山東省耕地后備資源變化及驅(qū)動因素分析*

張文信，董光龍，楊忠學，劉金花

(1.山東省土地調(diào)查規(guī)劃院，濟南 250014； 2.山東建筑大學管理工程學院，濟南 250101)

0 引言

快速的城鎮(zhèn)化和工業(yè)化進程中，建設用地擴張占用了大量耕地，開發(fā)利用耕地后備資源成為實現(xiàn)耕地總量動態(tài)平衡，保障國家糧食安全的主要途徑。在自然、經(jīng)濟、政策等多種因素的綜合作用下，近年來我國耕地后備資源的數(shù)量、類型、結(jié)構(gòu)和空間分布等均發(fā)生了較大變化[1-2]。

目前已有大量學者對土地利用變化及驅(qū)動因素進行了深入研究[3-4]，但關于耕地后備資源變化及驅(qū)動因素的分析卻未能得到足夠重視，相關研究較為匱乏。嚴長青[5]在分析耕地后備資源開發(fā)時序時，簡單介紹了耕地后備資源開發(fā)的影響因素。任君臨等[6]采用標準差橢圓法分析了長江中下游地區(qū)耕地后備資源變化情況，但僅選取了人口和GDP兩個驅(qū)動因素，更沒有比較分析不同驅(qū)動因素作用程度的相對大小?？傊?，耕地后備資源的相關研究更多的是關注耕地后備資源適宜性評價[7-10]、開發(fā)潛力[11-12]、開發(fā)時序[5]、開發(fā)組合分區(qū)[13-16]等方面，對耕地后備資源變化及其驅(qū)動因素的分析較少。而掌握耕地后備資源時空變化規(guī)律及其相應的驅(qū)動因素，是對耕地后備資源進行合理保護和開發(fā)利用的重要基礎。

在分析土地利用變化驅(qū)動因素時，回歸模型是常用的方法之一。然而，傳統(tǒng)回歸模型假設自變量之間相互獨立，但空間數(shù)據(jù)往往具有空間自相關性，從而容易產(chǎn)生不準確甚至錯誤的結(jié)果?？臻g回歸模型則能夠很好地處理上述問題，并且在農(nóng)業(yè)景觀變化[17]、城鎮(zhèn)化[18]、城市擴張[19]、鄉(xiāng)村土地利用轉(zhuǎn)型[20]等多方面得到了很好的應用。

改革開放以來，我國經(jīng)歷了史無前例的快速城鎮(zhèn)化，尤其是在東部沿海地區(qū)。地處東部沿海的山東省，作為我國的經(jīng)濟大省，快速的經(jīng)濟增長速度下，建設用地擴張也十分顯著。相關研究指出山東省已經(jīng)成為耕地后備資源開發(fā)的重心，應該重點關注[1-2]。

鑒于此，文章以山東省為例，基于兩期耕地后備資源數(shù)據(jù)庫，采用空間回歸模型，選取多個社會經(jīng)濟指標作為潛在驅(qū)動因素，分析山東省耕地后備資源時空變化及其相應的驅(qū)動因素，以期為耕地后備資源的合理保護、開發(fā)利用提供科學參考。

1 研究區(qū)概況、數(shù)據(jù)來源與研究方法

1.1 研究區(qū)概況

山東省位于中國東部沿海、黃河下游，北緯34°22.9′～38°24.01′、東經(jīng)114°47.5′～122°42.3′之間，共有17個地級市，陸域面積15.58萬km2(圖1)。境內(nèi)中部山地突起，西南、西北低洼平坦，東部緩丘起伏，形成以山地丘陵為骨架、平原盆地交錯環(huán)列其間的地形大勢。氣候?qū)倥瘻貛Ъ撅L氣候類型，降水集中，雨熱同季，春秋短暫，冬夏較長。年平均氣溫11～14℃，年平均降水量一般在550～950mm之間，光照時數(shù)年均2 290～2 890h，熱量條件可滿足農(nóng)作物一年兩作的需要。土壤類型以褐土、棕壤和潮土為主，大部分為優(yōu)質(zhì)可耕作土壤，土地墾殖率高，后備資源少。

