江蘇省和美鄉村分布及經濟因素影響的空間分異研究

開放科學（資源服務）標識碼（OSID）：

Studyonthe DistributionofHarmonious VillagesiJiangsuProvinceandthe SpatialDiferentiationoftheInfluenceofEconomic Factors

QIU Kuan-biao1，CHENGJun-feng2，，ZHANGGuang-ming（1.Jangsu VocationalColegeofAgricultureandFrestry，Zhnng，Jangsu 2124OO； 2. Shaanxi Qianweizhihui National Wetland Park Management Ofice，Baoji，Shaanxi

AbstractObetie]TostudytespatialdistrbutiofharmonusvilgesinJiangsuProvinceandeifuenceofecoomicfactosoit. [MethodTakingtistbatchofliableokableandamoousvilgsinJangsuProvinceasthectsandteirsatbi characteritissellasteiuenceofooicfactorseranalyedthoughspatialaalysisetods.esultHamoniousvigsot onlyhasacusterddstrbutioatteprovcialscale，utalousterddistruteinhetheegiosoflikeouth，Centrald Jiangsu.SpatialythesevllgesmainlyextendalongtheYangtzeRiveandtheBeijing-Hangzou GrandCanal.Furthernalysissowdthat thedistributioofolsigsroveisactedroityatedodsdiligtiy nyvillgesdeeaseatistancetoeivendedistancetoadcreaseiletharovilgsiseostinaf 14kmtoemaincityAfercomparingteooicfactorsicudingG，theproportioofpriaryidustrerapitaG，itadis posableincoeosalbdsdo withtheditribofHaonyvilagesinounty-veladmiistratieasitsfoundtatGndeapitadisposableicoef householdsiout-vedssdiatposetisiofvisAsd pitadisposableeofusesicedbrofvlsieasdGgapcalldesionalyso thattheharmonsvilgesineorthJangsuwereorafdyGDndprapitadspoableincoefhouseolds，mredih thoseintheSoutJiangsuConlusion]esultsnpridesietifceferenesforthefutueconstructioofamoousvilsd the improvement of rural habitat environment.

Key WordsHarmonious villages;Spatial distribution;Economic factors;Rural habitat environment；Jiangsu

鄉村人居環境是我國鄉村振興戰略的核心工作內容之一，關系到廣大農村地區的生態環境質量，對于促進農村地區產業轉型發展及增進廣大農民的生活質量具有重要作用。2018年以來，我國相繼發布《農村人居環境整治三年行動方案》《農村人居環境整治提升五年行動方案（2021—2025年）》等多項政策文件，在全國范圍內將我國鄉村人居環境整治工作推向縱深發展。在此期間，各地在鄉村人居環境領域不斷探索新模式、新方法與新途徑。其中，江蘇省自2024年開始發布宜居宜業和美鄉村名單，通過樹立鄉村人居環境的典型示范引領鄉村人居環境整治工作。因此，有必要針對江蘇省這一與鄉村人居環境緊密相關的典型示范進行研究。

當前，針對鄉村人居環境的研究大多是采用案例研究的方法，針對各地鄉村的人居環境整治模式和整治策略進行研究，如針對上海市嘉定區[1]和揚州市邗江區[2]鄉村人居環境整治典型案例的研究。還有一些研究則從更宏觀的視角審視當前鄉村人居環境整治工作痛點，并提出一系列解決措施。如金迪[3基于和美鄉村視角對鄉村人居環境整治規劃策略進行了系統梳理。另一些研究則聚焦于鄉村人居環境整治中的某一方面進行探索。如賈文龍等4針對鄉村人居環境整治中村民這一主體參與整治工作所存在的問題進行了梳理，并從包括思想認同、獎懲激勵、權益保障和資源支持等在內的機制建構等方面提出優化建議。這些研究以定性的理論分析為主，而鄉村人居環境相關的定量分析則僅見于鄉村人居環境評價方面。如朱彤瑤等5通過構建評價指標體系，對我國鄉村人居環境韌性進行了評價。孫志遠基于評價指標體系，通過綜合指數評價法和空間分析法，對廣西市域和縣域鄉村人居環境水平的時空動態進行研究。但尚缺乏對鄉村人居環境典型示范的空間分布及其影響因子的研究。

