基于地理探测器的北京市驱动力及其交互作用研究Driving forces of Beijing builtup land expansion

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基于VSD模型和地理探测器的北京城市内涝脆弱性评估及驱动机制分析

基于VSD模型和地理探测器的北京城市内涝脆弱性评估及驱动机制分析

基于VSD模型和地理探测器的北京城市内涝脆弱性评估及驱动机制分析胡文翰;张质明;赵鑫;齐小天;王懿雯【期刊名称】《水利水电技术(中英文)》【年(卷),期】2022(53)10【摘要】近年来,城市内涝灾害频发,脆弱性研究作为城市内涝灾害评估的热点逐渐被重视。

合理评估城市内涝脆弱性,探究其背后的驱动机制是城市采取抗灾减灾手段的前提。

以北京市为例,基于VSD(Vulnerability Scoping Diagram)模型框架,从水文气象、地形地貌、社会经济三方面选取指标构建城市内涝脆弱性评估体系。

通过GIS采用熵值法对内涝脆弱性进行评估,运用地理探测器分析了内涝脆弱性的空间格局及驱动因子的贡献程度。

结果表明:(1)北京市城市内涝脆弱性呈环层结构分布,由北京市中心区域往外,脆弱性逐渐变小;(2)脆弱性最高的区域(五级)主要位于东城、西城、朝阳和丰台等区;(3)历史内涝点主要分布在位于四级、五级为主的内涝脆弱地区;(4)城市内涝脆弱性的空间格局是多因素协同作用造成的,其中建筑密度、人口密度、路网密度、NDVI对脆弱性的空间分异性具有主导作用。

【总页数】15页(P86-100)【作者】胡文翰;张质明;赵鑫;齐小天;王懿雯【作者单位】北京建筑大学环境与能源工程学院;北京建筑大学北京应对气候变化研究和人才培养基地【正文语种】中文【中图分类】TU992【相关文献】1.基于遥感影像与地理国情数据的城市内涝灾害评估分析2.基于事件驱动的城市内涝管控机制分析与平台设计3.基于地理探测器的江西省万安县生态脆弱性时空演变及驱动力分析4.基于地理探测器模型的热带沿海地区城市扩张驱动力因素分析——以海口市为例5.基于层次分析法的北京城市副中心内涝风险评估因版权原因,仅展示原文概要,查看原文内容请购买。

杭州市用地类型时空演变特征探究

杭州市用地类型时空演变特征探究

1 引言土地资源为人类生存提供了基本的物质基础,是人类活动、生产的重要载体,土地利用类型变化是景观生态学研究的重点问题,与人类发展、生态保护以及城市生态建设等息息相关[1]。

土地利用时空演变特征及其驱动力机制分析对于生态系统稳定、自然环境可持续发展、优化资源配置、缓解人地矛盾等具有重要意义[2]。

随着经济的快速增长,对土地资源的开发活动越来越频繁,导致区域用地结构、功能发生改变。

国内外学者日益关注土地利用类型时空变化,并对建设用地的扩张及驱动力开展了大量研究[3]。

杭州市人口已进入快速增长期,人地矛盾日益突出,开展杭州市土地利用、景观格局时空演变特征研究,分析土地利用及景观格局演变驱动机制,对优化杭州市土地资源配置、缓解人地矛盾具有一定意义。

研究以杭州市2011~2021年土地利用数据为基础,联合ENVI 5.2、ArcGIS 10.2数据处理平台及地理探测器模型,开展杭州市土地利用动态演变特征分析,并引入地形、社会人文以及气候因子,探究杭州市用地演变驱动机理,分析杭州市近十年的土地利用时空变化,为杭州市优化配置土地资源、增强城市规划政策协同性发展提供建议。

2 数据及方法杭州市位于浙江省北部区域,是浙江省省会、杭州都市圈核心城市,也是浙江省经济、文化、科教中心及长江三角洲中心城市之一。

杭州市地形复杂多样,作者简介:程素丹(1991—),女,汉族,本科,中级工程师,主要从事土地权籍调查、数据库研究。

杭州市用地类型时空演变特征探究程素丹 何沛荣 杨剑秋(杭州市勘测设计研究院有限公司,浙江 杭州 310012)摘 要:区域用地演变是人类活动与自然演变共同作用的结果,分析其演变特征,了解杭州市用地现状,可为城市建设规划提供数据支撑。

以杭州市2011年、2016年、2021年用地数据为基础,分析杭州市近十年用地变化,辅以地理探测器共同分析其演变驱动机制。

结果表明:杭州市主要土地类型为林地与耕地,建设用地持续增长;杭州市用地发展过程中,地形、气候等自然因子是前期影响杭州市土地利用的主要因素,究其原因是前期经济发展较弱、人口密度低等,人类活动对研究区土地利用驱动能力较弱。

基于优化地理探测器的生态环境质量驱动力分析

基于优化地理探测器的生态环境质量驱动力分析

第31卷第1期2024年2月水土保持研究R e s e a r c ho f S o i l a n d W a t e rC o n s e r v a t i o nV o l .31,N o .1F e b .,2024收稿日期:2023-01-04 修回日期:2023-01-21资助项目:自然资源部城市国土资源监测与仿真重点实验室开放基金资助(K F -2021-06-102);国家重点研发计划(2019Y F B 2102503) 第一作者:牟凤云(1979 ),女,山东高密人,博士,教授,主要从事交通经济㊁国土资源遥感㊁3S 技术集成与应用㊂E -m a i l :m f y s d @c q jt u .e d u .c n h t t p :ʊs t b c y j .p a p e r o n c e .o r gD O I :10.13869/j.c n k i .r s w c .2024.01.010.牟凤云,黄淇,陈林.基于优化地理探测器的生态环境质量驱动力分析[J ].水土保持研究,2024,31(1):440-449.M uF e n g y u n ,H u a n g Q i ,C h e nL i n .E c o -e n v i r o n m e n t a l Q u a l i t y D r i v i n g F o r c eD e t e c t i o nU s i n g O p t i m i z e dG e o g r a ph i cD e t e c t o r [J ].R e s e a r c h o f S o i l a n d W a t e rC o n s e r v a t i o n ,2024,31(1):440-449.基于优化地理探测器的生态环境质量驱动力分析牟凤云1,黄淇1,陈林2(1.重庆交通大学智慧城市学院,重庆400074;2.重庆市地理信息和遥感应用中心,重庆401120)摘 要:[目的]克服生态环境质量(E Q I )演化驱动因子在离散化过程中的随机性和主观性,优化传统地理探测器㊂[方法]利用相等间隔法㊁分位数法㊁自然断点法㊁几何间隔法和标准差法5种离散方法,对重庆市22项E Q I 演化驱动因子进行离散化,并结合地理探测器确定各因子的合理离散法与分类数,从而探究各驱动因子的驱动力大小和各驱动因子间交互模式㊂[结果](1)2005 2020年重庆市E Q I 处于I ㊁Ⅲ和Ⅳ级的区县数量占比减少0.211,处于Ⅱ和V 级的区县数量占比上升0.211,总体呈下降趋势,在空间上呈由西北向东南走向的梯度分布特征㊂(2)研究中各离散方法适用性排序为:自然断点法>几何间隔法>分位数法>相等间隔法>标准差法㊂不同因子适用的离散方法各异,应根据因子数据特征择优选取离散方法㊂(3)识别出影响重庆市E Q I 演化的关键驱动因子4个(0.37~0.49),主要驱动因子13个(0.14~0.33)㊁次要驱动因子4个(0.05~0.13)和其他因子1个(0.04),各驱动因子间交互作用均为双重增强或非线性增强㊂[结论]合理的离散化可以一定程度上克服连续数据离散化过程中的随机性和主观性,从而优化重庆市E Q I 演化驱动力探测结果㊂关键词:合理离散法;地理探测器;生态环境质量;驱动力;重庆市中图分类号:S 284 文献标识码:A 文章编号:1005-3409(2024)01-0440-10E c o -e n v i r o n m e n t a l Q u a l i t y D r i v i n g Fo r c eD e t e c t i o n U s i n g O p t i m i z e dG e o g r a ph i cD e t e c t o r M uF e n g y u n 1,H u a n g Qi 1,C h e nL i n 2(1.S c h o o l o f S m a r tC i t y ,C h o n g q i n g J i a o t o n g U n i v e r s i t y ,C h o n g q i n g 400074,C h i n a ;2.C h o n g q i n g G e o g r a p h i c I n f o r m a t i o na n dR e m o t eS e n s i n g A p p l i c a t i o nC e n t e r ,C h o n g q i n g 401120,C h i n a )A b s t r a c t :[O b j e c t i v e ]T h i s s t u d y a r m s t o o v e r c o m e t h e r a n d o m n e s s a n d s u b j e c t i v i t y o f e c o l o gi c a l e n v i r o n m e n t q u a l i t y (E Q I )e v o l u t i o n d r i v e r s i n t h e d i s c r e t i z a t i o n p r o c e s s ,a n d t o o p t i m i z e t h e t r a d i t i o n a l g e o g r a ph i c d e t e c -t o r .[M e t h o d s ]T h i s s t u d y d i s c r e t i z e d 22E Q I e v o l u t i o n a r y d r i v i n g f a c t o r s i nC h o n g q i n g b y u s i n gf i v e d i s c r e t -i z a t i o n m e t h o d s ,n a m e l y e q u a l i n t e r v a l m e t h o d ,q u a n t i l e m e t h o d ,n a t u r a lb r e a k po i n t m e t h o d ,g e o m e t r i c i n t e r v a lm e t h o d a n d s t a n d a r d d e v i a t i o nm e t h o d .G e o g r a p h i c d e t e c t o rw a s c o m b i n e d t o d e t e r m i n e t h e r e a s o n a -b l e d i s c r e t em e t h o d a n dc l a s s i f i c a t i o nn u m b e ro f e a c hf a c t o r ,s oa s t oe x p l o r e t h ed r i v i n g fo r c es i z eo f e a c h d r i v i n g f a c t o r a n d t h e i n t e r a c t i o nm o d e l o f e a c hd r i v i n g f a c t o r .[R e s u l t s ](1)F r o m2005t o 2020,t h e n u m b e r o f d i s t r i c t s a n d c o u n t i e s i n g r a d e I ,Ⅲa n d Ⅳd e c r e a s e db y 0.211,w h i l e t h e n u m b e r o f d i s t r i c t s a n d c o u n t i e s i nG r a d eⅡa n dVi n c r e a s e db y 0.211,s h o w i n g a no v e r a l l d o w n w a r d t r e n da n ds p a t i a l g r a d i e n t d i s t r i b u t i o n f r o mn o r t h w e s t t o s o u t h e a s t .(2)T h e o r d e r o f a p p l i c a b i l i t y o f e a c h d i s c r e t em e t h o d i n t h i s s t u d y w a s :n a t u r a l b r e a k p o i n tm e t h o d >g e o m e t r i c i n t e r v a lm e t h o d >q u a n t i l em e t h o d >e q u a l i n t e r v a lm e t h o d >s t a n d a r dd e v i a -t i o n m e t h o d .T h ed i s c r e t i z a t i o n m e t h o d sa p pl i c a b l e t od i f f e r e n t f a c t o r sw e r ed i f f e r e n t ,s o t h ed i s c r e t i z a t i o n m e t h o d s s h o u l db es e l e c t e da c c o r d i n g t ot h ec h a r a c t e r i s t i c so ff a c t o rd a t a .(3)F o u rk e y d r i v i n g fa c t o r s(0.37~0.49),13m a i nd r i v i n g f a c t o r s(0.14~0.33),f o u rm i n o rd r i v i n g f a c t o r s(0.05~0.13)a n do n eo t h e rf a c t o r(0.04)w e r e i d e n t i f i e d,a n d t h e i n t e r a c t i o n a m o ng a l l d r i v i n g f a c t o r sw a s d o u b l y e nh a n c e do r n o n li n e a r e n h a n c e d.[C o n c l u s i o n]R e a s o n a b l e d i s c r e t i z a t i o n c a n o v e r c o m e r a n d o m n e s s a n d s u bj e c t i v i t y i n t h e p r o c e s s o fc o n t i n u o u sd a t ad i s c re t i z a t i o nt oac e r t a i ne x t e n t,s oa s t oo p t i m i z et h ed e t e c t i o nr e s u l t so fE Q Ie v o l u t i o nd r i v i n g f o r ce s i nC h o n g q i n g.K e y w o r d s:g e o g r a p h i c d e t e c t o r;e c o l o g i c a le n v i r o n m e n t q u a l i t y;d r i v i n g f o r c ea n a l y s i s;o p t i m a ld i s c r e t e m e t h o d;C h o n g q i n g C i t y为推动生态环境质量持续改善和强化减污降碳协同增效作用,重庆市生态环境局组织编制了‘重庆市生态环境监测 十四五 规划(2021 2025年)“,并于2022年1月印发实施,将以解决生态环境领域突出问题为抓手,推进生态环境质量持续改善,筑牢长江上游重要生态屏障[1-2]㊂监测重庆市生态环境质量时空演化并分析其驱动力,对重庆市土地资源可持续利用和生态环境有效保护具有重要的实践意义和价值㊂目前基于土地利用测度生态环境质量的方法,主要包括单一指标测度法和综合指标测度法,前者利用植被覆盖度(F r a c t i o n a l V e g e t a t i o n C o v e r a g e, F V C)[3]㊁归一化植被指数(N o r m a l i z e d D i f f e r e n c e V e g e t a t i o n I n d e x,N D V I)[4]㊁植被净初级生产力(N e t P r i m a r y P r o d u c t i v i t y,N P P)[5]㊁增强型植被指数(E n h a n c e dV e g e t a t i o n I n d e x,E V I)等[6],单一指标直接表征区域生态环境质量,结果不免陷于片面;后者运用生态环境质量指数(E c o-e n v i r o n m e n t a lQ u a l i t y I n d e x,E Q I)[7-8]㊁遥感生态环境指数(R e m o t e S e n s i n g E c o l o g i c a l I n d e x,R S E I)等[9-10]综合指标表征区域生态环境质量,相较于前者更为全面,因此应用也更为广泛;近年来,土地在 三生 (生产㊁生态㊁生活)功能间的转型与重构对于生态环境质量的影响逐渐引起关注,基于土地利用主导功能分类体系,将 三生 空间与土地利用转型相衔接,也成为探究区域生态环境质量的重要切入点[11],因此本研究从 三生空间 与土地利用主导功能的视角出发,建立 三生 土地利用主导功能分类及其生态环境质量指数方案,据此计算重庆市各区县生态环境质量指数㊂地理探测器是探究生态环境质量演化驱动力的常用方法,运用该方法前须将连续数据离散化,即在连续数据取值范围内设置若干个离散点,将取值范围划分为若干离散区间,从而将数据由定量表达转换为定性表达的过程㊂连续数据离散化是数据预处理的重要环节之一,因此现有研究对连续数据的离散化方法作出了丰富探讨,将现有离散化方法分类为[12]:监督和非监督离散化㊁动态和静态离散化㊁全局和局部离散化㊁拆分和合并离散化㊁直接式和增量式离散化㊁单属性和多属性离散化等㊂亦有不少国外文献结合地理探测器探究空间数据的最优离散方法,如C a oF 等[13]结合5种非监督离散化方法,详细描述了使用单因子q值和因子交互q值来确定最优离散方法的过程;M e n g X等提出了一种基于尺度的离散化方法(S B D M)[14],即使用单因子q值的幂作为准则函数,通过缩放尺度以获取最优离散方法,又提出一种多尺度离散化方法(M S D)[15],即通过确定一组自变量X的适当阈值,从而最小化因变量Y的方差;S o n g Y等[16]提出了一种基于最优参数的地理检测器(O P G D),优化了空间数据离散化过程和空间分析的空间尺度,确定了地理探测器模型的最佳参数组合㊂多项研究表明[13-16],探究连续数据的合理离散方法,可以一定程度上克服连续数据离散化过程中的随机性和主观性,从而提升模型的分聚类能力㊁抗噪声能力以及表达能力,优化模型结果,但国内关于生态环境质量演化驱动力的研究却极少聚焦于连续驱动因子的离散化过程,因此本研究弥补这一不足,试图探讨重庆市生态环境质量演化驱动因子的合理离散方法㊂本研究从 三生空间 与土地利用主导功能的视角出发计算重庆市各区县生态环境质量指数,利用相等间隔法㊁分位数法㊁自然断点法㊁几何间隔法㊁标准差法等5种离散方法,将连续驱动因子离散化,并代入地理探测器以最大q值确定各因子合理离散法与分类数,最后利用地理探测器的因子探测确定各因子合理离散法与分类数,探究各驱动因子的驱动力大小,并利用交互探测探究各驱动因子间交互模式㊂研究结果一方面可将连续数据合理离散化的思想进一步推广,引起相关研究重视,另一方面可为相关政策的贯彻落实提供科学决策依据㊂1研究区概况重庆市地处我国长江上游地区腹心地带,近年来,作为 西部大开发 的重要战略支点㊁ 一带一路 和长江经济带的联结点以及内陆开放高地,重庆市的土地利用在生产㊁生态㊁生活功能间大幅转型重构,对生态环境质量产生显著影响㊂2021年,全市生态环144第1期牟凤云等:基于优化地理探测器的生态环境质量驱动力分析境保护投入956.5亿元,占G D P的3.4%,同比增长12.0%,全市环保产业实现营业收入1325.7亿元,同比增长27.7%㊂据生态环境部发布的‘2021中国生态环境状况公报“显示,2021年全国生态环境质量主要指标顺利完成,生态环境质量明显改善[1],全市生态环境状况指数为70.2,评价结果为 良 ㊂2研究方法2.1生态环境质量指数本文的生态环境质量指数是研究区域内 三生 用地生态环境质量及其面积比例综合作用的结果,公式如下:E V k=ðn i=1(S k i S kˑV i)(1)式中:E V k为第k个评价单元的生态环境质量指数;S k i 为第k个评价单元某类功能用地的面积;S k为第k个评价单元的土地总面积;V i为第i类功能用地的生态环境质量指数;n为基于 三生功能 的土地资源类型数量㊂2.2离散方法采用相等间隔法㊁分位数法㊁自然断点法㊁几何间隔法和标准差法共5种离散方法将连续的驱动因子离散化,各离散方法见表1所示㊂表1离散方法原理T a b l e1I n t r o d u c t i o n t od i s c r e t i z a t i o nm e t h o d s方法名称原理详述相等间隔法将数据的范围区间划分为若n个大小相等的子区间,需要在使用前确定子区间的数量分位数法每个类别都包含相等数量的要素,适用于呈线性分布的数据自然断点法根据数据相似性进行分类,可使各类间差异最大化,在数据差异性较大的位置确定组间断点㊂适用于分布不均匀且倾向于聚集的数据类型,将具有聚集特征的要素归为同一类几何间隔法根据具有几何系列的组距创建分类间隔,使每个类的元素数的平方和最小,确保每个类范围与每个类所拥有的值的数量大致相同,且间隔之间的变化非常一致标准差法标准差显示要素属性值与平均值之间的差异,利用标准差法可以显示位于平均值以上或以下的要素分类,一般以1/4,1/2,3/4倍标准差作为分类断点2.3地理探测器地理探测器是由王劲峰等[17]基于 两个关联变量的空间分布趋于一致 的理论开发而来,用于探测地理现象的空间分异性并解释其背后驱动力,包括风险探测㊁因子探测㊁生态探测和交互探测4个探测器,本研究主要运用到因子探测和交互探测,原理如下:(1)因子探测㊂用于检验生态环境质量Y的空间分异性,并探测驱动因子X n对生态环境质量Y的空间分异性的解释程度,用q值度量,公式如下:q=1-ðL i=1N iσ2iNσ2(2)式中:i=1, ,L为驱动因子X n的分类数;N i为第i 类样本数;N为总样本数;σ2i为第i类方差;σ2为生态环境质量Y的方差㊂qɪ[0,1],驱动因子X n对应的q值越大,表明其对生态环境质量Y的解释力越强㊂(2)交互探测㊂用于识别不同驱动因子X n之间的交互作用类型,判断两个驱动因子共同作用时对生态环境质量Y的解释力是相互增强㊁相互减弱还是相互独立,交互作用类型主要包括非线性增强㊁独立㊁双因子增强㊁单因子非线性减弱和非线性减弱㊂3数据获取及处理3.1数据获取本研究涉及的数据包括重庆市2000年㊁2005年㊁2010年㊁2015年㊁2020年的土地利用分布㊁重庆市2016年统计年鉴㊁重庆市D E M,E D V I,G D P㊁人口空间分布㊁重庆市逐年年降水量和年平均气温空间插值数据集㊁全国基础地理信息数据库㊂数据详情如表2所示㊂3.2数据处理(1)生态环境指数计算㊂从 三生空间 与土地利用主导功能的视角出发,参考已有文献[9-10,18]建立2005 2020年的 三生 土地利用主导功能分类方案(表3),从而计算重庆市各区县的E Q I,得到重庆市的E Q I的时空分布图和等级隶属度分布,然后利用全局莫兰指数和局部莫兰指数分析重庆市E Q I的冷热点分布特点㊂(2)驱动力因子体系构建㊂在借鉴已有成果的基础上[19-23],遵循指标选取的科学性㊁可比性㊁独立性㊁可操作性以及可获取性等原则,从自然要素㊁人为要素等两个方面选取22个能直接或间接影响生态环境质量的因素,构建驱动因子体系,包括气温X1㊁降水X2㊁G D P X3㊁人口X4㊁N D V I X5㊁到居民点距离X6㊁到公路距离X7㊁到铁路距离X8㊁到河流距离X9㊁到机场距离X10㊁D E M X11㊁坡度X12,工业生产总值X13㊁第一产业生产总值X14㊁第二产业生产总值X15㊁第三产业生产总值X16㊁农林牧渔服务业总产值X17㊁城镇居民人均可支配收入X18㊁公路里程X19㊁工业二氧化硫排放量X20㊁工业废水排放量244水土保持研究第31卷X 21㊁工业烟尘排放量X 22㊂(3)最优离散方法确定㊂根据合理离散法和分类数确定流程,分别利用5种离散方法将22项连续型驱动力指标离散化为2~20类,并代入地理探测器计算q 值,运用MA T L A B 绘制22个驱动力指标在不同离散方法㊁不同分类数下的驱动力q 值曲线分布图,最后根据q 值曲线分布特点㊁最大q 值确定各驱动力指标值曲线分布类型㊁合理离散法与分类数,从而对22项驱动力指标进行合理离散化㊂(4)因子探测及交互探测㊂以生态环境质量指数作为因变量Y ,以22项驱动力指标作为自变量X n(n =1,2, ,9),代入G e o D e t e c t o r 的因子探测模型中,探究各驱动力指标对生态环境质量的驱动力大小,得到各驱动力指标因子探测结果;又利用地理探测器的交互探测模型,探究各驱动因子X 间的交互模式,得到各驱动力指标交互探测结果㊂表2 数据详情T a b l e 2 T h e d a t a s o u r c e名称格式分辨率来源重庆市2000 2015年土地利用分布栅格30m 中国科学院地理科学与资源研究所重庆市2020年土地利用分布栅格30m 全国地理信息资源目录服务系统重庆市2016年统计年鉴表格 重庆市统计局重庆市D E M 空间分布栅格30m重庆市N D V I 空间分布栅格1k m 重庆市逐年年降水量㊁年平均气温空间插值数据集栅格1k m 中国科学院资源环境科学数据中心重庆市G D P 空间分布栅格1k m 重庆市人口空间分布栅格1k m全国基础地理信息数据库矢量1ʒ25万全国地理信息资源目录服务系统表3 三生 土地利用主导功能分类及其生态环境质量指数T a b l e 3 T h e c l a s s i f i c a t i o n s c h e m e o f p r o d u c t i o n -l i v i n g -e c o l o g i c a l l e a d i n g f u n c t i o no f l a n du s e f r o m2005t o 2020一级分类二级分类土地类型(2005 2015年)生态环境质量指数土地类型(2020年)生态环境质量指数生态空间重点生态用地有林地㊁灌木林地㊁高覆盖草地0.7835森林㊁灌木地㊁草地(重点生态用地2020年)0.6147一般生态用地疏林地㊁其他林地㊁中低覆盖草地0.4459水域生态用地河渠㊁水库坑塘㊁滩地㊁滩涂0.55水体湿地0.55生态容纳地裸土地㊁裸岩石砾地0.0312生产空间城镇生产用地其他建设用地0.1589农业生产用地水田㊁旱地0.2751耕地0.2751生活空间城乡生活用地城镇用地㊁农村居民点0.1901人造地表0.19014 结果与分析4.1 重庆市生态环境质量指数时空演化分析根据重庆市E Q I 时空分布(图1),2005 2020年E Q I 在空间上一直呈现出由西北向东南走向的梯度分布特征㊂根据重庆市E Q I 等级隶属度分布(图2),重庆市2005年㊁2010年㊁2015年㊁2020年E Q I 处于I 级的区县占比分别为0.132,0.132,0.132,0.079,呈先稳定后下降趋势,处于Ⅱ级的区县占比分别为0.289,0.211,0.184,0.368,呈先缓慢下降后迅速上升趋势,处于Ⅲ级的区县占比分别为0.158,0.105,0.132,0.132,呈先下降后稳定趋势,处于Ⅳ级的区县占比分别为0.158,0.263,0.237,0.026,呈先上升后下降趋势,处于V 级的区县占比分别为:0.263,0.289,0.315,0.395,呈加速上升趋势,由此可知,处于I ,Ⅲ和Ⅳ级的区县减少,处于Ⅱ和V 级的区县增多,结合图1和图2发现,许多区县E Q I 由I 级转为Ⅱ级,由Ⅳ级转为V 级,从这个角度看,重庆市生态环境质量呈下降趋势㊂4.2 重庆市生态环境质量驱动因子合理离散法与分类数确定结果观察各驱动因子q 值曲线分布图(图3),发现22个因子的q 值总体上均随分类数增加而逐渐上升,但有些为单调上升,有些为波动上升;按曲线分布特点将22个因子分为3种类型:紧凑型(8个)8,波动型(3个)㊁差异型(11个),随分类数增加,紧凑型q 值曲线逐渐趋于稳定,彼此间差异较小;波动型q 值曲线内部波动起伏剧烈,彼此间差异不大;差异型部分q 值曲线内部波动起伏强烈,彼此间差异显著;根据图3中的最大q 值确定各驱动因子的合理离散法与分344第1期 牟凤云等:基于优化地理探测器的生态环境质量驱动力分析类数(表4),分位数法6个,几何间隔法7个㊁相等间隔法2个㊁自然断点法7个,由此可知,研究中各离散方法适用性排序为:自然断点法>几何间隔法>分位数法>相等间隔法>标准差法㊂图1 重庆市生态环境质量指数时空分布F i g .1 T e m p o r a l a n d s p a t i a l d i s t r i b u t i o no fE Q I i nC h o n g q i n g图2 重庆市生态环境质量指数等级隶属度分布F i g .2 D i s t r i b u t i o no f r a n km e m b e r s h i p o fE Q I i nC h o n g q i n g4.3 重庆市生态环境质量演化驱动因子及其交互作用分析根据驱动因子探测结果(图4),按驱动力q 值大小将驱动因子依次划分为4个梯度:驱动因子(5个)㊁主要驱动因子(13个)㊁次要驱动因子(5个)和其他因子(4个)㊂关键驱动因子是决定重庆市生态环境质量演化的关键因素,均为自然因素,包括D E M X 11(0.49)㊁气温X 1(0.46)和坡度X 12(0.39);主要驱动因子是驱动重庆市生态环境质量演化的主要因素,多属于经济因素,包括人口X 4(0.37)㊁G D P X 3(0.33)㊁N D V I X 5(0.32)㊁第二产业生产总值X 15(0.30)㊁第一产业生产总值X 14(0.30)㊁工业生产总值X 13(0.29)㊁第三产业生产总值X 16(0.29)㊁农林牧渔服务业总产值X 17(0.28)㊁城镇居民人均可支配收入X 18(0.27)和公路里程X 19(0.26);次要驱动因子是驱动重庆市生态环境质量演化的次要因素,主要为工业三废,包括工业废水排放量X 21(0.26)㊁工业二氧化硫排放量X 20(0.23)㊁工业烟尘排放量X 22(0.20);其他因子对重庆市生态环境质量演化的影响较小,包括到铁路距离X 8(0.14)㊁到机场距离X 10(0.13)㊁到公路距离X 7(0.08)㊁到居民点距离X 6(0.06)㊁降水X 2(0.05)和到河流距离X 9(0.04)㊂根据驱动因子交互探测结果(表5),总体上看,驱动因子交互作用强度排序为:D E M X 11(0.49~0.59)>气温X 1(0.46~0.53)>坡度X 12(0.39~0.53)>人口X 4(0.37~0.57)>G D P X 3(0.33~0.57)>N D V I X 5(0.32~0.52>第二产业生产总值X 15(0.30~0.58)>第一产业生产总值X 15(0.30~0.57)>工业生产总值X 14(0.29~0.56)>第三产业生产总值X 13(0.29~0.57)>农林牧渔服务业总产值X 17(0.28~0.55)>城镇居民人均可支配收入X 18(0.27~0.59)>公路里程X 19(0.26~0.58)>工业废水排放量X 21(0.26~0.57)>工业二氧化硫排放量X 20(0.23~0.59)>工业烟尘排放量X 22(0.20~0.57)>到铁路距离X 8(0.14~0.52)>到机场距离X 10(0.13~0.53)>到公路距离X 7(0.08~0.51)>到居民点距离X 6(0.06~0.52)>降水X 2(0.05~0.54)>到河流距离X 9(0.04~0.50)㊂5 结论(1)由于重庆市集大城市㊁大农村㊁大山区㊁大库区于一体,各区域自然条件和资源禀赋差异较大㊁发展不平衡不充分,以往渝东北㊁渝东南曾分别被划分为生态涵养发展区和生态保护发展区,现在渝东北三峡库区城镇群探索生态优先新路子,渝东南武陵山区城镇群打造文旅融合发展新标杆,因而渝东北㊁渝东南地区生态环境质量相对于主城都市区而言一直保持显著优势,重庆市E Q I 在空间上亦呈由西北向东南走向的梯度分布特征㊂而近年来重庆市的土地利用在生产㊁生态㊁生活功能间大幅转型重构,对生态环境质量产生显著影响,444 水土保持研究 第31卷图3各驱动因子q值曲线分布F i g.3D i s t r i b u t i o no f q v a l u e s o f e a c hd r i v i n g f a c t o r 544第1期牟凤云等:基于优化地理探测器的生态环境质量驱动力分析644水土保持研究第31卷续图3图3各驱动因子q值曲线分布F i g.3D i s t r i b u t i o no f q v a l u e s o f e a c hd r i v i n g f a c t o r表4 各驱动因子的合理离散法和分类数T a b l e 4 O pt i m a l c o m b i n a t i o n s o f d i s c r e t i z a t i o nm e t h o d a n d c l a s s n u m b e r f o r d r i v i n g f a c t o r s 因子合理离散法合理分类数城镇居民人均可支配收入X 1820第三产业生产总值X 1619第一产业生产总值X 14分位数法17公路里程X 1920G D P X 320人口X 420D E M X 1120气温X 119到河流距离X 920到机场距离X 10几何间隔法18到铁路距离X 819工业烟尘排放量X 2218N D V I X 520降水X 2相等间距法18到居民点距离X 619第二产业生产总值X 1519工业二氧化硫排放量X 2020工业生产总值X 1320农林牧渔服务业总产值X 17自然断点法18坡度X 1220到公路距离X 716工业废水排放量X 2120图4 各驱动因子的因子探测结果F i g.4 F a c t o r d e t e c t i o n r e s u l t (2)根据驱动因子交互探测结果,分析驱动力q 值曲线分布,发现22个因子的q 值总体上均随分类数增加而逐渐上升,分为紧凑型8个㊁波动型3个和差异型11个,并确定了各因子的合理离散法和分类数,其中分位数法6个,几何间隔法7个㊁相等间隔法2个㊁自然断点法7个㊂由此可知,研究中各离散方法适用性排序为:自然断点法>几何间隔法>分位数法>相等间隔法>标准差法㊂不同因子适用的离散方法各异,研究时应根据因子数据特征择优选取离散方法㊂表5 各驱动因子的交互探测结果T a b l e 5 I n t e r a c t i o nd e t e c t i o n r e s u l t因子X 11X 1X 12X 4X 3X 5X 15X 14X 13X 16X 17X 18X 19X 21X 20X 22X 8X 10X 7X 6X 2X 9X 110.49X 10.510.46X 120.530.530.39X 40.570.520.510.37X 30.570.520.500.450.33X 50.520.490.480.480.460.32X 150.580.520.490.480.430.460.30X 140.570.520.480.480.450.450.350.30X 130.560.510.480.480.460.450.320.350.29X 160.570.520.490.470.430.450.340.330.340.29X 170.550.500.480.480.460.440.350.340.350.340.28X 180.590.530.510.480.470.460.350.350.350.350.350.27X 190.580.520.490.490.470.450.350.350.350.350.350.340.26X 210.570.520.480.480.440.440.360.350.360.340.350.350.360.26X 200.590.530.490.490.470.450.360.350.360.360.350.360.350.350.23X 220.570.520.480.460.460.420.350.350.350.350.350.350.350.340.320.20X 80.520.490.430.430.400.370.370.370.370.360.360.370.370.350.330.320.14X 100.530.490.460.460.430.390.390.400.390.370.380.400.380.360.370.330.220.13X 70.510.470.420.400.360.340.330.330.330.330.320.330.320.310.280.250.180.190.08X 60.520.480.440.420.400.350.380.380.360.360.340.330.330.340.300.270.210.190.130.06X 20.540.500.460.450.440.370.390.380.380.380.380.370.350.370.340.320.230.240.160.130.05X 90.500.470.440.390.360.340.330.330.330.320.310.310.300.300.260.230.190.170.120.090.090.04744第1期 牟凤云等:基于优化地理探测器的生态环境质量驱动力分析(3)研究识别出影响重庆市E Q I演化的关键驱动因子4个(0.37~0.49)㊁主要驱动因子13个(0.14~ 0.33)㊁次要驱动因子4个(0.05~0.13)和其他因子1个(0.04)㊂关键驱动因子均为自然因素,受特殊地形㊁地貌以及气候影响,重庆市中心城区一直呈现出 多中心㊁组团式 山水城市空间格局,各大组团间的隔离带可以防止组团蔓延发展,具备优化城市空间结构㊁维护城市生态安全的功能;主要驱动因子多属于经济因素,近年来,重庆市作为 一带一路 和 长江经济带 的联结点,各区县经济形势向好,三大产业㊁农林牧渔业的粗放发展,导致城市建设用地无序蔓延,各大组团隔离带内绿地被不断蚕食,其生态调节功能也被不同程度削弱,部分组团发生粘连发展, 多中心㊁组团式 空间格局日益弱化;次要驱动因子主要为工业三废,相较于工业二氧化硫排放量㊁工业烟尘排放量,重庆市的工业废水排放量最少,但对生态环境质量的影响却最大,可能是由于重庆市水系密布,工业废水排放后经由水系更易造成生态环境大面积污染㊂(4)驱动因子间的交互作用强度均大于两因子驱动力,且随两因子驱动力降低而降低,呈现出梯度降低趋势,同时任意两项驱动因子间的交互作用均为双重增强或非线性增强㊂由此可推知,生态环境质量不只受各驱动因子独立作用影响,更受众多因子间的密切交互作用影响,部分驱动因子对生态环境质量的直接驱动力虽小,但却可通过影响其他驱动因子而间接影响生态环境质量,足见交互探测不可忽视㊂连续数据离散化是数据预处理的重要环节之一,合理的离散化可以一定程度上克服连续数据离散化过程中的随机性和主观性,从而提升模型的分聚类能力㊁抗噪声能力以及表达能力,优化模型运算结果,但国内关于生态环境质量演化驱动力的研究却极少聚焦于连续驱动因子的离散化过程,因此本研究弥补这一不足,结合地理探测器和相等间隔法㊁分位数法㊁自然断点法㊁几何间隔法㊁标准差法等5种离散方法,在确定生态环境质量驱动因子的合理离散法上做出了有益尝试,但研究亦存在局限之处,即仅在5种离散方法中择优选取了最优离散方法,未将其他更多离散方法纳入比较,在后续的研究中将进一步探讨㊂参考文献:[1]刘毅,寇江泽.二ʻ二一年全国生态环境质量明显改善[N].人民日报,2022-05-31(014).L i u Y,K o uJZ.C h i n a'se c o l o g i c a l a n de n v i r o n m e n t a lq u a l i t y i m p r o v e ds i g n i f i c a n t l y i n2001[N].P e o p l e'SD a i l y,2022-05-31(014).[2]陈维灯.重庆生态环境质量持续改善[N].重庆日报,2022-06-03(2).C h e n W D.S u s t a i n a b l e i m p r o v e m e n t o f e c o l o g i c a l e n v i-r o n m e n t q u a l i t y i n C h o n g q i n g[N].C h o n g q i n 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海河流域生长季植被覆盖度时空变化及驱动力分析

