基于景觀結(jié)構(gòu)的土地利用生態(tài)風(fēng)險空間特征分析
——以江西興國縣為例

謝花林(1.江西財經(jīng)大學(xué)鄱陽湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)研究院,江西 南昌 330032；2.中國科學(xué)院地理科學(xué)與資源研究所,北京 100101)

基于景觀結(jié)構(gòu)的土地利用生態(tài)風(fēng)險空間特征分析
——以江西興國縣為例

謝花林1,2*(1.江西財經(jīng)大學(xué)鄱陽湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)研究院,江西 南昌 330032；2.中國科學(xué)院地理科學(xué)與資源研究所,北京 100101)

本文以我國典型的紅壤丘陵區(qū)——江西興國縣為研究對象,基于景觀結(jié)構(gòu)中的景觀干擾度指數(shù)和景觀脆弱度指數(shù)構(gòu)建土地利用生態(tài)風(fēng)險指數(shù),并借助空間統(tǒng)計學(xué)中的空間自相關(guān)和半方差分析方法,進(jìn)行土地利用生態(tài)風(fēng)險的空間分布和梯度變化特征分析.結(jié)果表明,研究區(qū)內(nèi)的土地利用生態(tài)風(fēng)險度存在著一定的空間正相關(guān)性,并隨著粒度增大,呈現(xiàn)出下降的趨勢.1994-2005年的11年中,研究區(qū)生態(tài)環(huán)境質(zhì)量整體有所上升,土地利用生態(tài)風(fēng)險指數(shù)較高的地區(qū)有所較少.研究區(qū)的中部區(qū)域生態(tài)風(fēng)險度高,相鄰區(qū)域的生態(tài)風(fēng)險度也較高.1994年和2005年,研究區(qū)生態(tài)風(fēng)險指數(shù)空間分異的步長都比較小,分別為43km和9.3km.

土地利用；景觀結(jié)構(gòu)；生態(tài)風(fēng)險；紅壤丘陵區(qū)

土地利用對環(huán)境和生態(tài)的作用在全球環(huán)境變化研究領(lǐng)域受到高度重視[1-4].在人為活動占優(yōu)勢的景觀內(nèi),不同土地利用方式和強(qiáng)度產(chǎn)生的生態(tài)影響具有區(qū)域性和累積性的特征,并且可以直觀地反映在生態(tài)系統(tǒng)的結(jié)構(gòu)和組成上[5].基于景觀結(jié)構(gòu)進(jìn)行土地利用生態(tài)風(fēng)險分析,可以綜合評估各種潛在生態(tài)影響類型及其累積性后果.景觀格局中沿某一方向的高度自相關(guān)可能預(yù)示某種生態(tài)學(xué)過程在起著重要作用[6].因此,進(jìn)行土地利用的生態(tài)風(fēng)險空間統(tǒng)計分析,能準(zhǔn)確地顯示出各種生態(tài)影響的空間分布和梯度變化特征.目前表征景觀格局的指數(shù)有多樣性指數(shù)、鑲嵌度指數(shù)、距離指數(shù)及其景觀破碎度指數(shù)等[7].景觀格局的最大特征之一就是空間自相關(guān)性.本研究以我國典型的紅壤丘陵區(qū)—興國縣為案例區(qū),在基本判別指標(biāo)的基礎(chǔ)上,結(jié)合前人的研究成果,構(gòu)建了干擾度指數(shù)和景觀脆弱度指數(shù);并通過土地利用格局與生態(tài)環(huán)境之間的關(guān)系,建立景觀格局指數(shù)與土地利用生態(tài)風(fēng)險之間的定量化表達(dá),借助空間統(tǒng)計學(xué)空間化變量的方法,研究興國縣土地利用的生態(tài)風(fēng)險空間特征,為區(qū)域土地可持續(xù)利用提供新的思路和方法.

