江振藍(lán)

(閩江學(xué)院 地理科學(xué)系, 福州 350108)

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基于Mann-Kendall方法的水土流失時(shí)空格局變化

江振藍(lán)

(閩江學(xué)院 地理科學(xué)系, 福州 350108)

實(shí)時(shí)準(zhǔn)確把握水土流失的時(shí)空變異規(guī)律是制定合理有效水土流失防治措施的基礎(chǔ)。利用RUSLE方程對(duì)浙江省安吉縣2000—2012年的水土流失風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行估算，獲取共13期(每年1期)的水土流失時(shí)間序列數(shù)據(jù)。在此基礎(chǔ)上，利用Mann-Kendall方法進(jìn)行水土流失時(shí)空格局變化分析。結(jié)果表明：研究期間安吉縣水土流失風(fēng)險(xiǎn)呈現(xiàn)顯著上升趨勢(shì)，具體表現(xiàn)為遭受水土流失風(fēng)險(xiǎn)范圍呈現(xiàn)顯著增長(zhǎng)的同時(shí)，遭受水土流失的風(fēng)險(xiǎn)等級(jí)也呈現(xiàn)顯著上升趨勢(shì)。利用Mann-Kendall方法進(jìn)行水土流失變化分析，較空間疊加分析方法更能真實(shí)地反映水土流失的時(shí)空格局變異規(guī)律，所得結(jié)果更為詳實(shí)，更符合實(shí)際，可為水土流失的長(zhǎng)時(shí)間序列動(dòng)態(tài)變化分析提供新思路。

Mann-Kendall方法; 水土流失; 時(shí)空格局; 趨勢(shì)分析

我國(guó)是世界上水土流失最為嚴(yán)重的國(guó)家之一，嚴(yán)重的水土流失不僅破壞地力，而且污染環(huán)境，是生態(tài)環(huán)境惡化的集中反映，已成為中國(guó)面臨的頭號(hào)環(huán)境問(wèn)題，對(duì)我國(guó)的生態(tài)安全構(gòu)成嚴(yán)重威脅[1-3]。因此，我國(guó)的大多數(shù)地方急需進(jìn)行水土流失治理。要治理水土流失，我們必須明確水土流失的范圍、程度及發(fā)生發(fā)展規(guī)律。遙感具有規(guī)則重復(fù)觀測(cè)能力，可以提供大區(qū)域的同質(zhì)數(shù)據(jù)，為區(qū)域水土流失長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)提供了可能。如楊潔和汪邦穩(wěn)基于CSLE模型對(duì)贛南地區(qū)1980年、1998年、2008年的水土流失進(jìn)行評(píng)價(jià)，揭示其近30 a的水土流失變化規(guī)律[4]。Jiang等利用USLE方程估算浙江省安吉縣1985年、1994年、2003年、2008年水土流失風(fēng)險(xiǎn)，分析了1985—2008年水土流失的時(shí)空動(dòng)態(tài)變化特征[5]。王紅巖等對(duì)紅水河干流區(qū)1990年、2000年和2010年的水土流失敏感性進(jìn)行了評(píng)價(jià)，并對(duì)其時(shí)空動(dòng)態(tài)進(jìn)行了監(jiān)測(cè)分析[6]。然而，前人的這些研究，大多基于研究期間的兩期或幾期數(shù)據(jù)進(jìn)行疊加分析其時(shí)空變化規(guī)律，揭示的僅是相應(yīng)年份水土流失的變化情況，而對(duì)于期間水土流失的變化趨勢(shì)如何，卻很難做出判斷。