海河流域生长季植被覆盖度时空变化及驱动力分析

第30卷第4期2023年8月水土保持研究R e s e a r c ho f S o i l a n d W a t e rC o n s e r v a t i o nV o l .30,N o .4A u g.,2023收稿日期:2022-06-07 修回日期:2022-07-06资助项目:流域水循环模拟与调控国家重点实验室自由探索课题(S K L 2022T S 01);国家重点研发计划(2021Y F C 3200200);国家自然科学基金(52025093,51979284) 第一作者:钤会冉(1997 ),女,河南清丰县人,硕士,研究方向为水文水资源研究㊂E -m a i l :qi a n h u i r a n 123@163.c o m 通信作者:翟家齐(1984 ),男,河南信阳人,博士,正高级工程师,主要从事平原区水循环模拟㊁农业节水潜力评估㊁区域干旱评估研究㊂E -m a i l :j i a qi z h a i @163.c o m h t t p :ʊs t b c y j .p a p e r o n c e .o r gD O I :10.13869/j.c n k i .r s w c .2023.04.037.钤会冉,翟家齐,马梦阳,等.海河流域生长季植被覆盖度时空变化及驱动力分析[J ].水土保持研究,2023,30(4):309-317.Q I A N H u i r a n ,Z H A I J i a q i ,MA M e n g y a n g ,e t a l .T e m p o r a l a n d S p a t i a l V a r i a t i o n o fV e g e t a t i o nC o v e r a g e a n d I t sD r i v i n g F o r c e sD u r i n gt h eG r o w -i n g Se a s o n i nH a i h eR i v e rB a s i n [J ].R e s e a r c hof S o i l a n d W a t e rC o n s e r v a t i o n ,2023,30(4):309-317.海河流域生长季植被覆盖度时空变化及驱动力分析钤会冉1,2,翟家齐2,马梦阳2,赵勇2,凌敏华1,王庆明2(1.郑州大学水利科学与工程学院,郑州450001;2.中国水利水电科学研究院流域水循环模拟与调控国家重点实验室,北京100038)摘 要:[目的]了解海河流域生长季植被覆盖度(F V C )的时空变化及其驱动力,以期为海河流域的生态保护㊁建设与可持续发展提供参考㊂[方法]基于MO D I SN D V I 遥感数据和同时期的18种影响因子,采用趋势分析法和M -K 显著性检验分析了2001 2019年海河流域生长季植被覆盖度的时空变化特征;并利用地理探测器探讨了其空间分异特征与驱动力㊂[结果]2001 2019年海河流域生长季植被覆盖度总体呈显著上升趋势,线性倾向率为0.063/10a ,2011年之后增速减缓㊂空间分布差异明显,植被覆盖度总体较高,仅环渤海湾地带和一些城市区域植被覆盖率较低㊂改善区域的面积远大于退化面积,其中改善部分以极显著改善为主,占流域总面积的60.42%㊂海河流域生长季植被覆盖度的空间分布差异主要由林地比例和林草混合地比例所决定,解释力均在30%以上㊂对海河流域生长季植被覆盖度交互作用解释力最强的是林草混合地比例和农田比例㊂[结论]海河流域植被覆盖度总体显著上升,空间分布差异主要驱动力为林地比例和林草混合地比例㊂关键词:植被覆盖度(F V C );生长季;地理探测器;海河流域中图分类号:Q 948 文献标识码:A 文章编号:1005-3409(2023)04-0309-09T e m p o r a l a n dS p a t i a lV a r i a t i o no fV e g e t a t i o nC o v e r a g e a n d I t sD r i v i n gF o r c e sD u r i n g t h eG r o w i n g Se a s o n i nH a i h eR i v e rB a s i n Q I A N H u i r a n 1,2,Z H A I J i a q i 2,MA M e n g y a n g 2,Z H A O Y o n g 2,L I N G M i n h u a 1,WA N G Q i n g m i n g2(1.S c h o o l o f W a t e rC o n s e r v a n c y E n g i n e e r i n g ,Z h e n g z h o uU n i v e r s i t y ,Z h e n g z h o u 450001,C h i n a ;2.S t a t eK e y L a b o r a t o r y o f S i m u l a t i o na n dR e g u l a t i o no f Wa t e r C y c l e i nR i v e rB a s i n ,C h i n aI n s t i t u t e o f W a t e rR e s o u r c e s a n d H y d r o p o w e rR e s e a r c h ,B e i j i n g 100038,C h i n a )A b s t r a c t :[O b j e c t i v e ]I no r d e rt o p r o v i d er e f e r e n c ef o re c o l o gi c a l p r o t e c t i o n ,c o n s t r u c t i o na n ds u s t a i n a b l e d e v e l o p m e n t o fH a i h eR i v e rB a s i n ,t h e t e m p o r a l a n d s p a t i a l c h a n g e s o f v e g e t a t i o n c o v e r a ge (F V C )i n g r o w -i n g s e a s o na n d i t s d r i v i n gf o r c e sw e r e i n v e s t ig a t e d .[M e th o d s ]B a s e do n MO D I SN D V I r e m o t e s e n si n g da t a a n d 18i n f l u e n c i n g f a c t o r s o f t h e s a m e p e r i o d ,t r e n d a n a l y s i s a n d M -Ks i g n i f i c a n c e t e s tw e r eu s e d t oa n a l yz e t h e s p a t i o t e m p o r a l v a r i a t i o n c h a r a c t e r i s t i c s o f v e g e t a t i o n c o v e r a g e d u r i n g t h e g r o w i n g s e a s o no fH a i h eR i v e r B a s i n f r o m2001t o 2019.T h e s p a t i a l d i f f e r e n t i a t i o n c h a r a c t e r i s t i c s a n dd r i v i n g f o r c e s a r e d i s c u s s e db y me a n s ofg e o g r a phi c d e t e c t o r .[R e s u l t s ]D u r i n g t h e g r o w i n g s e a s o no fH a i h eR i v e rB a s i nf r o m2001t o2019,t h e v e g e t a t i o n c o v e r a g e s h o w e d a s i g n i f i c a n t u p w a r d t r e n d ,w i t ha l i n e a r t e n d e n c y ra t e o f 0.063/d e c a d e ,a n d t h e g r o w t h r a t e s l o w e dd o w na f t e r 2011.T h ev e g e t a t i o nc o v e r a g ew a s r e l a t i v e l y h i g h i n t h eB o h a i B a y ar e aa n d s o m eu r b a na r e a s .T h ea r e ao f i m p r o v e m e n ta r e aw a s m u c hl a r g e r t h a nt h a to fd e gr a d a t i o na r e a ,a n dt h e Copyright ©博看网. All Rights Reserved.i m p r o v e m e n t p a r tw a s d o m i n a t e db y e x t r e m e l y s i g n i f i c a n t i m p r o v e m e n t,a c c o u n t i n g f o r60.42%o f t h e t o t a l b a s i na r e a.T h e s p a t i a l v a r i a t i o no f v e g e t a t i o n c o v e r a g e i n H a i h eR i v e rB a s i nd u r i n g t h e g r o w i n g s e a s o nw a s m a i n l y d e t e r m i n e db y t h e p r o p o r t i o no f f o r e s t l a n da n dt h e p r o p o r t i o no fm i x e df o r e s t-g r a s s l a n d,a n dt h e e x p l a n a t o r yp o w e rw a sm o r e t h a n30%.T h e s t r o n g e s t e x p l a n a t i o n f o r t h e i n t e r a c t i o no f v e g e t a t i o nc o v e r a g e i nH a i h eR i v e rB a s i nd u r i n g t h e g r o w i n g s e a s o nw a s t h e r a t i oo fm i x e d f o r e s t a n d g r a s s l a n d a n d t h e r a t i oo f f a r m l a n d.[C o n c l u s i o n]O v e r a l lv e g e t a t i o nc o v e r a g e i n c r e a s e ds i g n i f i c a n t l y i n H a i h eR i v e rB a s i n,a n dt h e m a i nd r i v i n g f o r c ew a s t h e p r o p o r t i o no f f o r e s t l a n d a n d t h e p r o p o r t i o no fm i x e d f o r e s t a n d g r a s s l a n d. K e y w o r d s:f r a c t i o n a l v e g e t a t i o n c o v e r a g e(F V C);g r o w i n g s e a s o n;g e o g r a p h i c a l d e t e c t o r;H a i h eR i v e rB a s i n植被作为陆地生态系统中一个重要的组成部分,在陆地生态系统物质循环㊁能量流动㊁信息传递等方面起到了重要的枢纽作用[1],既能促进地球生态系统平衡㊁水循环㊁气候变化[2-3],还可以用来监测生态环境变化[4]㊂植被覆盖度(f r a c t i o n a l v e g e t a t i o n c o v e r a g e,F V C)指植被(包括叶㊁茎㊁枝)在地面的垂直投影面积占观测区总面积的百分比[5],其变化能够直接或间接改变陆地地表下垫面属性,进而对气候调节㊁水土保持以及生态系统的稳定性等产生影响[6]㊂因此,开展流域尺度植被覆盖变化研究以及揭示其驱动力机制,有利于深刻认识陆地生态系统内部的相互作用,对进一步掌握生态系统恢复成效具有极大意义[7]㊂目前,国内外学者深入研究了不同区域尺度的植被覆盖时空变化规律,主要集中于海河流域㊁黄土高原地区等植被变化显著的区域[8],多年来一直是生态环境等领域研究的热点㊂对于植被覆盖度时空变化驱动力的研究主要运用多元线性回归分析㊁相关性分析等传统数学统计方法㊂为弥补仅把气温㊁降水等气候因子作为驱动因素来进行归因分析的片面性,国内外学者先后提出了残差趋势法[9]㊁回归模型法[10]㊁基于生物物理过程的模型方法[11]和地理探测器法[12]等,来定量分解气温㊁降水等自然因素和人类活动强度等人为因素对植被变化的相对贡献㊂其中,地理探测器法以统计学原理的空间方差分析为基础,对变量无限性假设,不仅能够检验气候㊁地形㊁人类活动㊁土壤等多种因子是否是形成植被覆盖时空格局的原因,还可以量化不同因子之间的交互作用对植被覆盖空间分布及其变化的影响程度,并且对数据要求低㊁运算速度较快且精确度高,能够极大程度提高归因分析的全面性,被广泛应用于植被N D V I驱动因子的探测中[13-19]㊂海河流域不仅是重要的工农业生产基地,还是我国的政治文化中心,其战略地位十分重要㊂近年来由于气候变化以及人类活动加强等原因,导致其自然灾害频发,生态系统十分脆弱[20]㊂自20世纪80年代以来,持续大规模封山育林育草㊁退耕还林还草㊁坡改梯㊁於地坝等水土保护措施,使得海河流域的植被覆盖度大幅度提升㊂目前,已有学者对该流域植被变化进行了相关研究[21-25],并且,王永财[26]和陈福军[27]等分别利用1998 2011年的S P O T/N D V I数据和2000 2016年MO D I S/N D V I数据对海河流域植被变化及其与气候因子的相关性进行了研究,对海河流域植被变化特征及其与气候的关系有了一定的认识,但对于人类活动㊁地形和土壤性质对植被覆盖的空间分布差异的影响等综合问题缺乏进一步解析㊂因此,本文利用2001 2019年MO D I S/N D V I数据和同时期18种因子,分析海河流域生长季(4 10月)植被覆盖度的时空变化特征,并利用地理探测器探讨其空间分异特征与驱动力,以期为海河流域的生态保护㊁建设与可持续发展提供参考㊂1资料和方法1.1研究区概况海河流域位于112ʎ 120ʎE,35ʎ 43ʎN,西以山西高原与黄河区接界,北以蒙古高原与内陆河接界,南界黄河,东临渤海㊂流域总面积3.182ˑ105k m2,占全国总面积的3.3%,属于半湿润半干旱的温带东亚季风气候区㊂地势总体上为西北高东南低,流域年平均气温1.5~ 14ħ,年平均相对湿度50%~70%;年平均降水量539 m m,属半湿润半干旱地带;流域由海河㊁滦河㊁徒骇马颊河三大水系㊁七大河系和十条骨干河流组成㊂其中,海河水系是主要水系,由北部的蓟运河㊁潮白河㊁北运河㊁永定河和南部的大清河㊁子牙河㊁漳卫河组成;滦河水系包括滦河及冀东沿海诸河;徒骇马颊河水系位于流域最南部,为单独入海的平原河道㊂土壤类型以褐土和棕壤为主㊂土地利用类型见图1㊂1.2数据来源及预处理植被N D V I数据为美国国家航空航天局(N A S A)提供的MO D I S MO D13A3产品,时间分辨率为月,空间分辨率为1k mˑ1k m㊂选取的数据年份范围为2001 2019年,利用A r c G I S10.8对其进行镶嵌㊁格013水土保持研究第30卷Copyright©博看网. All Rights Reserved.式和定义投影等操作,本研究为最大程度消除云㊁雾㊁大气以及非生长季的影响,选取植被生长最为旺盛的生长季(4 10月)作为研究时段㊂利用最大值合成法合成年N D V I 数据;计算植被覆盖度所需要的L A I 数据来自于中分辨率成像光谱仪M O D I S 的500m 分辨率8d合成产品(MO D 15A 2H )㊂研究共选定的18种生长季植被覆盖度空间分布变化潜在影响因子,涵盖气候㊁地形㊁人类活动㊁土壤性质4个方面,数据类型㊁来源及简要说明见表1㊂为使各因子与N D V I 数据具有相同的投影坐标并保持像元大小一致,对其进行裁剪和重采样等预处理㊂按照5k mˑ5k m 格网,利用A r c G I S10.8中的渔网工具生成12818个采样点,并获取采样点对应地理位置的气候㊁人类活动㊁土壤和地形数据㊂为有效地避免人为因素的干扰,利用A r c G I S 中的自然间断法将各因子分为10类㊂图1 海河流域2018年土地利用类型表1 影响因子数据来源及处理因子类型因子符号单位数据来源及处理气候年均降水P R E mm中国气象数据网(h t t p :ʊd a t a .c m a .c n /d a t a /)年均温Tħ年潜在蒸散发P E mm /a G D PG D P 万元/k m 2中国科学院资源环境科学与数据中心(h t t p :ʊw w w.r e s d c .c n /)人口密度P O P人/k m 2林地比例F O %美国国家航空航天局(N A S A )提供的2001 2019年国际地圈-生物圈计划(I G B P )分类㊁空间分辨率为500m 的MO D I S 土地覆盖类型产品(M C D 12Q 1),计算百分比人类活动灌丛比例B U %农田比例F A %草地比例G A %林草混合地比例S A %城镇比例U B%地形D E M D E M m 中国科学院资源环境科学与数据中(h t t p :ʊw w w.r e s d c .c n /)坡度S l o p e (ʎ)基于D E M 数据,采用A r c G I S 10.8S p a t i a lA n a l y s t 工具计算生成坡度栅格数据黏土比例C l a y%联合国粮农组织(F A O )和维也纳国际应用系统研究所(ⅡA S A )所构建的世界和谐土壤数据库(H a r m o n i z e d W o r l dS o i lD a t a b a s e )(HW S D )沙土比例S a n d %土壤性质壤土比例S i l t %有机碳含量O C %碎石含量G r a v e l %1.3 研究方法1.3.1 像元二分模型 采用改进像元二分模型[28]估算海河流域生长季的植被覆盖度㊂假设N D V I 只有植被和土壤两部分组成,N D V I =M ㊃N D V I V -N D V I S(1)M =N D V I -N D V I S N D V I V -N D V I SL A I >3M =N D V I -N D V I SN D V I V -N D V I S2L A I ɤ3ìîíïïïï(2)式中:N D V I V 为纯植被覆盖部分的N D V I 值;N D V I S为纯土壤覆盖部分的N D V I 值;M 为植被覆盖度;L A I 为叶面积指数㊂根据‘土壤侵蚀分级分类标准“(S L 190 2007)对计算得到的生长季植被覆盖度进行分级[29],见表2㊂1.3.2 线性趋势分析 采用一元线性回归分析法,逐像元分析海河流域生长季F V C 的变化趋势,计算公式如下:S l o pe =ðni =1(i -l )(N D V I i -ND V I )ðni =1(i =l )2(3)式中:S l o p e 为生长季F V C 的斜率㊂若值为正,表示海河流域生长季F V C 呈增加趋势;若值为负,则相反;若值为0,则表示没有变化㊂n 为所研究年份的时间跨度,本文n =19;i 为年份;`i 为平均年份;N D V I i 为第i 年的N D V I 值;N D V I 为年均N D V I 值㊂113第4期 钤会冉等:海河流域生长季植被覆盖度时空变化及驱动力分析Copyright ©博看网. All Rights Reserved.表2植被覆盖度等级分类等级裸地(Ⅰ)低覆盖度(Ⅱ)中低覆盖度(Ⅲ)中等覆盖度(Ⅳ)中高覆盖度(Ⅴ)高覆盖度(Ⅵ)植被覆盖度ɤ0.10.1~0.30.3~0.450.45~0.60.6~0.75ȡ0.75采用M a n n a-K e n d a l l检验(M-K检验)判断趋势的显著性,其优点为能够排除少数异常值对数据的干扰[30]㊂因此,本文将M a n n a-K e n d a l l检验与线性趋势分析相结合,根据趋势显著性检验结果将S l o p e趋势分为以下5个等级:极显著退化(S l o p e<0,p<0.01);显著退化(S l o p e<0,0.01ɤpɤ0.05),无显著变化(p>0.05);显著改善(0<S l o p e,0.01ɤpɤ0.05);极显著改善(0<S l o p e,p<0.01)㊂1.3.3地理探测器地理探测器[31]是通过探测事件空间分层异质性来揭示其背后驱动因子的一种统计学方法,空间分层异质性是指区域总方差大于层内方差之和的现象㊂该方法的核心思想为:如果某个自变量X对因变量Y有重要影响,那么自变量X与因变量Y的空间分布就具有一致性㊂地理探测器共有4个模块,分别为:因子探测器㊁交互作用探测器㊁风险探测器和生态探测器㊂本文主要应用地理探测器的因子探测器和交互作用探测器模块㊂利用因子探测器量化气候㊁人类活动㊁地形和土壤等各因子对海河流域生长季F V C的空间分异性的解释程度,其解释力大小用q值衡量,在生成q值的同时会对其进行显著性检验,表达式为:q=1-ðL h=1N hσ2hNσ2=1-S S WS S T(4)其中:S S W=ðl h=1N hσ2h,S S T=Nσ2(5)式中:h为自变量X的分层;N h和N分别为层h内和区域内的单元数;σ2h和σ2分别为第h层的方差和因变量Y的方差;S S W为层内方差之和;S S T为区域总方差㊂q的取值范围为0~1㊂q值越大表明因变量Y的空间分层异质性越强,自变量X对因变量Y的解释力也越强㊂根据q值大小可分析出各因子对海河流域生长季F V C影响的大小,能够直观地判断影响生长季F V C的主导因子㊂利用交互探测器识别不同因子之间的交互作用,即评估两个因子共同对生长季F V C的空间分布作用时,其解释力是增强还是减弱,或这些因子对生长季F V C空间分布的影响是相互独立的㊂评估方法是首先分别计算两种影响因素X1和X2对Y的q值,然后再计算它们交互作用时的q值,对三者之间的q值大小进行比较,主要结果为5种[32]㊂2结果与分析2.1生长季F V C的时空动态变化2.1.1生长季F V C年际变化特征选取每年的生长季F V C平均值代表当年植被覆盖状况,制作生长季F V C年际变化图,见图2㊂2001 2019年海河流域生长季F V C值在0.30~0.48波动,多年生长季F V C值平均值为0.41,最大值出现在2018年为0.46,2001年最小,其值为0.318,总体呈显著上升趋势,线性倾向率为0.063/10a㊂2001 2010年,生长季F V C整体上呈现明显的上升趋势,达到了多年均值水平,线性倾向率为0.087/10a,但在2006年和2010年出现低谷,原因主要是由于该年降水量偏低㊂2011年之后,生长季F V C增速减缓,均超过多年均值水平㊂图2表明,海河流域生长季植被覆盖度ɤ0.1的裸地面积占比由2001年9.85%降低到2019年的3.22%;低覆盖度的面积占比由2001年的30.37%降低到2019年的20.50%;中低植被覆盖度和中等植被覆盖度多年平均面积占比分别为32.87%,27.39%,是研究区生长季植被覆盖度的两种主要类型;中高覆盖度和高覆盖度呈现显著的增加趋势,分别由2001年的1.38%增加到2019年的17.64%和由2001年的0.00%增加到2019年的7.26%㊂总体来说,自海河流域实施持续大规模封山育林育草㊁退耕还林还草㊁坡改梯㊁於地坝等水土保护措施以来,生长季F V C一直呈增长趋势,后期出现增速减缓,主要是因为植被自然演替过程中,自然因素起主导作用㊂2.1.2生长季F V C空间分布及变化特征海河流域生长季植被覆盖度空间分布差异明显(图3A),高覆盖度区域零星分布,主要分布于流域的东北部和彰卫河山区的南部,占流域总面积的1.27%;中高覆盖度区域主要为高产草地㊁密林地用地,面积3.13ˑ104k m2,占流域总面积的9.79%,集中分布于流域东北部㊁太行山一带;中等覆盖度区域主要为中高产草地㊁林地㊁农田用地,主要分布于大清河淀西平原㊁子牙河平原㊁彰卫河平原以及徒骇马颊河区域,面积为9.83ˑ104k m2,占流域总面积的30.66%;中低覆盖度区域由中产草地㊁农田和低郁闭度林地组成,在大清河淀东平原㊁滦河平原和彰卫河山区广泛分布㊁黑龙港及运东平原,子牙河山区㊁大清河山区等均有分布,面积为1.07ˑ105k m2,占流域总面积的33.47%;低覆盖度区域主要分布于永定河山区㊁滦河山区的西北部,面积7.23ˑ104k m2,占流域总面积213水土保持研究第30卷Copyright©博看网. All Rights Reserved.的22.57%;海河流域生长季植被覆盖度小于0.1的裸地区域主要为城市工矿㊁居民用地,面积为7.17ˑ103k m2,占流域总面积的2.24%,主要分布于环渤海湾地区以及一些城市中心区域㊂总体来说生长季F V C大于0.3的区域面积占流域面积的75.19%,植被覆盖度总体较高㊂从图3B C可以看出,2001 2019年各植被覆盖度等级之间相互转化明显,主要为裸地㊁中等㊁中低植被覆盖度等级转为中等至高覆盖度等级㊂其中永定河山区的植被覆盖度得到明显改善,植被覆盖度由2001年的0.14,提升到2019年的0.35,说明山丘区人工生态修复及水土保持工程对提升植被覆盖度作用十分显著㊂综上可知,研究区19年间生长季植被覆盖度总体较高,仅环渤海湾地带和一些城市中心区域生长季植被覆盖度较低㊂图22001-2019年海河流域生长季F V C 年际变化图3海河流域生长季F V C空间分布采用s l o p e趋势分析,对研究区生长季植被覆盖度变化趋势进行分析(图4),s l o p e的值域为-0.447~ 0.347,表明植被变化趋势存在着明显的空间差异,变化速率以0~0.2为主,占流域总面积的81.51%㊂对变化趋势进行M-K显著性检验(图5),海河流域生长季F V C改善区域的面积为2.15ˑ105k m2,占流域的67.28%,远大于退化面积,其中改善部分以极显著改善为主,占流域总面积的60.42%;退化区域占流域的总面积的8.28%,主要位于城市的周围㊂变化不显著的区域主要分布于改善区域和退化区域之间,面积占流域总面积的23.90%㊂综上可知,研究区大部分地区的植被得到了明显改善,但受城市扩张等因素的影响,城市外围区域的植被退化现象较为严重㊂2.2生长季F V C空间分异的驱动力分析2.2.1因子影响力探测分析利用因子探测器计算各因子的q值以量化其对海河流域生长季F V C空间分布的解释程度㊂由结果可见(图6),不同因子对海河流域生长季F V C空间分布的解释能力如下:林地比例(0.3427)>林草混合地比例(0.3346)>年均降水(0.202)>灌丛比例(0.197)>草地比例(0.184)>坡度(0.134)>年潜在蒸散发(0.114)>年均温(0.107)>城镇比例(0.094)>高程(0.089)>G D P(0.074)>壤土比例(0.066)>人口密度313第4期钤会冉等:海河流域生长季植被覆盖度时空变化及驱动力分析Copyright©博看网. All Rights Reserved.(0.064)>沙土比例(0.062)>黏土比例(0.053)>碎石含量(0.051)>有机碳比例(0.040)>农田比例(0.027)㊂各因子对应显著性p值均小于0.01,通过显著性检验㊂综上分析可见:(1)林地比例和林草混合地比例的q值最大,分别达0.3427,0.3346,解释力均在30%以上,因此林地比例和稀疏草地比例是影响海河流域生长季植被覆盖度空间分布的主要影响因子;(2)海河流域的山区和平原区的生长季F V C空间分布的主要影响因子不同㊂林草混合地和林地比例对海河山区生长季植被覆盖度影响最大,解释力均在50%以上,G D P影响最小;农田比例和年潜在蒸散发对海河平原区植被覆盖度的分布影响最大,影响最小的因子是坡度;(3)整体来看,人类活动对海河流域生长季植被覆盖度空间分布的影响是最大的,其次是气候㊁地形,影响最小的是土壤性质㊂图42001-2019年海河流域生长季F V C线性趋势2.2.2因子交互作用探测分析本文进一步对海河流域以及其山区㊁平原区空间分布影响因子进行交互作用探测(表3 5),结果表明,在研究区域,任意两因子的叠加均会增强单因子对海河流域生长季F V C空间分布的解释能力,呈非线性增强或双因子增强作用,不存在独立关系,说明植被生长与生存往往并非受制于单一因素,而是多种因素协同作用的结果㊂由表3可见,交互作用解释力最强的是林草混合地比例和农田比例,它们双因子交互q值达到了0.58,其次是林草混合地比例和人口密度,q值达到了0.50㊂同时,林地比例㊁林草混合地比例和降水量与大多数因子相结合均呈现非线性增强,表明三者对海河流域生长季F V C空间分布影响程度占据主导地位㊂年均降水㊁年均温和年潜在蒸散发与其他因子的交互作用解释力均有显著增加,由其是与林地比例等人类活动因子的交互作用㊂因此,气候因子与人类活动因子共同作用将使生长季F V C空间分布受到更大的影响力度㊂图52001-2019年生长季F V C 线性趋势显著性图6因子探测器结果413水土保持研究第30卷Copyright©博看网. All Rights Reserved.表3 海河流域因子交互作用探测器结果因子P R ET P E G D P P O P F O B U F A G A S A U B D EM S l o p e C l a y S a n d S i l t O C G r a v e lP R E0.22T0.330.10P E 0.400.320.11G D P0.360.230.190.07P O P 0.370.270.210.110.06F O0.500.440.420.430.450.34B U 0.360.260.290.270.280.370.20F A 0.320.280.230.120.130.490.300.03G A 0.300.280.330.320.330.450.330.390.18S A 0.470.460.410.460.500.410.350.580.470.33U B 0.370.250.200.120.140.420.270.150.360.430.09D EM0.350.220.260.200.240.420.250.310.300.440.230.09S l o p e 0.370.270.260.240.280.370.240.380.390.380.230.270.13C l a y0.320.240.200.160.170.360.230.160.260.380.170.200.200.06S a n d 0.300.260.200.170.180.360.230.170.270.360.180.240.210.140.07S i l t 0.300.260.230.170.180.370.250.170.260.380.180.240.220.160.120.07O C 0.280.200.200.130.140.370.230.110.240.380.150.180.200.200.230.210.04G r a v e l 0.280.220.180.150.140.370.240.110.240.380.160.190.200.170.190.150.150.05表4 海河山区因子交互作用探测器结果因子P R E T P EG D PP O PF OB UF AG AS AU BD EMS l o pe C l a yS a n dS i l tO CG r a v e lP R E0.40T0.480.19P E 0.470.390.08G D P0.520.290.140.02P O P 0.530.380.180.050.03F O0.710.630.580.550.550.54B U 0.520.390.370.310.320.600.30F A 0.580.340.190.060.070.580.330.02G A 0.480.380.380.400.470.640.480.590.32S A 0.680.660.610.600.610.700.620.660.650.59U B 0.500.280.140.080.080.560.330.100.450.610.07D EM0.500.340.260.190.240.610.360.230.390.630.230.13S l o p e 0.530.400.330.270.270.610.420.340.530.630.280.390.25C l a y0.490.340.210.150.160.560.380.160.420.620.180.270.320.12S a n d 0.480.340.240.190.210.580.390.220.420.620.210.300.330.240.15S i l t 0.490.360.270.210.230.580.410.230.430.630.220.310.350.270.220.16O C 0.440.280.220.140.180.580.350.170.370.610.170.230.320.300.290.310.11G r a v e l0.480.360.220.150.170.570.370.160.410.620.170.280.330.260.280.280.290.12在海河山区中,降雨㊁林地比例和林草混合地比例与各因子交互均有很强的非线性增强㊂因子间交互作用对海河山区生长季植被覆盖空间分异性解释力大小前六项依次为:降雨ɘ林地比例(0.71)>林草混合地比例ɘ林地比例(0.70)>林草混合地比例ɘ降雨(0.68)>林草混合地比例ɘ农田比例(0.66)>林草混合地比例ɘ年均温(0.655)>林草混合地比例ɘ草地比例(0.65);表明:人类活动对海河流域山区生长季植被覆盖度空间分布具有重要影响,一方面通过退耕还林还草㊁生态保护修复等措施可促进植被覆盖,另一方面通过城镇化建设㊁资源过度开发等行为可破坏植被覆盖[33]㊂在海河平原中,因子间交互作用对生长季植被覆盖空间分异性解释力大小前六项依次为:农田比例ɘ高程(0.653)>农田比例ɘ年潜在蒸散发(0.649)>农田比例ɘ草地比例(0.573)>农田比例ɘ降雨(0.568)>农田比例ɘ坡度(0.560)>农田比例ɘ林地比例(0.558)㊂513第4期 钤会冉等:海河流域生长季植被覆盖度时空变化及驱动力分析Copyright ©博看网. All Rights Reserved.表5 海河平原区因子交互作用探测器结果因子P R ET P E G D P P O P F O B U F A G A S A U B D EM S l o p e C l a y S a n d S i l t O C G r a v e lP R E0.04T0.340.13P E 0.390.420.32G D P0.270.330.440.21P O P 0.390.430.480.400.29F O0.060.150.340.220.330.02B U 0.060.150.340.220.320.020.01F A 0.570.600.650.510.540.560.550.50G A 0.200.290.400.350.380.190.180.570.14S A 0.070.170.350.220.340.030.020.550.190.01U B 0.300.390.510.300.400.260.250.530.380.260.24D EM0.260.310.390.410.460.210.200.650.290.220.460.20S l o p e 0.070.160.350.220.330.030.020.560.200.030.260.210.01C l a y0.160.260.400.270.380.080.080.530.230.090.340.290.090.06S a n d 0.130.260.380.270.370.090.090.530.250.100.340.270.100.140.08S i l t 0.190.280.410.280.370.100.100.530.240.110.350.290.110.200.200.08O C 0.200.260.410.290.400.110.110.540.260.120.350.310.110.240.230.230.09G r a v e l0.160.240.370.270.360.100.100.540.240.100.320.270.100.140.150.180.160.083 讨论和结论3.1 讨论本研究基于地理探测器,对海河流域生长季植被覆盖度空间分布的影响因素进行量化归因分析,结果表明人类活动对海河流域生长季植被覆盖度空间分布的影响是最大的,其次是气候㊁地形,影响最小的是土壤性质㊂海河流域自1980年以来,实施 三北 防护林工程㊁京津风沙源治理工程㊁退耕还林还草工程等一系列生态恢复工程㊁农业化开发和城镇化,使得当地土地利用/覆盖发生剧烈变化,主要表现为海河山区森林面积占比上升,草地和农田面积占比下降,海河平原区农田比例上升,人口密度上升㊂这些人类活动显著影响了植被覆盖度的空间分异规律,并显著增加了植被覆盖度㊂林草混合地比例㊁林地比例和草地比例主要影响了海河山区生长季植被覆盖度空间分布;农田比例㊁人口密度和城镇比例这些人类活动因子主要影响了海河平原区生长季植被覆盖度空间分布㊂年均降水㊁年均温和年潜在蒸散发这些气候因子的动态变化主要决定了生长季植被覆盖度的年际变化;坡度㊁坡向通过影响坡面接受的太阳辐射量和日照时数从而对植被的生长有一定的影响,土壤性质也主要决定了植被覆盖度的空间分异规律㊂各因子交互作用呈双因子增强和非线性增强两种类型,不存在相互独立作用,关于因子间交互作用是如何增强对生长季F V C 空间分异的解释能力还需进行更加深入的讨论㊂3.2 结论(1)年际变化分析显示,2001 2019年海河流域生长季F V C 总体呈显著上升趋势,线性倾向率为0.063/10a ,各等级植被覆盖度转化明显,中高覆盖度和高覆盖度的面积占比呈现显著的增加趋势;(2)空间变化分析显示,生长季F V C 总体较高,仅环渤海湾地带和一些城市区域植被覆盖率较低,海河流域生长季F V C 改善区域的面积为2.15ˑ105k m2,占流域的67.28%,远大于退化面积,其中改善部分以极显著改善为主;(3)因子探测发现,林地比例和稀疏草地比例是影响海河流域生长季F V C 空间分布的主要影响因子;海河流域的山区和平原区的生长季F V C 空间分布的主要影响因子不同;人类活动对海河流域生长季植被覆盖度空间分布的影响是最大的;(4)交互探测发现,2001 2019年,各因子对海河流域生长季植被覆盖变化存在呈双因子增强和非线性增强两种类型的交互作用,不存在相互独立作用或对植被覆盖变化解释力减弱的交互因子㊂参考文献:[1] P e n g W F ,K u a n g T T ,T a oS .Q u a n t i f y i n g in f l u e n c e s o f n a t u r a l f a c t o r s o nv e g e t a t i o nN D V I c h a n g e sb a s e do n g e o g r a ph i c a ld e t e c t o ri n S i c h u a n ,w e s t e r n C h i n a [J ].J o u r n a l o fC l e a n e rP r o d u c t i o n ,2019,233:353-367.[2] G o n g Z ,Z h a oS ,G uJ .C o r r e l a t i o na n a l ys i sb e t w e e n 613 水土保持研究 第30卷Copyright ©博看网. All Rights Reserved.v e g e t a t i o nc o v e r a g ea n dc l i m a t ed r o u g h tc o n d i t i o n si nN o r t hC h i n ad u r i n g2001 2013[J].J o u r n a lo f G e o-g r a p h i c a l S c i e n c e s,2017,27(2):143-160.[3]赵杰,杜自强,武志涛,等.中国温带昼夜增温的季节性变化及其对植被动态的影响[J].地理学报,2018,73(3): 395-404.[4] P a r m e s a nC,Y o h eG.A g l o b a l l y c o h e r e n t f i n g e r p r i n t o fc l i m a t e c h a n g ei m p a c t s a c r o s s n a t u r a l s y s t e m s[J].N a t u r e,2003,421(6918):37-42.[5] G i t e l s o n A A,K a u f m a nYJ,S t a r kR,e t a l.N o v e l a l g o-r i t h m sf o rr e m o t e e s t i m a t i o n o f v e g e t a t i o n f r a c t i o n[J].R e m o t e S e n s i n g o o f E n v i r o n m e n t,2002,80(1):76-87. 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地理探测器_原理与展望_王劲峰