1 研究區(qū)概況

興 國 縣 (26°03′N～26°42′N,115°01′E～115°51′E)位于江西省南部,總面積 3210km2(見圖 1).海拔130m～1200m,屬亞熱帶季風(fēng)濕潤氣候,平均年降雨量1500mm,多集中在4～6月,占全年降雨量的50%以上,年均氣溫為18.9,1℃月(最冷月) 平均氣溫3.4,7℃月(最熱月)平均氣溫34.4,℃全年積溫6029.9,℃無霜期280～300天.主要地貌類型有河谷沖積平原、紅土崗地、紅色砂礫巖和紫色頁巖丘陵、花崗巖和變質(zhì)巖山地等.本區(qū)于處中亞熱帶常綠闊葉林生物氣候帶,母巖主要有第四紀(jì)紅色黏土、砂頁巖、花崗巖、千枚巖等.主要的土壤類型為紅壤,但因地形、母質(zhì)等成土條件較為復(fù)雜,導(dǎo)致除紅壤外,還有黃壤、紫色土等土類分布.紅壤丘陵區(qū)是生態(tài)穩(wěn)定性差、生物組織和生產(chǎn)力波動性大,對人類活動及突發(fā)性災(zāi)害的反應(yīng)敏感,自然環(huán)境易于向不利于人類利用方向演替的一類自然環(huán)境類型.近年來,由于人地矛盾突出,自然植被破壞嚴(yán)重,各類開發(fā)建設(shè)項目增多等一系列不合理的土地利用方式,帶來了新的人為水土流失等生態(tài)環(huán)境問題[8].

圖1 研究區(qū)概況Fig.1 General situation of the study area

2005年末,興國縣農(nóng)用地 295926.89hm2,占土地總面積的 92.21%,其中耕地 33310.2hm2,園地 4631.8hm,林地 245957.83hm,其他農(nóng)用地12027.05hm2;建設(shè)用地14720.68hm2,占土地總面積的 4.59%.根據(jù)土壤侵蝕遙感監(jiān)測成果,興國縣2000年土壤侵蝕面積為 726.27km2,占區(qū)域總面積的22.60%.其中,土壤侵蝕輕度、中度、強(qiáng)度、極強(qiáng)度和劇烈的面積分別為 313.53,167.54,187.67,46.40,11.13km2.

2 數(shù)據(jù)來源及研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來源及處理

運用ArcGIS9.0、MGE、ERDAS8.5等GIS和遙感圖像處理軟件,參照興國縣 1:10萬地形圖、土地利用現(xiàn)狀圖,對不同時期的區(qū)域陸地資源衛(wèi)星Landsat TM影像進(jìn)行圖像鑲嵌、幾何糾正、判讀解譯等工作.根據(jù)解譯標(biāo)志把空間柵格數(shù)據(jù)矢量化并且進(jìn)行地類編碼,在 ArcGIS9.0中建立拓?fù)潢P(guān)系,最終生成土地利用圖形庫和屬性數(shù)據(jù)庫.利用了1994年和2005年的興國縣土地利用解譯數(shù)據(jù),對建立的空間數(shù)據(jù)庫進(jìn)行進(jìn)一步研究,以考察其中的一些土地利用生態(tài)風(fēng)險變化特征.根據(jù)基于景觀結(jié)構(gòu)的土地利用生態(tài)風(fēng)險空間分析特點,本次遙感解譯把土地利用類型分為6個一級類和12個二級類,一級地類包括耕地、林地、草地、居民點及工礦地、水域和未利用地等 6個;二級地類包括水田、旱地、有林地、灌木林地、疏林地、其他林地、高覆蓋度草地、中低覆蓋度草地、水域、居民點及工礦用地和未利用地等12個.