空間分異性是鄉村居民點空間布局優化的熱點議題[7]結合地理信息系統和空間計量方法，圍繞鄉村居民點[8-9]、創意休閑農業[10]、休閑旅游示范[11-12]等不同類型村莊的空間分布規律及內在影響因素進行了大量研究。但針對基于鄉村人居環境視角的這一鄉村類型的空間分布規律及影響因子的研究鮮見報道。因此，筆者以2024年江蘇省所發布的第一批宜居宜業和美鄉村為研究對象，運用地理信息系統空間分布方法和空間計量法，對和美鄉村的空間特征進行研究，并揭示經濟因素與和美鄉村分布格局之間關聯性的空間分異性，以期為今后江蘇省鄉村人居環境整治提供科學借鑒與參考。

1研究區概況與研究方法

1.1研究區概況江蘇省（ 116^°21^′～121^°56^′E 30^°45^′～ 35^°08^′N ）地處我國東部沿海地區，屬東亞季風氣候區，具有四季分明，氣候溫和，降水充沛，雨熱同期氣候特征。境內水網密布，既有江淮述沂泗五大河流，又有高郵湖、洪澤湖和太湖等大中型湖泊，此外京杭運河縱貫全省。境內地形以平原為主，西南部地區分布有寧鎮丘陵。全省共有69個涉農縣（區、市）。2023年，全省農業產值達8935.53億元，占當年全國農業總產值的 5.64% （http ：//tj. jiangsu. gov. cn/2023/ （2號 nj10/nj1006.htm ）。2024年江蘇省下達鄉村人居環境整治綜合提升專項資金27.2億元，由縣級行政區統籌用于村莊規劃編制，村莊基礎設施建設，環境整治等公益性事務，以及宜居宜業和美鄉村獎補及和美鄉村片區建設等。2024年江蘇省已發布包括無錫市惠山區桃源村等1241個行政村在內的第一批宜居宜業和美鄉村名單。預計到2025年，全省將建成宜居宜業和美鄉村3000個。

1.2數據源該研究所采用數據包括江蘇省和美鄉村名錄，江蘇省行政區、水系、道路、城區等空間數據，江蘇省縣級行政區產業經濟數據等。其中，和美鄉村名錄來源于江蘇省發布的第一批宜居宜業和美鄉村名錄，江蘇省基礎地理數據來源于全國地理信息資源目錄服務系統 1：100 萬全國基礎地理數據庫（http：/www.ngcc.cn），江蘇省縣級行政區產業經濟數據來源于2023年江蘇省統計年鑒（http：//tj.jiangsu.gov.cn/2023/nj10/nj1006.htm）。其中，針對和美鄉村名錄，通過地圖獲取和美鄉村的地理坐標，并在ArcGIS10.2平臺建立江蘇省和美鄉村空間信息數據庫。

1.3空間分布研究方法集聚度分析可研究產業或經濟活動在空間上集中產生的經濟效果和一定地區相互靠近的向心力。一般采用最近鄰指數進行定量評價。最近鄰距離指數（nearneighborindex，NNI）是通過計算每個點與其最近點之間的預測平均距離和隨機模式下的預期平均距離之比，通過與隨機分布的偏離程度進行度量。該研究中采用NNI對江蘇省和美鄉村的空間分布特征進行判定，確定這些村莊空間分布集中程度差異。NNI計算方法為

式中， 為空間每個點與其最近點之間距離的平均值， D_E 為

隨機模式下的預期平均距離。

式中， d_i 表示空間中第 i 個點與其最近鄰點之間的距離， n 為休閑農業園總數，A為研究區面積。當 NNIlt;1 時，和美鄉村空間分布呈現集聚分布； NNI= 1 時，則表示和美鄉村呈隨機分布； NNIgt;1 時，和美鄉村呈均勻分布。江蘇省和美鄉村的最近鄰指數及其顯著性檢驗通過ArcGIS10.2的平均近鄰分析模塊進行計算。