地理探测器_原理与展望_王劲峰

+
Var Yˉh = 2 nh = 2
]1/2
(4)
式中: Yˉh 表示子区域 h 内的属性均值,如发病率或流行率;nh 为子区域 h 内样本数量,
Var 表示方差。统计量 t 近似地服从 Student's t 分布,其中自由度的计算方法为:
( ( ) ) ( ) ( ) df =
Var Yˉh = 1 nz=1
图 1 地理探测器原理
Fig. 1 The principle of geographical detector
118
地理学报
72 卷
值越大说明 Y 的空间分异性越明显;如果分层是由自变量 X 生成的,则 q 值越大表示自变
量 X 对属性 Y 的解释力越强,反之则越弱。极端情况下,q 值为 1 表明因子 X 完全控制了 Y
的空间分布,q 值为 0 则表明因子 X 与 Y 没有任何关系,q 值表示 X 解释了 100×q%的 Y。
q 值的一个简单变换满足非中心 F 分布[21] :
F=
N-L q L-11-q
~ F(L - 1,
N - L;
λ)
(2)
∑ ∑ λ =
1 σ2
[
h
L =
Yˉh2
1
-
1 N
L
(
h=1
Nh Yˉh)2]
地理探测器使用步骤包括: (1) 数据的收集与整理:这些数据包括因变量 Y 和自变量数据 X。自变量应为类型 量;如果自变量为数值量,则需要进行离散化处理。离散可以基于专家知识,也可以直 接等分或使用分类算法如 K-means 等。 (2) 将样本 (Y, X) 读入地理探测器软件,然后运行软件,结果主要包括 4 个部分: 比较俩区域因变量均值是否有显著差异;自变量 X 对因变量的解释力;不同自变量对因 变量的影响是否有显著的差异,以及这些自变量对因变量影响的交互作用。 地理探测器探测两变量 Y 和 X 的关系时,对于面数据 (多边形数据) 和点数据,有 不同的处理方式。 对于面数据,两变量 Y 和 X 的空间粒度经常是不同的。例如,因变量 Y 为疾病数据, 一般以行政单元记录;环境自变量或其代理变量 X 的空间格局往往是循自然或经济社会 因素而形成的,如不同水文流域、地形分区、城乡分区等。因此,为了在空间上匹配这 两个变量,首先将 Y 均匀空间离散化,再将其与 X 分布叠加,从而提取每个离散点上的 因变量和自变量值 (Y, X)。格点密度可以根据研究的目标而提前指定。如果格点密度

基于GIS与地理探测器的旅游地空间分布格局及驱动力分析以贵州为例

基于GIS与地理探测器的旅游地空间分布格局及驱动力分析以贵州为例

基于GIS与地理探测器的旅游地空间分布格局及驱动力分析以贵州为例一、本文概述本文旨在利用地理信息系统(GIS)和地理探测器工具,对旅游地的空间分布格局及其驱动力进行深入分析,并以贵州省为例进行实证研究。

贵州省作为中国西南地区的一个多民族、多山区的省份,具有丰富的自然和文化旅游资源,其旅游业的快速发展对于地方经济的提升和社会发展具有重要意义。

通过本文的研究,我们期望能够揭示贵州省旅游地空间分布的规律,明确影响旅游地空间分布的关键因素,为贵州省乃至其他地区的旅游规划和发展提供科学依据。

具体而言,本文将首先利用GIS技术,通过空间数据分析方法,对贵州省内的旅游地进行空间分布特征的描述和识别。

接着,借助地理探测器工具,通过对旅游地空间分布与自然环境、社会经济等多维度因素的关联分析,揭示旅游地空间分布的驱动力机制。

结合贵州省的实际情况,提出优化旅游地空间布局的建议和措施,以促进贵州省旅游业的可持续发展。

本文的研究不仅有助于深化对旅游地空间分布规律的认识,也为旅游规划和管理提供了实用的方法和技术支持。

通过对贵州省的实证研究,还能够为其他类似地区的旅游发展提供借鉴和参考。

二、文献综述旅游地空间分布格局及其驱动力分析一直是地理学、旅游学等领域的研究热点。

随着地理信息系统(GIS)技术的发展和应用,越来越多的学者开始运用GIS工具对旅游地空间分布进行定量分析和可视化表达。

地理探测器作为一种新型的空间统计方法,也被广泛应用于旅游地理学的各个领域,为揭示旅游地空间分布格局及其影响因素提供了新的视角和方法。

在旅游地空间分布格局的研究方面,国内外学者已经取得了一系列成果。

例如,通过GIS技术,可以实现对旅游地空间分布的精确测量和可视化表达,从而揭示旅游地的空间集聚特征、分布规律和演变趋势。

同时,通过构建旅游地空间分布模型,还可以对旅游地的空间结构进行优化和调整,为旅游业的可持续发展提供科学依据。

在旅游地空间分布格局的驱动力分析方面,国内外学者主要从自然环境、社会经济、文化历史等多个方面进行了深入探讨。

基于热点分析与地理探测器的地质灾害敏感性评价

基于热点分析与地理探测器的地质灾害敏感性评价

第3卷第4期2021年4月Vol.3No.4 Apr.2021生态灾害!环境生态学Environmental Ecology基于热点分析与地理探测器的地质灾害敏感性评价沈迪,郭进京*,王志恒,陈俊合(天津城建大学地质与测绘学院,天津300384)摘要:探讨地质灾害的空间分布特征与影响机理对于辅助区域灾害预警具有重要意义。

以北京市为研究区,选取9个地质灾害敏感性评价因子,利用信息量模型与热点分析揭示北京市地质灾害空间集聚特征,结合地理探测器探讨其空间分布的主控因素。

结果表明:极高与高敏感区主要聚集在北京市北部与西部山区,中等及以下敏感区则主要分布在东南部的堆积平原处;房山区、怀柔区与门头沟区等为地质灾害发生的热点聚集区,通州区、大兴区与朝阳区等为冷点聚集区;土地利用、NDVI、坡度、工程岩组、地震动加速度为北京市地质灾害发生的主要驱动因子,两因子间的交互作用对地质灾害的解释力均强于单因子。

研究成果将为北京市地质灾害监测与防控提供科学依据。

关键词:地质灾害;敏感性评价;信息量模型;热点分析;地理探测器中图分类号:P694文献标识码:A文章编号:2096-6830(2021)04-0083-07Sensitivity assessment of geological hazards based on hot spot analysis and geographic detectors.SHEN Di,GUO Jin-jing*, WANG Zhi-heng,CHEN Jun-he(School of Geology and Geomatics,Tianjin Chengjian University,Tianjin300384,China). Environmental Ecology,2021,3(4),83-89.Abstract:It is of great significance to explore the spatial distribution characteristics and influence mechanism of geological disasters for assisting regional disaster early warning.The authors took Beijing as a research area.Nine factors were selected to evaluate the sensitivity of geological ing information quantity model and hot spot analysis to reveal the spatial clustering characteristics of geological disasters and applying geographical detector to discuss the main controlling factors of geological disasters in Beijing.The results showed that the extremely high and high sensitive areas were mainly concentrated in the northern and western mountainous areas of Beijing, while the medium and lower sensitive areas were mainly distributed in the accumulation plain in the southeast;Fangshan District, Huairou District and Mentougou District were hot spot gathering areas of geological disasters,while Tongzhou District,Daxing District and Chaoyang District were cold spot gathering areas;The driving factors such as land use,NDVI,slope,engineering rock group and ground motion acceleration had more significant explanatory power on the spatial distribution of geological disasters;The interaction between the two factors was stronger than the single factor in explaining the geological hazards.The research results will be the scientific basis for monitoring and preventing geological hazards in Beijing.Key words:Geological disaster;sensitivity assessment;information volume model;hotspot analysis;geographic detector地质灾害是指在地球演替的过程中,由于各种因素的综合影响而产生具有破坏性的地质现象[l-3]。

地理探测器应用研究综述

地理探测器应用研究综述

地理探测器应用研究综述一、地理探测器原理与功能1.1 用途与目的地理学第二定律的核心思想是地理现象的空间(分层)异质性,其普遍存在于各种地理现象中。

空间分层异质性(spatial stratified heterogeneity),层内方差小于层间方差的地理现象。

即同一地理现象在同一子区域内表现出相似性,但在不同子区域间的分布呈现差异性,例如土地类型、气候分区等。

此处,层(strat)是统计学上的概念,对应地理学可理解为子区域。

地理探测器是探测空间分异性以及揭示其背后驱动力的空间分析方法,被广泛用于进行驱动力分析和因子分析。

其核心思想是基于这样的假设:如果某个自变量对某个因变量有重要影响,那么自变量和因变量的空间分布应该具有相似性。

地理分异可以利用地理探测器进行统计分析,其有两大优势:一是地理探测器既可以探测数值型数据,也可以探测定性数据;二是可以探测两因子交互作用于因变量。

地理探测器通过分别计算和比较各单因子q值及两因子叠加后的q值,可以判断两因子是否存在交互作用,以及交互用用的强弱、方向、线性还是非线性等。

两因子叠加既包括相乘关系,也包括其他关系,只要有关系,就能检验出来。

ref : 王劲峰,徐成东.地理探测器:原理与展望[J].地理学报,2017,72(01):116-134.1.2 功能原理地理探测器用于分析空间分层异质性,主要包括4个探测器(因子探测器、交互作用探测器、风险区探测器、生态探测器),分析结果可分别回答以下问题:(1)是否存在空间异质性?什么因素造成了这种分层异质性?(2)变量Y是否存在显著的区际差别?(3)因素X之间的相对重要性如何?(4)因素X对于因素Y是独立起作用还是具有广义的交互作用?分异及因子探测因子探测旨在探测Y的空间分异性以及探测某因子X多大程度上解释了属性Y的空间分异,用q值度量(Wang et al.,2010b),表达式为:式中:h = 1,…, L为变量Y或因子X的分层,即分类或分区;Nh和N分别为层h和全区的单元数;σ2h和σ2分别是层h和全区的Y值的方差。

地理探测器模型原理

地理探测器模型原理

地理探测器模型原理地理探测器模型是一种基于地理信息系统技术的空间统计学模型,它可以帮助我们找出影响某些地理现象的因素,并通过空间分析找到它们之间的关系。

下面我们来详细地了解一下地理探测器模型的原理:第一步:确定研究区域和研究主题。

首先,我们需要确定研究区域和研究主题。

这里的研究主题可以是各种地理现象,如人口分布、气候变化等。

第二步:准备空间数据和属性数据。

为了运用地理探测器模型,我们需要准备相关的空间数据和属性数据。

其中,空间数据指的是地图和地理位置信息,属性数据则是用来描述现象的其它数据,如人口数量、气候数据等。

第三步:选择因素在研究主题和地理数据准备好之后,我们需要选择一些因素来分析它们与研究主题的关系。

这些因素可以是各种属性数据,如人口数量、土地利用情况等,也可以是空间数据,如地形、交通网络等。

在选择因素时,我们既要考虑它们对研究主题的影响,也要考虑它们之间的相关性和可能的交互作用。

第四步:利用地理探测器模型进行分析当研究区域、研究主题、空间数据、属性数据和因素都准备好后,我们便可以开始利用地理探测器模型进行分析了。

该模型通过计算每个因素对研究主题的影响程度和变化趋势,找到它们之间的因果关系。

同时,它还会计算每个因素的空间自相关性,以确定它们的空间分布特征。

第五步:分析结果最后,根据分析结果,我们可以得出结论并进行进一步的分析。

例如,如果研究主题是人口分布,我们可以通过分析各种因素对人口分布的影响,找到人口聚集的原因并指导城市规划。

如果研究主题是气候变化,我们可以通过分析气候变化的原因,预测未来变化趋势并指导环保政策的制定。

总体来说,地理探测器模型可以帮助我们更深入地理解研究主题和研究区域,为我们提供相关政策的制定和实施提供科学的理论支持。

中国粮食生产效率的时空演变特征及影响因素

中国粮食生产效率的时空演变特征及影响因素

收稿日期:2022-08-04基金项目:中央高校基本科研业务费项目(B210202157)作者简介:季张含昱(2002-),男,江苏无锡人,在读本科生,研究方向为资源经济,(电话)153****3918(电子信箱)******************.cn 。

季张含昱,杨慧文.中国粮食生产效率的时空演变特征及影响因素[J ].湖北农业科学,2024,63(3):150-156.中国有着世界第一的粮食进口需求,因此提高粮食产能、强化粮食供给稳定性是应对全球粮食市场波动升级的关键[1]。

粮食生产能力的提升主要通过两个途径,分别为要素投入的增加和生产效率的提高[2,3]。

随着人口不断增加,粮食刚性需求增长,同时农业用地供给由于工业化、城镇化发展被不断侵蚀[4],水资源短缺、耕地质量下降、劳动力流失等资源环境因素限制了粮食生产能力提升的上限[5],通过增加生产要素投入的方法来提升粮食产量愈发困难[6-8]。

因此,提升粮食生产效率是实现粮食产量中国粮食生产效率的时空演变特征及影响因素季张含昱,杨慧文(河海大学商学院,南京211100)摘要:基于投入产出框架设计粮食生产效率测算指标体系,构建基于DDF 的粮食生产效率动态DEA 测算模型,测算2011—2019年中国粮食生产效率,然后结合ESTAD 模型和地理探测器模型识别中国粮食生产效率的时空演变特征及其影响因素。

结果表明,2011—2019年,中国粮食生产效率总体水平较高,呈小幅度动态下降趋势,并呈明显的地区差异性;中国粮食生产效率的局部空间结构和空间依赖方向上具有较强的稳定性,东西部地区局部空间结构稳定性高于中部地区,而中西部的局部空间稳定性高于东部沿海地区;粮食生产效率与邻域协同增长的省(市、自治区)占比为51.6%,集中于黄河以南,空间格局整合性呈多元化和差异化特征;宏观经济因素对粮食生产效率的影响最大,政策支持因素影响最小,但政策支持与其余因素的交互作用具有非线性增强效果。

近40年来黑河流域三生空间格局演变及其驱动因素分析

近40年来黑河流域三生空间格局演变及其驱动因素分析

北京大学学报(自然科学版) 第59卷 第6期 2023年11月Acta Scientiarum Naturalium Universitatis Pekinensis, Vol. 59, No. 6 (Nov. 2023)doi: 10.13209/j.0479-8023.2023.056近 40 年来黑河流域三生空间格局演变及其驱动因素分析吴绮琦蒙吉军†北京大学城市与环境学院, 地表过程分析与模拟教育部重点实验室, 北京 100871;†通信作者,E-mail:**************.cn摘要选择西北内陆黑河流域为研究区, 基于1980—2020年土地利用数据和社会经济统计数据, 通过构建三生空间分类体系, 从地形、城镇与道路方面分析近40年三生空间的时空演变特征, 采用地理探测器分析其驱动因素, 得到如下结果。

1)黑河流域国土空间水平分异明显, 以生态空间为主导地位。

生产生态空间主要分布于中游农业绿洲, 生产生活空间散布在生产生态空间之中。

近40年来, 生产生态空间和生产生活空间持续扩张, 强生态空间波动增加, 弱生态空间持续缩小。

2)三生空间垂直分异明显, 以海拔1500m和坡度5º为界线, 生产生态、生产生活和弱生态空间集中在界线以下区域, 强生态空间则相对集中在界线以上区域。

3)三生空间受城镇和道路的显著影响, 生产生态空间和生产生活空间趋向靠近城镇和道路分布, 生态空间则多分布在远离城镇和道路的区域。

4)自然地理因素是三生空间格局形成和演变的基础性条件, 社会经济因素则是关键推动力, 其中城镇化率、城镇规模和固定资产投资是主要的驱动因素; 因子间的交互作用具有协同增强效应, 尤其城镇规模、总人口与自然因素交互作用对三生空间的格局变化影响最为显著。

研究结果可为黑河流域生态保护与高质量发展提供参考。

关键词三生空间; 时空格局; 驱动因素; 黑河流域Analysis of the Evolution and Driving Factors of Production-Living-Ecological Space Pattern in the Heihe River Basinfrom 1980 to 2020, ChinaWU Qiqi, MENG Jijun†Laboratory for Earth Surface Processes (MOE), College of Urban and Environmental Sciences, Peking University,Beijing100871;†Correspondingauthor,E-mail:**************.cnAbstract Taking the Heihe River Basin as study area, based on the land use data and socioeconomic statistics from 1980 to 2020, constructing the production-living-ecological space classification system, this paper analyzes evolution characteristics of production-living-ecological space from the aspects of topography, towns and roads. Besides, the driving factors of production-living-ecological space is analyzed by using Geodetector. The results show that 1) the territorial space of the study area features obvious horizontal regional differences. Within the production-living-ecological space schema, the ecological space has occupied the absolute dominant position, while the production ecological space is mainly distributed in the agricultural oasis area in the middle reaches of the Heihe River Basin, and the production living space is scattered in the production ecological space. In the past 40 years, the production ecological space and production living space has steadily expanded, and the strong ecological space has increased with fluctuations, while the weak ecological space has continuously decreased. 2) The production-living-ecological space of the Heihe River Basin has significant vertical differences. The altitude of 1500m and the slope of 5° are国家自然科学基金(41871074)资助收稿日期: 2022–11–04; 修回日期: 2023–01–16970吴绮琦等 近40年来黑河流域三生空间格局演变及其驱动因素分析971taken as the boundary of the production-living-ecological space. Below the boundary, the production ecological space, the production living space and the weak ecological space are concentrated; above the boundary, the strong ecological space are relatively concentrated. 3) The distribution of production-living-ecological space is significantly influenced by towns and roads, the production ecological space and the production living space tend to be distributed close to towns and roads, while the ecological space is mostly distributed in areas far away from towns and roads. 4) Natural geographical factors are the basic conditions for the formation and evolution of production-living-ecological space pattern. Socioeconomic factors are the key driving forces. Among them, the urbanization rate, urban scale and fixed asset investment are the main driving factors; the interaction of factors has significant synergistic enhancement effect, especially the interaction between urban scale and natural factors, total population and natural factors has the most significant impact on the evolution of the production-living-ecological space pattern. The results can provide reference for ecological protection and to achieve high-quality development pattern in the Heihe River Basin. Key words production-living-ecological space; spatio-temporal pattern; driving factor; Heihe River Basin国土空间是人类生产、生活和生态建设的重要空间载体, 是自然生态过程和社会经济系统交互耦合作用下形成的地域综合体。

城乡融合发展的动力因素及其驱动路径

城乡融合发展的动力因素及其驱动路径

中国人口·资源与环境 2024 年 第34 卷 第1 期CHINA POPULATION , RESOURCES AND ENVIRONMENT Vol.34 No.12024城乡融合发展的动力因素及其驱动路径段锴丰1,施建刚2,吴光东3,华雯雯2(1.福州大学经济与管理学院,福建 福州 350108; 2.同济大学经济与管理学院,上海 200092;3.重庆大学公共管理学院,重庆 400044)在新时代中国迈向高质量发展新阶段的背景下,城乡融合发展在改善城乡关系方面的重要性和必要性日渐凸显,成为缓解区域发展不平衡不充分问题,进而实现共同富裕和可持续发展的重要战略导向,也是实现中国式现代化的必然选择。

城乡融合发展是指在尊重城乡功能特征和分工差异的前提下,以城乡要素双向自由流动以及资源公平共享为基础,实现城乡经济、社会、人口、空间和生态等多维度全面协调共生、良性互动、深度融合和共同繁荣[1]。

城乡融合不仅是实现乡村振兴战略的核心要义[2],也是破除城乡二元结构,推进新型城镇化建设和塑造新型城乡关系的关键举措[3]。

在城乡关系演进过程中,随着经济社会发展环境的日益复杂化,中国城乡融合发展的复杂性和障碍性也变得愈发显著。

在新时代城乡关系发生深刻转型的背景下,从根本上解决中国城乡融合发展问题的关键在于科学把握城乡融合发展的动力机制,进而有针对性地进行体制机制创新,并提出相应的治理策略。

城乡融合发展动力机制是由一系列促进城乡关系协调演进的动力因素以一定的结构和方式组合起来而形成的复杂运作系统。

城乡融合发展的动力因素作为其动力机制的主要内容,成为学术界关注的焦点。

但现有研究显然缺乏系统性,且未能深入探究城乡融合发展的内在驱动路径。

鉴于此,本研究从城乡融合发展相关的重要期刊文献及政策文本入手,采用扎根理论提取了驱动城乡融合发展的关键动力因素,构建了城乡融合发展动力因素模型,并采用解释结构模型(ISM ),重点探究了城乡融合发展关键动力因素之间的影响关系及城乡融合发展的关键驱动路径,期望为有效驱动中国城乡深度融合发展提供切实可行的决策建议。

基于地理探测器的青藏高原多年冻土分布影响因子分析

基于地理探测器的青藏高原多年冻土分布影响因子分析

第43卷第1期冰川冻土V ol.43,No. 1 2021 年2 月JOURNAL OF GLACIOLOGY AND GEOCRYOLOGY Feb. , 2021 D O I: 10. 7522/j. issn. 1000-0240. 2019. 0063X I A O Y a o,Z H A O Lin, Z O U D e f u.et al. A n a l y s e s o f the influence factors o f p e r m a f r o s t distribution o n the Q i n g h a i-T i b e t Plateau b a s e d o ng e o g r aphical detector[J]. Journal o f G l a c i o l o g y a n d G e o c r y o l o g y,2021,43( 1) :311-321.[肖瑶,赵林,部德富,等.基于地理探测器的青藏高原多年冻土分布影响因子分析[J].冰川冻土,2021,43( 1):311-321.]基于地理探测器的青藏高原多年冻土分布影响因子分析肖瑶\赵林、邹德富',刘世博'马露I.2,应雪\刘艺阗h2(1.中国科学院两北生态环境资源研究院冰冻圈科学M家重点实验室藏北高原冰冻_特殊环境与灾害国家野外科学观测研究站,甘肃六州730000;2.中国科学院大学,北京100049)摘要:多年冻土的分布会受到局地地质、地形地貌和地表覆被等因素的影响为探究各因子对多年冻土分布的影响强弱,选择青藏高原五个典铟多年冻土IX:为研究K,基于M O D I S和S R T M D E M数据提取研究K内2003—2012年平均地表温度、N D V丨、地表反照率、积雪日数和坡度、坡向等因子,并采用地理探测器模型研究了各因子对研究区多年冻土分布的影响程度及差异:结果表明:在所有研究区内,地表温度是影响多年冻土分布最强的因子,其次为积雪日数。