2016年山東省GDP為6.70萬億元，總?cè)丝跒? 946.64萬人，是中國的經(jīng)濟第三大省，人口第二大省，人口城鎮(zhèn)化率達到59.02%，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入3.40萬元，農(nóng)村居民人均可支配收入1.40萬元。社會經(jīng)濟的快速發(fā)展也使得其建設用地面積快速擴張，由2001年的16.85萬hm2增加為2015年的44.08萬hm2，占用了大量耕地，耕地后備資源更為稀缺，進一步加劇了人地矛盾。

1.2 數(shù)據(jù)來源

2003年和2015年兩期山東省耕地后備資源數(shù)據(jù)庫由山東省土地調(diào)查規(guī)劃院提供。社會經(jīng)濟數(shù)據(jù)中60歲及以上人口、文盲人口占15歲及以上人口比重數(shù)據(jù)為來自《山東省2000年人口普查資料》和《山東省2010年人口普查資料》，GDP、總?cè)丝?、農(nóng)民人均純收入、城鄉(xiāng)收入比、建設用地面積等其他社會經(jīng)濟數(shù)據(jù)來自《山東省統(tǒng)計年鑒》(2004年、2016年)。

1.3 研究方法

1.3.1 潛在驅(qū)動因素選取

耕地后備資源一般是指在一定的技術經(jīng)濟條件下，可能轉(zhuǎn)化為耕地的非耕地資源。耕地后備資源開發(fā)的影響因素有很多[5]，而耕地后備資源變化則主要是受社會經(jīng)濟發(fā)展、技術進步、相關政策變化等驅(qū)動的。然而考慮到技術進步和政策變化等一方面難以精確量化，另一方面由于時間相對較短，山東省耕地后備資源的相關政策沒有較大變動，對耕地后備資源變化的影響有限，而且政策變化在山東省內(nèi)的區(qū)域差異不大。因此，參考相關研究，結(jié)合山東省實際情況及數(shù)據(jù)的可獲取性，選取了2003～2015年期間城鎮(zhèn)化率變化、GDP變化、總?cè)丝谧兓⑥r(nóng)民人均純收入變化、建設用地擴張速度等9個指標，作為耕地后備資源變化的潛在驅(qū)動因素(表1)。

城鎮(zhèn)化率是一個地區(qū)發(fā)展水平的綜合反映，城鎮(zhèn)化水平提高越大，建設用地擴張的規(guī)模往往也越大，在此過程中不可避免地占用耕地，因而對耕地后備資源的開發(fā)力度也越大。GDP是反映地區(qū)綜合發(fā)展水平的指標，GDP增加越多，表明該地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展速度越快，多數(shù)情況下對耕地后備資源的需求也越大。GDP1/GDP的變化意味著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，大多數(shù)地區(qū)GDP1/GDP呈下降趨勢。隨著總?cè)丝诘脑黾?，對糧食的需求量也隨之增加，從而使得耕地后備資源開發(fā)的可能性增加。年齡結(jié)構(gòu)影響勞動力，老齡化率越高，即60歲以上人口比重占總?cè)丝诘谋戎卦酱?，從事勞動的人口越少，一方面可能會因勞動人口減少而減少對耕地后備資源的開發(fā)，另一方面可能因老齡人口增加而增加對糧食需求，從而加大對耕地后備資源開發(fā)。受教育程度影響所從事職業(yè)，一般而言文盲所能從事的職業(yè)有限，大部分從事農(nóng)業(yè)勞動，文盲率越高可從事農(nóng)業(yè)勞動的人口越多，這樣便具備了耕地后備資源開發(fā)的勞動力條件。農(nóng)民人均純收入增加越多，表明該地區(qū)農(nóng)民從事兼業(yè)經(jīng)營、就業(yè)多樣化程度越高，農(nóng)民主動開墾耕地的意愿越小，但同時也表明該地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平相對較好，建設用地占用耕地導致耕地后備資源開發(fā)的可能性也越大。城鄉(xiāng)收入差距越大，農(nóng)民務農(nóng)的機會成本越高，進城打工對農(nóng)民的吸引力越大，因此可能會使農(nóng)村勞動力減少，從而影響耕地后備資源開發(fā)。建設用地擴張直接影響耕地后備資源開發(fā)，我國實行耕地占補平衡政策，因此建設用地擴張越快，耕地后備資源開發(fā)速度越快。

