李云龍　韓美　孔祥倫　王敏　潘彬　魏帆　黃淑萍

摘要 黃河三角洲是山東省乃至全國重要的土地增長區(qū)和耕地資源儲(chǔ)備區(qū)，耕地是研究區(qū)最重要的景觀類型之一。通過Landsat TM/OLI遙感影像解譯，獲取黃河三角洲1986、1992、1998、2004、2010和2016年6個(gè)時(shí)期用地類型分布，使用軌跡分析法分析耕地軌跡的時(shí)空變化。借助斑塊占景觀面積比例指數(shù)（PLAND）、散布與并列指數(shù)（IJI）、面積加權(quán)平均斑塊分維指數(shù)（FREAC-AM），分析不同耕地轉(zhuǎn)化類型的景觀格局。選擇自然環(huán)境、社會(huì)經(jīng)濟(jì)和區(qū)位因素3大類共13個(gè)影響因子，利用Logistic回歸模型對(duì)耕地轉(zhuǎn)化進(jìn)行驅(qū)動(dòng)力分析。結(jié)果表明：①1986—2004年黃河三角洲耕地面積由1 390.16 km2，增長至2 184 km2，2016年減少至2 138.88 km2，1986—2016年間研究區(qū)耕地和耕地占三角洲總面積比例呈先增長后下降趨勢。30年間未利用地向耕地轉(zhuǎn)入322.46 km2，是耕地增加的主要來源，耕地向建設(shè)用地輸出107.82 km2，是耕地轉(zhuǎn)出的主要去向。恒定非耕地主要分布在河口區(qū)和墾利區(qū)，間歇性耕地主要分布在河口區(qū)，轉(zhuǎn)入耕地主要分布在墾利區(qū)，恒定耕地與轉(zhuǎn)出耕地在各縣區(qū)均有分布。②耕地是黃河三角洲最重要的景觀類型之一，耕地軌跡占研究區(qū)總面積的62.75%。間歇性耕地和恒定耕地的IJI指數(shù)分別為89.84%和78.20%，表明間歇性耕地和恒定耕地周邊的耕地變化復(fù)雜，相鄰景觀類型最多。同時(shí)，間歇性耕地FREAC-AM指數(shù)為1.22，還是研究區(qū)耕地轉(zhuǎn)化軌跡中形狀最復(fù)雜的類型。③Logistic分析表明，地理區(qū)位是黃河三角洲耕地轉(zhuǎn)化的主要驅(qū)動(dòng)因素，距海岸線距離（貢獻(xiàn)率1 832.730）、距黃河距離（貢獻(xiàn)率589.109）、人口密度差（貢獻(xiàn)率408.403）、距鄉(xiāng)鎮(zhèn)距離（貢獻(xiàn)率398.933）是耕地轉(zhuǎn)入的主要驅(qū)動(dòng)因子。距海岸線距離（貢獻(xiàn)率1 914205）、距鄉(xiāng)鎮(zhèn)距離（貢獻(xiàn)率763.96）、距黃河距離（貢獻(xiàn)率142.210）是耕地轉(zhuǎn)出的主要驅(qū)動(dòng)因子。

關(guān)鍵詞 耕地;黃河三角洲;轉(zhuǎn)化軌跡;景觀格局;Logistic回歸分析;驅(qū)動(dòng)力

中圖分類號(hào) P967

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼 A文章編號(hào) 1002-2104（2019）09-0136-08DOI：10.12062/cpre.20190601

耕地是糧食生產(chǎn)的基本資料，也是人類改造自然的重要景觀體現(xiàn)。保護(hù)耕地是實(shí)現(xiàn)國家糧食安全，保障國家社會(huì)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的重要支撐[1-4]。隨著社會(huì)經(jīng)濟(jì)迅速發(fā)展、人口增長、城市化和工業(yè)化進(jìn)程加快，耕地面積不斷減少[5-6]，人類社會(huì)與耕地資源間的矛盾日益加深[7-9]。因此，關(guān)注耕地的時(shí)空變化，明晰耕地演化的驅(qū)動(dòng)機(jī)制，對(duì)合理利用耕地資源、緩解人地矛盾、實(shí)現(xiàn)區(qū)域社會(huì)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展具有重要意義。

