馮志新,陳穎彪,千慶蘭,王帥帥

1 廣東省環(huán)境科學(xué)研究院， 廣州 510031 2 廣州大學(xué)地理科學(xué)學(xué)院，廣州 510006

東莞市人工景觀結(jié)構(gòu)與連接度的協(xié)整性及因果關(guān)系

馮志新1,2,陳穎彪2,*,千慶蘭2,王帥帥2

1 廣東省環(huán)境科學(xué)研究院， 廣州 510031 2 廣州大學(xué)地理科學(xué)學(xué)院，廣州 510006

城市人工景觀特征逐步向城市外圍自然及半自然景觀滲透。近年來(lái)對(duì)快速城市化地區(qū)的景觀格局特征定量化研究很多，但側(cè)重于景觀格局特征的簡(jiǎn)單分析和描述，忽略了城市空間擴(kuò)展過(guò)程中，城市人工景觀結(jié)構(gòu)與景觀連接度動(dòng)態(tài)變化過(guò)程中之間的內(nèi)部聯(lián)系。以東莞市1988—2009年城市人工景觀為研究對(duì)象，通過(guò)計(jì)算并分析景觀結(jié)構(gòu)與景觀連接度指數(shù)，利用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中的協(xié)整概念與格蘭杰因果檢驗(yàn)方法并詳細(xì)分析了這兩類指數(shù)之間的具體關(guān)系。研究結(jié)果表明：(1)所選取的景觀結(jié)構(gòu)指數(shù)與景觀連接度指數(shù)能較好地描述東莞市城市人工景觀時(shí)空格局變化過(guò)程；(2)人工景觀斑塊類型面積(CA)與可能連通性指數(shù)(PC)存在協(xié)整關(guān)系。景觀聚集度指數(shù)(AI)、蔓延度指數(shù)(CONTAG)與景觀連通性指數(shù)(IIC與PC)也存在協(xié)整關(guān)系，即這些變量之間確實(shí)存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系；(3)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)中，在不同滯后期的情況下，大部分的結(jié)果表明景觀連接度指數(shù)(IIC與PC)是景觀結(jié)構(gòu)指數(shù)(CA、AI、CONTAG)的格蘭杰成因，說(shuō)明景觀連接度指數(shù)信息有助于預(yù)測(cè)景觀結(jié)構(gòu)指數(shù)的變化。

城市擴(kuò)張；景觀結(jié)構(gòu)；景觀連接度；東莞市

城市化復(fù)雜地表過(guò)程模擬表達(dá)是目前重點(diǎn)研究的一個(gè)科學(xué)問(wèn)題，從景觀結(jié)構(gòu)的空間構(gòu)成看，城市景觀包括基底、斑塊、廊道三大要素。城市是典型的人工景觀，建筑物群體和硬化地面構(gòu)成了景觀的主體，街區(qū)和街道是城市景觀的基底[1]。近年來(lái)運(yùn)用RS與GIS技術(shù)手段，通過(guò)選取不同尺度的景觀格局指數(shù)，采用景觀格局與梯度的分析方法，對(duì)快速城市化地區(qū)的景觀格局特征定量化研究很多[2-7]。在此基礎(chǔ)上，楊葉濤等選擇從城市土地利用景觀格局特征來(lái)研究城市擴(kuò)張，探討多種景觀格局指標(biāo)與建設(shè)用地增長(zhǎng)的相關(guān)性[8-9]。土地利用變化往往會(huì)導(dǎo)致景觀結(jié)構(gòu)、功能也發(fā)生了變化。景觀連接度是研究景觀結(jié)構(gòu)和景觀功能互饋的重要途徑[10-11]。吳昌廣等[12]綜述了國(guó)內(nèi)外近10年來(lái)有關(guān)景觀連接度的概念、度量以及相關(guān)應(yīng)用，說(shuō)明了景觀連接度能反映景觀的功能特征，通過(guò)探討景觀連接度與景觀要素間的關(guān)系，能為景觀規(guī)劃與生物多樣性保護(hù)提供參考。景觀格局發(fā)生變化的原因在于內(nèi)、外驅(qū)動(dòng)力對(duì)景觀組成要素的干擾作用，綜合的干擾作用包括了自然、生物以及人類活動(dòng)之間復(fù)雜的相互作用，其結(jié)果使得景觀穩(wěn)定性及其景觀結(jié)構(gòu)發(fā)生變化，從而使景觀格局發(fā)生變化[13]。那么，在快速城市化進(jìn)程中，城市人工景觀連接度的提高是否會(huì)加快城市景觀格局的變化？城市人工景觀結(jié)構(gòu)與景觀連接度的關(guān)系又是什么，仍需進(jìn)一步研究。相關(guān)分析揭示了要素之間的相關(guān)程度，回歸分析則是建立反映地理要素之間具體數(shù)量關(guān)系的數(shù)學(xué)模型[14]。然而，在未對(duì)變量的時(shí)間序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)的情況下，直接對(duì)其進(jìn)行回歸分析，極容易產(chǎn)生偽回歸問(wèn)題，從而導(dǎo)致所建的回歸模型沒(méi)有解釋意義[15]。