表1 潛在驅(qū)動因素

潛在驅(qū)動因素備注城鎮(zhèn)化率變化城鎮(zhèn)化率=城鎮(zhèn)人口/總?cè)丝贕DP變化GDP1/GDP變化總?cè)丝谧兓淆g化率變化老齡化率為60歲以上老人占總?cè)丝诘谋戎匚拿ぢ首兓拿ぢ蕿槲拿と丝谡?5歲及以上人口比重農(nóng)民人均純收入變化城鄉(xiāng)收入比變化城鄉(xiāng)收入比為城鎮(zhèn)人均可支配收入與農(nóng)民純收入之比建設用地擴張速度建設用地擴張速度為研究期內(nèi)建設用地年均擴張面積

圖1 研究區(qū)位置 圖2 2003～2015年耕地后備資源變化

1.3.2 空間回歸模型

空間回歸模型包括空間滯后模型和空間誤差模型[21]?？臻g滯后模型假設因變量的值受其周邊鄰域的影響。

y=ρWy+Xβ+ε

(1)

式(1)中，y是各市耕地后備資源變化量；X為相應的潛在驅(qū)動因素；β為對應的空間回歸系數(shù)，標準化之后的空間回歸系數(shù)可以用來比較不同驅(qū)動因素作用的相對大??；ρ為空間自回歸系數(shù)，其值的大小反映了在多大程度上因變量y的變化是由相鄰的觀察值所影響的；W為空間權重矩陣；ε是模型的誤差項。

不同于空間滯后模型，空間誤差模型通過誤差項將空間依賴性納入回歸方程?？臻g誤差模型為：

y=Xβ+ε

(2)

ε=λWε+μ

(3)

式(2)(3)中，λ為空間自回歸系數(shù)，其值反映了鄰域中殘差對觀察點殘差的影響；μ為殘差；ρ和λ的主要區(qū)別在于空間相關性納入回歸方程的方式不同。

2 結(jié)果分析及討論

2.1 數(shù)量與空間變化

2003～2015年期間，山東省集中連片耕地后備資源變化較大，總量減少了30.81萬hm2，其中可開墾土地減少24.97萬hm2，可復墾土地減少5.84萬hm2。具體而言，濱州市、東營市和菏澤市集中連片耕地后備資源減少較多，減少面積分別為7.43萬hm2， 7.35萬hm2和4.49萬hm2； 日照市和青島市集中連片耕地后備資源變化較小，分別減少了373hm2和613hm2； 萊蕪市則是山東省內(nèi)唯一一個集中連片耕地后備資源增加的市域，增加面積為3 740hm2(表1，圖2)。

從不同類型集中連片耕地后備資源變化來看(表2)，可開墾荒草地、可開墾鹽堿地和可復墾土地的變化較大。其中，可開墾荒草地減少了10.29萬hm2，尤其是濱州市可開墾荒草地變化較大，其減少面積占全省可開墾荒草地減少面積的45.74%，濰坊市可開墾荒草地變化也較為明顯，減少面積為1.81萬hm2?？砷_墾鹽堿地減少了9.47萬hm2，而僅東營市可開墾鹽堿地就減少了5.21萬hm2，占全省可開墾鹽堿地減少面積的55.00%，濱州市可開墾鹽堿地減少面積也近2萬hm2。山東省可復墾土地減少面積為5.84萬hm2，主要分布在采煤塌陷區(qū)、舊村莊搬遷改造和廢棄壓占地比較集中的菏澤市、濟寧市等地區(qū)。

表2 2003～2015年耕地后備資源變化 hm2

2.2 驅(qū)動因素模擬結(jié)果及分析

2.2.1 模型整體結(jié)果

決定系數(shù)(R2)和赤池信息準則(AIC)是常用于模型比較和選擇的指標，決定系數(shù)越大、赤池信息準則越小，表明該模型模擬效果越好。據(jù)此，結(jié)合表3可知，空間誤差模型對山東省耕地后備資源變化驅(qū)動因素的模擬效果最優(yōu)。因此，選擇空間誤差模型進行相關驅(qū)動因素分析。