耕地是學(xué)術(shù)界研究的熱點(diǎn)領(lǐng)域，國內(nèi)外學(xué)者圍繞耕地變化[10-11]、流轉(zhuǎn)特征[12-13]和驅(qū)動(dòng)機(jī)制[14-15]等方面，展開了大量研究并取得了豐碩成果。作為區(qū)域生態(tài)系統(tǒng)的重要組成部分，耕地的變化能夠從側(cè)面反映出區(qū)域景觀的發(fā)展方向[16]，特別是在生態(tài)系統(tǒng)敏感區(qū)，大規(guī)模的耕地流轉(zhuǎn)對(duì)區(qū)域生態(tài)系統(tǒng)產(chǎn)生重要影響。黃河三角洲是由黃河泥沙淤積而成的自然地理單元，其生態(tài)系統(tǒng)具有典型的新生性、敏感性、脆弱性和不穩(wěn)定性[17]。隨著人類開發(fā)活動(dòng)的不斷加強(qiáng)，黃河三角洲耕地流轉(zhuǎn)與景觀格局發(fā)生了巨大變化。張寶雷等[18]、史同廣等[19]研究了黃河三角洲土地利用變化特征，并分析了主要的LUCC過程;栗云召等[20]指出黃河水情和人類開發(fā)活動(dòng)是黃河三角洲濕地演化的主要驅(qū)動(dòng)因子。李靜等[21]提出黃河和海洋作用是影響墾利土地利用的關(guān)鍵因子。總體而言，目前黃河三角洲耕地演化主要從土地利用及景觀角度展開，驅(qū)動(dòng)力分析大多采用定性的方式進(jìn)行[22-24]，專門針對(duì)研究區(qū)耕地的研究較少。

黃河三角洲是山東省甚至全國重要的耕地資源儲(chǔ)備區(qū)，關(guān)注其耕地的演化進(jìn)程，明晰耕地演化的驅(qū)動(dòng)機(jī)制，對(duì)黃河三角洲土地資源開發(fā)和生態(tài)環(huán)境保護(hù)具有重要的價(jià)值?；诖耍疚慕柚b感和GIS技術(shù)手段，使用軌跡分析法和Logistic回歸模型，分析黃河三角洲近30年來耕地時(shí)空演化特征及其驅(qū)動(dòng)機(jī)制，為保護(hù)耕地資源的健康與穩(wěn)定提供科學(xué)依據(jù)。

1 研究區(qū)域界定

黃河三角洲位于萊州灣西南岸，是由黃河攜帶泥沙淤積而成的三角洲狀堆積體，按照形成時(shí)間早晚，分為古代、近代和現(xiàn)代三角洲。本文以近代三角洲為研究區(qū)域，其范圍以墾利縣寧海為頂點(diǎn)，西起套兒河口，南抵支脈河口的扇形區(qū)域，介于118°04′～119°17′ E和37°20′～38°11′ N之間，總面積約5 400 km2。包括河口區(qū)面積約2 263 km2，墾利區(qū)面積約2 000 km2，利津縣面積約598 km2，東營區(qū)面積約576 km2。本研究區(qū)域是一個(gè)自然地理單元，其邊界與行政區(qū)界線并不完全一致。

2 數(shù)據(jù)來源與研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來源及處理

黃河三角洲Landsat TM/OLI遙感影像（1986—2016年）從地理空間數(shù)據(jù)云獲取。根據(jù)農(nóng)作物長勢和天氣狀況，影像篩選時(shí)選取成像時(shí)段在6—9月且云量在10%以下的影像，并進(jìn)行影像裁切、幾何精校正、大氣校正以及輻射校正等預(yù)處理。根據(jù)中國土地利用現(xiàn)狀分類標(biāo)準(zhǔn)及黃河三角洲實(shí)際情況，采用面向?qū)ο蠓▽⒀芯繀^(qū)土地劃分為耕地、未利用地、灘涂、沼澤、水體和建筑用地6類，并獲取其空間分布信息，采用人機(jī)交互法進(jìn)行人工修正，隨后將土地利用分類結(jié)果重新分類為耕地與非耕地。通過實(shí)地?cái)?shù)據(jù)及從高分辨率影像（Google Earth）獲取的450個(gè)校正樣本進(jìn)行分類精度驗(yàn)證，分類結(jié)果的精度均在90%以上，Kappa系數(shù)高于0850，解譯精度滿足研究需要（見表1）。