本研究旨在回答以下問(wèn)題：1988—2009年，東莞市的城市人工景觀結(jié)構(gòu)與景觀連接度發(fā)生了什么變化？景觀結(jié)構(gòu)與景觀連接度指數(shù)能否說(shuō)明快速城市化的發(fā)展過(guò)程？城市人工景觀結(jié)構(gòu)與景觀連接度在時(shí)間序列上是不斷變化的，它們之間存在什么樣關(guān)系？是否存在著長(zhǎng)期均衡及短期動(dòng)態(tài)因果關(guān)系？能否從統(tǒng)計(jì)上考察這種關(guān)系是單向的還是雙向的？即主要是一個(gè)變量的過(guò)去行為在影響另一個(gè)變量的當(dāng)前行為呢？還是雙方的過(guò)去行為在互相影響著對(duì)方的當(dāng)前行為？

1 研究區(qū)域

東莞市位于廣東省中南部，珠江口東岸，東江下游的珠江三角洲，毗鄰港澳，處于廣州至深圳、香港經(jīng)濟(jì)走廊中間。西北距廣州59 km，東南距深圳99 km，距香港140 km。地處東經(jīng)113°31′—114°15′，北緯22°39′—23°09′。東西長(zhǎng)約70.45 km，南北寬約46.8 km，全市陸地總面積2465 km2，海域面積為150 km2。地勢(shì)東南高、西北低，地貌以丘陵臺(tái)地、沖積平原為主，如圖1所示。

圖1 東莞市區(qū)位示意圖

20世紀(jì)80年代以來(lái)，在外源性經(jīng)濟(jì)的帶動(dòng)下，東莞市成為珠三角地區(qū)外商投資的中心之一，逐步形成了以制造業(yè)為主的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)模式，吸引了大量外來(lái)人口，推動(dòng)了工業(yè)化進(jìn)程與城市建設(shè)，從而促進(jìn)城市快速擴(kuò)張。本研究以東莞市城市人工用地景觀為研究對(duì)象，研究所需東莞市行政區(qū)劃矢量數(shù)據(jù)與1988—2009年間11期Landsat TM遙感影像解譯的土地利用/覆被圖，包括城市用地、開(kāi)發(fā)區(qū)、水體、農(nóng)田、林地等9種土地利用類型。根據(jù)東莞市城市景觀特征及研究目的，將城市用地和開(kāi)發(fā)區(qū)兩種用地類型定義為城市人工景觀，即城市景觀的基底，由建筑物群體和硬化地面構(gòu)成的景觀主體。

