程　凱， 郜允兵， 汪如民

[1.中國(guó)礦業(yè)大學(xué)(北京)地球科學(xué)與測(cè)繪工程學(xué)院，北京 100083； 2.北京農(nóng)業(yè)信息技術(shù)研究中心，北京 100097；3.湖北省武漢市國(guó)土資源和規(guī)劃局，湖北武漢 430014]

耕地資源是我國(guó)農(nóng)業(yè)發(fā)展的物質(zhì)基礎(chǔ)，是我國(guó)糧食安全的保障，保持一定數(shù)量和質(zhì)量的耕地是人類(lèi)賴(lài)以生存與發(fā)展的基本條件。耕地資源的變化是區(qū)域土地利用變化的核心，受自然、社會(huì)經(jīng)濟(jì)、技術(shù)和歷史等因素的影響，耕地變化和流向反映了社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基本態(tài)勢(shì)。因此，正確認(rèn)識(shí)和把握耕地資源隨時(shí)間和空間變化的過(guò)程及影響因素，將對(duì)制定保護(hù)耕地的政策法規(guī)及優(yōu)化資源配置、提高資源利用效率和人地協(xié)調(diào)發(fā)展具有重要意義。目前，對(duì)于耕地的研究主要包括耕地?cái)?shù)量與質(zhì)量[1-4]、生態(tài)價(jià)值、社會(huì)保障價(jià)值、經(jīng)濟(jì)價(jià)值的理論探討與定量化研究[5-6]以及耕地變化的驅(qū)動(dòng)力及相關(guān)政策研究[7]等。近年來(lái)，我國(guó)學(xué)者在耕地變化方面有較多研究。譚雪蘭等以長(zhǎng)沙市1998—2009年土地利用變更調(diào)查數(shù)據(jù)及相關(guān)的社會(huì)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)資料為基礎(chǔ)，分析了長(zhǎng)沙市近12年來(lái)耕地資源變化的時(shí)空特點(diǎn)，并運(yùn)用主成分分析法對(duì)長(zhǎng)沙市耕地變化的驅(qū)動(dòng)因子進(jìn)行了研究，得出經(jīng)濟(jì)發(fā)展、人口增長(zhǎng)、農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步是影響長(zhǎng)沙市耕地?cái)?shù)量變化的三大驅(qū)動(dòng)力，其中經(jīng)濟(jì)發(fā)展是最為重要的因素[8]。趙曉麗等以近30年的數(shù)據(jù)分析了中國(guó)耕地變化的時(shí)空特征與變化的主要原因，結(jié)果表明，雖然近30年間耕地面積總量相對(duì)穩(wěn)定，但區(qū)域差別明顯，呈現(xiàn)南減北增趨勢(shì)，并對(duì)變化驅(qū)動(dòng)力作了進(jìn)一步的分析[9]。杜新波等利用青海省2000—2008年耕地變化數(shù)據(jù)，結(jié)合變更調(diào)查序列數(shù)據(jù)，基于動(dòng)態(tài)度差異指標(biāo)，分析了全省耕地變化的區(qū)域差異特征，并從耕地保護(hù)政策、生態(tài)退耕工程、土地開(kāi)發(fā)整理工程、重大建設(shè)工程、人口與民族因素和城鎮(zhèn)化進(jìn)程6個(gè)方面分析了耕地變化的驅(qū)動(dòng)力[10]。趙艷玲等針對(duì)耕地變化內(nèi)部規(guī)律及外部驅(qū)動(dòng)因子的特點(diǎn)，提出利用魚(yú)群算法優(yōu)化最小二乘支持向量機(jī)回歸的耕地變化預(yù)測(cè)模型，為多因素參與的高維非線性的耕地變化預(yù)測(cè)提供了有效手段[11]。羅開(kāi)盛等利用長(zhǎng)沙市2000—2010年的土地利用變化信息，基于變化幅度和動(dòng)態(tài)度、土地利用轉(zhuǎn)移矩陣和變化趨勢(shì)指數(shù)等定量化指標(biāo)預(yù)測(cè)了耕地變化趨勢(shì)，結(jié)果表明，耕地變化趨勢(shì)為落勢(shì)，未來(lái)的流失方向是人工表面[12]。