Mann-Kendall檢驗(yàn)法為充分揭示水土流失的變化趨勢(shì)提供了可能。該方法是世界氣象組織推薦并已廣泛使用的非參數(shù)檢驗(yàn)方法，不需要樣本遵從正態(tài)分布，也不受少數(shù)異常值的干擾，計(jì)算簡(jiǎn)便[7]，被廣泛應(yīng)用在水文(徑流、水質(zhì)等)，氣象(氣溫、降水等)，土壤濕度，植被等的趨勢(shì)分析中[8-12]。其優(yōu)點(diǎn)在于檢測(cè)范圍寬、人為影響小、定量化程度高。筆者利用Mann-Kendall方法，對(duì)浙江太湖苕溪流域植被隨時(shí)間序列變化的特征進(jìn)行分析，研究結(jié)果不僅從統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上揭示植被隨時(shí)間的變化趨勢(shì)，還揭示植被發(fā)生突變的時(shí)間段[12]。本文以2000—2012年13期時(shí)間序列的水土流失數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，將Mann-Kendall檢驗(yàn)方法引入到水土流失時(shí)空格局變化分析中，以期為水土流失的動(dòng)態(tài)變化分析提供新思路。

1　研究區(qū)概況

安吉縣地處太湖西南部、浙江西北部、天目山北麓。位于東經(jīng)119°14′—119°53′，北緯30°23′—30°53′，屬于典型的亞熱帶海洋性季風(fēng)氣候。境內(nèi)地形起伏高差大，具有明顯的垂直氣候特征。安吉縣生態(tài)環(huán)境優(yōu)良，2006年成為中國(guó)的第一個(gè)“生態(tài)縣”，全縣森林覆蓋率達(dá)到71%。該縣堅(jiān)持以“生態(tài)經(jīng)濟(jì)”為立縣之本，生態(tài)農(nóng)業(yè)、生態(tài)工業(yè)和生態(tài)旅游已成為其主要的支柱產(chǎn)業(yè)。但由于近些年白茶種植和竹林開(kāi)發(fā)，造成了大量林地的破壞，加劇了水土流失，已成為當(dāng)?shù)氐闹饕鷳B(tài)環(huán)境問(wèn)題之一[13]。

2　研究數(shù)據(jù)與處理

遙感數(shù)據(jù)主要用于土地利用分類和確定地表植被覆蓋(C)因子，包括TM(Landsat Thematic Mapper)影像，中巴資源衛(wèi)星(CBERS)影像，中巴資源衛(wèi)星環(huán)境與災(zāi)害監(jiān)測(cè)預(yù)報(bào)衛(wèi)星(HJ-1 A /1 B星)影像和ALOS (Advanced Land Observation Satellite)影像。具體的數(shù)據(jù)見(jiàn)表1。

表1　遙感數(shù)據(jù)一覽表

其他的數(shù)據(jù)包括1∶10 000地形圖用于計(jì)算坡度坡長(zhǎng)(LS)因子；1∶50 000土壤圖用于獲取土壤可蝕性(K)因子；安吉及周邊11個(gè)站點(diǎn)的月均降雨量，用于計(jì)算降雨侵蝕力(K)因子。

空間數(shù)據(jù)均采用橫軸墨卡托投影(UTM)50 N帶，生成的空間數(shù)據(jù)層均采樣成30 m的空間分辨率。

3　研究方法

3.1水土流失量估算

本文采用修正型通用土壤流失方程(RUSLE)進(jìn)行水土流失估算，其表達(dá)式為：

A=R×K×LS×C×P

式中：A——年平均水土流失量[t/(hm2·a)]；R——降水侵蝕力因子[(MJ·mm)/(hm2·h·a)]；K——土壤可蝕性因子[(t·h)/(MJ·mm)]；L——坡長(zhǎng)因子；S——坡度因子；C——地表植被覆蓋因子(0～1)；P——水土保持因子(0～1)。R因子值采用安吉及周邊11個(gè)站點(diǎn)的月均降雨量進(jìn)行估算，然后運(yùn)用回歸擬合的方法進(jìn)行空間化；K值采用Williams等在EPIC模型中提出的方法，即利用土壤有機(jī)碳含量和土壤顆粒分布進(jìn)行計(jì)算；LS因子值利用Wischmeier和Smith設(shè)計(jì)的經(jīng)驗(yàn)?zāi)Ｐ瓦M(jìn)行計(jì)算；C因子值綜合采用遙感分類法和線性像元分解法確定；P值是在對(duì)研究區(qū)實(shí)際考察的基礎(chǔ)上，結(jié)合經(jīng)驗(yàn)值，水田的P值確定為0—1，其他地類基本上沒(méi)有采用水保措施，P值為1。各因子具體的計(jì)算方法和步驟見(jiàn)參考文獻(xiàn)[5]和[13]。