2 研究方法

2.1 研究方法景觀指數(shù)的選取

景觀指數(shù)是高度濃縮景觀格局信息，反映其結(jié)構(gòu)組成和空間配置某些方面特征的簡(jiǎn)單定量指標(biāo)，即景觀組成單元的類型、多樣性及其空間關(guān)系。如景觀中不同生態(tài)系統(tǒng)(或土地利用類型)的面積、形狀和豐富度。只有針對(duì)特定的生態(tài)過(guò)程或特定的地理位置，才能凸顯景觀格局指數(shù)的含義與意義[16-17]。描述景觀格局特征的景觀指數(shù)很多，且相關(guān)性較高，本研究綜合研究目的與研究區(qū)的實(shí)際情況，選取了兩類景觀指數(shù)。一類是景觀結(jié)構(gòu)指數(shù)，選取斑塊類型面積(CA)、景觀形狀指數(shù)(LSI)、聚集度指數(shù)(AI)、蔓延度指數(shù)(CONTAG)與香農(nóng)多樣性指數(shù)(SHDI)5個(gè)指標(biāo)來(lái)描述城市人工景觀結(jié)構(gòu)；另一類是景觀連接度指數(shù)，包括整體連通性指數(shù)(IIC)與可能連通性指數(shù)(PC)。上述景觀指數(shù)的定義、計(jì)算公式、閾值以及其生態(tài)學(xué)意義可參見(jiàn)有關(guān)文獻(xiàn)[10,12,17]，指數(shù)計(jì)算均基于Fragstats4.1軟件和Conefor Sensinode2.2軟件。

2.2 協(xié)整性與因果關(guān)系分析原理

傳統(tǒng)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)在建立模型的時(shí)候，要求隨機(jī)過(guò)程必須是平穩(wěn)的序列，如果序列是不穩(wěn)的，就會(huì)產(chǎn)生“虛假回歸”，致使按照傳統(tǒng)統(tǒng)計(jì)推斷得出的結(jié)論嚴(yán)重失誤[15,18]。非平穩(wěn)時(shí)間序列建模的基本思想是：將理論和數(shù)據(jù)信息有效結(jié)合，從經(jīng)濟(jì)變量的數(shù)據(jù)中所顯示的關(guān)系出發(fā)，確定模型包含的變量和變量之間的關(guān)系[19]。協(xié)整概念是一個(gè)強(qiáng)有力的概念，因?yàn)閰f(xié)整允許我們刻畫(huà)兩個(gè)或者多個(gè)序列之間的平衡或平穩(wěn)關(guān)系。對(duì)于每一個(gè)序列單獨(dú)來(lái)說(shuō)可能是非平穩(wěn)的，這些序列的矩，如均值、方差和協(xié)方差隨時(shí)間而變化，而這些時(shí)間序列的線性組合序列卻可能有不隨時(shí)間變化的性質(zhì)[20]。研究變量之間的協(xié)整關(guān)系，就等于研究變量之間的定量規(guī)律。其次在建立模型前，對(duì)變量之間的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，證明它們是協(xié)整的，那么所建立的回歸模型則可以避免偽回歸[21]。協(xié)整性與因果關(guān)系分析主要分為4個(gè)步驟。

(1)單位根檢驗(yàn)

檢查序列平穩(wěn)性的標(biāo)準(zhǔn)方法是單位根檢驗(yàn)方法。本文采用的是ADF (Augmented Dickey-Fuller test)檢驗(yàn)方法，通過(guò)在回歸方程右邊加入因變量yt的滯后差分項(xiàng)來(lái)控制高階序列相關(guān)，一般形式表示為[20]：

(2)協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)方法的一般方法有EG法與Johansen法。本文采用的是EG檢驗(yàn)法，這種方法是對(duì)回歸方程的殘差進(jìn)行單位根驗(yàn)證。因此，檢驗(yàn)一組變量(景觀結(jié)構(gòu)指數(shù)與景觀連接度指數(shù))之間是否存在協(xié)整關(guān)系等價(jià)于檢驗(yàn)回歸方程的殘差序列是否是一個(gè)平穩(wěn)序列[20,22]。

(3)誤差修正模型的建立

ECM(Error Correction Model)即誤差修正模型，一般的模型是自回歸分布滯后模型，記為：

yt=β0+β1xt+β2yt-1+β3xt-1+εt

經(jīng)變形整理后得誤差修正模型：

(4)序列間因果關(guān)系分析與檢驗(yàn)