2.2 土地利用生態(tài)風(fēng)險指數(shù)的構(gòu)建

2.2.1 景觀干擾度指數(shù) 不同的景觀類型在維護(hù)生物多樣性、保護(hù)物種、完善整體結(jié)構(gòu)和功能促進(jìn)景觀結(jié)構(gòu)自然演替等方面的作用是有差別的,不同景觀類型對外界干擾的抵抗能力也是不同的.根據(jù)前人研究成果[9-11],景觀干擾度指數(shù)(Ei是用來反映不同景觀所代表的生態(tài)系統(tǒng)受到干擾(主要是人類活動)的程度[9],可通過對景觀破碎度指數(shù)(Ci)、景觀分離度指數(shù)(Si)和景觀優(yōu)勢度指數(shù)(DOi)三者賦予權(quán)重疊加獲得.其中,Ci是表述整個景觀或某一景觀類型在給定時間和給定性質(zhì)上的破碎化程度,即指在自然或人為干擾作用下,景觀由單一、均質(zhì)和連續(xù)的整體趨向于復(fù)雜、異質(zhì)和不連續(xù)的斑塊鑲嵌體的過程[10].Si是指某一景觀類型中不同元素或斑塊個體分布的分離程度,分離程度越大,表明景觀在地域分布上越分散,景觀分布越復(fù)雜,破碎化程度也越高.DOi是用來衡量斑塊在景觀中重要地位的一種指標(biāo),其大小直接反映了斑塊對景觀格局形成和變化影響的大小[12].景觀優(yōu)勢度由斑塊的頻度(Qi)、密度(Mi)和比例(Li)決定.相應(yīng)的計算公式,見表1.

表1 景觀結(jié)構(gòu)指數(shù)計算方法Table 1 Calculation methods of landscape pattern indices

2.2.2 景觀脆弱度指數(shù)(Fi) 不同的景觀類型在維護(hù)生物多樣性、保護(hù)物種、完善整體結(jié)構(gòu)和功能、促進(jìn)景觀結(jié)構(gòu)自然演替等方面的作用是有差別的;同時對外界干擾的抵抗能力也不同,這種差異性與自然演替過程中所處的階段有關(guān)[12].由于人類活動是該區(qū)生態(tài)系統(tǒng)的主要干擾因素之一,而土地利用程度不僅反映了土地利用中土地本身的自然屬性,而且反映了人為因素與自然因素的綜合效應(yīng).本區(qū)6種景觀類型所代表的生態(tài)系統(tǒng),以未利用土地最為脆弱,其次是水域,而村鎮(zhèn)及工礦最穩(wěn)定.分別對 6種景觀類型賦以脆弱度指數(shù):未利用地為 6、水域為5、耕地為4、草地為3、林地為2、居民點及工礦地為 1,然后進(jìn)行歸一化處理[12],得到各自的脆弱度指數(shù)(Fi).

2.2.3 土地利用生態(tài)風(fēng)險指數(shù) 結(jié)合前人研究成果[9-11],利用上述所建立的景觀干擾度指數(shù)和景觀脆弱度指數(shù),構(gòu)建土地利用生態(tài)風(fēng)險指數(shù),用于描述一個樣地內(nèi)綜合生態(tài)損失的相對大小,以便通過采樣方法將景觀的空間格局轉(zhuǎn)化為空間化的生態(tài)風(fēng)險變量.土地利用生態(tài)風(fēng)險指數(shù) ERI計算公式如下:

式中: ERI為土地利用生態(tài)風(fēng)險指數(shù); N為景觀類型的數(shù)量; Ei為景觀類型 i的干擾度指數(shù); Fi為景觀類型i的脆弱度指數(shù); Ski為第k個風(fēng)險小區(qū)i類景觀組分的面積, Sk為第k個風(fēng)險小區(qū)的總面積.

2.3 采樣方法

本研究采用4km×4km的正方形樣地對土地利用生態(tài)風(fēng)險綜合指數(shù)進(jìn)行空間化,采樣方式為等間距系統(tǒng)采樣法,共有樣區(qū)206個.計算每一樣地內(nèi)各類景觀的綜合生態(tài)風(fēng)險指數(shù),以此作為樣地中心點的生態(tài)風(fēng)險值(如圖2所示).