1.4空間自相關分析該研究采用全局Moran' I 指數，判斷江蘇省休閑農業園空間分布的自相關狀況。全局Moran’ I 指數可反映休閑農業園在整個研究區內空間相關性的整體趨勢[13]。其公式為

式中， n 表示江蘇省縣域單元個數， x_i 和 x_j 分別表示縣域單元 i 和 j 范圍內的休閑農業園個數， w_ij 為縣域單元 i 和 j 空間權重矩陣， S₀ 為空間權重矩陣之和。Moran' I=0 時，表示不存在空間自相關；Moran' Ilt;0 時，表示存在空間負相關；Mo-ran' Igt;0 時，則表示存在空間正相關。通過置換檢驗計算Moran' I 指數的顯著度。

1.5核密度分析采用核密度估算工具，對江蘇省和美鄉村空間分布的集聚區域進行可視化，進一步分析江蘇省和美鄉村空間分布的集聚區域。核密度估計方法假定地理時間服從地理學第一定律，能夠較好地反映地理現象的空間分布隨距離的衰減情況。通過設置搜索半徑，統計鄰域空間內目標要素數量，估計全體要素在空間某點處發生的概率[14]核密度估計中，搜索半徑大小較為重要。搜索半徑過小，則不能反映整體的分布趨勢；而搜索半徑過大，則整體分布可能較為平滑，不能反映空間集聚分布特征。因此，筆者采用多距離空間聚類分析方法，將江蘇省和美鄉村空間聚類程度最大時的距離作為核密度估計所需的搜索半徑值。據研究，聚類強度達到最大時生成的核密度對空間分布的整體特性反映較好[15-16]。核密度估計采用ArcGIS10.2平臺下 SpatialAnalysis模塊進行。

1.6地理加權回歸分析該研究通過篩選指標進行建模，以揭示江蘇省和美鄉村空間分布的影響因素。據研究，農村人居環境質量發展受經濟社會發展狀況、自然條件、資源稟賦、基礎設施水平等多種因素共同作用影響[17-18]，其中，經濟社會發展狀況，包括鄉村產業結構、產業規模以及鄉村收入水平，對鄉村人居環境影響最大[19-20]。選取各縣級行政區GDP、一產GDP所占比重、人均可支配收入、農作物播種面積和農林牧漁服務業產值5個因子，對這些因素與江蘇省和美鄉村空間分布之間的關系進行分析。

為反映上述5個因子對江蘇省休閑農業園空間分布的影響，該研究采用地理加權回歸模型（geographicallyweightedregressionmodel，GWR）進行分析。GWR模型通過計算回歸模型局部參數，可較好地解決回歸模型的非平穩性問題，從而提高模型擬合優度[21]，在地理要素的空間分析方面有廣泛應用[22-23]。GWR 模型以各縣級行政區休閑農業園的數量作為因變量，以上述5個因子作為自變量，分別進行GWR建模。該研究采用各因子回歸系數的空間分布，衡量經濟因子對和美鄉村空間分布影響的空間分異特征。GWR模型可表示如下：

式中： （u_i，v_i） 表示第 i 個縣級行政區的空間位置； x_ik 表示第 i 個縣級行政區的自變量； a_i0 和 a_ik 分別為第 i 個縣級行政區的常數項估計值和參數估計值： ?;p? 為縣級行政區個數，為誤差修正項。

2 結果與分析

2.1和美鄉村空間分布類型

2.1.1空間分布類型。對江蘇省第一批和美鄉村的最近鄰距離分析結果顯示，和美鄉村的實際最近鄰距離為 4.22km 而其理論最近鄰距離為 5.76km ，最近鄰指數為0.73，表明江蘇省和美鄉村的空間分布為聚集型（表1）。針對3個區域的分析顯示，蘇南、蘇中和蘇北3個區域和美鄉村的空間布局均為聚集型，但從蘇南到蘇北，和美鄉村最近鄰距離指數逐漸減小，表明從蘇南到蘇北和美鄉村的空間聚集分布特征漸趨顯著。