Granger因果檢驗(yàn)這種分析方法是從統(tǒng)計(jì)角度來(lái)確定變量間的因果關(guān)系。格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)不是檢驗(yàn)邏輯上的因果關(guān)系，而是看變量間的先后順序，是否存在一個(gè)變量的前期信息會(huì)影響到另一個(gè)變量的當(dāng)期[23]。其實(shí)質(zhì)上是檢驗(yàn)一個(gè)變量的滯后變量是否可以引入到其他變量方程中，一個(gè)變量如果受到其他變量的滯后影響，則稱他們具有Granger因果關(guān)系。對(duì)兩變量Y與X，格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)要求估計(jì)以下回歸[22]：

格蘭杰檢驗(yàn)是通過(guò)受約束的F檢驗(yàn)完成的。如果針對(duì)X不是Y的格蘭杰原因這一假設(shè)，即針對(duì)式中滯后項(xiàng)前的參數(shù)整體為零的假設(shè)，分別做包含和不包含X滯后項(xiàng)的回歸，記前者的殘差平方和為RSSU，后者的殘差平方和為RSSR，再計(jì)算F統(tǒng)計(jì)量[22]：

3 結(jié)果與分析

3.1 城市景觀結(jié)構(gòu)與連接度指數(shù)變化特征

1988年至2009年間，東莞市城市景觀格局發(fā)生明顯變化，整體特征如表1所示：從景觀結(jié)構(gòu)指數(shù)CA值的變化情況上看，城市人工景觀的斑塊類型面積占全市陸地總面積由1990年的4.04%、1999年的22.46%、2003年的35.78%上升到2009年的48.07%，說(shuō)明了東莞市近20年人工景觀用地規(guī)模不斷擴(kuò)大，城市人工景觀特征逐步向城市外圍自然及半自然景觀滲透的過(guò)程，城市空間擴(kuò)展顯著。

表1 景觀結(jié)構(gòu)指數(shù)與景觀連接度指數(shù)

從斑塊類型水平的尺度上看，LSI與AI值所描述的對(duì)象是城市人工景觀斑塊形態(tài)的變化過(guò)程，AI值總體上穩(wěn)步上升，說(shuō)明城市人工景觀的聚集程度越來(lái)越高。而LSI值則在1988年至1997年間不斷增加，1997年后該值逐漸減小的態(tài)勢(shì)說(shuō)明了城市人工景觀的形狀變化是從簡(jiǎn)單變復(fù)雜，然后再?gòu)膹?fù)雜變回簡(jiǎn)單的過(guò)程，符合城市空間擴(kuò)展過(guò)程的一般規(guī)律。

從景觀類型水平的尺度上看，CONTAG值與SHDI值所描述的對(duì)象是城市整體景觀的變化過(guò)程。CONTAG值的大小反映景觀不同斑塊類型的非隨機(jī)性或聚集程度。如果一個(gè)景觀由許多離散的小斑塊組成，CONTAG的值較小，當(dāng)景觀中以少數(shù)大斑塊為主或同一類型斑塊高度連接時(shí)，CONTAG的值較大；SHDI的值的大小取決于兩個(gè)方面的信息：一是斑塊類型的多少(即豐富度)，二是各斑塊類型的面積上分布的均勻程度。CONTAG的值在1988年至1997年間由大變小，1997年后該值逐漸增大，而SHDI值的變化過(guò)程卻剛好相反。其原因主要是1988—1997年間，東莞市景觀格局的基底主要是由農(nóng)田、林地等自然及半自然景觀為主，隨著城市建設(shè)與發(fā)展的需求，大量的農(nóng)田、林地逐步轉(zhuǎn)化為城市建設(shè)用地，景觀結(jié)構(gòu)組成的復(fù)雜性也趨于增加，從而導(dǎo)致景觀聚集度減小。1997年后，東莞市景觀格局的基質(zhì)逐步轉(zhuǎn)化為城鎮(zhèn)居民用地、交通用地等城市人工景觀，景觀結(jié)構(gòu)組成的復(fù)雜性也逐漸減小，從而導(dǎo)致景觀聚集度增大。景觀連接度指數(shù)所描述的是城市人工景觀斑塊之間的連接程度，可綜合測(cè)度整個(gè)景觀尺度上生境斑塊的連通程度。整體來(lái)看，研究期間的IIC與PC值都呈現(xiàn)上升趨勢(shì)。特別是從1999年開(kāi)始，IIC與PC值增加速度顯著，說(shuō)明城市人工景觀斑塊的連接程度高。

