基于ESDA的滇東南巖溶山區(qū)縣域農(nóng)村經(jīng)濟時空演變研究

底 鑫，甘 淑，黃冠睿，楊 敏，周曦冰

(昆明理工大學國土資源學院，云南昆明650093)

基于ESDA的滇東南巖溶山區(qū)縣域農(nóng)村經(jīng)濟時空演變研究

底 鑫，甘 淑，黃冠睿，楊 敏，周曦冰

(昆明理工大學國土資源學院，云南昆明650093)

以硯山縣的村域為研究單元，從時空角度出發(fā)，利用2007—2013年農(nóng)村人均純收入數(shù)據(jù)，采用GIS技術與探索性空間數(shù)據(jù)分析(ESDA)相結(jié)合的方法，對研究區(qū)農(nóng)村居民收入的時空演變特征、總體和局部空間格局變化進行分析。結(jié)果表明：總體空間集聚性逐步增強，農(nóng)民收入差距日益擴大；農(nóng)村經(jīng)濟收入較高的地區(qū)主要分布在資源豐富、交通便利，且擁有特色經(jīng)濟、支柱產(chǎn)業(yè)的區(qū)域；經(jīng)濟收入較低的地區(qū)分布在自然條件較差，交通落后的區(qū)域；高收入地區(qū)和低收入?yún)^(qū)逐步形成明顯的空間兩極分化，宏觀的空間分異表現(xiàn)為北高南低格局；地理條件、交通狀況、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件及資源承載是造成農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展差異的主要原因。

農(nóng)村居民；收入；ESDA；空間分異

農(nóng)村居民人均純收入是反映農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展水平，衡量農(nóng)村居民生活質(zhì)量的一項重要指標。由于巖溶山區(qū)地形地貌復雜，生態(tài)環(huán)境較為脆弱，交通等基礎設施薄弱，因此，準確地分析巖溶山區(qū)經(jīng)濟的時空差異，揭示差異的影響因素，對于遏制貧富兩極分化、推進新農(nóng)村建設和維護社會安定有重要意義。

傳統(tǒng)度量區(qū)域經(jīng)濟差異的統(tǒng)計分析方法主要有基尼系數(shù)、庫茲涅茨比率、加權(quán)變異系數(shù)、泰爾（Theil）指數(shù)等[1-3]，這些方法主要注重數(shù)據(jù)間的統(tǒng)計關系，忽略了對區(qū)域經(jīng)濟的空間自相關性和空間異質(zhì)性的考慮，難以反映出區(qū)域經(jīng)濟空間差異的機制與變化。探索性空間數(shù)據(jù)分析（exploratory spatial data analysis,ESDA）利用統(tǒng)計學原理和圖形圖表相結(jié)合對空間數(shù)據(jù)的性質(zhì)進行分析和鑒別，用以確定性模型的結(jié)構(gòu)和接發(fā)的一種技術，其本質(zhì)上是一種數(shù)據(jù)驅(qū)動的分析方法[4]。目前，已有學者運用ESDA方法對農(nóng)村經(jīng)濟差異進行分析，如文玉釗等[5]利用傳統(tǒng)的統(tǒng)計分析法和探索性空間數(shù)據(jù)分析法相結(jié)合，對江西省縣域農(nóng)村居民收入的時空格局及演化進行分析；白彩全等[6]通過數(shù)理和空間統(tǒng)計分析法對長三角地區(qū)縣域農(nóng)民收入的時空演變過程進行了描述和分析；賀振等[7]運用空間自相關分析法，分析了我國農(nóng)民人均純收入的空間分布及動態(tài)發(fā)展過程；文琦等[8]運用Geoda095i空間分析軟件、聚類分析法對寧夏農(nóng)民人均純收入增長的區(qū)域差異、演變格局進行分析。大多數(shù)研究主要集中在省域、市域及縣域等大尺度的區(qū)域經(jīng)濟空間差異問題[9-10]，對小尺度上農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展問題研究較少。

本文以云南省東南部具有典型巖溶山區(qū)的硯山縣作為研究區(qū)，在ArcGIS支持下，利用ESDA方法，研究山區(qū)農(nóng)村居民收入的時空演變特征，探討農(nóng)民收入?yún)^(qū)域差異的形成機制，為該地區(qū)經(jīng)濟協(xié)調(diào)、持續(xù)發(fā)展等提供依據(jù)。