表1江蘇省第一批和美鄉村最近鄰距離和Moran'I指數計算結果

Table1 Thecaculation resultsof the shortest distance and Moran'I index of the first batch of the harmonious villages in Jiangsu Province

2.1.2數量與密度特征。從數量上來看，興化市和美鄉村數量最多，達到47個；如皋市、吳江區、宜興市、泰興市和常熟市和美鄉村也達到30個；部分市轄區由于面積較小，因此和美鄉村數量較少，如常州市天寧區和鎮江市潤州區等。從密度上看，揚中市和無錫市惠山區和美鄉村密度較大，兩者分別為0.037和0.033個 ?km² ；而連云港市連云區、響水縣和淮安市洪澤區等地和美鄉村密度均在0.004個 /km² 以下。整體來看，蘇南地區和蘇中地區分布密度較大，其中在蘇南的常熟、江陰、無錫和常州市區，以及蘇中的江都和靖江等地分布密度均超過0.034個 ?km² ；而在蘇北地區，和美鄉村的高密度分布區只存在特定地區（圖1）。總體來看，江蘇省和美鄉村的空間分布呈現“中南部較密，西部和北部較為稀疏”的特點，其密度分布的高值區大體沿長江和京杭大運河延伸，其空間分布并不均衡。

圖1江蘇省第一批和美鄉村空間分布核密度

Fig.1Thespatial distribution kernel densityof the first batch of the harmonious vilages in JiangsuProvince

2.2和美鄉村空間分布特征為進一步描述和美鄉村空間分布與地理要素之間的關系，該研究對和美鄉村隨水系、道路、城區、產業以及景點等的分布規律進行探討。

2.2.1隨水系關系。江蘇省第一批和美鄉村在距河流1084m 的范圍內。有超過 50% 的和美鄉村位于到河流

1km 的距離內，且隨著到河流距離增大，和美鄉村的數量減少。將到河流距離按照自然間斷點法分為9類，并進行回歸分析，結果顯示，江蘇省和美鄉村分布與到河流水系距離關系顯著（ R²=0.9637，Plt;0.01 （圖2A）。以上分析表明，江蘇省和美鄉村的分布有明顯的臨水特征。

2.2.2隨道路關系。江蘇省第一批和美鄉村在距道路5911m 的范圍內。有約 27% 的和美鄉村位于到道路 1km 的距離內，且隨著到道路距離增大，和美鄉村的數量減少。將到道路距離按照自然間斷點法分為9類，并進行回歸分析，結果顯示，江蘇省和美鄉村分布與道路水系距離關系顯著 Ω^'R²=0.968 6，Plt;0.01 （圖2B）。以上分析表明，江蘇省和美鄉村的分布有明顯的臨路特征。

2.2.3隨城區關系。江蘇省第一批和美鄉村與城區之間的關系見圖2C。這些鄉村大體在距城區 8250m 的范圍內。與到水系與道路距離的關系不同，隨著到城區距離的增大，和美鄉村先有所增多，而后在到城區 14km 以外，和美鄉村則有所減少。這表明和美鄉村具有一定的城區指向性。

圖2 江蘇省和美鄉村分布隨河流（A）、道路（B）、城區（C）距離的變化Fig.2Changesindistributionof theharmonousvilages withthedistances toriver（A）oad（B）andurbanarea（C）inJiangsuProvice

2.3和美鄉村空間分布影響因素由表2可知，偏相關分析結果顯示，第一批和美鄉村個數與各縣GDP的偏相關系數為0.34，達到 Plt;0.05 顯著度水平，說明隨著縣級行政區GDP的增長，該縣級行政區內和美鄉村的個數有所增多。同樣，縣級行政區居民人均可支配收入與和美鄉村個數的偏相關系數也達0 .32（Plt;0.05） ，顯示縣級行政區人均可支配收入越高，其境內和美鄉村個數則越多。與此相反，縣級行政區人均GDP、農林牧漁服務業和農作物播種面積與縣級行政區內和美鄉村個數的偏相關系數分別為-0.26、0.07和0.09，且均未達到 Plt;0.05 顯著度水平。以上分析表明，在所選取的經濟因素中，人均可支配收人和GDP是影響江蘇省縣級行政區和美鄉村個數的主要因素。