綜合表1與圖2—5中可以看出，東莞市城市人工景觀格局變化可分為4個(gè)階段，①1988—1990年期間，東莞市的城市人工景觀總量小，截至1990年，城市人工景觀占地約157 km2，總體分布零散，主要集中在莞城區(qū)，如圖2所示，屬城市發(fā)展初期。LSI值與AI值偏小，說(shuō)明城市人工景觀斑塊聚集程度較低。②1990—1999年期間，東莞市城市人工景觀面積總量迅速增大，新增城市用地景觀以年平均44.08 km2的數(shù)量增加，截至1999年，城市人工景觀占地約554 km2；從空間上看，城市人工景觀的“骨架”逐步形成，分布相對(duì)均勻，新增的城市人工景觀主要集中在各個(gè)鎮(zhèn)區(qū)的城鎮(zhèn)中心及其周邊地區(qū)，形成多個(gè)城市組團(tuán)，如虎門、長(zhǎng)安組團(tuán)等，如圖3所示。LSI值與AI值增大，說(shuō)明城市人工景觀斑塊聚集程度逐步上升。③1999—2005年期間，東莞市城市人工景觀面積總量持續(xù)增長(zhǎng)，新增城市用地景觀以年平均76.85 km2的數(shù)量增加。截至2005年，城市人工景觀占地約1014.81 km2，新增的城市人工景觀主要分布在前期的城市人工景觀“骨架”的周邊地區(qū)，以厚街鎮(zhèn)為例，如圖4紅色箭頭所示，城市用地空間擴(kuò)展類型主要以外延與蔓延為主。AI值繼續(xù)增大而LSI值開(kāi)始下降，說(shuō)明東莞市城市人工景觀整體格局已逐步趨于穩(wěn)定。④2005—2009年期間，東莞市城市人工景觀面積總量持續(xù)增長(zhǎng)，但其增長(zhǎng)速度放緩，新增城市用地面積為年平均42.52 km2，截至1999年，城市人工景觀占地約1185 km2。以塘廈鎮(zhèn)為例，如圖5中紅色箭頭所示，城市用地空間擴(kuò)展類型主要以填充為主。

圖2 1988—1990城市人工景觀

圖3 1990—1999城市人工景觀

圖4 1999—2005城市人工景觀(厚街鎮(zhèn))

圖5 2005—2009城市人工景觀(塘廈鎮(zhèn))

3.2 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

對(duì)7個(gè)原序列AI、CA、CONTAG、IIC、LSI、PC和SHDI進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，運(yùn)用ADF檢驗(yàn)方法(選擇包含截距項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)對(duì)原序列分別作ADF檢驗(yàn))，結(jié)果如表2所示，LSI與SHDI為平穩(wěn)序列，AI、CA、CONTAG、IIC與PC均為非平穩(wěn)序列。

對(duì)非平穩(wěn)的時(shí)間序列AI、CA、CONTAG、IIC與PC進(jìn)行數(shù)據(jù)預(yù)處理，對(duì)數(shù)變換不會(huì)影響數(shù)據(jù)之間關(guān)系的研究，將各序列對(duì)數(shù)化，記為lnAI、lnCA、lnCONTAG、lnIIC與lnPC。繼續(xù)使用ADF檢驗(yàn)方法，結(jié)果如表3所示，二階差分序列l(wèi)nAI、lnCA、lnCONTAG、lnIIC與lnPC在1%的顯著水平下是平穩(wěn)的，即均為I(2)序列，滿足協(xié)整檢驗(yàn)前提。

表2 原始序列單位根檢驗(yàn)

表3 差分序列單位根檢驗(yàn)