1 研究區(qū)域與研究方法

1.1 研究區(qū)及數(shù)據(jù)

硯山縣位于云南省東南部、文山壯族苗族自治州中西部，位于東經(jīng)103°35′～104°45′、北緯23°18′～23°59′之間?？h域總面積3 888 km2，總?cè)丝?7.3萬人，山地面積占56%，丘陵面積占29%，盆地面積占15%，為典型的巖溶地區(qū)。為分析區(qū)域間的農(nóng)村經(jīng)濟差異，本文以硯山縣11個鄉(xiāng)鎮(zhèn)下屬的101個行政村為研究區(qū)域，時間序列為2007—2013年，以農(nóng)村居民人均純收入作為分析變量。

1.2 研究方法

ESDA是以空間關聯(lián)測度為核心的一系列空間數(shù)據(jù)分析方法和技術的集合。基于GIS平臺的ESDA可以將地理信息定位的空間數(shù)據(jù)與屬性數(shù)據(jù)的關聯(lián)測度相融合[11-12]，對農(nóng)村經(jīng)濟差異在空間上的變化情況進行描述，通過對農(nóng)村經(jīng)濟差異的空間分布格局進行描述并用可視化的方法表達，識別數(shù)據(jù)中的空間聚集和空間分異，從而揭示農(nóng)村經(jīng)濟的空間特征和相互作用機制。

1.2.1 全局空間自相關

全局空間自相關是對某一屬性值在研究區(qū)的空間特征進行描述，可以用來探測研究區(qū)內(nèi)某些現(xiàn)象或?qū)傩缘目臻g分布特征，判斷此現(xiàn)象或?qū)傩允欠翊嬖陲@著的空間集聚特性。文中采用Moran’s I進行分析

式中：n是研究區(qū)域數(shù)；xi,j為位置i，j的農(nóng)村居民人均純收入；為xi的平均值；wij是區(qū)域i，j的空間權(quán)重矩陣，可以采用距離標準和鄰接標準來判定，本文采用鄰接標準，當空間對象i和空間對象j具有公共邊界時，空間權(quán)重矩陣wij元素為1，否則為0。

Moran指數(shù)反映鄰接或鄰近區(qū)域空間屬性值的相似性，其取值區(qū)間為[-1，1]之間。當Moran指數(shù)大于0時，表明存在正的空間自相關，則表示農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展水平較高（低）的區(qū)域在空間上顯著聚集。數(shù)值越大表明空間分布的相關性越大，即空間聚集分布現(xiàn)象越明顯。當Moran指數(shù)小于0時，表明存在負的空間自相關，區(qū)域與其周邊區(qū)域的農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展水平具有顯著的空間差異，其數(shù)值越小代表相關性越小。當Moran指數(shù)為0時，表示不存在空間自相關，觀測值之間相互獨立，其空間分布呈現(xiàn)隨機分布。

對于Moran指數(shù)，可以采用標準化Z值進行顯著性檢驗

當Z值為正且顯著時，其存在正的空間自相關；當Z值為負且顯著時，其存在負的空間自相關；當Z值為0時，其空間分布呈獨立隨機分布。

1.2.2 局部空間自相關

局部空間自相關分析主要包括空間聯(lián)系的局部指標（local indicators of spatial association,LISA）、Moran散點圖和G統(tǒng)計量等方法。文中采用局部Moran指數(shù)（local Moran's I），通過將LISA聚集圖與Moran散點圖相結(jié)合，研究局部空間分布規(guī)律。local Moran's Ii計算式為

式中：Ii是第i個區(qū)域局部Moran指數(shù)；

2 農(nóng)村經(jīng)濟總體時空演變特征

2.1 農(nóng)村經(jīng)濟時間演變特征分析

圖1，2分別為研究區(qū)農(nóng)村居民人均純收入的年度變化情況和年度增長率變化情況。由圖1，2可知，2007—2009年，農(nóng)村居民人均純收入有所波動，但起伏不大。2010—2012年間，農(nóng)村人均純收入增加較快，這與云南省出臺各項惠農(nóng)政策，并采用多種方式加速農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展等有關。