結(jié)合研究區(qū)實(shí)際情況，參考國內(nèi)外相關(guān)研究[26-28]，并從自然環(huán)境、社會(huì)經(jīng)濟(jì)和地理區(qū)位3方面構(gòu)建耕地演化驅(qū)

動(dòng)因子指標(biāo)體系（見表2）。氣溫和降水?dāng)?shù)據(jù)由黃河三角洲氣象觀測站點(diǎn)獲取，黃河三角洲面積變化率通過ArcGIS統(tǒng)計(jì)所得;社會(huì)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)摘選自《東營統(tǒng)計(jì)年鑒》《河口年鑒》《利津年鑒》《墾利年鑒》《東營區(qū)年鑒》;地理區(qū)位因子通過ArcGIS空間分析工具計(jì)算獲取。各指標(biāo)準(zhǔn)備完畢后進(jìn)行空間化、共線性檢驗(yàn)和重采樣等處理，剔除具有顯著共線性的重復(fù)因子，篩選最佳的分析尺度。

2.2 研究方法

2.2.1 耕地轉(zhuǎn)化軌跡構(gòu)造

轉(zhuǎn)化軌跡由不同時(shí)相上像元所屬土地類型代碼疊加排列所得。使用代碼1和2表示耕地和非耕地，特定像元上多個(gè)時(shí)間節(jié)點(diǎn)代碼疊加排列即為該像元的轉(zhuǎn)化軌跡。如：軌跡編碼為111111，即表示該像元始終為耕地。計(jì)算公式如下：

Tij=（G1）ij×10n-1+（G2）ij×10n-2+…+（Gn）ij×10n-n

（1）

式中，Tij代表第i行、第j列的代碼值，n代表選取的影像的個(gè)數(shù);（G1）ij ，（G2）ij ，… ，（Gn）ij 表示影像對(duì)應(yīng)用地類型代碼值。

2.2.2 耕地轉(zhuǎn)化軌跡景觀格局指數(shù)

從類型水平和景觀水平上選取斑塊占景觀面積比例指數(shù)PLAND（Percentage of Landscape）、散布與并列指數(shù)IJI（Interspersion and Juxtaposition）、面積加權(quán)平均斑塊分維指數(shù)FREAC-AM（Area Weighted Mean Eractal Dimension Index）3個(gè)指數(shù)進(jìn)行耕地變化軌跡景觀格局分析，景觀指數(shù)見表3。

2.2.3 Logistic回歸模擬

本研究以黃河三角洲耕地轉(zhuǎn)化軌跡為因變量，采用多分類Logistic回歸模型分析各因子對(duì)耕地的驅(qū)動(dòng)作用。根據(jù)回歸系數(shù)，探測各驅(qū)動(dòng)因子對(duì)耕地演化過程的影響強(qiáng)弱，模型公式如下：

Logit（P）=lnp1-p=α+∑ni=1βixi（2）

P=exp（α+β1X1+β2X2+L+βnXn）1+exp（α+β1X1+β2X2+L+βnXn）（3）

式中，P為耕地轉(zhuǎn)化發(fā)生概率;x1，x2，……，xn為影響耕地的驅(qū)動(dòng)因子;α為截距，β1，β2，……，βn為Logistic回歸的偏回歸系數(shù)。使用Wald值對(duì)模型的回歸系數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)，取顯著性水平為0.05，當(dāng)解釋變量對(duì)應(yīng)P值小于0.05時(shí)，驅(qū)動(dòng)因子的回歸系數(shù)與零有顯著差異，保留在方程中，反之則不能通過檢驗(yàn)，從方程中剔除。為避免空間數(shù)據(jù)的自相關(guān)效應(yīng)對(duì)模型解釋能力產(chǎn)生干擾，構(gòu)建