圖2 生態(tài)風(fēng)險小區(qū)的劃分Fig.2 Division of the ecological risk area

2.4 空間統(tǒng)計分析方法

2.4.1 空間自相關(guān)分析法 空間自相關(guān)分析的目的是確定某一變量是否在空間上相關(guān),其相關(guān)程度如何[13-14].本研究中用全局空間自相關(guān)指標(biāo)Moran的I系數(shù)和局部空間自相關(guān)指標(biāo)LISA來分析土地利用生態(tài)風(fēng)險指數(shù)的空間模式.Moran的 I系數(shù)反映空間鄰接或空間鄰近的區(qū)域單元的屬性值的相似程度.與統(tǒng)計學(xué)上的一般相關(guān)系數(shù)一樣, Moran的 I系數(shù)的數(shù)值在-1 至+1 之間:I＜0 表示負(fù)相關(guān), I=0 表示不相關(guān), I＞0 表示正相關(guān). Moran的I系數(shù)表達(dá)公式如下:

式中: xi和xj是變量x在相鄰配對空間單元(或柵格細(xì)胞)的取值;x為 n個位置的屬性值的平均值;Wij是通用交叉積統(tǒng)計中的二元空間權(quán)重矩陣W的元素,可以基于鄰接標(biāo)準(zhǔn)或距離標(biāo)準(zhǔn)構(gòu)建,反映空間目標(biāo)的位置相似性;Cij反映空間目標(biāo)的屬性相似性,由給出.表示考慮所有的空間單元(或柵格細(xì)胞),將單元i的值 xi減去所有的平均值x,再將得到的值與單元 j的值xj減去所有的平均值x而得到的值相乘.

當(dāng)需要進(jìn)一步考慮到是否存在觀測值的高值或低值的局部空間聚集,哪個區(qū)域單元對于全局空間自相關(guān)的貢獻(xiàn)更大,以及在多大程度上空間自相關(guān)的全局評估掩蓋了反常的局部狀況或小范圍的局部不穩(wěn)定時,就必須應(yīng)用局部空間自相關(guān)分析.局部空間自相關(guān)指標(biāo) LISAi的計算公式如下:

2.4.2 半方差分析法 半方差分析是地統(tǒng)計學(xué)中的一個重要組成部分[13].半方差分析主要有兩種用途:一是描述和識別格局的空間結(jié)構(gòu),二是用于空間局部最優(yōu)化插值,即克瑞金插值.景觀生態(tài)風(fēng)險指數(shù)作為一種典型的區(qū)域化變量,它在空間上的異質(zhì)性規(guī)律,可以用半方差來分析:

式中:h為配對抽樣的空間分隔距離,N(h)為抽樣間距為h時的樣點對的總數(shù),Z(xi)和Z(xi+h)分別是景觀生態(tài)風(fēng)險指數(shù)在空間位置xi和xi+h上的觀測值(i=1,2,……, N(h)), N(h)是分隔距離為h時的樣本對總數(shù).

3 結(jié)果與分析

3.1 生態(tài)風(fēng)險度的空間自相關(guān)及其對粒度變化的響應(yīng)

表2 興國縣在粒度下土地利用生態(tài)風(fēng)險指數(shù)的Moran′I值Table 2 Moran′I of land use eco-risk index at different grain levels in the Xingguo county

圖3 興國縣土地利用生態(tài)風(fēng)險指數(shù)的Moran′I對粒度變化的響應(yīng)Fig.3 Moran′I of land use eco-risk index responds to grain changes in the Xingguo county

在景觀生態(tài)學(xué)中,尺度往往以粒度和幅度來表達(dá).對于空間數(shù)據(jù)或圖像資料而言,其粒度對應(yīng)于最大分辨率或像元大小.分析土地利用生態(tài)風(fēng)險指數(shù)的 Moran′I對粒度變化的響應(yīng),可以揭示不同尺度上土地利用生態(tài)風(fēng)險的空間自相關(guān)性特征.