3.3 協(xié)整檢驗(yàn)與誤差修正模型

為了確定城市人工景觀結(jié)構(gòu)與景觀連接度指數(shù)之間是否存在協(xié)整關(guān)系，分別對(duì)景觀結(jié)構(gòu)指數(shù)(lnAI、lnCA、lnCONTAG)與景觀連接度指數(shù)(lnIIC、lnPC)進(jìn)行OLS回歸，回歸后得各個(gè)模型的殘差序列并對(duì)其進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，分別按照同時(shí)含有常數(shù)項(xiàng)和時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)、有常數(shù)項(xiàng)和沒(méi)有時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)，以及沒(méi)有常數(shù)項(xiàng)和時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)的3個(gè)模型來(lái)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，只要其中一個(gè)模型的檢驗(yàn)結(jié)果拒絕了零假設(shè)，就可以認(rèn)為該序列式平穩(wěn)的。當(dāng)3個(gè)模型的檢驗(yàn)結(jié)果都不能拒絕零假設(shè)，則認(rèn)為該序列式非平穩(wěn)的。檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

表4 原始序列單位根檢驗(yàn)

(C,T,K)表示ADF檢驗(yàn)式是否包含常數(shù)項(xiàng)、時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)以及滯后期數(shù)殘差序列的平穩(wěn)性結(jié)果表明，在顯著性5%的水平上，景觀結(jié)構(gòu)指數(shù)lnAI、lnCONTAG與景觀連接度指數(shù)(lnIIC和lnPC)存在協(xié)整關(guān)系，lnCA僅與lnPC存在協(xié)整關(guān)系，lnCA與lnIIC不存在協(xié)整關(guān)系。因此，可以得出本文中的城市人工景觀結(jié)構(gòu)指數(shù)AI、CONTAG與景觀連接度指數(shù)IIC、PC，CA與PC之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，它們之間的回歸方程設(shè)定是合理的，故可進(jìn)一步建立誤差修正模型，來(lái)確立它們之間的短期波動(dòng)關(guān)系。在建立短期模型過(guò)程中，將誤差修正項(xiàng)看作一個(gè)解釋變量，連同其他反映短期波動(dòng)的解釋變量一起，建立短期模型，即誤差修正模型。模型表達(dá)式如下：

lnAI=5.4420+0.0223lnIIC-0.1911lnAIt-1+0.0022lnIICt-1

R-squared：0.988107F-statistic：166.1644 Durbin-Watson stat：2.025342

lnAI=2.6449+0.0256lnPC+0.4218lnAIt-1-0.0092lnPCt-1

R-squared：0.992451F-statistic：262.9498 Durbin-Watson stat：1.901418

lnCONTAG=1.3614+0.0332lnIIC+0.6684lnCONTAGt-1+0.0447lnIICt-1

R-squared：0.845528F-statistic：10.94734 Durbin-Watson stat：1.854780

lnCONTAG=1.1521-0.0304lnPC+0.7176lnCONTAGt-1+0.0389lnPCt-1

R-squared：0.874812F-statistic：13.97601 Durbin-Watson stat：2.378302

lnCA=-1.3489+0.2446lnPC+1.1163lnCAt-1-0.2927lnPCt-1

R-squared：0.997961F-statistic：978.8289 Durbin-Watson stat：1.834893

3.4 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)協(xié)整關(guān)系中的因果方向，按照格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)方法，分別對(duì)景觀結(jié)構(gòu)指數(shù)(lnAI、lnCA、lnCONTAG)與景觀連接度指數(shù)(lnIIC、lnPC)之間進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。由于該檢驗(yàn)結(jié)果對(duì)滯后期十分敏感，滯后階數(shù)的選擇直接左右格蘭杰因果檢驗(yàn)的結(jié)果，對(duì)于分析的準(zhǔn)確性至關(guān)重要。因此本文將選取滯后期1—3進(jìn)行檢驗(yàn)，以使得結(jié)果全面準(zhǔn)確，最后列出在5%的顯著性水平下，具有格蘭杰因果關(guān)系的結(jié)果，如表5所示。從1階滯后的情況看，lnIIC是lnAI、lnCONTAG的格蘭杰原因，lnPC是lnCONTAG的格蘭杰原因；從2階滯后的情況看，lnAI是lnPC的格蘭杰原因，lnPC與lnCA之間有雙向的格蘭杰因果關(guān)系，lnIIC與lnCONTAG之間有雙向的格蘭杰因果關(guān)系；從3階滯后的情況看，lnPC是lnCONTAG的格蘭杰原因。格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)不是檢驗(yàn)邏輯上的因果關(guān)系，而是看變量間的先后順序，是否存在一個(gè)變量的前期信息會(huì)影響到另一個(gè)變量的當(dāng)期。即A是B的格蘭杰成因，則表示A的前期信息會(huì)影響到B的當(dāng)期，說(shuō)明A過(guò)去的信息值有助于預(yù)測(cè)B。

