擎對鄉(xiāng)村發(fā)展及重構(gòu)的帶動及加速作用較為顯著。3.4.3 區(qū)域投資水平驅(qū)動分析 區(qū)域投資水平對鄉(xiāng)村重構(gòu)水平的驅(qū)動回歸系數(shù)分布和市場發(fā)展水平分布狀況較為相似，均為南高北低的基本格局，與鄉(xiāng)村重構(gòu)度的整體分布大致呈反向狀態(tài)，重構(gòu)低水平地區(qū)投資回歸系數(shù)值較高。相比發(fā)達地區(qū)，偏遠落后地區(qū)受到投資資金的支持拉動更容易出現(xiàn)顯著性的增長反應(yīng)，隨著每單位投資水平增加，炎陵縣鄉(xiāng)村重構(gòu)度可上升21.06個百分點，開福區(qū)可上升3.45個百分點，主要是因為落后地區(qū)建設(shè)基礎(chǔ)低、潛力大、可塑性強，提升增長量明顯，但同時因回報收益弱、成熟周期長成為阻礙這些地區(qū)發(fā)展的關(guān)鍵點。3.4.4 居民生活水平驅(qū)動分析 城市生活水平尤其是以人均收入水平引導(dǎo)的居民消費方向在鄉(xiāng)村旅游發(fā)展的背景下對鄉(xiāng)村發(fā)展方向和產(chǎn)業(yè)重構(gòu)及其城鄉(xiāng)融合起到觸發(fā)式的驅(qū)動作用。長株潭研究區(qū)居民生活水平驅(qū)動回歸系數(shù)基本表現(xiàn)為西北向東南遞減的趨勢分布，長沙地區(qū)經(jīng)濟發(fā)達，居民生活水平較高，鄉(xiāng)村旅游發(fā)展興盛，但市中心區(qū)鄉(xiāng)村基數(shù)少，發(fā)展程度高，居民生活水平這一城鎮(zhèn)驅(qū)動作用力稍顯微弱，寧鄉(xiāng)縣、望城區(qū)、長沙縣依托于廣闊的鄉(xiāng)村腹地和較高的居民生活水平，使回歸系數(shù)達到最高；而距離城市核心較遠的茶陵縣、炎陵縣，受城市輻射力較弱，鄉(xiāng)村旅游與城鄉(xiāng)融合動力不足，生活水平對其影響較小。

4 結(jié)論與討論

4.1 結(jié)論

本文以長株潭22個縣市區(qū)為例，運用熵值法、地理加權(quán)回歸分析等方法計算長株潭地區(qū)城鎮(zhèn)方面的發(fā)展要素對其鄉(xiāng)村發(fā)展與重構(gòu)的驅(qū)動力作用度。主要研究結(jié)論有：

1）2010年至2016年間，長株潭地區(qū)鄉(xiāng)村重構(gòu)水平基本呈現(xiàn)穩(wěn)中有進的發(fā)展態(tài)勢，發(fā)展內(nèi)部結(jié)構(gòu)愈發(fā)合理，地域分異結(jié)構(gòu)雖未有大幅度變化但區(qū)域差異性進一步縮小。

2）鄉(xiāng)村重構(gòu)度的三項分項子系統(tǒng)中，產(chǎn)業(yè)重構(gòu)度占比最大，差異表征最為顯著，也是城鎮(zhèn)驅(qū)動作用中最敏感、最直接的指標。

3）在長株潭地區(qū)城鎮(zhèn)發(fā)展相關(guān)指標要素中，城鎮(zhèn)化水平、市場發(fā)展水平、投資建設(shè)水平、居民生活水平的驅(qū)動力與鄉(xiāng)村重構(gòu)水平是驅(qū)動鄉(xiāng)村發(fā)展與重構(gòu)的重要動力。其中：城鎮(zhèn)化水平主要作用于城鎮(zhèn)發(fā)展核心區(qū)域，主要是長株潭三市市區(qū)近郊鄉(xiāng)村地區(qū)受益明顯；市場發(fā)展水平和投資建設(shè)水平則主要對遠離城鎮(zhèn)化高峰值的落后區(qū)域作用力顯著；受居民生活水平驅(qū)動較強的地區(qū)則主要是位于研究區(qū)西北部，即經(jīng)濟水平發(fā)展程度好、居民收入水平高和鄉(xiāng)村旅游與產(chǎn)業(yè)發(fā)展較為發(fā)達的寧鄉(xiāng)縣、望城區(qū)、韶山市一帶，城鎮(zhèn)居民生活水平質(zhì)量的提升對推動近郊鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)市場、促進城鄉(xiāng)融合的驅(qū)動力顯而易見。

4.2 政策建議

從前述研究結(jié)果可知，同一區(qū)域范圍內(nèi)的鄉(xiāng)村發(fā)展重構(gòu)水平及其驅(qū)動力有較大差異性，城鎮(zhèn)行為對鄉(xiāng)村轉(zhuǎn)型發(fā)展也因地理位置等因素差異而起到不同的影響作用。