研究區(qū)耕地轉(zhuǎn)化軌跡模擬的最佳尺度，本研究選擇100 m×100 m、150 m×150 m、200 m×200 m、250 m×250 m、300 m×300 m、350 m×350 m、400 m×400 m 7個(gè)模擬尺度，以30 m×30 m柵格數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，對(duì)耕地轉(zhuǎn)化軌跡及各驅(qū)動(dòng)因子?xùn)鸥駭?shù)據(jù)進(jìn)行重采樣，應(yīng)用SPSS22.0軟件，分別計(jì)算7個(gè)模擬尺度下耕地轉(zhuǎn)化軌跡與驅(qū)動(dòng)因子的回歸方程，根據(jù)模型的ROC值選擇黃河三角洲耕地轉(zhuǎn)化軌跡動(dòng)態(tài)模擬的最佳尺度。

3 結(jié)果與分析

3.1 黃河三角洲面積和耕地面積統(tǒng)計(jì)分析

1986—2016年黃河三角洲土地面積和耕地面積變化結(jié)果如圖1所示。30年間研究區(qū)土地面積在5 168.81～5 383.92 km2之間波動(dòng)，波動(dòng)范圍215.11 km2，黃河三角洲土地總面積呈現(xiàn)出先下降后上升再下降的變化趨勢。而1986—2016年黃河三角洲耕地面積在1 390.16～2 138.88 km2之間波動(dòng)，耕地增加895.11 km2，研究區(qū)耕地面積隨時(shí)間發(fā)展呈增長趨勢。從耕地占黃河三角洲總面積比例來看，1986年25.82%、1992年36.29%、1998年37.44%、2004年41.44%、2010年41.44%、2016年41.37%，耕地所占比例先增長，之后略有下降。

3.2 耕地轉(zhuǎn)化軌跡時(shí)空變化分析

軌跡運(yùn)算結(jié)果顯示，黃河三角洲耕地/非耕地轉(zhuǎn)化軌跡共有64種，總計(jì)31 435條。根據(jù)耕地/非耕地穩(wěn)定狀況可將所得軌跡分為3類：恒定非耕地、恒定耕地、不穩(wěn)定耕地。根據(jù)耕地不同的轉(zhuǎn)化方向，不穩(wěn)定耕地又包含轉(zhuǎn)入耕地（222111、211111等）、轉(zhuǎn)出耕地（111222等）、間歇性耕地（121212等）?；诖朔诸惙椒ǎ@取黃河三角洲1986—2016年耕地/非耕地轉(zhuǎn)化軌跡圖（見圖2和圖3）。

3.2.1 耕地轉(zhuǎn)化軌跡時(shí)間變化分析

經(jīng)統(tǒng)計(jì)，黃河三角洲恒定非耕地2 611.26 km2，恒定耕地518.30 km2，不穩(wěn)定耕地2 553.55 km2。轉(zhuǎn)入耕地907.07 km2，轉(zhuǎn)出耕地279.20 km2，間歇性耕地1 367.28 km2。從時(shí)間序列來看，1986—1992年轉(zhuǎn)入耕地（211111）471.41 km2，轉(zhuǎn)出耕地（122222）90.13 km2;1992—1998年轉(zhuǎn)入耕地（221111）234.73 km2，轉(zhuǎn)出耕地（112222）43.96 km2;1998—2004年轉(zhuǎn)入耕地（222111）93.87 km2，轉(zhuǎn)出耕地（111222）53.07 km2;2004—2010年轉(zhuǎn)入耕地（222211）36.10 km2，轉(zhuǎn)出耕地（111122）26.61 km2;2010—2016年轉(zhuǎn)入耕地（222221）70.97 km2，轉(zhuǎn)出耕地（111112）66.43 km2。研究區(qū)轉(zhuǎn)入耕地和轉(zhuǎn)出耕地均出現(xiàn)先下降后增加的趨勢，轉(zhuǎn)入耕地?cái)?shù)量大于轉(zhuǎn)出耕地，耕地總體呈現(xiàn)增長態(tài)勢。從耕地轉(zhuǎn)化的路徑來看，未利用地是黃河三角洲耕地轉(zhuǎn)入的主要用地來源，建筑用地則是耕地轉(zhuǎn)出的主要流向;從耕地軌跡轉(zhuǎn)化發(fā)展方向來看，轉(zhuǎn)入耕地軌跡大致由黃河兩岸向兩側(cè)海岸拓展，轉(zhuǎn)出耕地軌跡則主要布局在城鎮(zhèn)周邊。