表5 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

4 結(jié)論與討論

研究表明，本文所選取斑塊類型面積(CA)、景觀形狀指數(shù)(LSI)、聚集度指數(shù)(AI)、蔓延度指數(shù)(CONTAG)、香農(nóng)多樣性指數(shù)(SHDI)等5個(gè)指標(biāo)來(lái)量化東莞市城市人工景觀結(jié)構(gòu)的動(dòng)態(tài)變化，選取景觀連接度指數(shù)(IIC與PC)這2個(gè)指標(biāo)來(lái)綜合測(cè)度整個(gè)區(qū)域的城市人工景觀尺度上生境斑塊的連通性程度，上述7個(gè)指數(shù)是能較好地反映東莞市城市人工景觀格局在近20年來(lái)變化的過(guò)程。從城市生態(tài)變化過(guò)程的角度上看，東莞市景觀的基質(zhì)由農(nóng)田、林地等自然及半自然景觀逐步轉(zhuǎn)化為城鎮(zhèn)居民用地、交通用地等城市人工景觀。通過(guò)分析7個(gè)指數(shù)的變化特征，總結(jié)出東莞市快速城市化過(guò)程中的4個(gè)階段：①1988—1990年期間，自然及半自然景觀(農(nóng)田、林地等)為景觀的基質(zhì)，城市人工景觀斑塊面積小、聚集程度低。②1990—1999年期間，城市人工景觀面積總量迅速增大、聚集程度明顯上升，城市空間擴(kuò)展類型主要以“外延”與“沿交通線擴(kuò)展”兩種類型為主，城市人工景觀的“骨架”逐步形成。景觀結(jié)構(gòu)組成的復(fù)雜性也趨于增加，自然及半自然景觀(農(nóng)田、林地等)景觀出現(xiàn)萎縮、破碎化和孤島化等現(xiàn)象，城市人工景觀逐步成為景觀的基質(zhì)。③1999—2005年期間，城市人工景觀面積總量持續(xù)增長(zhǎng)，向城市外圍自然及半自然景觀滲透，增長(zhǎng)的面積相對(duì)于上一階段不大，呈散狀分布，屬于“蔓延”的擴(kuò)展類型。④2005—2009年期間，城市人工景觀面積總量持續(xù)增長(zhǎng)，但其增長(zhǎng)的速度明顯放緩，城市用地空間擴(kuò)展類型主要以填充為主。

城市人工景觀結(jié)構(gòu)與景觀連接度指數(shù)在時(shí)間序列上是不斷變化的，CA、AI、CONTAG、IIC與PC均為二階平穩(wěn)序列。通過(guò)對(duì)它們進(jìn)行協(xié)整分析與格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，結(jié)果表明：城市人工景觀斑塊類型面積(CA)與可能連通性指數(shù)(IIC)存在協(xié)整關(guān)系，景觀聚集度指數(shù)(AI)、蔓延度指數(shù)(CONTAG)與景觀連通性指數(shù)(IIC與PC)也存在協(xié)整關(guān)系，即這些變量之間確實(shí)存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。這種均衡關(guān)系意味著該系統(tǒng)中不存在破環(huán)均衡的內(nèi)在機(jī)制。如果變量在某時(shí)期受到干擾后偏離其長(zhǎng)期均衡點(diǎn)，則均衡機(jī)制將會(huì)在下一期進(jìn)行調(diào)整以其重新回到均衡狀態(tài)。格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)中，在不同滯后期的情況下，大部分的結(jié)果表明景觀連通性指數(shù)(IIC與PC)是景觀結(jié)構(gòu)指數(shù)(CA、AI、CONTAG)的格蘭杰成因，說(shuō)明景觀連通性指數(shù)信息有助于預(yù)測(cè)景觀結(jié)構(gòu)指數(shù)的變化。從另一個(gè)角度上看，城市人工景觀連接度指數(shù)的大小取決于各大城市組團(tuán)之間城鎮(zhèn)與交通路網(wǎng)的發(fā)展。城市交通路網(wǎng)是組成城市的骨架，各種不同大小的城市組團(tuán)依存這些骨架。因此，通過(guò)大力發(fā)展各大城市組團(tuán)周邊小城鎮(zhèn)，以及完善各城市組團(tuán)的交通路網(wǎng)系統(tǒng)，將有助于優(yōu)化城市空間結(jié)構(gòu)與格局。