綜上所述，耕地變化的研究多集中在驅(qū)動(dòng)力機(jī)制分析和耕地變化預(yù)測(cè)模型，在于解釋導(dǎo)致耕地變化的外部因素與未來(lái)變化方向。對(duì)于耕地變化規(guī)律分析，特別是在長(zhǎng)時(shí)序數(shù)據(jù)基礎(chǔ)上的耕地變化熱點(diǎn)區(qū)域移動(dòng)趨勢(shì)研究還不多。本研究主要以武漢市漢南經(jīng)濟(jì)開(kāi)發(fā)區(qū)長(zhǎng)時(shí)序數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，應(yīng)用基于圖斑變化碎片的土地利用變化熱點(diǎn)探測(cè)技術(shù)，結(jié)合空間自相關(guān)分析、局部熱點(diǎn)探測(cè)等空間分析技術(shù)，對(duì)多期數(shù)據(jù)耕地變化熱點(diǎn)區(qū)域進(jìn)行探測(cè)，并根據(jù)探測(cè)結(jié)果建立變化熱點(diǎn)區(qū)域空間中心轉(zhuǎn)移模型，綜合分析耕地變化熱點(diǎn)區(qū)域變化規(guī)律與趨勢(shì)，為研究區(qū)土地資源的可持續(xù)利用決策和區(qū)域人地關(guān)系調(diào)控提供參考，同時(shí)可為其他類(lèi)似區(qū)域的土地利用提供借鑒。

1　材料與方法

1.1　數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究采用湖北省武漢市漢南區(qū)第1次耕地調(diào)查時(shí)期1996—2001年、第1次耕地調(diào)查過(guò)渡時(shí)期2002—2008年、第2次耕地調(diào)查時(shí)期2009—2014年3期土地利用現(xiàn)狀矢量數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來(lái)自武漢市國(guó)土資源與規(guī)劃局。漢南區(qū)位于武漢市西南部，三面環(huán)水，東南與長(zhǎng)江瀕臨，與嘉魚(yú)縣、江夏區(qū)隔江相望，北抵通順河，與蔡甸區(qū)相鄰，西面、南面以東荊河為界，并與仙桃、洪湖兩市毗連。自1992年設(shè)立經(jīng)濟(jì)開(kāi)發(fā)區(qū)以來(lái)，漢南經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時(shí)，導(dǎo)致區(qū)內(nèi)耕地面積不斷向建設(shè)用地轉(zhuǎn)換，耕地和基本農(nóng)田保護(hù)形勢(shì)嚴(yán)峻。同時(shí)由于城鎮(zhèn)用地與基礎(chǔ)設(shè)施用地需求將隨經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)一步增長(zhǎng)，不可避免地會(huì)占用部分耕地，而區(qū)內(nèi)耕地后備資源數(shù)量少，分布零散，且多處于生態(tài)較為脆弱的區(qū)域，嚴(yán)重制約了耕地資源補(bǔ)充的能力。

1.2　研究方法

1.2.1空間自相關(guān)分析土地利用變化與行政區(qū)有一定的相關(guān)性，即與空間相鄰行政區(qū)的土地利用變化有關(guān)聯(lián)性。在縣域尺度上通過(guò)區(qū)域內(nèi)土地利用變化相關(guān)性判別，可為土地利用變化聚集分析提供量化依據(jù)。空間自相關(guān)分析表示的是一個(gè)區(qū)域分布的地理事物的某一屬性和其他所有事物的同種屬性之間的關(guān)系，研究不同觀察對(duì)象同一屬性在空間上的相互關(guān)系，是空間單元屬性集聚集程度的一種度量[13-14]。對(duì)于任何空間變量(屬性)Z，空間自相關(guān)測(cè)度的是Z的鄰近值對(duì)于Z相似或不相似的程度。如果鄰接位置上相互間數(shù)值接近，空間模式表現(xiàn)出正空間自相關(guān)；如果相互間數(shù)值不接近，空間模式表現(xiàn)出負(fù)空間自相關(guān)。空間自相關(guān)有全局和局部2種度量指標(biāo)[15-16]。全局空間自相關(guān)是利用某一指標(biāo)探測(cè)整個(gè)研究區(qū)域自相關(guān)程度，對(duì)于空間內(nèi)部差異難以描述。局部空間自相關(guān)可以分析局部空間系統(tǒng)分布特征的具體表現(xiàn)形式，包括空間聚集區(qū)、非典型局部區(qū)域、異常值等，通常采用Moran散點(diǎn)圖、LISA、Anselin local Moran’s I等方法[16-18]。本研究采用Moran’s I 指數(shù)進(jìn)行全局空間自相關(guān)的計(jì)算。Moran’s I 是用于衡量空間要素的相互關(guān)系[19]，與一般統(tǒng)計(jì)學(xué)中相關(guān)系數(shù)類(lèi)似，其值在±1之間，相應(yīng)的，若I=0，表示空間不相關(guān)；若I>0，表示空間正相關(guān)；若I<0，表示空間負(fù)相關(guān)。通過(guò)計(jì)算返回的Z得分與P值進(jìn)行評(píng)估。具體計(jì)算公式[20]如下：