2.2 農(nóng)村經(jīng)濟的總體空間格局特征分析

對于農(nóng)村居民收入的問題，僅從時間序列上進行分析還不能全面地反映出農(nóng)村居民人均純收入的地域差異變化，需在時間序列分析的基礎上引入空間尺度，以揭示農(nóng)村居民人均純收入的總體時空分布格局特征。

文中利用ArcGIS軟件計算各行政村2007—2013年全局自相關Moran’s I指數(shù)，并對其進行顯著性水平檢驗，從而對農(nóng)村居民人均純收入的整體空間集聚情況進行考察、分析。計算結(jié)果見表1。

表1 2007—2013年研究區(qū)農(nóng)村居民人均純收入的Moran’s I指數(shù)及標準化值Tab.1 Moran’s I and standard value of per capita income of rural residents in research area,2007—2013

從表1可看出，2007—2009年間，研究區(qū)域農(nóng)村居民人均純收入的全局Moran’s I指數(shù)小于0，即存在負的空間自相關，農(nóng)民人均收入相近的地區(qū)沒有明顯相鄰。表明農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展水平相似的區(qū)域在空間上集聚分布的現(xiàn)象在該區(qū)域各村落之間不明顯。而2010年至2013年間，全局Moran’s I指數(shù)為正，顯著性檢驗說明該區(qū)域農(nóng)村居民人均純收入數(shù)據(jù)之間表現(xiàn)出了較強的全局空間關聯(lián)性，經(jīng)濟發(fā)展的空間分布格局在本質(zhì)上呈現(xiàn)出了空間集聚分布，即農(nóng)村居民人均純收入相近的地區(qū)相鄰。在2007—2013年間，農(nóng)村居民人均純收入的全局Moran’s I指數(shù)大體上呈現(xiàn)上升的趨勢，表明研究區(qū)的經(jīng)濟聚集程度逐漸增強，農(nóng)村經(jīng)濟差異在空間上日益拉大。

3 農(nóng)村經(jīng)濟空間分異特征分析

3.1 農(nóng)村經(jīng)濟局部空間差異分析

由于全局空間自相關不能揭示出農(nóng)村居民人均純收入的局部空間聚集情況，運用局部自相關系數(shù)來探測局部的空間關聯(lián)程度。以農(nóng)村居民人均純收入為橫軸，以空間滯后（即農(nóng)村居民人均純收入鄰域的加權(quán)平均）向量為縱軸，繪制Moran散點圖。該圖可以劃分成四個象限，分別對應四種不同類型的局部農(nóng)村經(jīng)濟空間差異類型：第一象限（HH）代表區(qū)域自身及其周邊區(qū)域的農(nóng)村經(jīng)濟水平均較高，二者的空間差異性較??；第二象限（HL）代表區(qū)域自身農(nóng)村經(jīng)濟水平較低，但其周邊區(qū)域較高，二者的空間差異性較大；第三象限（LL）代表區(qū)域自身及其周邊區(qū)域的農(nóng)村經(jīng)濟水平均較低，二者的空間差異性較??；第四象限（LH）代表區(qū)域自身農(nóng)村經(jīng)濟水平較高，但其周邊區(qū)域較低，二者的空間差異性較大。通過2007年與2013年研究區(qū)農(nóng)村居民人均純收入的Moran散點圖（圖3，4）的分析，發(fā)現(xiàn)2013年屬于第一（HH）象限和第三（LL）象限的行政村比2007年的多，說明位于第一象限的行政村個數(shù)越多，農(nóng)村經(jīng)濟的總體空間差異性就越大，與表1中全局Moran’s I指數(shù)結(jié)果一致。

3.2 空間格局模式及演化機制分析

為了進一步明確研究區(qū)農(nóng)村經(jīng)濟差異的空間集聚狀況，分別計算2007年和2013年農(nóng)村居民人均純收入的Local MoranIi值，繪制2007年和2013年的LISA集聚圖(圖5，6)。