表2和圖3為興國縣土地利用生態(tài)風(fēng)險指數(shù)的Moran′I對粒度變化結(jié)果.從圖3和表2可以看出,在各粒度水平下,1994年和2005年的土地利用生態(tài)風(fēng)險度以及 1994～2005年土地利用生態(tài)風(fēng)險度變化的 Moran′I均＞0,即研究區(qū)內(nèi)的土地利用生態(tài)風(fēng)險度存在著一定的空間正自相關(guān)關(guān)系.在 4km 的粒度下,1994年、2005年和 1994～2005年變化的 Moran′I值分別為 0.5847,0.4553和0.3476,1994年的Moran′I值最大,并表現(xiàn)出強(qiáng)烈的空間正自相關(guān)性(P＜0.01).總體而言,1994年、2005年和1994～2005年的生態(tài)風(fēng)險度,隨著粒度增大,曲線值呈現(xiàn)出下降的趨勢.其中1994～2005年的生態(tài)風(fēng)險度變化的空間自相關(guān)性較為明顯,在 24km 范圍內(nèi)表現(xiàn)出強(qiáng)烈正的空間自相關(guān)(P＜0.05),說明當(dāng)粒度較小(24km)時,土地利用生態(tài)風(fēng)險度在空間分布上的依賴性具有明顯的尺度特征,而當(dāng)粒度逐漸增加時,相鄰風(fēng)險度的差異急劇增加,而相似性減小.整體上來說,1994年生態(tài)風(fēng)險度的 Moran′I大于 2005年,而 1994年至 2005年期間生態(tài)風(fēng)險度變化的Moran′I在各粒度水平下都較小,表現(xiàn)出弱的空間正自相關(guān)性.

3.2 生態(tài)風(fēng)險度的局部空間自相關(guān)分析

全局空間自相關(guān)指標(biāo)用于驗證整個研究區(qū)域某一要素的空間模式,而局部指標(biāo)用反映整個區(qū)域中,一個局部小區(qū)域單元上的某種地理現(xiàn)象或某一屬性與相鄰局部小區(qū)域單元上同一現(xiàn)象或?qū)傩灾档南嚓P(guān)程度[15].由于全局Moran’s I不能探測相鄰區(qū)域之間生態(tài)風(fēng)險度的空間關(guān)聯(lián)模式,所以局部空間自相關(guān)系數(shù)是可選擇的度量指標(biāo)[15].根據(jù)公式(3),可以得出興國縣206個樣區(qū)1994年和2005年生態(tài)風(fēng)險度的局部空間自相關(guān)LISA結(jié)果(圖4、圖5),以及1994～2005年期間生態(tài)風(fēng)險度變化的局部空間自相關(guān)LISA結(jié)果(圖6).

從圖 4和圖 5可以看出,研究區(qū) 1994～2005年生態(tài)風(fēng)險度的高值區(qū)明顯地聚集在中部的高興、長岡等鄉(xiāng)鎮(zhèn),這說明這些地區(qū)的生態(tài)風(fēng)險度高,相鄰地區(qū)的生態(tài)風(fēng)險度也較高.其中主要原因是這些區(qū)域地形起伏度高,植被覆蓋率低,巖性以花崗巖為主,土壤侵蝕嚴(yán)重.因此,應(yīng)加強(qiáng)這些區(qū)域的土地生態(tài)管理,降低生態(tài)風(fēng)險,維護(hù)區(qū)域整體生態(tài)安全.生態(tài)風(fēng)險度的低值區(qū)明顯地聚集在研究區(qū)東北部的南坑、良村和興江等鄉(xiāng)鎮(zhèn),這說明這些區(qū)域的生態(tài)風(fēng)險度低,同時相鄰地區(qū)的生態(tài)風(fēng)險指數(shù)也較低.

圖4 興國縣1994年土地利用生態(tài)風(fēng)險度局部空間自相關(guān)圖Fig.4 Local spatial autocorrelation of land use eco-risk in 1994 in the Xingguo county

圖5 興國縣2005年土地利用生態(tài)風(fēng)險度局部空間自相關(guān)圖Fig.5 Local spatial autocorrelation of land use eco-risk in 2005 in the Xingguo county

從圖6可以看出,研究區(qū)1994～2005年期間大部分區(qū)域的生態(tài)風(fēng)險度變化不顯著.變化較顯著的區(qū)域主要集中在研究區(qū)的茶園、高興、長岡良村和興江等鄉(xiāng)鎮(zhèn),且這些區(qū)域生態(tài)風(fēng)險度變化較大,同時相鄰地區(qū)生態(tài)風(fēng)險度的變化也較大.