3.2.2 耕地轉(zhuǎn)化軌跡空間變化分析

使用ArcGIS分區(qū)統(tǒng)計(jì)功能獲取耕地轉(zhuǎn)化軌跡的空間分布（見圖4）。經(jīng)分析，除利津縣外恒定非耕地在各縣區(qū)軌跡分布中占比最大。河口區(qū)恒定非耕地、轉(zhuǎn)出耕地、間歇性耕地的軌跡面積分別為714.50 km2、104.39 km2、697.31 km2。該區(qū)地處黃河三角洲東北部，區(qū)內(nèi)灘涂、沼澤與未利用地廣布，恒定非耕地面積較多。同時(shí)受土地鹽堿化的影響，沿海土地多開發(fā)為鹽田、養(yǎng)殖池等經(jīng)濟(jì)型水體，耕地轉(zhuǎn)出以及耕地與其他土地利用類型的交替轉(zhuǎn)化較多。墾利區(qū)恒定耕地面積為142.78 km2，轉(zhuǎn)入耕地面積為445.46 km2，是恒定耕地及轉(zhuǎn)入耕地面積最大的區(qū)域。這主要得益于黃河巨大的造陸效應(yīng)，黃河攜帶大量泥沙在入?？谔幱俜e，每年給墾利區(qū)新增大量土地，大量新增土地在人類開發(fā)活動(dòng)下轉(zhuǎn)化為耕地。因此，近30年來墾利區(qū)耕地面積不斷擴(kuò)張。而東營區(qū)面積為576 km2，僅占研究區(qū)總面積的7.74%，因此行政區(qū)內(nèi)耕地轉(zhuǎn)化軌跡面積均較小。

3.3 耕地轉(zhuǎn)化軌跡景觀格局分析

恒定非耕地的PLAND指數(shù)為37.15%，有耕地參與的軌跡占研究區(qū)總面積的62.75%。其中間歇性耕地PLAND指數(shù)為30.86%，轉(zhuǎn)入耕地PLAND指數(shù)為19.23%，恒定耕地和轉(zhuǎn)出耕地的PLAND指數(shù)值分別為8.43%和4.33%（見表4）。表明1986—2016年內(nèi)黃河三角洲耕地處于擴(kuò)張與縮減交錯(cuò)過程中，耕地面積不斷增加，耕地已成為黃河三角洲最重要的景觀之一。

IJI指數(shù)反映各耕地斑塊類型的空間關(guān)聯(lián)程度。結(jié)果顯示：間歇性耕地與恒定耕地的IJI指數(shù)較大，分別為89.84%和78.20%，體現(xiàn)出黃河三角洲耕地對(duì)水資源的依賴性比較大，同時(shí)還反映出間歇性耕地和恒定耕地周邊的耕地變化景觀類型較為復(fù)雜，相鄰的景觀類型較多。轉(zhuǎn)入耕地以及轉(zhuǎn)出耕地的IJI指數(shù)較低，分別為62.27%和66.00%，說明這兩種轉(zhuǎn)化類型主要分布在間歇性耕地和恒定耕地邊緣，空間鄰接分布程度較為簡單。

FREAC-AM指數(shù)可以描述變化軌跡的復(fù)雜性和穩(wěn)定性。其取值范圍1≤FREAC-AM≤2，其值越接近1代表形狀越簡單，當(dāng)值為1時(shí)，形狀為最簡單的正方形或圓形?？傮w來看，研究區(qū)耕地轉(zhuǎn)化軌跡的FRAC-AM較小，分形特征不明顯;間歇性耕地FRAC-AM最大，表明研究區(qū)土地利用類型轉(zhuǎn)換較為頻繁，多經(jīng)歷兩次以上的轉(zhuǎn)變;轉(zhuǎn)入耕地FRAC-AM大于轉(zhuǎn)出耕地，表明黃河三角洲耕地轉(zhuǎn)入概率大于耕地轉(zhuǎn)出，耕地面積呈增加狀態(tài)。