從總體上看，研究區(qū)農(nóng)村經(jīng)濟差異的空間格局發(fā)生了較為顯著變化，在不同時期呈現(xiàn)出不同的發(fā)展特征。由圖5可知，2007年研究區(qū)：1)HH區(qū)域主要分布在東部地區(qū)中部的蚌峨鄉(xiāng)蚌峨村和者臘鄉(xiāng)六詔村及其周邊村落，江那鎮(zhèn)錦山社區(qū)及其周邊村落；2)LL區(qū)域主要分布在東南地區(qū)的八嘎鄉(xiāng)凹嘎村、八嘎鄉(xiāng)蚌岔村和八嘎鄉(xiāng)牛落洞村周邊村落；3)HL區(qū)域分布在西南地區(qū)的阿舍彝族鄉(xiāng)魯都克村；4)LH區(qū)域主要分布在西南地區(qū)和東南地區(qū)的阿舍彝族鄉(xiāng)地者恩村、阿舍彝族鄉(xiāng)壩心村、江那鎮(zhèn)聽湖村、者臘鄉(xiāng)羊革村、者臘鄉(xiāng)布那村、八嘎鄉(xiāng)保地村和蚌峨鄉(xiāng)板榔村周邊村落。

對比圖5，6可知，2013年研究區(qū)經(jīng)濟差異的局部空間格局發(fā)生了以下的變化：1)HH區(qū)域以蚌峨鄉(xiāng)蚌峨村和者臘鄉(xiāng)六詔村為中心不斷擴大范圍，同時形成了另外兩個“HH”聚集區(qū)：從平遠鎮(zhèn)大白戶村向南方向延伸至平遠鎮(zhèn)車白泥村、平遠鎮(zhèn)大新村、平遠鎮(zhèn)豐湖社區(qū)、平遠鎮(zhèn)回龍村和平遠鎮(zhèn)田心村等地；以維摩彝族鄉(xiāng)普底村為中心，包括維摩彝族鄉(xiāng)維摩村、維摩彝族鄉(xiāng)斗果村和維摩彝族鄉(xiāng)阿伍村等地；2)LL區(qū)域數(shù)量增加，主要集中在西南地區(qū)的阿舍彝族鄉(xiāng)的部分村落、東南地區(qū)的八嘎鄉(xiāng)和蚌峨鄉(xiāng)的部分村落；3)HL區(qū)域的阿舍彝族鄉(xiāng)魯都克村轉(zhuǎn)變?yōu)長L區(qū)域；4)在LH區(qū)域的維摩彝族鄉(xiāng)倮可者村與周圍地區(qū)存在明顯的經(jīng)濟差異。

產(chǎn)生這種變化的可能因素為：1)顯著的HH類型地區(qū)內(nèi)水資源較為充足、地形平坦、土壤肥沃，農(nóng)業(yè)基礎條件優(yōu)良，具有特色經(jīng)濟支柱產(chǎn)業(yè)，且均有高速公路穿境而過，具有較好的交通優(yōu)勢，部分地區(qū)緊鄰縣城中心，有豐富的礦產(chǎn)資源，使其農(nóng)村經(jīng)濟收入較高；2)顯著的LL類型區(qū)域地處山區(qū)，土地貧瘠，水土流失嚴重，農(nóng)業(yè)基礎條件較差，交通長期落后，作為研究區(qū)邊緣地區(qū)長期無法擺脫其落后局面，農(nóng)村居民收入一直處于較低水平；3)顯著的LH和HL類型區(qū)主要位于農(nóng)村經(jīng)濟塌陷區(qū)和農(nóng)村經(jīng)濟高收入?yún)^(qū)的邊緣，數(shù)量逐年減少；4)農(nóng)村經(jīng)濟收入較高區(qū)域和農(nóng)村經(jīng)濟收入較低區(qū)域呈現(xiàn)出明顯的空間分異，其宏觀空間分異表現(xiàn)為北高南低的總體空間分布特征。