利用以上步驟所構(gòu)建的水土流失評(píng)估方法，對(duì)安吉縣2000—2012年13個(gè)年份(每年1期)的水土流失進(jìn)行估算，獲得研究區(qū)相應(yīng)年份的年均土壤流失量A。為了更直觀地分析水土流失的動(dòng)態(tài)變化規(guī)律，將土壤流失量按中華人民共和國(guó)水利部公布的《土壤侵蝕分類分級(jí)標(biāo)準(zhǔn)》進(jìn)行劃分[14]，共分為：微度(無(wú)明顯)侵蝕[<500 t/(km2·a)]、輕度侵蝕[500～2 500 t/(km2·a)]、中度侵蝕[2 500～5 000 t/(km2·a)]、強(qiáng)烈侵蝕[5 000～8 000 t/(km2·a)]、極強(qiáng)烈侵蝕[8 000～15 000 t/(km2·a)]和劇烈侵蝕[>15 000 t/(km2·a)]六個(gè)等級(jí)，獲得相應(yīng)年份的水土流失風(fēng)險(xiǎn)圖。

水土流失估算精度驗(yàn)證主要是通過(guò)實(shí)地調(diào)查，結(jié)合1 m分辨率的DOM影像、DEM和土地利用類型圖，參照中華人民共和國(guó)水利部頒布的土壤面蝕分級(jí)標(biāo)準(zhǔn)和按土壤發(fā)生層的侵蝕程度分級(jí)標(biāo)準(zhǔn)[14]，在每個(gè)年份的遙感影像圖上選取240個(gè)點(diǎn)進(jìn)行土壤侵蝕分級(jí)，形成土壤侵蝕精度檢驗(yàn)的參照數(shù)據(jù)。運(yùn)用混淆矩陣和參照數(shù)據(jù)對(duì)其進(jìn)行精度檢驗(yàn)，以總體精度和Kappa系數(shù)兩個(gè)指標(biāo)對(duì)模型估算結(jié)果的可靠性進(jìn)行檢驗(yàn)[5,15]。2000—2012年水土流失風(fēng)險(xiǎn)圖的總體精度均大于89%，Kappa系數(shù)均大于0—85(表2)。

表2　安吉縣2000-2012年水土流失估算精度評(píng)價(jià)

3.2利用Mann-Kendall檢驗(yàn)法分析水土流失變化規(guī)律

Mann-Kendall檢驗(yàn)法的趨勢(shì)檢驗(yàn)假設(shè)數(shù)據(jù)的序列為x1，x2，…，xn(n≥10[16])，Mann-Kendall統(tǒng)計(jì)量(Sk)由方程(1)計(jì)算：

(1)

趨勢(shì)的變化由式(2)計(jì)算的UFk檢驗(yàn)值判斷。

(2) 式中：UF1=0，E(Sk)和var(Sk)——Sk的均值和方差。

UFk將組成一條序列變化曲線，如果該曲線落在置信區(qū)間(-Ua/2,+Ua/2)內(nèi)，那么原序列不存在顯著變化趨勢(shì)，反之，原序列存在顯著的變化趨勢(shì)。若UFk>0，表明序列具有上升趨勢(shì)；UFk<0則表明序列具有下降趨勢(shì)。