基于地理探测器的中国国家级开发区时空演化过程及其驱动力研究

基于地理探测器的中国国家级开发区时空演化过程及其驱动力研究
基于地理探测器的中国国家级 开发区时空演化过程及其驱动
力研究
目录
01 一、引言
03 三、驱动力分析
02 二、中国国家级开发 区的时空演化过程
04 四、结论
05 五、建议
07 参考内容
目录
06 六、总结
一、引言
中国自上世纪80年代以来,为加快经济发展,提升国际竞争力,设立了一系列 国家级开发区(以下简称“国家级区”)。这些开发区在空间分布和功能定位 上具有明显的差异,同时也受到不同的区域经济、政策导向和社会环境等多重 因素的影响。因此,研究这些开发区的时空演化过程及其驱动力,对于理解中 国经济发展的地域差异,制定更为合理和有效的区域政策具有重要意义。
通过地理探测器对内蒙古地区NDVI数据的分析,我们发现自20世纪90年代以 来,内蒙古地区的NDVI总体上呈现出明显的增加趋势,尤其在东部和中部地区。 然而,在人类活动密集的地区,如城市和部分农牧交错带,NDVI的变化趋势并 不明显。
驱动力分析
NDVI的时空变化受到多种因素的影响,包括气候因素和人类活动等。气候因素 如气温、降水等对植被的生长和分布有着决定性的作用。在内蒙古地区,气温 的升高和降水的增加导致部分地区的植被生长条件得到改善,进而影响了NDVI 的变化。
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四、结论
中国国家级开发区的时空演化过程受到多重力量的影响,包括国家的政策导向、 区域经济的发展以及社会环境的改变等。这些驱动力量在不同的时间和空间维 度上发挥了不同的作用,推动了中国经济的快速发展。然而,随着全球经济环 境的变化和国家战略的调整,国家级开发区也需要适应新的发展趋势,寻求新 的发展动力。
未来研究方向应如何通过政策创新、科技创新和模式创新来推动国家级区的持 续发展,实现更高质量、更可持续的经济发展。同时,还需要进一步研究如何 通过优化空间布局和产业结构,促进国家级区与城市群、产业集群的协同发展, 提升整体经济效率和发展潜力。

2019年北京市自然科学一等奖

2019年北京市自然科学一等奖

2019年北京市自然科学一等奖近年来,科学研究在中国取得了长足的进展,尤其是在北京市的自然科学领域。

2019年,北京市自然科学一等奖评选出了一批在各自领域做出杰出贡献的科学家和研究团队。

本文将介绍其中几个获奖项目,并探讨其对科学研究和社会发展的重要意义。

北京市自然科学一等奖获奖项目之一是关于新型能源的研究。

该项目团队通过对太阳能电池、风能发电等新能源技术的研究,成功提高了能源转换效率和储能能力。

他们的成果不仅在实验室中得到验证,还在实际应用中取得了显著的效果。

这些新型能源技术的应用,将为北京市乃至全国的能源结构转型提供有力支持,减少对传统能源的依赖,降低能源消耗和环境污染。

另一个获奖项目是关于生物医药领域的研究。

该项目团队通过对肿瘤基因的研究,发现了一种新型抗癌药物。

这种药物具有高效、低毒副作用的特点,对多种肿瘤类型都有显著的抑制作用。

临床试验结果表明,该药物在治疗癌症方面具有重要的潜力。

这项研究不仅为癌症治疗提供了新的思路,也为北京市的生物医药产业发展提供了新的动力。

还有一项获奖项目是关于信息技术的研究。

该项目团队通过对大数据处理和人工智能算法的研究,成功开发了一种高效的智能交通管理系统。

该系统可以实时监测交通流量和道路状况,预测拥堵情况,并根据情况做出智能调度和优化路线。

该系统的应用将极大地提高交通效率,减少交通拥堵和交通事故的发生,为北京市的城市交通管理带来了新的突破。

除了以上几个例子,2019年北京市自然科学一等奖还涉及到其他领域的研究,如材料科学、环境科学、天文学等。

这些获奖项目的共同特点是在各自领域取得了重要的科学发现和技术突破,为学术界和产业界带来了巨大的影响。

北京市自然科学一等奖的设立,不仅是对科学家和研究团队的肯定和激励,更是对科学研究的推动和支持。

这一奖项的评选标准严格,要求科学研究成果具有创新性、原创性和实用性。

通过这一奖项的设立,可以激发科学家的研究热情,推动他们在各自领域的深入探索和创新实践。

京津冀地区碳排放时空格局变化及其驱动因子

京津冀地区碳排放时空格局变化及其驱动因子

第44卷第6期2024年3月生态学报ACTAECOLOGICASINICAVol.44,No.6Mar.,2024基金项目:国家重点研发计划项目(2021YFE0117900)收稿日期:2023⁃04⁃29;㊀㊀网络出版日期:2023⁃12⁃28∗通讯作者Correspondingauthor.E⁃mail:zhangjianjun_bj@126.comDOI:10.20103/j.stxb.202304290904陈靖松,张建军,李金龙,李山.京津冀地区碳排放时空格局变化及其驱动因子.生态学报,2024,44(6):2270⁃2283.ChenJS,ZhangJJ,LiJL,LiS.Spatio⁃temporalpatternofcarbonemissionsanditsdrivingfactorsintheBeijing⁃Tianjin⁃Hebeiregion.ActaEcologicaSinica,2024,44(6):2270⁃2283.京津冀地区碳排放时空格局变化及其驱动因子陈靖松1,张建军1,2,∗ ,李金龙1,李㊀山11中国地质大学(北京)土地科学技术学院,北京㊀1000832自然资源部土地整治重点实验室,北京㊀100083摘要:人类对陆地生态系统的改变是碳排放增加的主要原因㊂在 双碳 目标背景下探索土地利用变化与碳排放的动态关系,有助于区域土地低碳可持续利用㊂研究基于土地利用转移视角,采用重心⁃标准差椭圆方法揭示了京津冀地区土地利用碳排放时空格局演化特征,评估了碳排放与生态环境㊁社会经济发展的协调程度,并借助改进的Kaya模型和LMDI分解模型定量分析了土地利用变化对碳排放的影响程度㊂结果表明:(1)建设用地的转入是土地利用碳排放增加的主要来源,引起碳排放量增加15844.36万t;耕地㊁草地向林地㊁水域的转变促进了地区固碳能力的提升㊂(2)土地利用碳排放空间分布格局呈现出东北⁃西南方向向中心进一步聚集的趋势,并且东⁃西向聚集趋势大于南⁃北向㊂(3)京津冀地区整体碳排放与生态环境的协调性呈向好趋势发展,但大部分地区碳排放与社会经济发展出现失衡现象,地区间碳生产力差异逐渐增大㊂(4)经济水平是促进碳排放增加的最显著因素,单位GDP用地强度是抑制碳排放增加的最主要因素㊂分析结果表明,严格控制建设用地的无序扩张是促进低碳土地利用的基础,低碳经济发展是促进地区减碳的重要途径㊂关键词:城市群;土地利用;碳排放;LogarithmicMeanDivisiaIndexSpatio⁃temporalpatternofcarbonemissionsanditsdrivingfactorsintheBeijing⁃Tianjin⁃HebeiregionCHENJingsong1,ZHANGJianjun1,2,∗,LIJinlong1,LIShan11SchoolofLandScienceandTechnology,ChinaUniversityofGeosciences(Beijing),Beijing100083,China2KeyLaboratoryofLandReclamation,MinistryofNaturalResources,Beijing100083,ChinaAbstract:Human⁃inducedterrestrialecosystemmodificationisasignificantcauseoftheincreasedcarbonemissions.Consequently,inthecontextofcarbonpeakingandcarbonneutralitygoals,exploringthedynamicrelationshipbetweenlandusechangeandcarbonemissionsisconducivetolow⁃carbonandsustainableutilizationofregionalland.Fromtheperspectiveoflandusetransfer,thisstudyusesgravity⁃standarddeviationalellipsemethodtorevealthespatio⁃temporalpatternevolutionofcarbonemissionsfromlanduseintheBeijing⁃Tianjin⁃Hebei(BTH)region.Atthesametime,thecoordinationdegreebetweencarbonemissions,ecologicalenvironment,andsocioeconomicdevelopmentisrationallyevaluatedbyutilizingtheEconomyContributiveCoefficientandEcologicalSupportCoefficient.Inaddition,thispaperalsoappliesthemodifiedKayaandLogarithmicMeanDivisiaIndex(LMDI)modelstoquantitativelyanalyzetheinfluenceextentoflandusechangeoncarbonemissions.Theresultsshowthat:(1)thetransferofbuilt⁃uplandsignificantlycontributedtotheriseincarbonemissions,causinganincreaseincarbonemissionsof158.44million,whilethetransferofarablelandandgrasslandtoforestandwaterbodyenhancedtheregionalcarbonsequestrationcapacity.(2)Theland⁃usecarbonemissionsexhibitedaspatialdistributionpatternwithnortheast⁃southwestdirectionthatconvergedtowardsthecenter,andtheaggregationtrendintheeast⁃westdirectionexceededthatinthesouth⁃north.Thetotaltransferdistanceofthenetcarbonemissioncenterwas15.15km,ofwhich13.21kmtotheeastand6.41kmtothenorth,witha14.22%decreaseinthestandarddeviationellipsearea,from2005to2020.(3)ThecoordinationbetweencarbonemissionsandtheecologicalenvironmentintheBTHregionwasimproving,buttheimbalancebetweencarbonemissionsandsocioeconomicdevelopmentappearedinmostcities,resultinginawideningdisparityincarbonproductivityamongcities.(4)TheinfluencedirectionofeachdrivingfactoronthecarbonemissionsoftheBTHregionasawholeandeachindividualcitywasapproximatelythesame,buttheinfluencestrengthofeachdrivingfactorvariedfordifferentareasduetothediscrepanciesincarbonemissionslevels.Amongwhichtheeconomiclevelplayedamajorroleinpromotingcarbonemissions,whilethelanduseintensityperunitofGDPemergedastheprimaryfactorinmitigatingtheriseofcarbonemissions.Theanalysisindicatesthateffectivelymanagingtheuncontrolledexpansionofbuilt⁃uplandisthebasisofpromotinglow⁃carbonlanduse,andpromotingthedevelopmentofalow⁃carboneconomyisasignificantapproachtofacilitateregionalcarbonreduction.KeyWords:citycluster;landuse;carbonemissions;LogarithmicMeanDivisiaIndex图1㊀研究区示意图Fig.1㊀Schematicdiagramofstudyarea土地利用和覆盖变化是引起碳排放的重要来源,约占人类活动碳排放量的三分之一[1 2]㊂研究土地利用碳排放是当前热点[3 7],一些学者评估了特定土地利用类型的碳排放量[8 11],并对土地利用碳排放变化进行了预测[12 15];另有部分学者开展了对碳排放的时空效应研究[16 17],发现区域农业碳排放出现显著的空间溢出效应[18],中国建设用地碳排放强度出现空间失衡[19],全球城市用地与碳排放的重心向东移动且二者出现脱钩趋势[20];此外,还有部分研究聚焦于土地利用碳排放影响机制分析[21 22],证明城市化㊁能源强度㊁人口规模㊁技术水平等均与土地利用碳排放密切相关[23 27]㊂土地利用方式改变也会影响土地利用碳排放[28]㊂但现有研究对二者动态特征的探索不足,缺乏从土地利用角度对碳排放内在驱动机制的分析㊂因此,本研究以京津冀地区为研究对象,明确了土地利用变化与碳排放的动态关系,阐明了土地利用碳排放变化的内在驱动机制,并尝试回答了以下问题:(1)土地利用变化引起碳排放格局如何变化?(2)土地利用碳排放与社会经济㊁生态环境的协调程度如何,是否发生变化?(3)哪些因素更易与碳排放产生关联,各影响因素对区域与城市个体的影响是否一致?1㊀研究区与数据1.1㊀研究区概括京津冀地区位于华北平原北部(图1),是我国北方经济增长 第一极 ,地区发展极具活力㊂但当前京津冀地区仍然存在土地利用不合理㊁碳排放压力大等问题,限制了地区高质量发展[29]㊂因此,本研究选取北京市㊁天津市以及河北省11个城市作为研究对象,旨在为促进京津冀低碳经济发展提供坚实科学依据㊂1.2㊀数据本文采用的行政边界及土地利用数据均来源于中国科学院资源环境科学与数据中心(http://www.resdc.1722㊀6期㊀㊀㊀陈靖松㊀等:京津冀地区碳排放时空格局变化及其驱动因子㊀cn),栅格数据精度为1km㊂根据‘土地利用现状分类“(GB/T21010 2017)及研究区实际情况,基于ArcGIS10.3重分类工具将土地利用类型分为耕地㊁林地㊁草地㊁水域㊁建设用地和未利用地6个大类,利用行政边界矢量数据进行裁剪获得京津冀地区各地级市土地面积数据㊂地区生产总值㊁单位GDP能耗㊁人口等社会经济数据来源于京津冀各地级市2005 2020年‘统计年鉴“㊂2㊀研究方法2.1㊀碳排放时空特征分析在土地利用碳排放时空特征分析方面,本文采用碳排放系数法估算各城市土地利用碳排放量,拟通过土地利用转移矩阵分析地类转移引起的碳排放转移特征,同时结合重心 标准差椭圆方法探究碳排放重心转移情况㊂2.1.1㊀碳排放量估算(1)直接计算将耕地和建设用地作为碳源,林地㊁草地㊁水域和未利用地作为碳汇㊂采用直接碳排放系数法测算耕地㊁林地㊁草地㊁水域㊁未利用地的碳排放量,计算公式为:CEan=ðCEi=ðAiˑγi(1)式中,CEan为第n市的直接碳排放量;CEi,Ai,γi分别为第i种土地利用类型的碳排放量㊁面积与碳排放系数,碳排放系数是在京津冀及周边地区研究基础上通过求取平均所得(表1)㊂(2)间接计算建设用地承载了大量人类活动,一般通过其利用过程中的能源消耗进行间接估算㊂参考现有研究成果[30],以单位GDP能耗为基础估算各市建设用地碳排放量,计算公式为:CEbn=Enˑβ=GDPnˑαnˑβ(2)式中,CEbn,En,GDPn,αn分别为第n市的间接碳排放量㊁能源消耗总量㊁地区生产总值与单位GDP能耗,β为标准煤的碳排放系数(表1)㊂表1㊀不同用地类型及标准煤的碳排放系数Table1㊀Carbonemissioncoefficientofdifferentlandusetypeandstandardcoal类型Type碳排放系数Carbonemissioncoefficient单位Unit参考Reference耕地Arableland0.4595t/hm2Cui等[31]㊁孙雷刚等[32]林地Forest-0.6125t/hm2Wang等[33]㊁Zhou等[34]草地Grassland-0.0215t/hm2Zhou等[34]㊁孙贤斌[35]水域Waterbody-0.2523t/hm2Zhou等[34]㊁Wei等[36]未利用地Unusedland-0.005t/hm2Zhou等[34]㊁LiuandZhang[37]标准煤Standardcoal0.67tc/tce国家发改委能源研究所2.1.2㊀土地利用转移矩阵与碳排量转移矩阵构建(1)土地利用转移矩阵土地利用转移矩阵主要通过建立二维矩阵,反映区域研究期初㊁末阶段各土地利用类型间的转移情况,表达式如下:Aij=A11A12 A1mA21A22 A2m︙︙︙︙Am1Am2 Amméëêêêêêêùûúúúúúú(3)式中,Aij表示第i种地类转化为第j种地类的面积(hm2),m为土地利用类型数㊂2722㊀生㊀态㊀学㊀报㊀㊀㊀44卷㊀(2)土地利用碳排放转移土地利用碳排放转移量计算公式如下:CEij=γT-γ0()ˑAij(4)式中,CEij是第i种地类转化为第j种地类所引起的碳排放变化量,γ0,γT分别表示土地类型转移前㊁后的碳排放系数(建设用地碳排放系数为间接碳排放量与建设用地面积的商值)㊂2.1.3㊀空间演化特征分析重心⁃标准差椭圆方法是空间统计中研究方向分布的经典方法,能够精确揭示各类权重要素的中心性㊁方向性㊁展布性等空间分布特征[38 39],现已广泛应用于社会㊁经济学等研究领域[40 41]㊂本文拟采用该方法探究京津冀地区碳排放空间分布演化过程,核心参数计算公式如下:加权重心:Xω=ðnk=1ωkxkðnk=1ωk;㊀Yω=ðnk=1ωkykðnk=1ωk(5)X轴标准差:㊀σx=ðnk=1wkxk cosθ-wkyksinθ()2ðnk=1w2k(6)Y轴标准差:σy=ðnk=1wkxk sinθ-wkykcosθ()2ðnk=1w2k(7)方位角:tanθ=ðnk=1w2kxk2-ðnk=1w2kyk2()+ðnk=1w2kxk2-ðnk=1w2kyk 2()2+4ðnk=1w2kxk 2yk22ðnk=1w2kxk yk(8)式中,xk,yk()代表研究对象的空间位置;xk ,yk ()代表研究对象距平均中心的坐标偏差;Xω,Yω()表示净碳排的加权平均中心;ωk表示权重,本文以净碳排放量为权重㊂2.2㊀碳平衡分析从经济效益和生态承载两方面开展碳平衡分析,可以有效评估地区碳排放与社会经济㊁生态环境的协调发展程度,为制定适宜各地区的减排策略提供有力科学理论支撑㊂(1)经济贡献系数经济贡献系数(EconomyContributiveCoefficient,ECC)[42]可以衡量区域碳排放对经济效益的贡献程度,反映区域碳生产力大小,计算公式如下:ECC=GDPnðnGDPn/CnðnCn(9)式中,Cn表示第n市碳源地类的碳排放总量;ECC>1说明该市拥有较高的能源利用效率和碳生产力㊂(2)生态承载系数生态承载系数(EcologicalSupportCoefficient,ESC)[42]可以衡量区域碳吸收的贡献度,反映区域碳补偿率3722㊀6期㊀㊀㊀陈靖松㊀等:京津冀地区碳排放时空格局变化及其驱动因子㊀的大小,计算公式如下:ESC=CSnðnCSn/CnðnCn(10)式中,CSn表示第n市碳汇地类的碳吸收总量;ESC>1说明该市碳补偿率较高㊂2.3㊀碳排放驱动因子分析此部分对Kaya模型进行了改进,从土地利用视角探究土地利用变化对碳排放的影响,并在此基础上结合LMDI分解法量化各驱动因子对碳排放的贡献程度㊂2.3.1㊀Kaya模型改进基于土地利用视角,在社会㊁经济传统要素基础上,加入土地碳排放强度㊁土地利用结构和单位GDP用地强度等因素对该模型进行扩展,修正后的表达式如下:CE=ðiCEiAiˑAiAˑAGDPˑGDPPOPˑPOP(11)式中,CE,A,GDP,POP分别表示研究对象的土地利用碳排放总量㊁土地利用总面积㊁地区生产总值和总人口数㊂2.3.2㊀因素分解模型对数均值迪氏指数分解法(LMDI)是由Ang首次提出,具有操作简单㊁适应性强㊁分解无残差等优点㊂该方法分为乘法分解与加法分解两种形式,最终计算结果一致㊂本文在Kaya模型分解的基础上,采用加法分解法分析各驱动因子对京津冀地区碳排放的影响程度,将式(11)改为:CE=ðiCEiAiˑAiAˑAGDPˑGDPPOPˑPOP=ðifiˑsiˑgˑeˑp(12)式中,fi=CEi/Ai代表土地碳排放强度,si=Ai/A代表土地利用结构,g=A/GDP代表单位GDP用地强度,e=GDP/POP表示经济水平,p=POP代表人口规模㊂本文用CE0表示基期土地利用碳排放总量,CET表示第T期土地利用碳排放总量,ΔCE表示第T期相当于基期的碳排放变化总效应㊂ΔCE=CET-CE0=ΔCEfi+ΔCEsi+ΔCEg+ΔCEe+ΔCEp(13)式中,ΔCEfi,ΔCEsi,ΔCEg,ΔCEe,ΔCEp分别代表土地碳排放强度㊁土地利用结构㊁单位GDP用地强度㊁经济水平和人口规模因素对碳排放变化的分效应㊂各因素差分分解结果及分解因素贡献率表达式如下:ΔCEfi=ðiCETi-CE0ilnCETi-lnCE0ilnfTif0iæèçöø÷(14)ΔCEsi=ðiCETi-CE0ilnCETi-lnCE0ilnsTis0iæèçöø÷(15)ΔCEg=ðiCETi-CE0ilnCETi-lnCE0ilngTg0æèçöø÷(16)ΔCEe=ðiCETi-CE0ilnCETi-lnCE0ilneTe0æèçöø÷(17)ΔCEp=ðiCETi-CE0ilnCETi-lnCE0ilnpTp0æèçöø÷(18)Kf/s/g/e/p=ΔCEf/s/g/e/p/ΔCE()ˑ100%(19)式中,Kf/s/g/e/p分别表示土地碳排放强度㊁土地利用结构㊁单位GDP用地强度㊁经济水平和人口规模因素的贡献率㊂4722㊀生㊀态㊀学㊀报㊀㊀㊀44卷㊀3㊀结果分析图2㊀土地利用变化时空特征Fig.2㊀Spatio⁃temporalcharacteristicsoflandusechange3.1㊀土地利用时空格局变化京津冀地区地类大面积转换发生在2015 2020年间,且以耕地和建设用地变化最为明显(图2)㊂其中,耕地减少9.1ˑ105hm2,建设用地增加8.5ˑ105hm2,耕地是建设用地增加的主要来源㊂空间上,具有碳汇功能的地类呈现向西北转移的趋势,具有碳排功能的地类在各地市区中心出现明显扩散现象㊂其中,中腹部和东5722㊀6期㊀㊀㊀陈靖松㊀等:京津冀地区碳排放时空格局变化及其驱动因子㊀南部土地类型变化以建设用地转入为主,西北部以林㊁草地转入为主㊂3.2㊀土地利用碳排放时空演变特征3.2.1㊀土地利用碳排放转移土地利用变化引起的土地面积转移与碳排放转移特征基本一致(表2)㊂碳源地类转变方面,耕地向碳汇地类转移较少,大部分转变为建设用地,引起转移碳排放量增加15844.36万t;建设用地向碳汇地类的转移则导致碳排放量减少2315.45万t,一定程度上缓解了区域碳排放压力㊂碳汇地类转变方面,研究期内碳汇地类向林地等具有较强碳汇能力的地类转移较多,向碳源地类转移较少,促进了地区碳汇能力的提升㊂表2㊀2005 2020年京津冀地区土地利用类型转变引起的碳排放变化/万tTable2㊀CarbonemissionchangescausedbylandusechangeintheBeijing⁃Tianjin⁃Hebeiregionfrom2005to202020052020耕地林地草地建设用地水域未利用地累计耕地Arableland -48.61-33.1415844.36-15.29-1.7415745.58林地Forest39.72 38.24900.070.950.21979.20草地Grassland31.77-41.06 1349.37-1.030.031339.07建设用地Built⁃upland-7500.70-298.69-454.79-1507.19-54.78-9816.15水域Waterbody11.67-1.221.11757.06 1.12769.74未利用地Unusedland3.73-0.40-0.05148.99-0.35 151.92累计Accumulation-7413.81-389.99-448.6318999.84-1522.91-55.153.2.2㊀碳源㊁碳汇时序变化特征京津冀地区土地利用碳排放量整体呈先上升后下降趋势,碳吸收量呈缓慢上升趋势(图3)㊂2010年前为碳排放快速增长阶段,该时期能源消耗加剧,以北京㊁天津㊁唐山等城市为重要增长点的地区城镇用地加速扩张,导致碳排放量快速增长;2010年后为碳排放下降阶段,该时期新能源的开发利用降低了传统化石能源能耗,同时科技水平的提升提高了能源利用效率,因此建设用地碳排放强度大幅下降,地区碳排放量呈下降趋势㊂近年来,京津冀地区 退稻还旱 ㊁永定河综合治理等生态保护修复工程的实施增加了地区森林㊁水域面积,促进了地区碳汇能力的提升,因此碳汇量有所增加㊂图3㊀京津冀13个地级市碳源㊁碳汇变化情况Fig.3㊀Changesofcarbonsourcesandsinksin13prefecture⁃levelcitiesintheBeijing⁃Tianjin⁃Hebeiregion3.2.3㊀碳排放空间格局演变(1)空间分布差异京津冀地区土地利用碳排放总体呈现 东南高西北低 的分布特征(图4)㊂固碳区连续分布于京津冀地6722㊀生㊀态㊀学㊀报㊀㊀㊀44卷㊀区的西北部,间隙分布于西南部城镇区周边;排碳区主要分布在中腹部和东南部人类活动密集区,且具有明显扩张趋势㊂其中,北京㊁天津㊁唐山等城市碳排放空间分布扩张明显,是主要的碳源地;承德㊁张家口碳排放空间分布较稳定,为主要的碳汇功能区㊂图4㊀碳排放量空间分布图Fig.4㊀Spatialdistributionofcarbonemissions(2)空间格局演化2005 2020年,京津冀地区净碳排标准差椭圆方位角偏移了0.86ʎ,净碳排放中心从2005年的霸州市转移至2020年的永清县,转移总距离为15.15km(表3㊁表4和图5)㊂其中椭圆中心向东移动13.21km,向北移动6.41km,表明京津冀东北地区碳排放强度逐渐增强㊂同时,标准差椭圆面积在研究期内呈下降趋势,长轴与短轴由2005年的237361.22m㊁111394.69m分别缩小至2020年的212119.72m㊁106919.19m,面积下降14.22%,周长下降9.01%,说明此阶段京津冀地区净碳排的空间分布格局呈现出东北 西南方向向中心进一步聚集的趋势㊂另外,扁率出现微弱的变小趋势,说明东 西向聚集趋势略大于南 北向㊂表3㊀2005 2020年京津冀地区净碳排放中心转移Table3㊀TransferofnetcarbonemissioncenterintheBeijing⁃Tianjin⁃Hebeiregionfrom2005to2020年份Year2005 20102010 20152015 2020中心位移距离Displacement/km5.973.615.57表4㊀2005 2020年京津冀地区净碳排标准差椭圆参数Table4㊀StandarddeviationellipticparametersofnetcarbonemissionsintheBeijing⁃Tianjin⁃Hebeiregionfrom2005to2020年份Year面积/km2Area周长/kmLengthX坐标/(ʎ)CenterXY坐标/(ʎ)CenterYX轴长度/mXStdDistY轴长度/mYStdDist方位角/(ʎ)Azimuths扁率Oblateness200583057.581131.64449759.094333254.09111394.69237361.2240.890.53201084918.381142.19455664.534334143.68113030.80239165.9642.070.53201573300.711052.16458289.214336625.97106815.56218456.9641.530.51202071243.701029.69462988.104339617.06106919.19212119.7241.750.503.3㊀京津冀地区土地利用碳平衡格局变化京津冀地区各市的碳生产力存在明显差异,且这种差异正逐渐增强,整体呈现出 核高翼低 的分布特征(图6)㊂研究期内,除北京的经济贡献系数出现略微增长以外,其余大部分城市均呈下降趋势㊂说明大部分地区消耗能源产生的经济效益与碳排放量不匹配,碳排放与社会经济发展失衡,城市间发展差距正逐渐增大㊂研究区碳补偿率空间分布呈现出 西北高东南低 的特征,与碳排放空间分布特征正好相反(图7)㊂除廊坊㊁7722㊀6期㊀㊀㊀陈靖松㊀等:京津冀地区碳排放时空格局变化及其驱动因子㊀图5㊀2005—2020年京津冀地区净碳排空间格局演化Fig.5㊀SpatialpatternevolutionofnetcarbonemissionsintheBeijing⁃Tianjin⁃Hebeiregionfrom2005to2020图6㊀碳生产力分布特征演变Fig.6㊀Theevolutionofdistributioncharacteristicsofcarbonproductivity衡水等部分城市生态承载系数出现略微下降外,其余大部分城市生态承载系数均出现不同程度的增长,说明京津冀地区生态环境协同治理成效显著,碳源得到一定控制,碳汇能力有所增强,地区碳补偿率差异正逐渐缩小㊂3.4㊀土地利用碳排放驱动因子分析3.4.1㊀京津冀地区整体碳排放驱动因子分析2005 2020年,土地利用结构㊁经济水平与人口规模三个驱动因子对京津冀地区土地利用碳排放具有促进作用,土地碳排放强度与单位GDP用地强度则对碳排放起抑制作用(表5)㊂其中经济水平为主要推动力,贡献值超过土地利用结构与人口规模之和,为30298.4万t,贡献率高达359.2%;单位GDP用地强度为主要负效抑制因子,贡献值超过经济水平,高达-34027.1万t,贡献率绝对值也高达403.5%㊂8722㊀生㊀态㊀学㊀报㊀㊀㊀44卷㊀图7㊀碳补偿率分布特征演变Fig.7㊀Theevolutionofdistributioncharacteristicsofcarboncompensationrate表5㊀2005—2020年京津冀地区碳排放驱动因素贡献值Table5㊀Contributionofland-usecarbonemissiondrivingfactorsintheBeijing⁃Tianjin⁃Hebeiregionfrom2005to2020指标Index贡献值Contribution/(万t)贡献率Contributionrate/%2005 20102010 20152015 20202005 20202005 20102010 20152015 20202005 2020土地碳排放强度Carbonemissionintensity10655.5-2862.5-11468.1-1482.191.9204.7649.5-17.6土地利用结构Landusestructure942.51464.29702.49916.28.1-104.7-549.5117.6单位GDP用地强度LanduseintensityperunitofGDP-17425.2-13269.0-8119.1-34027.1-150.2949.0459.8-403.5经济水平Economiclevel14842.511567.48152.630298.4128.0-827.3-461.7359.2人口规模Populationsize2582.71701.6-33.63728.822.3-121.71.944.23.4.2㊀京津冀地区各市碳排放驱动因子分析各驱动因子对京津冀地区整体与各市碳排放的影响方向大致相同,影响程度因各地碳排放量不同而存在一定差异(图8)㊂2005 2015年,经济水平是京津冀地区所有城市土地利用碳排放的主要推动力;但在2015 2020年,土地利用结构对碳排放的贡献值迅速升高,除北京㊁天津与唐山以外,已取代经济水平成为其余城市促进碳排放的新型主导因素㊂各市土地碳排放强度对碳排放的影响均经历了从正向促进向负效抑制的转变㊂单位GDP用地强度则始终保持抑制作用,是减缓碳排放和环境压力的最重要驱动因子㊂人口规模对碳排放的促进作用较弱,但不可忽视其作用㊂4㊀讨论4.1㊀土地利用与碳排放动态关系2005 2020年,京津冀地区土地利用碳排放呈现先上升后下降的趋势㊂2005 2010年是地区土地城镇化加速发展时期[43],城镇用地快速扩张促使人口增长,进一步加剧了能源消耗,导致各地碳排放量快速上升㊂但在2010年后,随着主体功能区规划以及最严厉的耕地保护政策的落实,京津冀地区城市用地扩张强度明显下降,城市用地增长逐渐向有序扩张转变[44];同时京津冀协同发展战略推动了地区产业转移升级,降低了经济发展的能源消耗水平,因此地区碳排放量的高速增长得到有效遏制㊂另外,以疏解北京非首都功能为 牛9722㊀6期㊀㊀㊀陈靖松㊀等:京津冀地区碳排放时空格局变化及其驱动因子㊀图8㊀2005—2020年京津冀各城市碳排放驱动因子贡献值Fig.8㊀ContributionofcarbonemissiondrivingfactorsbycitiesintheBeijing⁃Tianjin⁃Hebeiregionfrom2005to2020鼻子 ,北京大部分高能耗产业逐渐疏解至天津㊁河北唐山等地,缓解了首都发展压力,一定程度上促进了建设用地的有序扩张㊂高能耗意味着高碳排,但低碳经济的发展促进了产业转型,降低了企业能耗,因此碳排放中心会随工业用地的迁移而变化,但地区碳排放量并未因建设用地的扩张而急剧增加㊂4.2㊀碳排放与社会经济㊁生态环境协调性研究发现,京津冀各地区碳生产力差异正逐渐增强,但碳补偿率差异正逐渐缩小㊂这是因为北京处于城镇化高级发展阶段[45],第二㊁三产业发达,地区相关技术人才占比多,能有效推动区域绿色技术创新,加速减碳进程[46],促进碳生产力的提高㊂天津㊁河北等地虽然承接北京第二产业转移带动了经济发展,但此时产业内部结构尚未完成优化,经济发展滞后于碳排水平[47],导致地区碳排放与经济发展呈现失衡状态,碳生产力差异也因此逐渐增大㊂但这种差异会随产业结构的优化而逐渐缩小,因此津冀两地应抓住京津冀协同发展机遇,深化区域合作,加快产业布局优化调整㊂自2016年山水林田湖草生态保护修复工程实施以来,京津冀地区森林生态系统面积有所增加,碳汇能力和潜力得到有效改善[48]㊂碳排强度降低,碳汇能力提升,因此地区碳补偿率逐渐增大,碳排放与生态环境的协调发展程度逐渐好转㊂4.3㊀碳排放归因分析土地碳排放强度对碳排放的影响从促进转向抑制,主要归因于地区碳源用地能耗的下降以及碳汇用地固碳能力的提升㊂经济水平一直是促进京津冀地区碳排放增长的主要因子,但其作用强度却在逐渐下降㊂这是因为 十一五 期间,各地加快经济结构调整和增长方式转变;2014年京津冀协同发展战略的实施,进一步促进了高能耗产业的迁移转型㊂因此,近年来京津冀地区经济快速增长的同时单位GDP能耗不断下降,地区碳排放量在2010年后呈下降趋势,碳排放与经济增长的脱钩关系逐渐增强[49],由经济增长带来的碳排放量增加也因此得到减缓㊂由于产业迁移涉及建设用地的大量转移,导致河北大部分建设用地迁入地的转移碳排放量增加,因此土地利用结构对碳排放的促进作用逐渐增强㊂但这种增强效应是暂时的,随着京津冀地区协同发展不断向纵深推进,社会经济发展步入新常态转型阶段后,经济发展对用地扩张的依赖性会逐渐减弱[43],土地利用结构变化导致的碳排放效应也会因此逐渐减弱㊂经济和科技发展水平的不断提升,会提高资源的高效利用,促进土地利用效率的提升[50],进而导致单位GDP用地强度的衰弱,因此生产单位GDP所产生的碳排放量逐渐下降,对碳排放增长的抑制作用逐渐增强㊂人口规模对碳排放的促进作用较弱但不可忽视㊂北京市 十二五 节能减排全民行动计划的实施,促进了居民文明节约㊁绿色低碳生活习惯的养成,对于地区减缓碳排放增长具有积极作用㊂4.4㊀不足与展望本文以京津冀地区作为研究对象,深入分析了土地利用变化对碳排放的影响,为区域低碳土地利用提供了坚实科学依据㊂相较于既有研究,本研究的主要贡献在于:①明确了城市群土地利用变化与碳排放的动态关系;②揭示了碳排放与生态环境㊁社会经济发展协调关系的变化特征;③明晰了土地利用视角下碳排放的内在驱动机制;④在城市群尺度基础上增加了区域内碳排放的横向对比,为各地因地制宜制定减排策略提供了科学参考㊂但本研究仍存在以下不足:①虽然土地利用碳排放系数通过求取平均可减少单一计算误差的不良影响[51],但受各地自然植被生长状况㊁人类干预程度等影响,不同地区不同地类碳排/汇能力存在一定差异,未来可根据京津冀地区实际情况进行深入研究,探索更适合京津冀各地区的碳排放系数;②本文将土地利用碳排放限定为土地覆被变化引起的碳排放,缺乏对土地管理措施等影响的考虑;③碳排放还受科技水平㊁产业结构等的影响,未来可以通过改良模型探索土地利用变化在更完善指标体系中对碳排放的相对影响㊂5㊀结论与建议在京津冀协同发展战略背景下,本文进行了京津冀地区土地利用碳排放时空格局及驱动因子研究,主要结论如下:①建设用地转入是地区碳排放增加的主要来源,同时建设用地迁移还会导致碳排放中心的改变;②京津冀各地区碳生产力差异逐渐增大,碳补偿率差异逐渐缩小;③各驱动因子对地区整体与城市个体的影响方向基本一致,其中经济水平对碳排放的促进作用呈现减弱趋势,单位GDP用地强度持续保持对碳排放的高效抑制作用㊂综合研究成果,本文提出以下建议:①严控建设用地规模,充分发挥土地利用总体规划管控作用㊂京津冀各市应避免建设用地无序扩张,加强对闲置㊁低效㊁废弃建设用地等的开发利用,深挖存量建设用地潜力,促进土地资源的节约集约利用;同时引入碳排放指标进行用地管制,加强用地规划实施中对碳排放的监测和管控㊂②推进生态工程建设,促进地区碳汇潜力与能力提升㊂以国土空间生态修复为核心,全面统筹 山水林田湖草沙 全要素,推动构建京津冀生态安全屏障㊂对于北京㊁天津等高碳排地区,需加强绿地空间扩建㊁水体治理㊁大气净化等,推进森林城市建设,减少地区碳排放和环境污染㊂③推动产业转移升级,促进经济协同可持续发展㊂被疏解主体北京应充分考虑承接地的现实需求和发展规律,津冀承接地应完善衔接机制,促进非首都特色功能疏解的精准承接,实现产业的快速重组和优化升级,提高地区碳生产力;同时北京应发挥地区科技资源优势,全面深化合作,推动区域协同创新,促进经济绿色转型,从而降低经济发展对用地扩张的依赖性,提高土地资源利用效率,有效抑制碳排放增长㊂参考文献(References):[1]㊀HoughtonR,HouseJ,PongratzJ,WerfG,DeFriesR,HansenM,LeQuéréC,RamankuttyN.Carbonemissionsfromlanduseandland⁃coverchange.Biogeosciences,2012,9:5125⁃5142.[2]㊀ChuaiXW,HuangXJ,LuQL,ZhangM,ZhaoRQ,LuJY.Spatiotemporalchangesofbuilt⁃uplandexpansionandcarbonemissionscausedbytheChineseconstructionindustry.EnvironmentalScience&Technology,2015,49(21):13021⁃13030.[3]㊀LiM,PengJY,LuZX,ZhuPY.Researchprogressoncarbonsourcesandsinksoffarmlandecosystems.Resources,EnvironmentandSustainability,2023,11:100099.[4]㊀ParsamehrK,GholamalifardM,KoochY,AzadiH,ScheffranJ.Impactoflandcoverchangesonreducinggreenhouseemissions:siteselection,。