式中：E[I]=-1/(n-1)為Moran’s I的期望值；V[I]=E[I2]-E[I]2為Moran’s I的方差值。

對(duì)于空間權(quán)重矩陣的確定，通常有2種方法[21]：(1)按照面積之間是否有鄰接關(guān)系的鄰接法；(2)基于面積單元中心距離的重心距離法。相應(yīng)的矩陣表示方法分為2類(lèi)：一是若要素對(duì)象Fi與要素對(duì)象Fj邊界共享，則wi,j=1，否則wi,j=0；二是設(shè)定一個(gè)距離閾值δ，若要素對(duì)象Fi與要素對(duì)象Fj中心距離di,j<δ，則wi,j=1，否則wi,j=0。本研究采用第1種方法確定空間權(quán)重矩陣。

1.2.2土地利用變化熱點(diǎn)探測(cè)技術(shù)本研究中將土地利用中圖斑地類(lèi)變化、面積變化等看做1個(gè)事件，通過(guò)空間疊置分析法提取土地利用變化圖斑碎片，將一段時(shí)間內(nèi)土地利用圖斑碎片看做1次土地利用變化事件，則可以利用熱點(diǎn)分析技術(shù)對(duì)1個(gè)行政區(qū)內(nèi)土地利用變化的熱點(diǎn)/冷點(diǎn)進(jìn)行探測(cè)。

式中：xj是要素j的屬性值，wi,j是要素i與j之間的空間權(quán)重，n為要素總數(shù)，且：

2　結(jié)果與分析

2.1　全局空間自相關(guān)分析

基于Visual Studio2010與ArcGIS Engine10.0實(shí)現(xiàn)基于圖斑變化碎片提取的熱點(diǎn)探測(cè)技術(shù)，以村鎮(zhèn)為基本單元進(jìn)行全局空間自相關(guān)分析，分析結(jié)果返回3個(gè)數(shù)值，分別是Moran’s I、Z得分、P值，其中Z得分為標(biāo)準(zhǔn)差的倍數(shù)，P值表示概率，得到3期土地利用數(shù)據(jù)空間自相關(guān)分析結(jié)果(表1)。

表1　全局空間自相關(guān)結(jié)果

根據(jù)經(jīng)驗(yàn)，Z>1.96(正態(tài)分布函數(shù)在0.05顯著性水平下的臨界值)表明存在統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，區(qū)域內(nèi)存在聚類(lèi)現(xiàn)象。從表1可以看出，2009—2014年的耕地變化Z>1.96，說(shuō)明出現(xiàn)了集聚現(xiàn)象。1996—2001年、2002—2008年2期數(shù)據(jù)的耕地變化分析結(jié)果中，Z<1.96，說(shuō)明在1996—2001年、2002—2008年耕地變化較均勻，幾乎沒(méi)有變化劇烈區(qū)域出現(xiàn)，整個(gè)漢南區(qū)耕地變化平緩。從整體出發(fā)，Z值逐漸增大，P值逐漸小，從側(cè)面反映出漢南區(qū)的耕地變化逐漸呈現(xiàn)了變化不均勻趨勢(shì)，開(kāi)始集聚到某一區(qū)域或幾個(gè)區(qū)域中。

2.2　耕地變化熱點(diǎn)探測(cè)

以提取的多年累加增量數(shù)據(jù)為源數(shù)據(jù)，耕地轉(zhuǎn)換為建設(shè)用地為分析準(zhǔn)則，進(jìn)行局部空間自相關(guān)分析，得到3期耕地變化熱點(diǎn)探測(cè)結(jié)果(表2、圖1)。

表2　熱點(diǎn)區(qū)域G值與P值

從表2、圖1可以看出，在1996—2001年期間，東風(fēng)村G值大于1.96，屬于變化熱點(diǎn)區(qū)域，耕地流失較嚴(yán)重，在圖中呈現(xiàn)亮紅色，但整個(gè)漢南區(qū)東西方向變化較均勻。在2002—2008年期間，有4個(gè)區(qū)域G值均大于1.96，屬于變化熱點(diǎn)區(qū)域，耕地向建設(shè)用地轉(zhuǎn)換的熱點(diǎn)區(qū)域相對(duì)1996—2001年來(lái)說(shuō)，數(shù)量有所增加，且整個(gè)漢南區(qū)耕地變化程度開(kāi)始呈現(xiàn)東西不均衡分布，表現(xiàn)為西部耕地變化程度小、東部變化程度大的趨勢(shì)。2009—2014年調(diào)查結(jié)果相對(duì)于2002—2008年，耕地變化熱點(diǎn)區(qū)域再次增加，達(dá)到6個(gè)，且都集中在東北部地區(qū)，此區(qū)域耕地流向建設(shè)用地嚴(yán)重，整個(gè)漢南區(qū)呈現(xiàn)了明顯的耕地變化程度不均勻現(xiàn)象。從1996—2001年耕地變化熱點(diǎn)區(qū)域分布圖可以看出，耕地變化熱點(diǎn)區(qū)域的周邊鄉(xiāng)鎮(zhèn)，相對(duì)于遠(yuǎn)離變化熱點(diǎn)的鄉(xiāng)鎮(zhèn)，耕地變化程度要?jiǎng)×?，即耕地變化熱點(diǎn)區(qū)域?qū)χ苓呧l(xiāng)鎮(zhèn)的耕地變化有帶動(dòng)作用。