4 結(jié) 論

采用探索性空間數(shù)據(jù)分析(ESDA)模型，利用2007—2013年間的101個行政村的農(nóng)村居民人均純收入數(shù)據(jù)，對研究區(qū)農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展水平差異的空間分異特征進行描述和分析。在2007—2013年間，研究區(qū)農(nóng)村居民人均純收入不斷提高，但其收入差距不斷拉大。在總體空間格局上，農(nóng)村收入水平的空間相關特征逐步顯現(xiàn)，即收入水平相近的行政村逐漸呈聚集分布，并且集聚趨勢在總體上不斷增強。從局部空間關聯(lián)上看，顯著的HH類型區(qū)和LL類型區(qū)呈現(xiàn)較為明顯的兩極分化現(xiàn)象，并且分化程度不斷加大，其宏觀空間分異呈現(xiàn)出北高南低的總體空間分布特征。全局自相關指數(shù)已表現(xiàn)出較為明顯的空間聚集性，運用局部自相關進一步分析揭示出農(nóng)村經(jīng)濟高收入核心區(qū)農(nóng)業(yè)發(fā)達，交通較為便利；農(nóng)村經(jīng)濟收入較低的區(qū)域的核心逐步擴大，處于研究區(qū)東南邊區(qū)和西南邊區(qū)；呈現(xiàn)顯著空間異質(zhì)性的區(qū)域主要位于農(nóng)村經(jīng)濟高收入?yún)^(qū)和農(nóng)村經(jīng)濟塌陷區(qū)的邊緣，并沒有形成非常明顯的空間集聚。影響研究區(qū)農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展時空差異的因素主要表現(xiàn)在地理環(huán)境、資源承載、特色經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)及交通區(qū)位等方面。

[1]Gastwirth J L.The estimation of the Lorenz curve and Gini index[J].The Review of conomics and Statistics,1972,54(3):306-216.

[2]Theil H.Economics and Information Theory[M].Chicago RandMcNally and Company,1967.

[3]Tsui K Y.Economic reform and interproviacial inequalities in China[J].Journal of Development Economics,1996,50(2):353-368.

[4]楊慧.空間分析與建模[M].北京：清華大學出版社，2013:143-152.

[5]文玉釗,鐘業(yè)喜,熊文平.江西省農(nóng)村居民收入時空差異及其影響因素[J].經(jīng)濟地理，2012,32(5):133-139.

[6]白彩全，張蓉，宋偉軒，等.基于ESDA-GIS的長三角縣域農(nóng)民人均純收入格局時空演變[J].農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化研究，2014,35(3): 308-312.

[7]賀振，賀俊平.基于空間自相關的農(nóng)民純收入地域差異及空間格局演化[J].測繪科學，2014,39(5):133-139.

[8]文琦，丁金梅，納靜濤.寧夏農(nóng)民人均純收入時空演進格局分析[J].干旱區(qū)地理，2014,27(3):596-600.

[9]蒲英霞，葛瑩，馬榮華，等.基于ESDA的區(qū)域經(jīng)濟空間差異分析：以江蘇省為例[J].地理研究，2005,24(6):965-974.

[10]劉家君，魏偉，張建清.基于ESDA的湖北省區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展空間格局分析[J].統(tǒng)計與決策，2014(13):134-137.

[11]陳學剛，楊兆萍.基于ESDA-GIS的新疆縣域經(jīng)濟時空差異研究[J].測繪科學，2008,33(3):62-65.

[12]王世杰，趙軍.甘肅省區(qū)域經(jīng)濟時空差異GIS-ESDA分析[J].干旱區(qū)資源與環(huán)境，2009,23(8):5-8.

責任編輯：丁吉海

Analysis of Temporal and Spatial Evolution of Rural Economy in Southeastern Yunnan Karst Region Based on ESDA

DI Xin,GAN Shu,HUANG Guanrui,YANG Min,ZHOU Xibing
(School of Land Resource Engineering,Kunming University of Science and Technology,Kunming 650093,China)

Take the Yanshan village as a case of study,using the 2007—2013 rural per capita net income data to analyze the global and local pattern change of villager income,with GIS technique and exploratory spatial data analysis(ESDA).The study result shows that the spatial aggregation is increasing generally,while the income gap becomes bigger;the areas with higher rural economic income is distributed among areas with rich resources,convenient transportation,characteristic economy and pillar industries;and the one with lower income is located in areas with inconvenient transportation and less resources;the polarization has already becomes serious,south is better than north.Geographical conditions,transportation situation,agricultural production conditions and resources are the main reasons which make the discrepancy of rural economics.

rural residents;income;ESDA;spatial differentiation

P127

A

10.3969/j.issn.1671-7872.2015.04.17

2015-09-03

國家自然科學基金項目(41561083,41261092,71163023)

底鑫(1990-)，女，河北石家莊人，碩士生，研究方向為攝影測量與遙感。

甘淑(1964-)，女，云南騰沖人，博士，教授，博士生導師，研究方向為資源環(huán)境管理及3S技術應用。

1671-7872(2015)-04-0389-05