進一步分析表明，縣級行政區人均可支配收人和GDP對江蘇省和美鄉村個數的影響具有空間分異特征。對于人均可支配收入而言，其回歸系數呈現從北向南、從西向東逐漸減小的空間分布特征（圖3A）。在位于西北部的徐州、宿遷等地區縣級行政區人均可支配收入的回歸系數可達9.28，顯示上述地區人均可支配收人增加10000元，縣級行政區和美鄉村個數可增加9.28個；而在位于東南部的蘇州、無錫等地人均可支配收人的回歸系數普遍在2.80以下，顯示該地區縣級行政區人均可支配收入每增加10000元，和美鄉村個數僅能增加2.80個。對于GDP而言，其回歸系數的空間分布呈現從中部向南北兩側逐漸遞減的分布規律（圖3B）。在鹽城、淮安等地，GDP的回歸系數多在0.0024以上，顯示上述地區GDP每增加100億元，縣級行政區內和美鄉村個數增多0.24個以上；而在蘇北地區如豐縣、沛縣等地，以及蘇南地區如蘇州等地，GDP的回歸系數低于0.0015，顯示該地區要使和美鄉村個數增加0.24個，需要使縣區GDP增加160億元。

表2江蘇省縣級的行政區和美鄉村個數與影響因素偏相關關系

Table2 The partial correlation coefficients between the number of the harmoniousvillagesand theinfluential factorsincounty-level administrative divisions of Jiangsu Province

圖3居民人均可支配收入（A）和 GDP（B） 的和美鄉村空間分布地理加權回歸系數分布

Fig.3The geogapic wightedregresioncoeficetdistributionofprcapitadispsableicomeofesidents（A）andGD（B）frespatial distribution of harmonious villages

3討論

研究地理要素的空間分布規律可以更好地認識地球表面的自然和社會經濟現象，為人類的可持續發展提供科學依據。盡管針對鄉村居民點、鄉村休閑農業產業等空間分布的研究較多，卻鮮見有關鄉村人居環境相關的鄉村居民點空間分布研究。該研究聚焦鄉村人居環境，通過選取江蘇省獲評的第一批宜居宜業和美鄉村為研究對象，分析這些和美鄉村的空間分布模式以及經濟因素對其空間分布的影響。特別地，針對當前對區域內和美鄉村影響因素的空間差異這一不足，該研究采用GWR模型進行了探索，探明了縣區經濟因素對和美鄉村分布的空間分異影響。

通過NNI等研究結果表明，和美鄉村的空間分布具有集聚性的分布特征。這種集聚性特征，多與鄉村居民點的集聚分布有關。對全國各地的研究均顯示出鄉村居民點空間具有集聚性分布特征[23-26]。但是這種集聚性的空間分布特征，可能會隨著研究尺度的變化而變化。在不同的研究尺度上，居民點空間分布形態存在差異：在微觀尺度上，居民點空間分布的熱點區域具有空間隨機性，在中觀尺度上則具有軸帶延伸性，而在宏觀尺度上才具有集聚性特征[27]

和美鄉村空間分布的分析表明，和美鄉村符合以水系和主要道路為中心的距離衰減規律。這種距離衰減規律在鄉村休閑產業等分布領域也較為常見[10.28]。水系對和美鄉村空間分布的影響大體有如下2條途徑：第一，江蘇省地形以平原為主，省內河網縱橫，而水資源又是農業生產發展依賴的“命脈”，這不僅有利于種植業的開展，還對農業生產影響和限制較小，易形成較大的人口聚居[10]；第二，不斷發展的農業產業會增強地區經濟實力，進而有足夠資金保障鄉村人居環境整治，從而維持較好的人居環境質量。因此，針對不同地區的鄉村相關空間分布的研究發現，河流距離對居民點等地理要素空間分布有重要影響[24-26]。此外，道路也是影響居民點相關地理要素的主要因素[24.26.29]。密集的路網和便利的交通條件，有利于鄉村農產品外運，也便于農業相關生產資料的流通，對鄉村產業發展有促進作用。而繁榮的鄉村產業則可為鄉村人居環境整治提供穩定的資金支持。