圖6 興國縣1994-2005年期間生態(tài)風(fēng)險度變化的局部空間自相關(guān)圖Fig.6 Local spatial autocorrelation of eco-risk change from 1994 to 2005 in the Xingguo county

3.3 土地利用生態(tài)風(fēng)險度的空間分異

利用地統(tǒng)計學(xué)方法進(jìn)行空間分異研究,通過對兩期采樣數(shù)據(jù)變異函數(shù)的計算,得到1994年和2005年各模型的擬合參數(shù)(表3).

從表3可以看出,1994年球狀模型的擬合最為理想,2005年指數(shù)模型的擬合最為理想,因而1994年和2005年生態(tài)風(fēng)險度的空間結(jié)構(gòu)分析分別是基于球狀模型指數(shù)模型和指數(shù)模型計算的(圖7).空間異質(zhì)性主要由隨機(jī)部分和自相關(guān)部分組成[16-17].塊金值表示隨機(jī)部分的空間異質(zhì)性,較大的塊金值表明較小尺度上的某種過程不可忽視,本研究中,C0/C + C0在1994年和2005年分別為26.3%和28.1%.說明在所選擇的4km采樣間距以內(nèi),還存在一些小尺度的非結(jié)構(gòu)性因素影響著該區(qū)生態(tài)環(huán)境的質(zhì)量,但結(jié)構(gòu)性因素仍然是該區(qū)生態(tài)風(fēng)險指數(shù)空間分異的主導(dǎo)因素.

變程表明了研究對象空間自相關(guān)的尺度,當(dāng)取樣距離大于這個尺度時,各要素是隨機(jī)的.在此尺度之內(nèi),各要素的空間分布是自相關(guān)的,其主要的生態(tài)學(xué)功能、過程與格局都與該尺度有關(guān).

從表3和圖7可以看出,1994年和2005年,研究區(qū)生態(tài)風(fēng)險指數(shù)空間分異的步長都比較小,分別為43km和9.3km,這是因為研究區(qū)地形起伏大,地貌相似性較小,地形地勢對其空間分異的尺度效應(yīng)明顯.從各向異性變異函數(shù)曲線可以看出,無論1994年還是2005年,35km以內(nèi)各個方向受結(jié)構(gòu)性因素影響的差別不大,具有顯著的各向同性的特點;35km以外曲線出現(xiàn)了偏離標(biāo)準(zhǔn)曲線的趨勢(圖 7c,圖 7d),且水平方向較顯著,這與研究區(qū)的形狀有一定的關(guān)系.

表3 1994年和2005年土地利用生態(tài)風(fēng)險指數(shù)變異函數(shù)的擬合模型參數(shù)Table 3 Model parameter of Isotropic variogram for land use eco-risk index among 1994 and 2005

基于變異函數(shù)的理論模型,對 1994年和2005年的生態(tài)風(fēng)險指數(shù)進(jìn)行了 kriging插值(圖8).從圖8可以看出,1994年和2005年研究區(qū)的中部和南部地區(qū)生態(tài)風(fēng)險度都較高,主要在高興、長岡、龍口和埠頭等鄉(xiāng)鎮(zhèn),這些地區(qū)地形起伏度高,植被覆蓋率低,巖性以花崗巖為主,土壤侵蝕嚴(yán)重.從1994年至2005年,生態(tài)風(fēng)險度變化較大的鄉(xiāng)鎮(zhèn)是興蓮和東村等鄉(xiāng)鎮(zhèn).

從圖8可以看出,1994年至2005年研究區(qū)的生態(tài)風(fēng)險度較低的區(qū)域基本沒有變化,主要分布北部、東部地區(qū),具體包括南坑、良村、興江、楓邊等鄉(xiāng)鎮(zhèn).