基于地理探测器的绿色经济效率时空分异及驱动力研究

基于地理探测器的绿色经济效率时空分异及驱动力研究

Research on the spatial-temporal differentiation and driving force of green economic efficiency based on the geographic detector model 作者: 辛龙[1,2];孙慧[1,2];王慧[1,2];肖涵月[1,2]作者机构: [1]新疆大学新疆创新管理研究中心,新疆乌鲁木齐830046;[2]新疆大学经济与管理学院,新疆乌鲁木齐830046出版物刊名: 中国人口·资源与环境页码: 128-138页年卷期: 2020年 第9期主题词: 绿色经济效率;时空格局;驱动力;异质性;地理探测器模型摘要:绿色经济效率(GEE)提升是经济绿色、高质量发展的“助推剂”。

该研究基于Undesirable SBM模型测度2007-2017年我国大陆30个省份的GEE,利用空间自相关及冷热点分析法,探究GEE的时空演变特征,运用地理探测器模型进一步揭示其驱动力的空间异质性。

结果表明:①GEE呈“U形尾波”的阶段性特征,整体上由“小差距高效率”向“大差距低效率”动态演进,区域间形成“东-中-西”阶梯式递减的分异格局,“分化”与“极化”现象日益加剧。

②GEE存在显著的“倒U型”空间关联性,总体呈“东热西冷”的空间分异特征,“极化-涓滴”效应有所凸显。

其中,GEE热点区范围逐渐扩大,呈现零星面状分布向沿海带状蔓延的演进格局,次冷点区范围有所缩小,而次热点区和冷点区变化微弱,空间格局基本稳定。

③GEE提升的驱动力全局差异不突出,但局域尺度差异显著。

东、中、西部GEE提升的核心驱动力分别是:东部为政府干预、对外开放水平和技术创新水平;中部为能源强度、教育投入和市场化水平;西部为人力资本、能源强度、城市规模、教育投入、技术创新水平、环境规制和互联网普及率。