空間誤差回歸模型結(jié)果表明，對2003～2015年期間山東省耕地后備資源變化具有顯著作用的驅(qū)動因素為總?cè)丝谧兓⑽拿ぢ首兓?、農(nóng)民人均純收入變化、建設用地擴張速度、第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占總產(chǎn)值比重變化等(表4)。

表3 模型擬合結(jié)果

模型R2AIC經(jīng)典回歸模型0 8337 24空間滯后模型0 8438 45空間誤差模型0 8436 90 注：R2為決定系數(shù)；AIC為赤池信息準則

表4 空間回歸模型

2.2.2 顯著性驅(qū)動因素分析

從變量回歸系數(shù)的符號來看，總?cè)丝诤娃r(nóng)民人均純收入的回歸系數(shù)符號為負，表明隨著總?cè)丝诤娃r(nóng)民人均純收入的增加，耕地后備資源反而減少?？?cè)丝谠黾?，一方面會增加對糧食的消耗，使得對耕地的需求增大； 另一方面對住宅等建設用地的需求也會加大，使得耕地后備資源開發(fā)力度加大，導致耕地后備資源減少。農(nóng)民純收入的增加一方面來源于務農(nóng)收入的增加，在其他經(jīng)濟來源有限的情況下，一部分農(nóng)民可能會開荒種地； 另一方面則主要來源于打工或兼業(yè)經(jīng)營等收入，如到附近工廠打工或自己搞養(yǎng)殖業(yè)等，而工廠及進行養(yǎng)殖業(yè)所需場地等的建設則可能占用耕地或耕地后備資源，故農(nóng)民人均純收入的增加也會導致耕地后備資源的減少。

文盲率、建設用地擴張速度、第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占總產(chǎn)值比重等回歸系數(shù)符號為正，即文盲率、建設用地擴張速度、第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占總產(chǎn)值比重與耕地后備資源為同向變化。文盲率降低，即受教育程度提高，一方面使得農(nóng)民對于新技術尤其是用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)新技術的接受程度和使用率等均有很大提高，技術水平的提高為開墾新的耕地后備資源提供了可能，原先為非宜耕后備資源的土地可能因技術水平提高而轉(zhuǎn)化為耕地后備資源； 另一方面使得農(nóng)民不僅種植糧食作物，也種植能源作物和經(jīng)濟作物等，而現(xiàn)有耕地資源有限，因此不可避免地開墾一些耕地后備資源。建設用地擴張會引起耕地后備資源減少，這主要是由于我國實行的耕地“占一補一”的占補平衡政策。第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占總產(chǎn)值比重降低，即二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重提高，而二、三產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展往往會產(chǎn)生新增建設用地，從而使得耕地后備資源減少。

從變量回歸系數(shù)的大小來看，總?cè)丝诤徒ㄔO用地擴張速度的回歸系數(shù)相對較大，均大于1，表明其變化對耕地后備資源變化的影響較大； 文盲率和第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占總產(chǎn)值比重的回歸系數(shù)次之(0.9左右)； 農(nóng)民人均純收入的回歸系數(shù)最小，為-0.65，其變化對耕地后備資源變化的影響最小。

2.2.3 不顯著驅(qū)動因素分析

城鎮(zhèn)化率、GDP等指標對耕地后備資源變化的影響不顯著，這與預期不一致。Li等[20]的研究也有類似的發(fā)現(xiàn)，并指出GDP是衡量城鄉(xiāng)系統(tǒng)而非僅僅農(nóng)村系統(tǒng)社會經(jīng)濟發(fā)展水平的綜合指標，因此對耕地后備資源沒有直接顯著影響。至于城鎮(zhèn)化率對耕地后備資源變化也沒有顯著影響，這可能是由于統(tǒng)計數(shù)據(jù)過高地估計了城鎮(zhèn)化所致[22]。

