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図 6. 4 に「人口密度

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のパラメータの分布を示す。北海道の西部,三大都市圏を含む および九州の北部の広域霞においてパラメータは負の値を示している。

本州の中央部,

これらの地域はそれぞれが近郊に 100万人以上の大都市があるため,都市スプローノレの 影響を受けて人口圧が農地転用の要閣となっており,負の値を示していると考えられる。

一方で、,東北や中国地方では正のパラメータを示しているものの,人司圧が農地に正の 要因であるという解釈は経験的知見からも合致せず,その数値が 0. 0' "' ‑' 0. 2程度の小さな 値の範嬬にあることから考えても,人口圧が農地に大きな影響を与えていない地域と考

えられる。

「低地率j が選択された( 図 6. 5) 。多くの既往研究においても,農地 地形条件では,

を規定する要因には地形条件が強く働いており,本モデルにおいても同様の傾向を示し ている。本モデルは,被説明変数に「農地j として田上田,その他の樹木焔を統合した

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は農地全般に適した地形条件を有する指標であることから選択 され,すべての広域圏で、パラメータは正の値を示している。

「農家戸当たり農業粗生産額

J

のパラメータの分布は,全域で正の値を示しているこ とがわかる( 図

6 . 6 )

0 この指標は,農業関連指標で唯一選択されたが,全冒的に正のパ ラメータを示している。農家一戸当たりの生産額が高くなれば営農意欲も高まり農業を 続ける傾向があるので,農地規定要因として,この変数が選択されたものと考えられる。

6. 7

に「事業所密度 J のパラメータの分布を示す。首都圏,および近畿圏を中心と した広範囲な地域でー0. 2 以上の負の値を示しており,事業所の密度が農地分布の負の要 因となっている。全国的にも負の地域が多く,都市的な土地利用と農地が競合している 広域国が多いことを示している。

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図6. 5 低地のパラメータの分布

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6. 5 

結 論

本研究は,広域市町村圏を中心とした広域圏が人間の生活圏域とほぼ一致する圏域で ある特性に着目し,日本全毘の農地を規定する要因を抽出し,土地利用モデルを構築し たものである。

本研究では, JjJ!途

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を用いて f 宅地8

J の土地利用モデルを構築してみたが,人口 密度,事業所数などの社会経済的変数を用いるだけで,全国的にパラメータの空間変動 が少なく寄与率も一律

0. 9

以上のモデルが構築された。都市的土地利用の「宅地j を規 定する要因は,都市的指標のみから選ばれ,ほぼ全てが正のパラメータ値を示す。その 土地利用構造は広域市町村圏単位で観察した場合,日本全国を通じて空間的に変化しな いことがわかる。したがって,宅地モデ、ルには通常の回帰分析を適用しでも良く,

G W R

の地域的ノミラメータから得られる情報は少ない。都市の土地利用を微細な空間単位で検 討した場合は,極めて複雑な土地利用構造を有するが,広域市町村圏の持つ空間単位は そういった関係の多くを内包するため土地利用構造は空間的に均一化される。

農地を規定する要因は,自然条件,農業関連指標からそれぞれ,

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低 地 率J ,

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農 家 戸 当たり粗生産額

J

が選択された。一般的に農地に正の要因として認知されるこれらの変 数は全国的にみても正のパラメータを示し,かっ大きな空間変動はみられない。しかし,

自然条件,農業関連指標だけで、はモデルの適合度は上がらず,負のパラメータを示す都 市的な変数を選ぶと良い結果が得られる。全国的に農地は減少傾向にあり,都市化の影 響が強い要因として働いているためであると考えられる。また,その関連性は全国的に 一律で、はなく,パラメータは空間的に正から負へと大きく変動しており,広域市町村留 単位では地域的な差違の表れる複雑な土地利用構造を持つことが明らかになった。

市町村合併が強力推進されるなかで,

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多 極 分 散 型 の 国 土 形 成j を念頭におけば,生 活関と一致した広域市町村圏規模の空間スケールで、地域的な特色を持った広域行政が 行われていくであろう。農地を規定する要因は,既に地域的特性が明瞭に現れているこ とが明らかになった。したがって,日本全国の土地利用を分析・予測するためには本研 究のように空簡規模を考慮、し,地域特性をモデ、ルに汲み上げることが必要不可欠となる。

現在,日本全国をカバーする土地利用データは国土数値情報のみであり,その時点も限 られているが,今後の空間データ整備は更に進んでいくであろう。これと平行して,実

8 国 土 数 値 情 報 の 土 地 利 用 区 分 の 建 物 用 地 , 幹 線 交 通 用 地 を 合 わ せ て 「 宅 地j とした。

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証的な土地利用研究を積み重ねることで、更に精度の高い土地利用モデルを構築するこ とが可能となる。本研究はその方向性に合致し,国土計画,地域計画に有効な情報を提 供するものである。

参 考 ・ 引 用 文 献

西前出・水野啓・小林慎太郎( 1

999) : r

地理的重み付け回帰を用いた土地利用の空間分布 分析J ,農村計画論文集,

N o. l

, 

pp

.3

25‑ 330.  

W ei ght ed  G eogr aphi cal l y 

M . E.  

(1

996)   Char l t on, 

A . S. ,  F or t her i ngham   ,  C . , 

Br uns don, 

Regr essi on:   A   M et hod f o r  Expl or i ng  Sp at i al   N onst at i onar i t y

, 

G eogr aphi cal   Anal ysi s

, 

v o

1.

28

, 

pp. 281‑ 298.  

Br uns don

, 

C .

, 

For t her i ngham

, 

A . S.

, 

Char l t on

, 

M . E.  

(1

998)   Sp at i al   n on st at i on ari t y  and  aut oregressi ve  m odel s

, 

Envi r onm ent  and pl anni ng A

, 

V o

1.

30

, 

pp. 957

973.

W ei ght ed  C .  

(1

998)   G eogr aphi cal l y 

Br uns don

, 

1. E.

, Char l t on, 

A. S. ,  F or t her i ngham   , 

Regr essi on:   N at ur al  Evol ut i on  of  t h e  expansi on m et hod f o r  sp at i al   dat a  an al ysi s ,  Envi r onm ent   and Pl anni ng A ,  v o

1.

30,  pp. 1905

1927.

H os hi no  S .  ( 2001)   : M   ul t i l evel   m odel i ng  on f a

r m1

and  d i st ri b u t i o n   i n   J apan.   L and  Us e  Pol i cy, 

ドキュメント内 地球環境学堂・地球環境学舎・三才学林 (ページ 106-110)

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