基于此,东、中、西部要因势而谋、因地制宜。

基于地理探测器的太行山NDVI时空变化及其驱动力分析

基于地理探测器的太行山NDVI时空变化及其驱动力分析

江西农业学报㊀2021,33(06):98 104ActaAgriculturaeJiangxi㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀DOI:10.19386/j.cnki.jxnyxb.2021.06.017基于地理探测器的太行山NDVI时空变化及其驱动力分析王炜,刘海新,高叶鹏,文韶鑫㊀㊀收稿日期:2020-10-12基金项目:河北省社会科学发展研究课题(2019031203003);河北省邯郸市科技项目(1721203048-2)㊂作者简介:王炜(1995─),女,河南郑州人,硕士研究生,研究方向:生态环境遥感㊂(河北工程大学矿业与测绘工程学院,河北邯郸056038)摘㊀要:基于1982 2015年GIMMSNDVI数据,探究了太行山34a来的植被覆盖状况,分析了NDVI的空间分布特征及其趋势变化;同时,基于地理探测器模型,结合自然因素和人为因素,探讨了各因子对太行山NDVI空间分布影响力的大小㊂结果表明:(1)太行山区的NDVI呈现波动上升的趋势,植被覆盖状况总体以改善为主;(2)各因子对NDVI分布影响程度的排序为:气温>坡向>土壤类型>降水量>地貌>植被类型>DEM>坡度>人口>GDP,其中气温㊁坡向㊁土壤类型㊁降水的影响力均大于10%,而GDP和人口均小于1%;(3)任意2个影响因素的交互作用都为增强,其中气温和坡向结合对研究区NDVI空间分布的影响力最大(q=0.3281)㊂人为因素在与自然因素相互作用之后,影响力有了很大幅度的提升㊂关键词:GIMMS-NDVI;太行山;空间分布;地理探测器;驱动力中图分类号:X87㊀文献标志码:A㊀文章编号:1001-8581(2021)06-0098-07AnalysisofSpatiotemporalChangesandDrivingForcesofNDVIinTaihangMountainBasedonGeographicDetectorWANGWei,LIUHai-xin,GAOYe-peng,WENShao-xin(CollegeofMiningandGeomatics,HebeiUniversityofEngineering,Handan056038,China)Abstract:BasedonGIMMSNDVIdatafrom1982to2015,thevegetationcoveragestatusofTaihangMountaininthepast34yearswasexplored,andthespatialdistributioncharacteristicsandchangetrendwereanalyzed.Atthesametime,ageographicdetectormodelbasedonstatisticalprinciplewasusedtoexploretheinfluenceofvariousfactorsonthespatialdistributionofNDVIinTaihangMountain.TheresultsshowedthattheNDVIofTaihangMountainareashowedanupwardtrendoffluctuation,andthevegetationcoveragewasmainlyimproved.ForNDVIspatialdifferentiation,theorderofinfluencedegreeofeachfactorwasasfol⁃lows:temperature>aspect>soiltype>precipitation>landform>vegetationtype>DEM>slope>population>GDP.Thein⁃fluenceoftemperature,aspect,soiltypeandprecipitationwasmorethan10%,whileGDPandpopulationwerelessthan1%.Theinteractionbetweenanytwofactorswasenhanced,andthecombinationoftemperatureandaspecthadthegreatestinfluenceonthespatialdistributionofNDVIinthestudyarea(q=0.3281).Aftertheinteractionbetweenhumanfactorsandnaturalfac⁃tors,theinfluencehasbeengreatlyimproved.Keywords:GIMMS-NDVI;TaihangMountain;Spatialdistribution;Geographicaldetector;Drivingforce㊀㊀植被是环境生态系统的重要组成部分,在保持土壤㊁调节气候和维持生态环境稳定方面发挥着十分重要的作用[1]㊂归一化植被指数(NDVI)能够对植被生长状态进行检测,是表征区域地表植被覆盖的最佳指示因子[2]㊂随着环境的变化和人类社会的发展,人们对于生态环境的保护越来越重视,NDVI的分布状况和影响因素也越来越受到人们的关注[3-8]㊂太行山区主要分布在半湿润和半干旱区域,气候类型主要为暖温带半湿润大陆性季风气候㊂其位于我国华北平原和黄土高原的过渡地区,保护着京津冀和华北平原地区,但同时也是生态敏感区,自然生态环境容易受到自然和人为因素的干扰,又是我国水土流失情况较为严重的地区之一[9-11]㊂目前,已有大量文献基于NDVI数据对植被的动态变化进行相关研究,以NDVI代表研究区植被状况得到了广泛的应用[12-15]㊂例如,代子俊等[16]利用GIMMSNDVI3g.V1数据分析了青海省34a生长季节植被的NDVI时空变化特征,结果表明,近34a青海省的NDVI呈增长趋势,且大部分区域的植被呈改善趋势㊂张亮等[17]利用GIMMSNDVI数据探讨了长江流域地区的植被覆盖变化特征,以及植被对气候和人类活动干扰的响应机制,发现长江流域69.77%区域植被覆盖度呈上升趋势㊂关于太行山区以往的植被覆盖状况研究中,研究时期大多是从2000年开始,且对影响因素的探究多为气象因素,即气温和降水为主,辅以高程㊁坡度等地形影响因素[10,11,18,19]㊂因此本文基于1982 2015年的GIMMSNDVI数据,探讨了太行山区34a的植被变化特征,并使用地理探测器工具,定量分析了多种影响因素对研究区NDVI影响力的大小㊂1㊀研究区概况太行山区位于34.57ʎ 40.78ʎN,110.23ʎ 116.58ʎE之间,位于山西省与华北平原之间,总体呈东北-西南走势,山脉绵延400余km㊂它处于中国地形第二阶梯的东部,地形整体呈现北面高南面低特征,海拔大部分在1200m以上㊂研究区内由于高程和地理位置的变化,导致植被生长和分布情况也呈现出一定的差异,其中农田或建设用地多分布在较为平坦的地区,而地形陡峭地段多为林地或草地[11],东西部的植被类型也有较大的差异,东部主要是以落叶阔叶林为主,而西侧则主要是森林草原[20]㊂2㊀研究数据与方法2.1㊀数据来源及预处理研究数据包括NDVI㊁气温㊁降水㊁高程㊁地貌㊁土壤类型㊁植被类型㊁GDP和人口㊂NDVI数据来源于来自于NASA官网(https://ecocast.arc.nasa.gov/data/pub/gimms/3g.v1/),温度和降水数据下载于国家气象数据中心(http://data.cma.cn/),其余数据均来源于资源环境云平台(http://www.resdc.cn)㊂NDVI数据的时间跨度为1982年的1月至2015年的12月,空间分辨率为8kmˑ8km,时间分辨率为15d[21]㊂温度和降水量数据是由中国地面气候资料月值数据集通过插值得到的,其余数据为处理好的栅格数据集㊂从高程数据中提取坡度和坡向数据后,对影响因素数据进行裁剪和重采样等预处理,使其与NDVI数据具有相同的投影坐标并保持像元大小一致㊂根据曹峰等[22]的研究,对数值量数据气温㊁降水㊁DEM㊁坡度㊁GDP㊁人口和NDVI进行分类处理,而类型量数据坡度㊁土壤类型㊁植被类型和地貌数据采用直接整理的方式㊂之后在ArcGIS软件中,按照8kmˑ8km的格网,生成2066个各网点㊂2.2㊀研究方法2.2.1㊀最大值合成法㊀最大值合成法可以进一步消除大气㊁云㊁太阳高度角等对遥感影像的影响,在国内外被广泛应用[10,23]㊂因此本文采用该方法,以15d的NDVI数据为基础,获取研究区的月NDVI数据㊂其计算公式如下㊂NDVIm=Max[NDVIa,NDVIb](1)式(1)中,m表示月份,取值范围1 12;NDVIm表示m月的NDVI值,NDVIa㊁NDVIb分别表示了m月上半旬和下半旬的NDVI值㊂2.2.2㊀趋势分析㊀基于1982 2015年的NDVI数据,通过一元线性回归分析,获得NDVI的变化趋势,计算公式如下㊂θslope=nˑðni=1(iˑNDVIi)-ðni=1iðni=1NDVIinˑðni=1i2-(ðni=1i)2(2)式(2)中:θslope表示变化斜率,当θslope>0时,表示NDVI呈上升趋势;当θslope<0,表示NDVI呈下降趋势㊂i为年序号,NDVIi表示第i年的NDVI值㊂2.2.3㊀地理探测器㊀地理探测器是一种对数据要求低㊁运算速度较快且精确度高的空间分析模型,被广泛应用于探测环境污染㊁植被覆盖变化㊁土地利用等方面[24]㊂地理探测器主要由因子探测㊁风险区探测㊁交互作用探测和生态探测4个部分组成㊂因子探测器是可以探测影响因子对因变量空间分布的解释力大小[25]㊂用q值度量,表达式为:q=1-ðLh=1Nhσh2Nσ2(3)式(3)中,h=1,2, ,L为变量Y或因子X的分层,即分类或分区;Nh和N分别为层h和全区的单元数;σh和σ分别是层h和全区的Y值的方差㊂q的取值范围为0 1,如果因变量Y是由自变量X影响的,则q值越大表示自变量X对因变量Y的解释力越强,反之则越弱㊂利用交互探测器来探测影响因子Xi,即气温㊁降水量㊁高程㊁坡度㊁坡向㊁地貌㊁土壤类型㊁植被类99㊀6期㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀王炜等:基于地理探测器的太行山NDVI时空变化及其驱动力分析型㊁GDP和人口在影响NDVI空间分布上是否有交互作用,并且可以探测出不同影响因素之间的交互作用,即评估影响因子X1和X2共同影响NDVI时是增加或者是减弱对NDVI的影响程度,将作用类型分为5类[25],具体见表1㊂表1㊀影响因子交互作用的判断依据判断依据交互作用q(X1ɘX2)<Min(q(X1),q(X2))非线性减弱Min(q(X1),q(X2))<q(X1ɘX2)<Max(q(X1),q(X2))单因子非线性减弱q(X1ɘX2)>Max(q(X1),q(X2))双因子增强q(X1ɘX2)=q(X1)+q(X2)独立q(X1ɘX2)>q(X1)+q(X2)非线性增强㊀㊀生态探测,用于探测2个影响因子对NDVI空间分布的影响是否存在显著性差异㊂而风险探测器,探测因子对NDVI变化是否具有风险性,指示因子在不同等级范围内对NDVI时空变化的影响[26]㊂3㊀结果与分析3.1㊀太行山植被覆盖空间分布状况基于1982 2015年月值NDVI数据提取每年最大NDVI值,得到年NDVI数据,由此获得年NDVI变化拟合曲线和年均NDVI空间分布图㊂由图1可知,近34a来,研究区NDVI呈波动上升趋势,变化率为0.00143/a㊂其中1982 1990年间的年际变化趋势最为明显,其增长幅度达到了0.0048/a,远大于整体的变化趋势;之后到1993年,NDVI出现明显的下降趋势;1991 2007年间NDVI值的变化具有明显的波动性,整体呈上升趋势,其增长幅度为0.0011/a;2008 2015年期间,研究区的NDVI值呈波动下降的趋势,变化幅度为-0.0013/a㊂34a间的年均NDVI最低是1984年的0.3726,最高为2008年的0.4448㊂㊀㊀从空间分布上来看(图2a),整个研究区南部的植被覆盖状况比北部好,结合土地利用数据和高程数据可知,NDVI较低的区域大多是耕地㊁城乡㊁工矿和居民用地㊁高海拔地区,其中耕地主要集中在研究区边缘以及山西省的长治市和晋中市境内,且两市由于特殊的盆地地貌,都较为适合农作物的生长;而高海拔地区主要分布在西北的五台山和小五台山地区,该地区由于地脉较多,且受到高海拔地区气候较为恶劣的影响,植被覆盖状况相对较差㊂NDVI值较高的区域,其土地类型多为草地和林地,具有较高的植被覆盖度㊂㊀㊀由图2b可知,研究区NDVI改善区域远大于退化区域,其中增加趋势所占的比例达到93.01%,且极显著增加的比例高达72.43%,而显著和极显著减少区域所占的比例为1.83%,零星地分布在河南省的安阳市㊁河北省的邯郸市和鹿泉市以及山西省的平遥县㊂图1㊀研究区34a年均NDVI的变化趋势3.2㊀植被覆盖空间分布的主导影响因子以研究区多年的平均NDVI作为因变量Y,气温㊁降水㊁DEM㊁坡度㊁坡向㊁地貌㊁土壤类型㊁植被类型㊁GDP和人口10个重分类后的数据为影响因子X,使用地理探测器模型对这些影响因素进行分析,统计了各个影响因子的q值(图3)㊂同时,也对影响因子做生态探测来探讨不同影响因子之间对NDVI空间分布影响是否存在显著性差异,结果见表2㊂由图3可以得出,各影响因子对应的q值按照大小排序为:气温>坡向>土壤类型>降水量>地貌>植被类型>DEM>坡度>人口>GDP㊂依据q值大小来看,气温㊁坡向㊁土壤类型㊁降水量是影响研究区NDVI的主要因素,解释力均在10%以上;地貌㊁植被类型㊁DEM㊁坡度为次要影响因素,其解释力在1% 10%之间;GDP和人口对研究区NDVI的解释力大小均低于1%,说明太行山区NDVI受GDP和人口的直接影响较小㊂总体来看,太行山区NDVI的空间分布是由人为因素和自然因素共同作用的,其中,气温㊁坡向㊁001江㊀西㊀农㊀业㊀学㊀报㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀33卷降水量和地貌对NDVI的影响较大,而人为影响因素GDP和人口的影响程度较小㊂图2㊀研究区34a年均NDVI空间分布(a)和34a年均NDVI变化趋势空间分布(b)㊀㊀表2为生态探测的结果,从表2可以看出,降水㊁DEM㊁土壤类型㊁坡度㊁坡向㊁人口与其他因子之间无显著差异;地貌与气温之间存在显著性差异,与其他因子之间没有显著性差异;植被类型与气温之间也存在显著性差异,与其他因子之间没有显著性差异㊂表2㊀1982 2015年NDVI分布影响解释力的生态探测指标气温降水DEM地貌土壤类型植被类型GDP人口坡度坡向气温降水NDEMNN地貌YNN土壤类型NNNN植被类型YNNNNGDPNNNNNN人口NNNNNNN坡度NNNNNNNN坡向NNNNNNNNN㊀注:采用显著性水平为0.05的F检验,Y:Yes,表示2种因子在对NDVI影响上存在显著性差异;N:No,表示无显著性差异㊂图3㊀1982 2015年NDVI分布影响解释力指标3.3㊀影响因子的交互作用交互探测和生态探测的结果可知(表3),任意2个影响因子的交互的作用都大于单个影响因子,即影响NDVI的分布状况不是由单一因子所造成的,而是由不同影响因子之间相互作用共同作用的㊂其中气温与坡向的交互作用的q值最高,为0.3281㊂此外,气温与降水(0.3251)㊁气温与地貌(0.3119)交互作用也都达到了30%以上,表明气温㊁坡度㊁降水除了单个影响力较高之外,交互作用之后对研究区NDVI的影响程度更高,而地貌在与气温交互作用之后,影响力有所上升,表明合适的气温与地貌更有利于促进植被的生长㊂整体上,GDP和人口与各个因子的交互作用的q值都比单个的q值要高,解释了人为影响因子在与其他因子相结合之后对研究区NDVI的影响力有所增大㊂交互作用的探测结果表明:各个影响因子之间都存在着增强的作用,其中坡向和土壤类型,土壤类型和植被类型㊁地貌㊁降水㊁气温,植被类型和地貌,地貌和坡度都呈双因子增强,其他2个影响因子之间都呈现非线性增强的作用㊂结果表明,研究区NDVI的分布不是由单一的影响因素所造成的,并且任意2个影响因子的交互作用也并不是101㊀6期㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀王炜等:基于地理探测器的太行山NDVI时空变化及其驱动力分析这2个因子之间影响力的简单相加㊂表3㊀影响NDVI分布的驱动因子之间的交互作用XɘYq(X)q(Y)q(XɘY)交互关系坡向ɘ土壤类型0.14990.12390.2630双因子增强坡向ɘ植被类型0.14990.07180.2318非线性增强坡向ɘ地貌0.14990.08460.2453非线性增强坡向ɘ降水0.14990.12010.2822非线性增强坡向ɘ气温0.14990.16810.3281非线性增强坡向ɘDEM0.14990.03510.1928非线性增强坡向ɘ坡度0.14990.01980.2388非线性增强坡向ɘGDP0.14990.00880.1712非线性增强坡向ɘ人口0.14990.00690.1811非线性增强土壤类型ɘ植被类型0.12390.07180.1822双因子增强土壤类型ɘ地貌0.12390.08460.1886双因子增强土壤类型ɘ降水0.12390.12010.2183双因子增强土壤类型ɘ气温0.12390.16810.2635双因子增强土壤类型ɘDEM0.12390.03510.1841非线性增强土壤类型ɘ坡度0.12390.01980.1540非线性增强土壤类型ɘGDP0.12390.00880.1506非线性增强土壤类型ɘ人口0.12390.00690.1538非线性增强植被类型ɘ地貌0.07180.08460.1355双因子增强植被类型ɘ降水0.07180.12010.2368非线性增强植被类型ɘ气温0.07180.16810.2681非线性增强植被类型ɘDEM0.07180.03510.1761非线性增强植被类型ɘ坡度0.07180.01980.1018非线性增强植被类型ɘGDP0.07180.00880.0873非线性增强植被类型ɘ人口0.07180.00690.0920非线性增强地貌ɘ降水0.08460.12010.2507非线性增强地貌ɘ气温0.08460.16810.3119非线性增强地貌ɘDEM0.08460.03510.2116非线性增强地貌ɘ坡度0.08460.01980.1048双因子增强地貌ɘGDP0.08460.00880.1124非线性增强地貌ɘ人口0.08460.00690.1126非线性增强降水ɘ气温0.12010.16810.3251非线性增强降水ɘDEM0.12010.03510.1764非线性增强降水ɘ坡度0.12010.01980.1818非线性增强降水ɘGDP0.12010.00880.1438非线性增强降水ɘ人口0.12010.00690.1656非线性增强气温ɘDEM0.16810.03510.2393非线性增强气温ɘ坡度0.16810.01980.2453非线性增强气温ɘGDP0.16810.00880.1973非线性增强气温ɘ人口0.16810.00690.2434非线性增强DEMɘ坡度0.03510.01980.1299非线性增强DEMɘGDP0.03510.00880.0727非线性增强DEMɘ人口0.03510.00690.0685非线性增强坡度ɘGDP0.01980.00880.0491非线性增强坡度ɘ人口0.01980.00690.0427非线性增强GDPɘ人口0.00880.00690.0369非线性增强4㊀讨论本研究利用NDVI数据,探讨了太行山地区植被覆盖的空间分布状况,并且利用地理探测器工具定量分析了NDVI分布的主要影响因素和不同影响因素之间的交互作用㊂结果表明,太行山区多年来NDVI整体呈波动上升的趋势,研究区植被覆盖状况趋于改善,在空间分布上,南部的植被覆盖状况比北部好;低海拔㊁耕地和城市工矿用地区域的植被覆盖较低,而草地㊁林地区域的植被覆盖状况较好㊂在研究区中,气温㊁坡向㊁土壤类型和降水是影响NDVI分布的主要驱动因素,其次是地貌㊁植201江㊀西㊀农㊀业㊀学㊀报㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀33卷被类型㊁DEM和坡度,人口和GDP的影响最小㊂温度和降水量能够对植被的生长产生直接影响,温度适宜和降水量充足会对植被的生长有一定的促进作用㊂坡向对于植被的影响也主要通过温度来表现,阳坡光照较为充足,气温较高,湿度较低;对比之下,阴坡的光照较弱,温度较低,含水量高㊂植物的生长也在一定程度上受土壤类型的影响,风险区探测的结果表明,研究区内淋溶土和半淋溶土是较为适宜植物生长的土壤类型,而针阔混交林㊁落叶阔叶林㊁常绿阔叶-落叶阔叶混交林等的草本植物则是主要分布在淋溶土分布区中,因此植被类型也在一定程度上是由土壤类型所决定的,这些植被对研究区的植被状况有一定的改善作用㊂DEM也与气温有一定的关系,随着海拔的升高,气温会逐渐降低㊂由此可以得出,研究区NDVI分布的影响并不是由单一因素所决定的,各个因素之间互相联系,共同影响了研究区NDVI的空间分布㊂研究中人口和GDP对NDVI空间分布的影响相对较低,在与其他影响因子相结合之后,影响力会增强,人类活动会受地形㊁气候等因素的影响,例如海拔较低,降水量充沛,土地利用类型多为人类活动居住用地,该区域人口较为密集,人类活动比较集中;而在海拔较高的中部和西北部,土地利用类型多为林地和草地,人口数量也较少,经济发展也较为落后㊂而从2002年开始实施的退耕还林政策和生态环境保护工作的持续推进,也会在一定程度上改善研究区的植被覆盖状况㊂人类活动对植被的影响有正有负[27],城镇的发展和人类的活动会对植被造成负面影响,而退耕还林等生态环境保护工作的推进又在一定程度上改善了植被状况㊂本文所选取的GDP和人口2个人为因素,仅探讨出其对NDVI影响力的大小,而对其具体造成的影响类型没有具体体现㊂本文对研究区NDVI空间分布的影响因素进行了探究,选取了多种影响因子来分析其对NDVI空间分布的影响作用㊂研究区NDVI整体呈现改善的趋势,但是还有局部地区呈现退化的趋势,对影响因子的选择较少,在接下来的研究中可以选取更多的影响因子,来进一步探讨研究区NDVI变化的驱动因素,并且可以探讨影响因子的一个动态变化过程,对研究区NDVI的变化驱动力的分析进行探究㊂5 结论(1)34a来,太行山区的年均NDVI呈现波动上升,植被覆盖状况整体呈现改善的趋势,在空间分布上,南部植被覆盖状况较北部好,整个研究区植被覆盖呈现出南高北低㊁中部交叉分布的特征㊂(2)气温是太行山区NDVI分布的最主要影响因素,其次为坡向㊁土壤类型和植被㊂GDP和人口2个人为因素对NDVI的影响程度较低㊂(3)不同影响因子交互作用对NDVI的影响都呈现增强的作用,表明NDVI的分布不是由单一因子所决定的,而是由多种影响因子共同作用㊂其中气温和坡向,气温与降水,气温与地貌的交互作用对NDVI的影响程度较大,表明气候因素还是影响研究区NDVI空间分布最主要的因素㊂参考文献:[1]裴志林,杨勤科,王春梅,等.黄河上游植被覆盖度空间分布特征及其影响因素[J].干旱区研究,2019,36(3):546-555.[2]顾娟,李新,黄春林.基于时序MODISNDVI的黑河流域土地覆盖分类研究[J].地球科学进展,2010,25(3):317-326.[3]朱丽君,蒙吉军,李江风.河北省植被覆盖变化及对生态建设工程的响应[J].北京大学学报:自然科学版,2020,56(4):755-764.[4]唐见,曹慧群,陈进.生态保护工程和气候变化对长江源区植被变化的影响量化[J].地理学报,2019,74(1):76-86.[5]俱战省,杨青森,邢培茹.1987 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基于地理探测器的中国中部城市土地绿色利用效率时空演变及影响因素研究

基于地理探测器的中国中部城市土地绿色利用效率时空演变及影响因素研究

第22卷第12期 2020年12月D S瑰信眉斛莩Journal o f Geo-inform ation Science ^'Vol.22,N〇.12Dec., 2020引用格式:赵丹丹,金声甜,鲍丙飞,等.基于地理探测器的中国中部城市土地绿色利用效率时空演变及影响因素研究m.地球信息科学学报,2020,22(12):2358-2370. [ Zhao D D, Jin S T, Bao B F, et al. Analysis o f spatial-tem poral evolution and influencing factors o f green land use efficiency in Central China based on geographic detector[J]. Journal o f Geo-inform ation Science, 2020,22(12)::2358-2370.] DOI: 10.12082/dqxxkx.2020.200286基于地理探测器的中国中部城市土地绿色利用效率 时空演变及影响因素研究赵丹丹i金声甜'鲍丙飞4,张利国11.江西财经大学经济学院,南昌330013;2.湖南财政经济学院工程管理学院,长沙410205;3.江西财经大学生态文明研究院,南昌330013;4.安徽财经大学统计与应用数学学院,蚌埠233000Analysis of Spatial-temporal Evolution and Influencing Factors of Green Land Use Efficiency in Central China based on Geographic DetectorZHAO Dandan1,2,JIN Shengtian3*,BAO Bingfei4,ZHANG Liguo11. School of Economics, Jiangxi University of Finance and Economics, Nanchang 330013, China;2. School of Engineering Management Hunan University of Finance and Economics, Changsha 410205, China;3. Institute of Ecological Civilization, Jiangxi University of Finance and Economics, Nanchang 330013, China;4. Institute of Statistics and Applied Mathematics, Anhui University of Finance & Economics, Bengbu 233000, ChinaAbstract:After the Chinese government put forward the Rise of Central China Plan,it rapidly facilitates the economy development of Henan province,Hubei province,Hunan province,Jiangxi province,Anhui province and Shanxi province which has gradually become the fourth growth pole driving national economic growth,has caused the built-up area to expand and arable land to decrease,which not only threaten food security,but also impose resource and environmental constraints.In the context,based on the panel data of80 prefecture-level cities in six provinces of central China from2007 to2018, this paper analyzes the green-efficiency of land use and its evolution,the trajectory of gravity center change,influencing factors of green-efficiency of land use and its influence degree applying Malmquist-Luerberger index,gravity center model,spatial econometric regression model and geographical detector model.The results show that ®the green-efficiency of land use and technological progress in the six provinces of central China from 2007 to 2018 fluctuated frequently and their change pace was basically the same,while the technological efficiency was relatively stable,indicating the green-efficiency of land use was asingle-trackv driven by technological progress.(2)The green-efficiency of urban land use showed obvious spatial differentiation characteristics,and the center of gravity generally moved to the northeast part of Central China. (3)It showed spatial dependence and spatial spillover effects on the green-efficiency of land use at the provincial level and prefecture level,the green-efficiency of land use among the收稿日期:2020-06-15;修回日期:2020-10-12.基金项目:中国博士后科学基金第65批面上资助项目(2019M652271);2019年度湖南省社会科学成果评审委员会一般课题(XSP19YBZ141);江西财经大学 2019 年度研究生创新项目。