圖7 興國縣1994年和2005年等方向異性曲線和各向異性曲線Fig.7 Variance function curve of eco-risk index among 1994 and 2005 in the Xingguo county

圖8 興國縣1994年和2005年土地利用生態(tài)風(fēng)險指數(shù)的kriging插值圖Fig.8 Kinging figure of land use eco-risk index among 1994 and 2005 in the Xingguo county

土地利用和景觀生態(tài)學(xué)的結(jié)合是研究區(qū)域生態(tài)環(huán)境的有效方法與手段,研究結(jié)果可為紅壤丘陵區(qū)土地生態(tài)管理,生態(tài)環(huán)境整治與恢復(fù),土地可持續(xù)利用提供依據(jù).今后該地區(qū)應(yīng)在土地利用生態(tài)風(fēng)險度高的區(qū)域加強(qiáng)土地利用管理,盡量避免不合理的土地利用方式,減少土地利用格局的破碎度和分離度,提高土地利用的生態(tài)安全度,促進(jìn)區(qū)域可持續(xù)發(fā)展.

由于研究區(qū)生態(tài)風(fēng)險的主要表現(xiàn)應(yīng)為土壤侵蝕,通過計算每個風(fēng)險小區(qū)內(nèi)的土壤侵蝕模數(shù),在風(fēng)險度與土壤侵蝕模數(shù)之間建立某種數(shù)學(xué)關(guān)系,將是下一步的重點研究方向.

4 結(jié)語

本研究基于景觀結(jié)構(gòu)的景觀干擾度指數(shù)和景觀脆弱度指數(shù)構(gòu)建的生態(tài)風(fēng)險指數(shù),能較好地反映研究區(qū)土地利用的生態(tài)風(fēng)險狀況.在各粒度水平下,研究區(qū)土地利用生態(tài)風(fēng)險度存在著一定的空間正相關(guān)性.并且土地利用生態(tài)風(fēng)險度的Moran’s I隨著粒度的增大,呈出下降趨勢.研究區(qū) 1994～2005年土地利用生態(tài)風(fēng)險度的高值區(qū)明顯地聚集在中部的高興、長岡等鄉(xiāng)鎮(zhèn),這些區(qū)域的生態(tài)風(fēng)險度高,相鄰地區(qū)的生態(tài)風(fēng)險度也較高.土地利用生態(tài)風(fēng)險度的低值區(qū)明顯地聚集在研究區(qū)東北部的南坑、良村和興江等鄉(xiāng)鎮(zhèn).1994～2005年的 11年中,研究區(qū)生態(tài)環(huán)境質(zhì)量整體有所提高,生態(tài)風(fēng)險指數(shù)較高的地區(qū)有所減少.今后該地區(qū)應(yīng)在土地利用生態(tài)風(fēng)險度高的區(qū)域加強(qiáng)土地利用管理,盡量避免不合理的土地利用方式,減少土地利用格局的破碎度和分離度,提高土地利用的生態(tài)安全度,促進(jìn)區(qū)域可持續(xù)發(fā)展.

[1] 李秀彬.全球環(huán)境變化研究的核心領(lǐng)域: 土地利用/土地覆蓋變化的國際研究動向 [J]. 地理學(xué)報, 1996,51(5):553-558.

[2] 程 江,楊 凱,趙 軍. 基于生態(tài)服務(wù)價值的上海土地利用變化影響評價 [J]. 中國環(huán)境科學(xué), 2009,29(1):95-100.

[3] 王 瑾,錢 新,洪堅平,等.忻州市土地利用現(xiàn)狀的環(huán)境敏感區(qū)分析 [J]. 中國環(huán)境科學(xué), 2010,30(12):1702-1707.

[4] 李晉昌,王文麗,胡光印,等.瑪曲縣土地利用/覆蓋變化對區(qū)域生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)價值的影響 [J]. 中國環(huán)境科學(xué), 2010,30(11):1579-1584.

[5] 曾 輝,劉國軍.基于景觀結(jié)構(gòu)的區(qū)域生態(tài)風(fēng)險分析 [J]. 中國環(huán)境科學(xué), 1999,19(5):454-457.