3.4 耕地轉(zhuǎn)化軌跡驅(qū)動(dòng)力分析

自變量（驅(qū)動(dòng)因子）間的多重共線性對(duì)Logistic回歸模型的模擬效果有顯著影響，共線性的存在嚴(yán)重干擾回歸分析結(jié)果的穩(wěn)定性，甚至?xí)蛊浞较虬l(fā)生改變[28-29]。本文首先對(duì)驅(qū)動(dòng)因子指標(biāo)體系中各自變量進(jìn)行共線性檢驗(yàn)，根據(jù)自變量之間的方差膨脹因子（VIF）和容許值（TOL）探測共線性，當(dāng)VIF>10且TOL<0.1時(shí)，自變量存在顯著共線性，從驅(qū)動(dòng)因子指標(biāo)體系中剔除[29]。經(jīng)檢驗(yàn)，剔除工業(yè)總產(chǎn)值、農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值、全社會(huì)固定資產(chǎn)投資等3個(gè)存在顯著共線性的自變量。隨后，將通過共線性檢驗(yàn)的自變量帶入Logistic回歸模型計(jì)算，根據(jù)ROC值篩選出最適宜研究區(qū)耕地轉(zhuǎn)化軌跡的尺度。計(jì)算結(jié)果表明，350 m ×350 m尺度下耕地變化軌跡的ROC值的擬合優(yōu)度為0.717，為7個(gè)尺度中最高值。ROC值>0.7時(shí)，模型擬合效果較好，該模型通過ROC檢驗(yàn)，模型預(yù)測正確率為87.6%，可用于研究區(qū)耕地轉(zhuǎn)化軌跡的驅(qū)動(dòng)機(jī)制分析。

Waldχ2統(tǒng)計(jì)量用于表征各驅(qū)動(dòng)因子對(duì)于耕地轉(zhuǎn)化軌跡的解釋程度，其值越大，表示解釋程度越高?；貧w系數(shù)的符號(hào)代表各驅(qū)動(dòng)因子對(duì)轉(zhuǎn)化軌跡的影響方向，發(fā)生比率表示自變量每增加一個(gè)單位后發(fā)生比為原發(fā)生比的倍數(shù)。根據(jù)Waldχ2統(tǒng)計(jì)量，對(duì)各轉(zhuǎn)化軌跡影響顯著性排名前4的驅(qū)動(dòng)因子及其Logistic回歸模型各項(xiàng)參數(shù)進(jìn)行匯總，見表5。

（1）轉(zhuǎn)入耕地軌跡驅(qū)動(dòng)力分析。地理區(qū)位和社會(huì)經(jīng)

濟(jì)因素是影響耕地轉(zhuǎn)入的主要因素。其中，距海岸線的距離、距黃河距離、人口密度差、距鄉(xiāng)鎮(zhèn)距離是耕地轉(zhuǎn)入的主要驅(qū)動(dòng)因子。貢獻(xiàn)率分別為1 832.730、589.109、408.403、398.933。其中，距海岸線越遠(yuǎn)轉(zhuǎn)入耕地的概率越高，而距黃河和城鎮(zhèn)距離越近、人口增加越多，耕地轉(zhuǎn)入可能性越大。黃河三角洲受海洋咸水的侵漬側(cè)滲影響，距海越近土壤中含鹽量和地下水礦化度越高 [30-31]，距海岸線的距離成為影響非耕地是否適宜向耕地轉(zhuǎn)化的主導(dǎo)因子。其次，黃河是黃河三角洲形成與演化的原始動(dòng)力，還是研究區(qū)最主要的淡水來源，耕地分布隨著灌溉條件的改善由黃河河道兩岸向外延伸。隨著研究區(qū)人口數(shù)量的不斷增加，人類對(duì)耕地的需求和活動(dòng)范圍持續(xù)擴(kuò)大，大量非耕地被改造為耕地。黃河三角洲人口主要集中分布在基礎(chǔ)設(shè)施完善的鄉(xiāng)鎮(zhèn)和城市中，距城鎮(zhèn)較近的土地受人類活動(dòng)影響強(qiáng)烈，更容易被改造為耕地。