城鄉(xiāng)收入比對耕地后備資源變化的影響也沒有表現(xiàn)出預期的顯著性，表明盡管城鄉(xiāng)收入差距拉大使得大量農(nóng)民工進城務工，農(nóng)村勞動力減少，但其對耕地后備資源變化的直接影響相對較小，耕地后備資源的開發(fā)仍在繼續(xù)。即勞動力減少，而為了保證糧食安全，耕地后備資源仍在開發(fā)，耕地總量維持不變，一方面需要考慮耕地后備資源開發(fā)的適宜性，以免因無人耕種等造成新開荒地再次撂荒； 另一方面需要考慮提高耕地耕種、管理技術，通過規(guī)模經(jīng)營等手段以節(jié)省人力，實現(xiàn)增產(chǎn)豐收。

此外，老齡化程度對耕地后備資源的影響也不具有顯著性，這是由于老齡化導致的勞動人口減少和糧食需求增加二者綜合作用的結(jié)果。

2.3 不足之處

2.3.1 兩輪耕地后備資源調(diào)查評價差異對耕地后備資源變化的影響

該文中山東省耕地后備資源數(shù)據(jù)來源于2003年和2015年兩輪耕地后備資源調(diào)查數(shù)據(jù)庫，需要說明的是兩輪耕地后備資源調(diào)查在基礎數(shù)據(jù)、調(diào)查技術手段等方面存在一定差異。例如， 2003年耕地后備資源調(diào)查以土地更新調(diào)查和變更調(diào)查為基礎資料，但部分區(qū)縣在調(diào)查評價時采用的是20世紀90年代初土地詳查時的土地利用現(xiàn)狀圖，存在圖件陳舊的問題，部分縣區(qū)每年變更時進行的不徹底，或只變更了匯總數(shù)據(jù)而沒有變更土地統(tǒng)計臺賬的地類圖斑數(shù)據(jù)，造成部分區(qū)縣耕地后備資源調(diào)查成果存在一定誤差[23]。而2015年耕地后備資源調(diào)查評價由國家下發(fā)了高分辨率的調(diào)查評價地圖，基礎圖件和數(shù)據(jù)的現(xiàn)勢性和精度較高。而且相比2003年， 2015年耕地后備資源調(diào)查中所采用的設備和技術方法等也更加先進。這使得部分原來無法利用的土地，轉(zhuǎn)為耕地后備資源。

兩輪耕地后備資源調(diào)查中的不同之處，尤其是基礎數(shù)據(jù)和技術水平的差異，對耕地后備資源的變化有一定的影響。但由于時間相對較短，相比耕地后備資源實際變化，這些影響有限，兩輪耕地后備資源調(diào)查結(jié)果的比較可以有效地反映耕地后備資源變化情況。任君臨等[6]同樣憑借這兩輪耕地后備資源調(diào)查數(shù)據(jù)庫分析了長江中下游地區(qū)耕地后備資源變化情況及驅(qū)動因素。

2.3.2 耕地后備資源變化驅(qū)動因素選取的局限性

該文在選取耕地后備資源變化的驅(qū)動因素時，沒有將政策因素和技術進步因素作為潛在驅(qū)動因素，存在一定的局限性。主要是基于幾個方面的考慮：(1)技術進步和政策變化等難以精確量化； (2)2003～2015年期間山東省耕地后備資源的相關政策并沒有較大變動，因此對耕地后備資源變化的影響也有限； (3)由于時間相對較短，相比建設用地擴張等對耕地后備資源變化的影響，技術進步的影響較??； (4)政策和技術進步山東省內(nèi)的區(qū)域差異不大。

但需要指出的是當在較大的時間尺度上或較大的空間范圍內(nèi)進行分析時，政策因素和技術進步可能會對耕地后備資源變化產(chǎn)生較大影響。

2.4 政策啟示

該文研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，盡管城鎮(zhèn)化率變化、GDP變化等對山東省耕地后備資源變化的驅(qū)動作用不顯著，但在城鎮(zhèn)化率、GDP高，建設用地擴張需求大的地區(qū)，恰恰是耕地后備資源貧乏的地區(qū)； 在城鎮(zhèn)化率、GDP低，建設用地擴張相對緩慢的地區(qū)，耕地后備資源反而較為充足(表5)。這種矛盾使得在市域內(nèi)實現(xiàn)耕地占補平衡的困難較大，強制實行可能會導致出現(xiàn)補充耕地重數(shù)量輕質(zhì)量[24]、破壞生態(tài)環(huán)境，甚至新補充耕地因條件差較、產(chǎn)出較低等原因而無人耕作二次撂荒的情況。