[6] 鄔建國.景觀生態(tài)學(xué)——格局、過程、尺度與等級 [M]. 北京:高等教育出版社, 2000.

[7] 謝花林,李秀彬.基于分形理論的土地利用空間行為特征——以江西東江源流域為例 [J]. 資源科學(xué), 2008,30(12):1866-1872.

[8] 梁 音,張 斌,潘賢章,等.南方紅壤丘陵區(qū)水土流失現(xiàn)狀與綜合治理對策 [J]. 中國水土保持科學(xué), 2008,6(1):22-27.

[9] 李謝輝,李景宜.基于GIS的區(qū)域景觀生態(tài)風(fēng)險分析—以渭河下游沿線區(qū)域為例 [J]. 干旱區(qū)研究, 2008,25(6): 899-902.

[10] 荊玉平,張樹文,李 穎.基于景觀結(jié)構(gòu)的城鄉(xiāng)交錯帶生態(tài)風(fēng)險分析 [J]. 生態(tài)學(xué)雜志, 2008,27(2):229-234.

[11] 臧淑英,梁 欣,張思沖.基于 GIS的大慶市土地利用生態(tài)風(fēng)險分析 [J]. 自然災(zāi)害學(xué)報, 2005,14(4):141-145.

[12] 許學(xué)工,林輝平,付在毅,等.黃河三角洲濕地區(qū)域生態(tài)風(fēng)險評價[J]. 北京大學(xué)學(xué)報(自然科學(xué)版), 2001,37(1):111-120.

[13] Anselin L. Spatial Econometrics: Methods and Models [M].Kluwer Academic Publishers, Dordrecht, 1988.

[14] 謝花林,劉黎明,李 波,等. 土地利用變化的多尺度空間自相關(guān)分析——以內(nèi)蒙古翁牛特旗為例 [J]. 地理學(xué)報, 2006,61(4):389-400.

[15] Anselin L. Local indicators of spatial association [J]. Geogr. Anal.1995,27:93-115.

[16] 李哈濱,王政權(quán),王慶成.空間異質(zhì)性定量研究理論與方法 [J].應(yīng)用生態(tài)學(xué)報, 1998,9(6):651-657.

[17] Journel A G, Huijbregts C G. Mining geostatistics [M]. London:Academic Press, 1978.

Spatial characteristic analysis of land use eco-risk based on landscape structure: a case study in the Xingguo County, Jiangxi Province.

XIE Hua-lin1,2*(1.Institute of PoYang lake eco-economics, Jiangxi University of Finance and Economics, Nanchang 330032, China；2.Institute of Geographical Sciences and Natural Resources Research, Chinese Academy of Sciences, Beijing 100101, China). China Environmental Science, 2011,31(4)：688～695

In this paper a case study of land use eco-risk assessment was conducted in the Xingguo County, an typical red soil hilly region in Jiangxi Province. The assessment method was based on landscape disturbance index and landscape fragility.Spatial distribution and gradient differentiation characteristics of land use eco-risks in the study area were analyzed by means of spatial statistics like spatial autocorrelation and semi-variance analysis. Conclusions from the study were as follows.Eco-risk degree of land use was positive correlation, and a decreasing trend exits with the increase of grain size of landscape patches. Eco-environment quality mounted up to a small extent while and the area with high eco-risk lessened in the period from 1994 to 2005 in Xingguo County. Eco-risk degree of land use in the east area and its peripheral regions were high. The step length of the eco-risk index’s spatial differentiation is short 43km in 1994 and 9.3km in 2005.

land use；landscape structure；ecological risk；red soil hilly region

X826

A

1000-6923(2011)04-0688-08

2010-08-18

國家自然科學(xué)基金資助項目(40801106);江西省自然科學(xué)基金項目(2008GQH0057);江西省教育廳科技項目(GJJ09557)

* 責(zé)任作者, 教授, xiehl_2000@163.com

謝花林(1979-),男,江西蓮花人,教授,博士,主要從事生態(tài)安全、土地系統(tǒng)模擬和生態(tài)系統(tǒng)管理研究.發(fā)表論文50余篇.