（2）轉(zhuǎn)出耕地軌跡驅(qū)動(dòng)力分析。地理區(qū)位是影響耕地轉(zhuǎn)出的主要因素。轉(zhuǎn)出耕地空間變化的解釋變量包括距海岸線的距離（貢獻(xiàn)度1 914.205）、距鄉(xiāng)鎮(zhèn)距離（貢獻(xiàn)度763.296）、距黃河距離（貢獻(xiàn)度142.210）是耕地轉(zhuǎn)出的主要驅(qū)動(dòng)因子。即越深入內(nèi)陸，耕地轉(zhuǎn)出可能性越大。距黃河和城鎮(zhèn)越近，增大了耕地轉(zhuǎn)出的概率。隨著距海岸線距離的增加，土地鹽堿化程度逐漸降低，人類影響更強(qiáng)烈，耕地轉(zhuǎn)出現(xiàn)象頻發(fā)，距海岸線的距離成為耕地轉(zhuǎn)出的主導(dǎo)驅(qū)

動(dòng)因子。隨著人口增加、城鎮(zhèn)化水平提高，鄉(xiāng)鎮(zhèn)建筑用地面積增加，建筑用地?cái)U(kuò)張最先侵占地形平坦、距鄉(xiāng)鎮(zhèn)距離較近的耕地，距鄉(xiāng)鎮(zhèn)距離每減少1 km，耕地轉(zhuǎn)出軌跡的發(fā)生概率增加1.34倍。

4 結(jié)論與討論

4.1 結(jié)論

（1）黃河三角洲是中國重要的土地資源增長區(qū)和耕地儲(chǔ)備區(qū)。1986—2016年間，黃河三角洲耕地面積持續(xù)增加，耕地所占比例逐年上升，最后略有下降。30年間，耕地轉(zhuǎn)出面積279.20 km2，耕地轉(zhuǎn)入面積907.07 km2。未利用地是研究區(qū)耕地增加的主要來源，建筑用地是耕地轉(zhuǎn)出的主要流向。恒定非耕地主要分布在河口區(qū)和墾利區(qū)，是研究區(qū)面積最大的軌跡，間歇性變化耕地主要分布在河口區(qū)，耕地轉(zhuǎn)入軌跡主要分布在墾利區(qū)，恒定耕地軌跡與耕地轉(zhuǎn)出軌跡面積較少，在各縣區(qū)均有分布。

（2）景觀格局分析表明，有耕地參與軌跡轉(zhuǎn)化面積占研究區(qū)面積的62.75%，是研究區(qū)重要的景觀類型。間歇性耕地和恒定耕地周邊的耕地變化最為復(fù)雜，轉(zhuǎn)入耕地和轉(zhuǎn)出耕地多分布在兩者邊緣。不穩(wěn)定耕地是研究區(qū)變化最劇烈的耕地軌跡類型，轉(zhuǎn)入耕地FRAC-AM指數(shù)大于轉(zhuǎn)出耕地，轉(zhuǎn)入耕地大于轉(zhuǎn)出，耕地呈增加狀態(tài)。

（3）Logistic回歸分析顯示，氣溫、降水對(duì)耕地轉(zhuǎn)化作用并不顯著，地理區(qū)位是黃河三角洲地表耕地演化的主要驅(qū)動(dòng)因素。不同類型的耕地轉(zhuǎn)化軌跡驅(qū)動(dòng)力不同。距海岸線距離、距黃河距離、人口密度差、距鄉(xiāng)鎮(zhèn)距離是影響耕地轉(zhuǎn)入軌跡的主要驅(qū)動(dòng)因子;距海岸線距離、距鄉(xiāng)鎮(zhèn)距離、距黃河距離是耕地轉(zhuǎn)出軌跡的主要驅(qū)動(dòng)因子。