本文給定顯著性水平a=0.05，置信區(qū)間為(-1.96，1.96)，運(yùn)用Mann-Kendall趨勢(shì)檢驗(yàn)進(jìn)行水土流失風(fēng)險(xiǎn)隨時(shí)間變化的趨勢(shì)分析。若UFk值大于0，則表明水土流失風(fēng)險(xiǎn)呈上升的趨勢(shì)，小于0則表明呈下降趨勢(shì)。UFk若落在(-1.96，1.96)區(qū)間，即當(dāng)|UFk|<1.96時(shí)，變化趨勢(shì)不顯著，反之變化趨勢(shì)顯著。

4　結(jié)果與分析

4.1水土流失的時(shí)空變化特征

2000年和2012年水土流失統(tǒng)計(jì)結(jié)果見(jiàn)圖1。為了更直觀地說(shuō)明安吉縣水土流失的時(shí)空動(dòng)態(tài)變化規(guī)律，將2000年和2012年水土流失風(fēng)險(xiǎn)圖進(jìn)行疊加，并將其變化類型分為三類，即水土流失未發(fā)生變化區(qū)域：2000年和2012年水土流失風(fēng)險(xiǎn)等級(jí)保持不變的區(qū)域；水土流失惡化區(qū)：2012年較2000年水土流失風(fēng)險(xiǎn)等級(jí)上升的區(qū)域；水土流失恢復(fù)區(qū)：2012年較2000年水土流失風(fēng)險(xiǎn)等級(jí)下降的區(qū)域(圖2)。

圖1安吉縣2000年，2012年各風(fēng)險(xiǎn)流失區(qū)比重

圖2安吉縣2000-2012水土流失變化

從圖1可以直觀看出，在2000—2012年，安吉縣遭受水土流失風(fēng)險(xiǎn)的范圍在擴(kuò)大，遭受的風(fēng)險(xiǎn)等級(jí)在增加，具體表現(xiàn)為無(wú)明顯流失區(qū)從2000年占全縣面積的86.35%下降至2012年的81.07%，而輕度、中度、強(qiáng)烈、極強(qiáng)烈和劇烈流失區(qū)則呈現(xiàn)擴(kuò)展趨勢(shì)，水土流失總體上呈現(xiàn)惡化趨勢(shì)。其中：劇烈流失區(qū)擴(kuò)展速度最為迅速，從2000年的3.17%擴(kuò)展至2012年的6.06%，超過(guò)了輕度流失區(qū)(5.82%)，成為2012年比重最大的水土流失風(fēng)險(xiǎn)等級(jí)，其后依次為極強(qiáng)烈、強(qiáng)烈、輕度和中度流失區(qū)。圖2進(jìn)一步說(shuō)明研究區(qū)水土流失狀況的這種變化趨勢(shì)，水土流失惡化區(qū)明顯大于水土流失恢復(fù)區(qū)，前者(占全縣面積8.84%)為后者(占全縣面積2.81%)的3倍多，水土流失過(guò)程以惡化為主，呈現(xiàn)出明顯的惡化趨勢(shì)。

4.2基于Mann-Kendall檢驗(yàn)的水土流失時(shí)空格局變化

在95%的置信水平下，置信區(qū)間為(-1.96，1.96)，對(duì)2000—2012年的水土流失風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行Mann-Kendall檢驗(yàn)，結(jié)果如圖3所示。

圖3基于Mann-kendall檢驗(yàn)的2000-2012年水土流失變化趨勢(shì)

對(duì)圖3進(jìn)行統(tǒng)計(jì)，水土流失風(fēng)險(xiǎn)顯著下降的占0.91%，不顯著下降的占7.95%，而顯著上升的占2.26%，不顯著上升的占12.80%，說(shuō)明研究期間水土流失風(fēng)險(xiǎn)變化以不顯著變化類型為主，但顯著惡化區(qū)域大于顯著恢復(fù)區(qū)，不顯著惡化區(qū)域大于不顯著恢復(fù)區(qū)，全區(qū)水土流失呈現(xiàn)惡化趨勢(shì)，與空間疊加分析法所揭示變化規(guī)律一致。