表5 山東省各市社會經(jīng)濟發(fā)展水平與耕地后備資源數(shù)量

行政區(qū)城鎮(zhèn)化率(%)GDP(億元)耕地后備資源(hm2)濟南市0 686100 23700青島市0 709300 07287淄博市0 674130 241247東營市0 663450 6414773威海市0 633001 57187煙臺市0 606446 081020萊蕪市0 59665 834260泰安市0 573158 392460濰坊市0 565170 534940日照市0 551670 801760濱州市0 552355 334007臨沂市0 543763 171360棗莊市0 532031 008633濟寧市0 534013 126487德州市0 522750 941560聊城市0 462663 62247菏澤市0 452400 963740

因此，應根據(jù)各地社會經(jīng)濟發(fā)展水平和耕地后備資源情況，在省級層面上進行統(tǒng)籌，通過異地開發(fā)補充耕地等方式實現(xiàn)占補平衡，切實保護耕地，高效合理的開發(fā)利用耕地后備資源。方婷婷等[25]在分析蕪湖市耕地后備資源開發(fā)利用時，提出了“區(qū)域占補平衡”與“異地代補”的政策建議。此外，國土地資源部也曾指出集中連片耕地后備資源集中在中西部經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)，新疆(不含南疆)、黑龍江、吉林、甘肅和河南等5個省份共占69.6%。而東部11個省份之和僅占全國集中連片面積的11.0%。反映出經(jīng)過多年持續(xù)開發(fā)利用，經(jīng)濟發(fā)展快的地區(qū)后備資源稀缺甚至枯竭，在省域內(nèi)實現(xiàn)占補平衡越來越難。由此可見，耕地后備資源的區(qū)域分布不均衡、供需不匹配不僅是山東省面臨的問題，而是全國普遍存在的問題。因此，我國耕地后備資源開發(fā)，需要從國家層面進行統(tǒng)籌協(xié)調(diào)安排。

但值得注意的是，宏觀統(tǒng)籌協(xié)調(diào)，異地占補政策實施時，對異地占補的耕地數(shù)量和質(zhì)量應做好控制，防止建設用地的盲目任意擴張占用耕地。同時，還應注重對補充耕地地區(qū)的經(jīng)濟補償和政策扶持等，促進該地區(qū)的社會經(jīng)濟發(fā)展，縮小區(qū)域之間的差距，實現(xiàn)共同富裕。

3 結(jié)論及政策建議

2003～2015年期間，山東省集中連片耕地后備資源減少了30.81萬hm2，其中可開墾土地減少24.97萬hm2，可復墾土地減少5.84萬hm2。從市域差異來看，濱州市、東營市和菏澤市集中連片耕地后備資源減少較多，分別減少7.43萬hm2， 7.35萬hm2和4.49萬hm2； 日照市和青島市集中連片耕地后備資源變化較小，分別減少了373hm2和613hm2； 萊蕪市則是山東省內(nèi)唯一一個集中連片耕地后備資源增加的市域，增加面積為3 740hm2。

山東省耕地后備資源變化的顯著性驅(qū)動因素為總?cè)丝?、文盲率、農(nóng)民人均純收入、建設用地擴張速度、第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占總產(chǎn)值比重等。并且總?cè)丝诤徒ㄔO用地擴張速度的驅(qū)動作用最大，受教育程度和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的作用次之，農(nóng)民人均純收入變化對耕地后備資源變化的影響最小。

“耕地后備資源空間分布不均衡、供需不匹配”是山東乃至全國均面臨的問題，“宏觀統(tǒng)籌協(xié)調(diào)，異地代補”是實現(xiàn)占補平衡，切實保護耕地，高效合理的開發(fā)利用耕地后備資源的必經(jīng)之路。但異地代補的數(shù)量比例和質(zhì)量應嚴格控制，并注重對補充耕地地區(qū)的經(jīng)濟補償和政策傾斜，促進該地區(qū)的社會經(jīng)濟發(fā)展，縮小與發(fā)達地區(qū)之間的差距，實現(xiàn)共同富裕。

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