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Full Terms & Conditions of access and use can be found at/action/journalInformation?journalCode=tgis20Download by: [UC Santa Barbara Library]Date:03 October 2017, At: 09:22International Journal of Geographical Information ScienceISSN: 1365-8816 (Print) 1362-3087 (Online) Journal homepage: /loi/tgis20Driving forces and their interactions of built-up land expansion based on the geographical detector – a case study of Beijing, ChinaHongrun Ju, Zengxiang Zhang, Lijun Zuo, Jinfeng Wang, Shengrui Zhang, Xiao Wang & Xiaoli ZhaoTo cite this article: Hongrun Ju, Zengxiang Zhang, Lijun Zuo, Jinfeng Wang, Shengrui Zhang, Xiao Wang & Xiaoli Zhao (2016) Driving forces and their interactions of built-up land expansion based on the geographical detector – a case study of Beijing, China, International Journal of Geographical Information Science, 30:11, 2188-2207, DOI: 10.1080/13658816.2016.1165228To link to this article:/10.1080/13658816.2016.1165228Published online: 23 Mar 2016.Submit your article to this journalArticle views: 455View related articlesView Crossmark dataCiting articles: 2 View citing articlesDriving forces and their interactions of built-up landexpansion based on the geographical detector –a case study of Beijing,ChinaHongrun Ju a,b ,Zengxiang Zhang a ,Lijun Zuo a ,Jinfeng Wang c ,Shengrui Zhang b,c ,Xiao Wang a and Xiaoli Zhao aaInstitute of Remote Sensing and Digital Earth,Chinese Academy of Sciences,Beijing,China;b University of Chinese Academy of Sciences,Beijing,China;c State Key Laboratory of Resources and Environmental Information System,Institute of Geographic Sciences and Natural Resources Research,Chinese Academy of Sciences,Beijing,ChinaABSTRACTScienti fic interpretation of the driving forces of built-up land expansion is essential to urban planning and policy-making.In general,built-up land expansion results from the interactions of di fferent factors,and thus,understanding the combined impacts of built-up land expansion is bene ficial.However,previous studies have primarily been concerned with the separate e ffect of each driver,rather than the interactions between the ing the built-up land expansion in Beijing from 2000to 2010as a study case,this research aims to fill this gap.A spatial statistical method,named the geographical detector,was used to investigate the e ffects of physical and socioeconomic factors.The e ffects of policy factors were also explored using physical and socioeconomic fac-tors as proxies.The results showed that the modi fiable areal unit problem existed in the geographical detector,and 4000m might be the optimal scale for the classi fication performed in this study.At this scale,the interactions between most factors enhanced each other,which indicated that the interactions had greater e ffects on the built-up land expansion than any single factor.In addition,two pairs of nonlinear enhancement,the greatest enhancement type,were found between the distance to rivers and two socioeconomic factors:the total investment in fixed assets and GDP.Moreover,it was found that the urban plans,environmental protection policies and major events had a great impact on built-up land expansion.The findings of this study verify that the geographical detector is applicable in analysing the driving forces of built-up land expan-sion.This study also o ffers a new perspective in researching the interactions between di fferent drivers.ARTICLE HISTORYReceived 6August 2015Accepted 9March 2016KEYWORDSGeographical detector;interactions;driving force;built-up land expansion;Beijing1.IntroductionBuilt-up land expansion,as an active part of land-use and land-cover (LULC)change,has great importance given its signi ficance to economic,social and environmentalCONTACT Zengxiang Zhang zx_zhang@ Institute of Remote Sensing and Digital Earth,Chinese Academy of Sciences,No.20Datun Road,Chaoyang District,Beijing 100101,ChinaINTERNATIONAL JOURNAL OF GEOGRAPHICAL INFORMATION SCIENCE,2016VOL.30,NO.11,2188–2207/10.1080/13658816.2016.1165228©2016Informa UK Limited,trading as Taylor &Francis GroupD o w n l o a d e d b y [U C S a n t a B a r b a r a L i b r a r y ] a t 09:22 03 O c t o b e r 2017development.Understanding the driving mechanism of land-use change,including that of built-up land expansion,is one of the key objectives of land-use/-cover change (LUCC)research (Lambin et al .1999).Although built-up land expansion stimulates the socio-economic development and improves the living standards of residents,it simultaneously causes problems such as resource shortages,population explosion,environmental pres-sure,and health problems (Kalnay and Cai 2003,Fernández 2007,Chan and Yao 2008,Christensen et al .2008,Grimm et al .2008,Li et al .2013b ).To solve these problems rationally and realise sustainable development,we must explore the driving forces of built-up land expansion.Such an analysis is also critical for modelling and predicting the pattern and process of built-up land growth.For example,some cellular automaton-based models,such as the SLEUTH urban growth model,require pre-known drivers as input (Clarke and Gaydos 1998,Herold et al .2003).Many researchers also choose factors that are suggested by either the literature or experts to model built-up land expansion using di fferent methods (Hu and Lo 2007,Luo and Wei 2009,Dubovyk et al .2011).Overall,predicting the dynamics of built-up land expansion is the first step toward solving the ecological and human-dimensional problems of the expansion (Fang et al .2005);therefore,identifying and understanding the e ffects of driving forces on built-up land expansion is crucially important for e ffective urban planning and management (Long et al .2012,Li et al .2013b ).Typically,the driving forces of built-up land expansion are discussed in detail with qualitative analysis (Liu et al .2010,Shrestha et al .2012).However,it is di fficult to compare the driving forces of di fferent periods and regions with qualitative analysis.Furthermore,the results of qualitative analysis can be easily in fluenced by researchers ’personal opinions.As a result,quantitative analysis,usually in combination with quali-tative descriptions,is largely used in analysing the drivers of built-up land expansion (Shi et al .2009,Wu and Zhang 2012,Shu et al .2014).Such a combination improves the objectivity and accuracy of the results and facilitates comparisons of di fferent periods and regions.Numerous studies have examined the driving mechanism of built-up land expansion with various quantitative methods,such as bivariate regression (BR)(Cai et al .2012,Haregeweyn et al .2012,Wu and Zhang 2012),multiple linear regression (MLR)(Dewan and Yamaguchi 2009,Müller et al .2010,Seto et al .2011),logistic regression (LG)(Fang et al .2005,Dubovyk et al .2011,Long et al .2012,Li et al .2013b ),boosted regression tree (BRT)(Linard et al .2013)and analytic hierarchy process (AHP)(Thapa and Murayama 2010).Most of these methods can quantitatively calculate the relative importance of di fferent factors except BR.Both BR and MLR explore the drivers from the perspective of the time dynamic,so they require long time-series socioeconomic and LULC data.In addition,the two methods can only use numerical variables.In contrast,LR and BRT investigate factors from the perspective of spatial heterogeneity,so they can be run without time-series of socioeconomic indicators or LULC data sets.Moreover,these two methods perform better in terms of analysing di fferent types of factors because their input data can be both continuous and categorical variables.In contrast to the above methods,AHP determines the relative importance of each factor based on pair-wise comparison (Thapa and Murayama 2010).This method requires no data of factors and LULC,but its results depend largely on expert knowledge.However,few of the above methods are able to determine the e ffects of the inter-actions between driving factors.In most ecosystems,factors are usually interrelated dueINTERNATIONAL JOURNAL OF GEOGRAPHICAL INFORMATION SCIENCE 2189D o w n l o a d e d b y [U C S a n t a B a r b a r a L i b r a r y ] a t 09:22 03 O c t o b e r 2017to physical,chemical,biological,ecological and social principles and reasons,so the functions of a factor can be enhanced or reduced depending on the conditions of other factors in the same system (Fang et al .2005).Interactions among physical and socio-economic factors also exist in the LUCC system,at di fferent spatio-temporal scales (Shao et al .2006).Understanding the interactions among the drivers is very important because it can help model and predict urban growth patterns more accurately.Fang et al .(2005)veri fied that interactions between factors can signi ficantly improve the spatial simulation of urban sprawl by using logistic regression with a cellular automata model.However,methods to quantitatively assess the interactions among di fferent factors are limited due to the complicated functions of the urban system.The geographical detector is a spatial statistical method that can assess the relation-ships of di fferent geographical strata.The method was originally used to explore the causes of regional disease (Wang et al .2010).It has subsequently been applied to a variety of problems,such as the potential factors involved in the under-five mortality in the 2008Wenchuan earthquake (Hu et al .2011),the relationships between planting patterns and antibiotics in soil (Li et al .2013a ),the spatial correlations among ecological factors and urban forest landscape connectivity (Ren et al .2014),and the e ffects of individual habitat factors and two-factor interactions on grasshopper occurrence in Inner Mongolia (Shen et al .2015).The method has also been applied in the mechanism research of county urbanisation in China (Liu and Yang 2012),but only for determining the relative importance of factors without analysing the interactions between factors.These studies have shown that the geographical detector has two main advantages.First,it can identify relationships between a complex set of factors and a variety of geographical phenomena without any assumptions or restrictions (Hu et al .2011,Liu and Yang 2012,Wang and Hu 2012,Li et al .2013a ,Ren et al .2014,Shen et al .2015).Second,it can quantitatively characterise the interactions between pairs of factors and obtain valuable results (Hu et al .2011,Ren et al .2014).The present study aims at testing the applicability of the geographical detector in exploring the impacts of physical and socioeconomic factors of built-up land expansion and the interactions between these factors.The study also discusses the e ffects of policies using physical and socioeconomic factors as proxies.In this study,we will first provide details on the method of the geographical detector.Then,we will test the applicability of the geographical detector with a real case study of built-up land expan-sion in Beijing over the period of 2000–2010.Finally,we will discuss the driving mechanism of built-up land expansion in Beijing over the 10-year period based on the results of the geographical detector.Policy and methodological implications will be highlighted thereafter.2.Geographical detectorThe geographical detector is a spatial statistical method used to test the relationships between geographical phenomena and their potential driving factors.It includes four detectors:the factor detector,risk detector,ecological detector and interaction detector.When the method is applied to built-up land expansion,we assume that the spatial distribution of built-up land expansion is similar to that of its potential drivers.In this study,we mainly use the factor detector,the risk detector and the interaction detector to2190H.JU ET AL.D o w n l o a d e d b y [U C S a n t a B a r b a r a L i b r a r y ] a t 09:22 03 O c t o b e r 2017explore which factors are more important,where the built-up land expands more rapidly,and how di fferent factors interact with each other.Free software to implement the geo-graphical detector can be downloaded from /Excel-Geodetector .Figure 1illustrates the mechanism of the geographical detector (Wang et al .2010).First,the study region A is divided with a grid system G ={g i ;i =1,2,...,n },and the built-up land expanded area of every grid cell is calculated:y 1,y 1...y n .D ={D i ;i =1,2,3}is the geographical stratum of potential factors that can be both continuous and categorical variables.Then,the distribution of the built-up land expansion is overlaid with the geographical stratum D .Every grid cell in G records the built-up land expanded area in it and each factor ’s attribute that takes up the largest proportion of area in the grid cell.For neighbourhood factors,the values are the proportion of each land-use type in the grid cell,and the size of the neighbourhood is de fined as equal to that of the grid cells.The mean value and the dispersion variance over sub-regions D i are denoted as y D ;iand σ2D ;i (i =1,2,3),respectively.Let n be the total number of grid cells over the entire region A ,and let n D,i be the number of grid cells in sub-region D i .The global variance of built-up land expansion in the region A is σ2.2.1.The factor detectorThe factor detector can quantitatively indicate the relative importance of determinants.In this study,the power determinant (PD)(Wang et al .2010)is de fined as the di fference between one and the ratio of accumulated dispersion variance of the built-up land expansion area over each sub-region to that over the entire study region:PD ¼1À1n σ2X3i ¼1n D ;i σ2D ;i(1)If factor D is one determinant of built-up land expansion,the dispersion variance of the built-up land expansion area of each sub-region will be small,whereas the variance between sub-regions will be large.For example,if factor D completely controls the spatial pattern of built-up land expansion and σ2≠0,then σ2D ;i =0and PD =1;if factor D is completely unrelated to built-up land expansion,then PD =0.The value of PDliesFigure 1.The study region A,the grid system G,the geographical stratum of potential factors D and the overlaid A,G and D (Wang et al .2010).INTERNATIONAL JOURNAL OF GEOGRAPHICAL INFORMATION SCIENCE 2191D o w n l o a d e d b y [U C S a n t a B a r b a r a L i b r a r y ] a t 09:22 03 O c t o b e r 2017between 0and 1.The larger the PD value,the more important the factor of built-up land expansion.In this study,PD values represent the consistency of the spatial distribution between built-up land expansion and its factors.2.2.The risk detectorThe risk detector uses a t -test to compare the di fference in average values between sub-regions of factor D (Wang et al .2010).However,this study mainly uses the average value ( y D ;i )to calculate the built-up land expansion speed (E d ),which is the average percen-tage of built-up land expanded area of the grid cells in a sub-region D i :E d ¼1Sn D ;i X nD ;i1y D ;i Â100%(2)where y D ;i denotes the built-up land expanded area of a grid cell in sub-region D i ,n D ;i denotes the number of grid cells in the sub-region,and S denotes the area of a grid cell of the geographical detector.With E d values,it is more convenient to compare the e ffects of di fferent levels of a factor.The greater the E d value is,the more rapidly the built-up land expands.2.3.The interaction detectorThe interaction detector determines whether two factors work independently or not,or if their e ffects are weakened or enhanced when they occur in space together.The interaction detector de fines the interaction between two factors as follows (Spatial Analysis Group,IGSNRR 2013):Nonlinear-weaken :PD A \B ðÞ<Min PD A ðÞ;PD B ðÞðÞUni-enhance =weaken :Min PD A ðÞ;PD B ðÞðÞ<PD A \B ðÞ<Max PD A ðÞ;PD B ðÞðÞBi-enhance :Max PD A ðÞ;PD B ðÞðÞ<PD A \B ðÞ<PD A ðÞþPD B ðÞðÞIndependent :PD A \B ðÞ¼PD A ðÞþPD B ðÞðÞNonlinear-enhance :PD A \B ðÞ>PD A ðÞþPD B ðÞðÞ9>>>>=>>>>;(3)where the symbol ‘∩’denotes the interaction between A and B.Model (3)can be implemented in a GIS environment by overlaying layers A and B.The combined attributes of A and B are written to a new layer C.Then,PD values of layers A,B and C can be calculated using Equation (1),and the results can be judged using Equation (3).It should be noted that the three types of enhancement are di fferent.For example,if PD (A)<PD (A ∩B)<PD (B)<(PD (A)+PD (B)),this indicates that B enhances A,and A weakens B;if PD (A)and PD (B)<PD (A ∩B)<(PD (A)+PD (B)),this indicates that A and B enhance each other;and if PD (A ∩B)>(PD (A)+PD (B)),this implies nonlinear enhancement of A and B.Thus,‘nonlinear-enhancement ’interactions are the strongest,whereas ‘uni-enhancement ’interactions are the weakest.2192H.JU ET AL.D o w n l o a d e d b y [U C S a n t a B a r b a r a L i b r a r y ] a t 09:22 03 O c t o b e r 20172.4.The modi fiable areal unit problem of the geographical detectorThe modi fiable areal unit problem (MAUP)exists universally in geographical and spatial analysis.This problem arises from the fact that areal units of geographical objects are arbitrary and modi fiable at choice,and thus,di fferent aggregated sizes or spatial arrangements can yield di fferent results (Jelinski and Wu 1996).The MAUP has two related yet distinctive components:the scale e ffect and the zoning e ffect.The scale e ffect is ‘the variation in results that can often be obtained when data for one set of areal units are progressively aggregated into fewer and larger units for analysis ’(Jelinski and Wu 1996).The zoning e ffect,in contrast,is ‘any variation in results due to the use of alternative units of analysis when the number of units is held constant ’(Jelinski and Wu 1996).The geographical detector,as a spatial statistical method,is based on grids to analyse the spatial relationships of geographical phenomena and factors,so it is essen-tial to calculate how the MAUP a ffects the results of the geographical detector.In this study,both the scale e ffect and the zoning e ffect are analysed,with all factors being classi fied into the same number of classes.First,the scale e ffect is analysed to find an optimal scale of the geographical detector.The PD values are the relative importance of factors,so stable ranks of the PD values are important during the subsequent analysis.According to the resolution of LULC data and the extent of the study region,six grid sizes of the geographical detector are selected to analyse the scale e ffect of the PD values and their ranks (grid sizes:1000×1000,2000×2000,3000×3000,4000×4000,5000×5000,6000×6000square metres,resulting in the following number of grid cells:15,565,3906,1724,973,623,431,respectively).Second,the zoning e ffect of the geographical detector is tested with selected factors of di fferent types under the optimal scale.For a speci fied number of classes,di fferent methods generally de fine the cutting values di fferently.In this test,three methods are used:the natural-breaks method,the quantile method and the manual method.The natural-breaks method decides the cutting values by minimising within-class variance and maximising between-class variance in an iterative series of calculations (Brewer and Pickle 2002).The quantile method places an equal number of enumeration units into each class (Brewer and Pickle 2002),and the manual method decides the classes using prior knowledge or divides the classes at random without any rules.3.Application of the geographical detector3.1.Study areaBeijing is located between 115.7°E –117.4°E and 39.4°N –41.6°N at the northern tip of the North China Plain,covering 16districts and counties.Beijing ’s average elevation is 43.5m,with mountainous areas in the north and west and plains in the centre and southeast (Figure 2(a )).The city has a monsoon-in fluenced humid continental climate with hot,humid summers and cold,dry winters.As the nation ’s political,cultural and educational centre,Beijing has been developing at an incredible speed in the early twenty-first century.The permanent population increased from 11.08million in 2000to 19.61million in 2010,and the proportion of the urban population grew from 77.54%to 85.96%.The gross domestic product (GDP)also experienced a rapid increase fromINTERNATIONAL JOURNAL OF GEOGRAPHICAL INFORMATION SCIENCE 2193D o w n l o a d e d b y [U C S a n t a B a r b a r a L i b r a r y ] a t 09:22 03 O c t o b e r 2017316.17billion renminbi (RMB)in 2000to 1411.36billion RMB in 2010.Accompanying the rapid socioeconomic development was the fast growth of the built-up land area (Figure 2(b )).The area of built-up land in Beijing rose by 47.16%from 2241.28km 2to 3298.23km 2in the same period.The study area in this article excludes the built-up urban area of 2000for higher accuracy when using the spatial statistical method.The built-up urban area refers to the administrative area that has already been constructed continuously in space with basic municipal public infrastructure and public facilities (Ministry of Construction,PR China 1998).Therefore,the built-up urban area,where built-up land expansion is finished under certain drivers,should be excluded when applying the spatial statistical method.In addition,this exclusion can avoid the inconsistency of socioeconomic data between 2000and 2010caused by the change in administrative division because the Dongcheng and Xicheng Districts are located entirely in the built-up urban area of 2000(Beijing adjusted its administrative division in 2010by merging the Chongwen and Xuanwu Districts into the Dongcheng and Xicheng Districts,respectively).3.2.Potential driving factors and dataFactors leading to built-up land expansion are diverse and complex.After a literature review,we find that three main types of factors drive built-up land expansion:physical factors,socioeconomic factors and policy factors (Table 1).The three types of factors interact with each other,resulting in built-up land expansion (Figure 3).Based on the literature review and available data,12potential physical and socioeconomic factors are selected to run in the geographical detector (Table 1).Policy factors,which also have a signi ficant in fluence on built-up land expansion,are not included in thegeographicalFigure 2.Maps of the study area in Beijing showing (a)its location and topography and (b)land-use change.2194H.JU ET AL.D o w n l o a d e d b y [U C S a n t a B a r b a r a L i b r a r y ] a t 09:22 03 O c t o b e r 2017detector because they are di fficult to express quantitatively and spatially.To overcome this di fficulty,this study uses the physical and socioeconomic factors as proxies of the policy factors because policy factors interact with physical and socioeconomic factors.Based on the selected factors,the data used in this study include (i)land-use data of Beijing in 2000and 2010,with six first level types (cropland,woodland,grassland,water bodies,built-up land and unused land).Built-up land comprises three second-level types:urban,rural settlement and industry-tra ffic land.The data are obtained from the National Land Use/cover Database of China,mapped by visual interpretation based on multiple sources of remote sensing data (Zhang et al .2014).Land-use data are raster files with a 100-m resolution.(ii)Vector data of the main roads and rivers for the year 2000,and a digital elevation model (DEM)from the 1:250,000topographic database,developed in the 1980s,provided by the National Fundamental Geographical Information System of China.The DEM is in raster format,with a 100-m resolution.(iii)Socioeconomic data of 14districts and counties of Beijing in 2000and 2010,including GDP,permanent population,disposable income per citizen,proportion of secondaryTable 1.Summary of drivers of built-up land expansion in literature and the selected factors in the geographical detector.Category Factors of built-up land expansion in literature Factors in the geographicaldetectorAbbreviation Physical factors Topographic factors (e.g.elevation and slope)(Fang et al .2005,Liu et al .2005,Braimoh and Onishi 2007,Dewan and Yamaguchi 2009,Dubovyk et al .2011,Li et al .2013b )Elevation ELV SlopeSLP Neighbourhood factors (e.g.urban land in the surrounding area or undeveloped land in the surrounding area)(Fang et al .2005,Braimoh and Onishi 2007,Dubovyk et al .2011,Li et al .2013b )Built-up land in the surrounding area in 2000BULD Cropland in the surrounding area in 2000CPLD Distance to rivers (Fang et al .2005,Braimoh and Onishi 2007)Distance to rivers in 2000D_RV Socioeconomic factors Population (Liu et al .2005,Braimoh and Onishi 2007,Dewan and Yamaguchi 2009,Dubovyk et al .2011,Seto et al .2011,Cai et al .2012,Haregeweyn et al .2012,Wu and Zhang 2012).Change in permanent population between 2000and 2010P_POPEconomy (e.g.distance to socioeconomic centres,GDP and income)(Liu et al .2005,Dewan and Yamaguchi 2009,Seto et al .2011,Cai et al .2012,Wu and Zhang 2012,Li et al .2013b )Distance to the downtown area in 2000D_DA Change in GDP between 2000and 2010GDP Change in disposable income per citizen between 2000and 2010ICM Change in proportion of secondary and tertiary industry in GDP between 2000and 2010S_T_INDU Change in total investment in fixed assets between 2000and 2010T_FAI Access to roads (Fang et al .2005,Braimoh and Onishi 2007,Dubovyk et al .2011,Li et al .2013b )Distance to main roads in 20001D_ROAD Policy factorsUrban planning,Land-use policy (Fang et al .2005,Liu et al .2005,Braimoh and Onishi 2007)––1Distance to the main roads include main railway and expressway.Subway was excluded because Beijing subway before 2010was mainly distributed within the built-up urban area of 2000,which was not the study area of this article.INTERNATIONAL JOURNAL OF GEOGRAPHICAL INFORMATION SCIENCE 2195D o w n l o a d e d b y [U C S a n t a B a r b a r a L i b r a r y ] a t 09:22 03 O c t o b e r 2017industry and tertiary industry in GDP,and total investment in fixed assets (Beijing Municipal Statistical Bureau 2001,2011,Beijing Municipal Statistical Bureau and National Bureau of Statistics Survey O ffice in Beijing 2008).4.Results4.1.MAUP of the geographical detectorFor both the scale e ffect and the zoning e ffect tests,the number of classes for each factor was set at five.This was mainly because the socioeconomic data were acquired at the district level,which resulted in only 14di fferent spatial units in Beijing.More classes might make the data scattered in space,and fewer classes might not be su fficient to re flect the spatialheterogeneity.Figure 3.Relationships between factors of built-up landexpansion.Figure 4.Scale e ffects on (a)the PD values and (b)the ranks of the factors (Acronyms are de fined in Table 1.).2196H.JU ET AL.D o w n l o a d e d b y [U C S a n t a B a r b a r a L i b r a r y ] a t 09:22 03 O c t o b e r 2017The scale e ffects of the PD values and the ranks of 12factors were tested using six scales (Figure 4).The PD values of all factors tended to increase with increasing grid size,and that of the built-up land in the surrounding area increased faster than any other factor.In contrast,the ranks of di fferent factors showed di fferent relationships with the grid size.The ranks of the neighbourhood factors increased with increasing grid size,whereas the ranks of some other factors,such as the total investment in fixed assets and GDP,decreased.Note that the ranks of these factors remained relatively stable when the grid size was larger than 4000×4000m 2,and larger grid sizes might mask meaningful geographic variation of built-up land expansion.Thus,4000m was chosen as the optimal grid size of the geographical detector in this study.The results of the zoning e ffect showed that the PD values varied with di fferent classi fications,but no explicit relationships were found between the PD values and the classi fications (Table 2).Previous studies stated that optimal classi fication algorithms and prior knowledge were needed to classify the quantitative variables when using the geographical detector (Wang et al .2010).Arbitrary classi fications might not characterise the actual associations between factors and geographical phenomena (Hu et al .2011).In this study,the optimal classi fication was de fined with both the optimal algorithm and prior knowledge.The ‘natural break (Jenks)’method in ESRI ’s ArcView GIS software was used to classify five socioeconomic factors (GDP,permanent population,disposable income per citizen,proportion of secondary industry and tertiary industry in GDP and total investment in fixed assets),and prior knowledge as well as the range and distribu-tion of the data were considered to classify the other factors (Figure 5and Figure 6).4.2.The factor and risk detectorsThe factor detector calculated the PD values to represent the relative importance of the potential factors of built-up land expansion (Table 3),whereas the risk detector disclosed the built-up land expansion speed of di fferent sub-regions of each factor (Figure 5and Figure 6).Overall,the e ffects of physical and socioeconomic factors on built-up land expansion were consistent with those of previous research.Here,we mainly discuss the most important e ffects.First,physical factors had signi ficant e ffects on the built-up land expansion,especially the neighbourhood and topographic factors.Built-up land in the surrounding area wasTable 2.The zoning e ffect of the geographical detector.CategoryFactor [range]Cutting values Method PD value Physical factorsCPLD0.1,0.2,0.4,0.7Manual0.3514[0–0.9119]0.1,0.25,0.45,0.7Natural break 0.33410.01,0.07,0.23,0.63Quantile 0.2862ELE200,500,800,1000Manual0.3494[0–2283]185,443,721,1082Natural break 0.446439,123,428,689Quantile 0.3724Socioeconomic factorsD_DA 20,40,60,80Manual 0.5326[0,120]30,60,80,100Manual 0.431210,30,60,90Manual0.5615P_POP 11,34,83.7,129Natural break 0.3178[2.9–202.3]5.3,20.2,58.7,129Quantile 0.29815.6,34,123.3,166.5Manual0.3027INTERNATIONAL JOURNAL OF GEOGRAPHICAL INFORMATION SCIENCE 2197D o w n l o a d e d b y [U C S a n t a B a r b a r a L i b r a r y ] a t 09:22 03 O c t o b e r 2017。

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