2.3　變化熱點(diǎn)區(qū)域轉(zhuǎn)移分析

提取每一期熱點(diǎn)變化區(qū)域，將3期耕地變化熱點(diǎn)區(qū)域同時(shí)顯示，結(jié)合ArcGIS 10.0建立變化熱點(diǎn)區(qū)域空間中心轉(zhuǎn)移模型，結(jié)果見(jiàn)圖2，圖中圓點(diǎn)表示變化熱點(diǎn)區(qū)域中心。從圖2可以看出，1996—2001年耕地變化熱點(diǎn)區(qū)域中心位于研究區(qū)南部；2002—2008年耕地變化熱點(diǎn)區(qū)域相對(duì)于1996—2001年整體向北移動(dòng)，且呈現(xiàn)“兩極”分布狀態(tài)；2009—2014年耕地變化熱點(diǎn)區(qū)域，以2002—2008年變化熱點(diǎn)區(qū)域?yàn)閰⒄?，分別向北向西移動(dòng)。綜上所述，3期耕地變化熱點(diǎn)區(qū)域整體上呈現(xiàn)了向北移動(dòng)的趨勢(shì)。

3　討論與結(jié)論

本研究采用了全局空間自相關(guān)與局部自相關(guān)技術(shù)對(duì)武漢市漢南區(qū)1996—2014年共3期土地利用現(xiàn)狀矢量數(shù)據(jù)進(jìn)行了研究，研究發(fā)現(xiàn)1996—2001年、2002—2008年2期漢南區(qū)耕地變化較平穩(wěn)，耕地向建設(shè)用地流失程度較均勻，無(wú)明顯的區(qū)域差異現(xiàn)象。2009—2014年，漢南區(qū)耕地變化呈現(xiàn)明顯的集聚現(xiàn)象，存在較多的變化熱點(diǎn)區(qū)域，耕地向建設(shè)用地流失呈現(xiàn)“東多西少，北多南少”的空間格局。同時(shí)結(jié)合耕地變化熱點(diǎn)區(qū)域空間中心轉(zhuǎn)移模型得出耕地變化熱點(diǎn)區(qū)域由南部開(kāi)始，整體逐漸向北部移動(dòng)，這與2009年漢南區(qū)實(shí)行的相關(guān)政策有關(guān)，2009年漢南區(qū)“買(mǎi)斷”漢洪高速(武漢—洪湖)，武漢開(kāi)發(fā)區(qū)至漢南紗帽段15 km的免費(fèi)行車(chē)權(quán)，而此段路線位于漢南東北區(qū)域，使得漢南區(qū)通行市區(qū)時(shí)間縮短50%，且全程免費(fèi)。自此漢南東北區(qū)域進(jìn)入快速發(fā)展階段，項(xiàng)目扎推入駐并帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展，同時(shí)區(qū)內(nèi)城鎮(zhèn)化率迅速提高，促使耕地極速流向建設(shè)用地，導(dǎo)致漢南區(qū)耕地變化熱點(diǎn)區(qū)域中心集中向東北部遷移，致使東北地區(qū)耕地變化程度相對(duì)其他區(qū)域程度較大。

本研究利用基于圖斑變化碎片提取的局部熱點(diǎn)探測(cè)技術(shù)研究了漢南區(qū)1996—2001年、2002—2008年、2009—2014年3期耕地變化熱點(diǎn)區(qū)域，首先應(yīng)用了全局空間自相關(guān)指數(shù)Moran’s I探討了耕地變化是否出現(xiàn)集聚現(xiàn)象，并對(duì)結(jié)果作了進(jìn)一步分析。然后利用局部熱點(diǎn)探測(cè)技術(shù)，計(jì)算局部G值，并將熱點(diǎn)區(qū)域統(tǒng)計(jì)顯示在圖表，根據(jù)結(jié)果對(duì)漢南區(qū)耕地變化規(guī)律作了總結(jié)。最后通過(guò)構(gòu)建漢南區(qū)3期的耕地變化熱點(diǎn)區(qū)域空間中心遷移模型，討論了耕地變化熱點(diǎn)區(qū)域的變化趨勢(shì)，并結(jié)合漢南區(qū)相關(guān)政策對(duì)造成這種現(xiàn)象的原因展開(kāi)了討論。

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