為了定量說(shuō)明Mann-Kendall檢驗(yàn)法和空間疊加分析法研究結(jié)果的異同性，將Mann-Kendall檢驗(yàn)的水土流失變化趨勢(shì)(圖3)分為水土流失惡化區(qū)(UFk>0)、水土流失不變區(qū)域(UFk=0)和水土流失恢復(fù)區(qū)(UFk<0)三類，得到基于Mann-Kendall檢驗(yàn)的水土流失變化類型圖，與圖2(空間疊加分析結(jié)果)進(jìn)行疊加，統(tǒng)計(jì)結(jié)果見(jiàn)表3。

由表3可知，Mann-Kendall檢驗(yàn)法和空間疊加分析法分析結(jié)果的異同性主要體現(xiàn)在：(1) 基于空間疊加分析的絕大部分水土流失變化區(qū)域(惡化區(qū)的94.5%和恢復(fù)區(qū)的92.9%)在Mann-Kendall檢驗(yàn)結(jié)果中仍保持相應(yīng)的變化類型不變；(2) 空間疊加分析的水土流失不變區(qū)域明顯大于Mann-Kendall檢驗(yàn)結(jié)果，前者為88.3%，后者為76.1%；(3) 空間疊加分析相對(duì)于Mann-Kendall檢驗(yàn)法減少的水土流失不變區(qū)域大致50%(各占全縣的6%)分別在Mann-Kendall檢驗(yàn)結(jié)果中表現(xiàn)為水土流失恢復(fù)區(qū)和水土流失惡化區(qū)，使得Mann-Kendall檢驗(yàn)中的水土流失恢復(fù)區(qū)和水土流失惡化區(qū)較空間疊加分析結(jié)果明顯增加，分別為空間疊加分析結(jié)果中恢復(fù)區(qū)和惡化區(qū)的3.2倍和1.7倍。

表3　Mann-Kendall檢驗(yàn)法和空間疊加分析法的結(jié)果對(duì)比

綜合以上，說(shuō)明利用Mann-Kendall 檢驗(yàn)方法不僅能夠發(fā)現(xiàn)利用空間疊加分析方法探測(cè)到的絕大部分變化區(qū)域，還可以揭示空間疊加分析未能探測(cè)到的變化區(qū)域。這主要是由于水土流失在研究期間呈現(xiàn)波動(dòng)式變化，空間疊加方法僅利用2000年、2012年的現(xiàn)狀數(shù)據(jù)進(jìn)行水土流失變化分析，其分析結(jié)果為2000年和2012年水土流失兩年間的變化情況，無(wú)法揭示期間水土流失變化的波動(dòng)特征，而Mann-Kendall 檢驗(yàn)利用2000—2012年13個(gè)年份的水土流失數(shù)據(jù)進(jìn)行時(shí)間序列變化分析，揭示的是2000—2012年水土流失間隨時(shí)間的變化趨勢(shì)，能夠充分挖掘期間水土流失變化的真實(shí)情況，其分析結(jié)果更符合實(shí)際。

4.3基于Mann-Kendall檢驗(yàn)的各風(fēng)險(xiǎn)流失區(qū)面積的變化趨勢(shì)

在95%的置信水平下，置信區(qū)間為(-1.96，1.96)，對(duì)2000—2012年各等級(jí)風(fēng)險(xiǎn)流失區(qū)面積變化進(jìn)行Mann-Kendall檢驗(yàn)，結(jié)果如圖4所示。