1）準確認識城鎮(zhèn)與鄉(xiāng)村的動態(tài)作用關(guān)系，科學(xué)制定發(fā)展政策。隨著城鎮(zhèn)化的快速推進，城鎮(zhèn)對鄉(xiāng)村發(fā)展和轉(zhuǎn)型產(chǎn)生了巨大帶動作用。但受復(fù)雜因素影響，這種帶動作用并不是靜態(tài)的、恒定的，且不一定是正向性質(zhì)的。如何準確梳理并科學(xué)歸納鄉(xiāng)村發(fā)展受力程度和受力重點從而科學(xué)制定相關(guān)政策，需要運用合適的數(shù)學(xué)模型來測度城鎮(zhèn)不同發(fā)力點對不同地域和地理條件下的實際作用，根據(jù)城鎮(zhèn)化驅(qū)動因子有針對性地分解某一具體區(qū)域鄉(xiāng)村重構(gòu)狀態(tài)的動態(tài)評量結(jié)果，達到發(fā)揮優(yōu)勢、屏蔽劣勢的政策制定目的。

2）鄉(xiāng)村重構(gòu)要根據(jù)自身條件找準“對接口”，推動“以城帶鄉(xiāng)”向“城鄉(xiāng)互帶”發(fā)展。理論上，鄉(xiāng)村在助推城鎮(zhèn)發(fā)展的同時也會接受城鎮(zhèn)反饋得到發(fā)展，即實現(xiàn)城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展。但在現(xiàn)實中，城鎮(zhèn)并非能絕對助力鄉(xiāng)村快速發(fā)展和轉(zhuǎn)型重構(gòu)，個別階段城鎮(zhèn)也會拖垮以至犧牲鄉(xiāng)村健康發(fā)展。因而鄉(xiāng)村重構(gòu)應(yīng)找準自身發(fā)展?jié)摿Γ覝逝c城鎮(zhèn)的“對接口”。以長株潭地區(qū)研究結(jié)果為例，長沙縣、寧鄉(xiāng)縣等近郊且較發(fā)達區(qū)域，可利用城鎮(zhèn)外溢福利促進產(chǎn)業(yè)更新發(fā)展；但茶陵縣、炎陵縣等距核心城市較遠的欠發(fā)達山區(qū)，城鎮(zhèn)輻射作用小，不能主靠城市帶動，應(yīng)更加從夯實基礎(chǔ)著手，從自身找發(fā)展亮點，積極挖掘地方潛力特色，要從“以城帶鄉(xiāng)”的老路子走向“城鄉(xiāng)互助”和“城鄉(xiāng)統(tǒng)籌”。

3）鄉(xiāng)村重構(gòu)要以產(chǎn)業(yè)重構(gòu)和城鄉(xiāng)統(tǒng)籌為重點，謀求全面振興的鄉(xiāng)村可持續(xù)發(fā)展道路。單從重構(gòu)度研究結(jié)果來看，鄉(xiāng)村重構(gòu)的關(guān)鍵在于產(chǎn)業(yè)重構(gòu)，經(jīng)濟造血是鄉(xiāng)村升級的源頭，這與當前“實施鄉(xiāng)村振興重在產(chǎn)業(yè)興旺”的論斷完全吻合。但鄉(xiāng)村重構(gòu)和鄉(xiāng)村發(fā)展也不能僅僅依靠小區(qū)域的產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢，還應(yīng)注重大區(qū)域的區(qū)域合作和城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展，要實現(xiàn)不同鄉(xiāng)村地區(qū)的全面振興。如在落后鄉(xiāng)村地區(qū)要依靠發(fā)揮資源優(yōu)勢和政策扶持來做大做強“一村一品”專業(yè)化合作發(fā)展模式；在近郊較發(fā)達鄉(xiāng)村地區(qū)要利用靠近城市的良好區(qū)位，加快推進城鄉(xiāng)統(tǒng)籌。

本文側(cè)重研究長株潭地區(qū)城鎮(zhèn)發(fā)展對鄉(xiāng)村重構(gòu)的驅(qū)動影響，嘗試突破鄉(xiāng)村內(nèi)部變量常規(guī)思路、在新型城鄉(xiāng)關(guān)系的基礎(chǔ)上探求鄉(xiāng)村發(fā)展外部推力尤其是城鎮(zhèn)系統(tǒng)的驅(qū)動，以期獲得新的鄉(xiāng)村發(fā)展重構(gòu)著力點。受各方面條件限制，本文仍有諸多可探討和待解決的問題，例如城鎮(zhèn)驅(qū)動因子篩選的全面性有待進一步加強、多方法應(yīng)用的比較與融合還可進一步增強科學(xué)性、地域研究尺度可以進一步深入細化等，未來將在上述層面做進一步的深入研究。