和美鄉村呈現圍繞主城區分布的特征，在距市級行政區約 14km 處有集中分布。這可能與農村居民點的分布有關。盡管有研究發現，居民點數量和規模與城鎮距離呈負相關[9]，但部分地區這種關系卻不明顯[30]。另外，緊鄰城區的區域和美鄉村個數較少，這可能與城鄉交錯帶有關。城鄉交錯帶景觀復雜度高[31]，城鄉交錯帶受城市擴散的影響強烈，人口密度與土地利用強度較大，人地關系緊張，生態環境問題突出[32]。而在到城區一定距離的鄉村，其人口密度相對較稀，而道路等公共基礎設施較為完備，以糧食、蔬菜、果品以及副食品生產等為主導產業，鄉村人地矛盾不顯著，且產業經濟發展水平較高。因此，在距離城區 14km 處和美鄉村分布數量較多。創意休閑農園和鄉村休閑農業的空間分布也有類似的分布特征[10.33]。而在更遠的地區，鄉村的基礎設施建設與產業經濟發展都相對滯后，和美鄉村個數也相應地有所減少。

偏相關分析和GWR分析發現，鄉村人均可支配收入和GDP是主要的影響因子，這顯示和美鄉村還受到經濟因素的影響。這與王國權等[1關于農村居民點和創意農園等空間分布的研究結果較為一致。鄉村產業發展與鄉村人居環境建設二者之間存在正向促進關系。例如，對于作為鄉村振興的重要推動之一的鄉村旅游產業[34]，和美鄉村建設能進一步激發鄉村深人挖掘自身自然資源的供給潛力，是鄉村生態產業化的基礎;另一方面，鄉村旅游也能推進鄉村產業轉型，增大鄉村經濟實力，提升社會經濟發展水平，能夠反哺和美鄉村建設[35-36]。筆者研究還發現，經濟因素對和美鄉村的影響存在空間差異。相比于蘇南地區，蘇北地區和美鄉村受到經濟因素的影響更大。這可能與蘇南地區居民人均可支配收入和GDP都顯著高于蘇北地區這一現狀有關。這表明對于蘇南地區而言，和美鄉村的分布可能還受到其他因素的影響；而對于蘇北地區，經濟因素對和美鄉村空間分布的影響更大。因此，為了加快蘇北地區和美鄉村建設，今后還需加快鄉村產業發展，增加居民收入水平。

4結論

該研究以江蘇省第一批宜居宜業和美鄉村為研究對象，對其空間分布特征以及經濟因素影響的空間分異規律進行了研究，得到結論如下：

（1）和美鄉村以集聚化為空間分布特征，不僅在全省尺度上集聚分布，還在蘇南、蘇中和蘇北3個區域也呈現集聚分布；從全省來看，和美鄉村大體呈現沿江和沿運河集聚分布。

（2）和美鄉村呈現鄰水、傍路、環城的分布特征，隨著到河流距離和到道路距離的增加，和美鄉村的個數也逐漸減少；而在距離城區約 14km 處，和美鄉村分布較多。

（3）與產業經濟相關的因素對和美鄉村分布有不同程度的影響，在所選取的縣級行政區GDP、一產比重、人均GDP、居民人均可支配收入、農林牧漁服務業和農作物播種面積等因素中，縣區GDP以及居民人均可支配收入與和美鄉村之間呈顯著正相關（ Plt;0.05） ；然而，從空間分布上來看，蘇北地區和美鄉村更多地受到縣區GDP和居民人均可支配收入的影響，相同漲幅的縣區GDP和居民人均可支配收入在蘇北地區所引起的和美鄉村增幅要大于蘇南地區。

宜居宜業和美鄉村典型示范集中反映了鄉村人居環境質量和整治工作成果，該研究采用空間分析方法，首次對和美鄉村空間分布進行了研究。研究結果可為今后鄉村人居環境整治提供科學借鑒和指導。

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