由圖4可知，除微度(無(wú)明顯)流失區(qū)呈顯著減少趨勢(shì)外(UFk=-3.54)，輕度、中度、強(qiáng)烈、極強(qiáng)烈和劇烈流失區(qū)均呈顯著增加趨勢(shì)，說(shuō)明研究區(qū)遭受水土流失風(fēng)險(xiǎn)范圍顯著擴(kuò)大，遭受風(fēng)險(xiǎn)等級(jí)顯著上升，這與空間疊加分析法所揭示的水土流失變化規(guī)律一致。但輕度、中度、強(qiáng)烈、極強(qiáng)烈和劇烈流失區(qū)的UFk值分別為2.44，2.81，4.15，4.03，2.07，表明強(qiáng)烈流失區(qū)的擴(kuò)展最為迅速，其次為極強(qiáng)烈風(fēng)險(xiǎn)區(qū)，而劇烈流失區(qū)的擴(kuò)展速度相對(duì)較小，這與空間疊加分析法所揭示的各等級(jí)風(fēng)險(xiǎn)流失的變化速度排序(擴(kuò)展速度從大到小依次為劇烈、極強(qiáng)烈、強(qiáng)烈、輕度和中度流失區(qū))不相一致。這主要是由于各風(fēng)險(xiǎn)類型面積的變化隨時(shí)間并非線性變化，而是呈波動(dòng)式變化，利用兩個(gè)現(xiàn)狀數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)比分析，可能擴(kuò)大或掩蓋水土流失的變化情況，掩蓋水土流失的真實(shí)情況。如劇烈流失區(qū)面積在2000—2001年略有減少后，經(jīng)歷了2001—2003年、2003—2005年、2005—2008年、2008—2010年的升—降—升—降—升的波動(dòng)上升過(guò)程(圖4F)，僅利用2000年的面積(較小)和2012年的面積(最大)進(jìn)行簡(jiǎn)單的疊加對(duì)比分析，造成2012年較2000年劇烈流失區(qū)擴(kuò)展面積大，擴(kuò)大了這種變化趨勢(shì)，忽視了期間的波動(dòng)變化特征，造成了劇烈流失區(qū)的擴(kuò)展速度最快的假象。

圖42000-2012年各風(fēng)險(xiǎn)等級(jí)流失區(qū)面積變化的Mann-Kendall檢驗(yàn)

為了更好地說(shuō)明這一問(wèn)題，以2000—2012年不同時(shí)間間隔，即1 a，2 a，3 a，4 a，6 a和12 a的水土流失風(fēng)險(xiǎn)圖進(jìn)行疊加分析，統(tǒng)計(jì)如圖5所示。由圖5可知，基于空間疊加的水土流失變化分析，隨著研究時(shí)間間隔的不同，其分析結(jié)果也可能不盡相同。如以1 a時(shí)間間隔的水土流失變化波動(dòng)最為劇烈，不同年份之間的變化沒(méi)有明顯的規(guī)律；以2 a時(shí)間間隔的水土流失變化表現(xiàn)為除2000—2002年變化不大外、2002—2004年、2006—2008年、2010—2012年水土流失惡化速度大于恢復(fù)速度，水土流失呈現(xiàn)惡化趨勢(shì)，而2004—2006年、2008—2010年水土流失則呈相反的變化趨勢(shì)；以3 a時(shí)間間隔的水土流失變化分析結(jié)果表明2003—2006年，水土流失狀況有所緩解，而其他時(shí)段水土流失呈現(xiàn)惡化趨勢(shì)；4 a，6 a和12 a時(shí)間間隔的水土流失變化分析結(jié)果均表明水土流失惡化速度大于水土流失恢復(fù)速度，水土流失呈現(xiàn)惡化趨勢(shì)。

綜上所述，基于空間疊加的水土流失變化分析，隨著研究時(shí)間尺度的不同，得到的結(jié)果可能是不同的，具有一定的不確定性。但隨著研究時(shí)間間隔增長(zhǎng)，水土流失變化規(guī)律趨于穩(wěn)定，變化的總體規(guī)律得到體現(xiàn)。但該方法利用兩個(gè)時(shí)間段的數(shù)據(jù)進(jìn)行比較分析，無(wú)法體現(xiàn)期間的波動(dòng)變化特征，將有可能夸大或掩蓋水土流失變化的真實(shí)情況。而Mann-Kendall檢驗(yàn)方法則是以2000—2012年每年1期共13期數(shù)據(jù)進(jìn)行變化趨勢(shì)分析，能夠充分體現(xiàn)研究期間水土流失的波動(dòng)變化特征，較空間疊加分析方法所得結(jié)果更為詳實(shí)，更符合實(shí)際，能真實(shí)地反映水土流失的時(shí)空格局變化趨勢(shì)，可為水土流失的動(dòng)態(tài)變化分析提供新方法。