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Research on the cointegration and causality between urban artificial landscape structure change and landscape connectivity in Dongguan City

FENG Zhixin1,2, CHEN Yingbiao2,*, QIAN Qinglan2, WANG Shuaishuai2

1GuangdongProvincialAcademyofEnvironmentalScience,Guangzhou510031,China2SchoolofGeographicalSciences,GuangzhouUniversity,Guangzhou510006,China

Characteristics of urban artificial landscape have permeated into natural and semi-natural landscapes. Prior studies focused on landscape pattern analysis and description in rapid urbanization areas but neglect the dynamic changes between structures and connectivity of artificial urban landscape and their internal interactions. We measured two landscape indices (landscape structures and landscape connectivity) and presented an integrated approach (the cointegration and causality) to explore the urban expansion of Dongguan, a rapidly growing city in southern China, since 1988 to 2009. Analyses of seven landscape indices indicates a clear dynamic change in the expansion of Donguan. We divided this expansion into four different periods, that is early natural and semi-natural landscapes dominated urban areas in 1988—1990, followed by rapid ‘extension’ and ‘linear development’ period through 1990—1999, and then urbanization developed steadily period (‘sprawl’) during 1999—2005, and the recent ‘infilling’ stage since 2005—2009 characterized by urban development? The results show that: (1) According to variation characteristics of seven indices, the period is divided into four stages. The first is 1988—1990, in which the natural and semi-natural landscapes such as farmland, woodland were dominant, while urban artificial areas were small and had low density and aggregation. The second period is 1990 —1999, in which urban artificial landscape increased rapidly with high density and aggregation. Then, we named the urban land expansion as ‘extension’ and ‘linear development’ type. The skeleton of the city gradually formed and the urban artificial landscape was in the dominant position, while natural and semi-natural landscapes such as farmland, woodland were small with low density and aggregation. The third period is 1999—2005. The total area of urban artificial landscape grew steadily and we named the urban land expansion as ‘sprawl’ type. The last is 2005—2009. Urban artificial landscape grew further and we named the urban land expansion as ‘infilling’ type. (2) There exist cointegration relationships between class area (CA) and probability index of connectivity (PC), aggregation index (AI), contagion index (CONTAG), and connectivity indices IIC and PC. This indicates that there is a long-term equilibrium relationship among these variables and thereby no internal mechanism would break down the equilibrium of urban system. (3) Granger causality test shows that landscape connectivity indices (IIC and PC) are the Granger Causes of landscape structure indices (CA, AI, CONTAG), which suggests the landscape connectivity indices can be used to predict the change of landscape structures.

urban expansion; landscape structure; landscape connectivity; Dongguan

國(guó)家科技支撐計(jì)劃課題(2012BAH32B03)；國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目(41071078)；教育部人文社科規(guī)劃基金項(xiàng)目(11YJAZH016)；住房和城鄉(xiāng)建設(shè)部科學(xué)技術(shù)項(xiàng)目(2012-K8-42)資助

2013-11-05;

2014-12-04

10.5846/stxb201311052673

*通訊作者Corresponding author.E-mail: gzhuchenyb@126.com

馮志新,陳穎彪,千慶蘭,王帥帥.東莞市人工景觀結(jié)構(gòu)與連接度的協(xié)整性及因果關(guān)系.生態(tài)學(xué)報(bào),2015,35(14):4920-4930.

Feng Z X, Chen Y B, Qian Q L, Wang S S.Research on the cointegration and causality between urban artificial landscape structure change and landscape connectivity in Dongguan City.Acta Ecologica Sinica,2015,35(14):4920-4930.