圖5不同時(shí)間尺度的水土流失風(fēng)險(xiǎn)變化規(guī)律

5　結(jié) 論

(1) 2000—2012年，安吉縣遭受水土流失風(fēng)險(xiǎn)呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，不僅遭受水土流失風(fēng)險(xiǎn)的面積在擴(kuò)展，遭受風(fēng)險(xiǎn)等級(jí)也在增強(qiáng)，水土流失情況呈惡化趨勢(shì)。

(2) 基于Mann-Kendall檢驗(yàn)方法和空間疊加分析法揭示的安吉縣水土流失變化趨勢(shì)總體上一致，但Mann-Kendall檢驗(yàn)方法所揭示的水土流失惡化區(qū)和恢復(fù)區(qū)面積明顯大于空間疊加分析結(jié)果，利用Mann-Kendall檢驗(yàn)方法不僅能夠發(fā)現(xiàn)利用空間疊加分析方法探測(cè)到的絕大部分變化區(qū)域，還可以揭示空間疊加分析未能探測(cè)到的變化區(qū)域。這主要是基于時(shí)間序列數(shù)據(jù)的Mann-Kendall檢驗(yàn)方法用于水土流失時(shí)空動(dòng)態(tài)變化分析，可以充分挖掘研究期間水土流失變化的波動(dòng)特征，充分揭示可能被空間疊加分析方法夸大或掩蓋的水土流失真實(shí)變化情況，分析結(jié)果更為詳實(shí)、合理。

(3) 基于Mann-Kendall檢驗(yàn)的水土流失變化趨勢(shì)分析，不僅可以從空間可視化角度有效地揭示水土流失的時(shí)空變化格局，還可從統(tǒng)計(jì)學(xué)定量化角度揭示水土流失的變化趨勢(shì)，其分析結(jié)果能真實(shí)地反映水土流失的時(shí)空格局變化趨勢(shì)，可為水土流失的動(dòng)態(tài)變化分析提供新思路。

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Analysis on Spatiotemporal Dynamics of Soil and Water Loss by Using Mann-Kendall Approach

JIANG Zhenlan

(Department of Geographical Sciences, Minjiang University, Fuzhou 350108, China)

Accurate and timely information on spatiotemporal dynamics of soil loss is crucial for making effective soil and water conservation measures. By using RUSLE formula, an estimation was made on soil loss risks in Anji County of Zhejiang Province during the period from 2000 to 2012, and time series data of soil loss were thus obtained for 13 periods (one period per year). Then an analysis was made on spatiotemporal dynamics of soil and water loss by using Mann-Kendall approach. The results showed an evident trend of increasing risk of soil loss in the county during the study periods, when the area of soil and water loss obviously increased, the level of risk also showed an obvious trend of increase. Mann-Kendall approach, in comparison with spatial overlapping approach, can reveal spatiotemporal dynamics of soil and water loss more accurately and specificly. This approach can provides a new perspective on the analysis of long-term dynamics of soil and water loss.

Mann-Kendall approach; soil and water loss; spatiotemporal dynamics; trend analysis

2015-10-07

2015-11-18

福建省測(cè)繪地理信息局項(xiàng)目(2014M02);福建省教育廳項(xiàng)目(JA12267);福州市科技計(jì)劃項(xiàng)目(2014S130);閩江學(xué)院項(xiàng)目(YKQ13005)

江振藍(lán)(1977—),女,福建政和人,副教授,主要從事資源與環(huán)境遙感研究。E-mail:jessie33 cn@163.com

S157

A

1005-3409(2016)02-0060-06