4.2 討論

（1）耕地演化是自然環(huán)境、社會(huì)經(jīng)濟(jì)和區(qū)位條件等多種因素共同作用的結(jié)果。不同三角洲耕地演化特征和驅(qū)動(dòng)機(jī)制不同，研究顯示：珠江三角洲耕地演化是人口、城市化和人民生活水平驅(qū)動(dòng)的結(jié)果[32-33]，人口、二三產(chǎn)業(yè)比重和城市化水平等社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素是長江三角洲耕地演化的關(guān)鍵因素[34-35]，人類干擾是導(dǎo)致遼河三角洲耕地變化的主要原因[36]，而區(qū)位因素和社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素是黃河三角洲耕地演化主導(dǎo)驅(qū)動(dòng)力。由此可見，作為一種典型的人工用地類型，社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素對(duì)三角洲耕地演化產(chǎn)生重要影響，耕地演化與人口數(shù)量、社會(huì)經(jīng)濟(jì)水平、城市化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等息息相關(guān)。而與其他三角洲不同，區(qū)位因素在黃河三角洲耕地演化中同樣發(fā)揮著重要作用。由于研究區(qū)成陸時(shí)間較晚，黃河三角洲土壤鹽漬化嚴(yán)重，對(duì)黃河水具有較強(qiáng)的依賴性。另外，該區(qū)域人類開發(fā)歷史較短，社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對(duì)較低。距海岸線、距黃河河道等區(qū)位因子，既體現(xiàn)出自然因素（土壤鹽堿化、淡水可達(dá)性）還反映出社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素（人口、人類活動(dòng)）異質(zhì)性分布對(duì)耕地演化的影響。整體而言，黃河三角洲耕地轉(zhuǎn)化和驅(qū)動(dòng)機(jī)制與研究區(qū)獨(dú)特的自然發(fā)育特征與社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)程關(guān)系密切，同時(shí)還從側(cè)面反映出黃河三角洲與其他三角洲社會(huì)經(jīng)濟(jì)水平存在一定差距，開發(fā)潛力較大。

（2）耕地轉(zhuǎn)化的驅(qū)動(dòng)機(jī)制極其復(fù)雜，受限于數(shù)據(jù)量化方法的可操作性和驅(qū)動(dòng)機(jī)制的復(fù)雜性，驅(qū)動(dòng)因子體系并不能全面地反應(yīng)出耕地演化的驅(qū)動(dòng)過程。首先，諸如政府政策、城市發(fā)展水平、保護(hù)區(qū)影響程度等因素在特定區(qū)域與時(shí)間內(nèi)對(duì)耕地轉(zhuǎn)化驅(qū)動(dòng)巨大，但難以精確合理的量化 [37]。其次，自然因素驅(qū)動(dòng)伴隨著黃河三角洲整個(gè)發(fā)育史，當(dāng)研究跨度較短時(shí)，氣溫、降水等相對(duì)穩(wěn)定的自然因素作用甚微[33]。此外，由于研究區(qū)行政區(qū)劃調(diào)整頻繁，導(dǎo)致部分?jǐn)?shù)據(jù)只能統(tǒng)計(jì)到鄉(xiāng)鎮(zhèn)一級(jí)。如能使用更精確的社會(huì)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，分析結(jié)果將更加精準(zhǔn)。

（編輯：李 琪）

參考文獻(xiàn)

[1]TILMAN D， FARGIONE J， WOLFF B， et al. Forecasting agriculturally driven global environmental change[J]. Science， 2001， 5515： 281-284.

[2]KLEIJIN D， KOHLER F， BLDI A， et al. On the relationship between farmland biodiversity and land-use intensity in Europe[J]. Proceedings of the royal society B： biological sciences， 2008， 1658： 903-909.

[3]王迪，聶銳，王勝洲. 耕地保護(hù)外部性及其經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償研究進(jìn)展[J]. 中國人口·資源與環(huán)境， 2012， 22（10）： 131-136.

[4]ESTEL S， KUEMMERLE T， ALCNTAR A， et al. Mapping farmland abandonment and recultivation across Europe using MODIS NDVI time series[J]. Remote sensing of environment， 2015， 163： 312-325.

[5]田光進(jìn)，莊大方，劉明亮. 近10年中國耕地資源時(shí)空變化特征[J]. 地球科學(xué)進(jìn)展， 2003， 18（1）： 30-36.

[6]譚永忠，何巨，岳文澤，等. 全國第二次土地調(diào)查前后中國耕地面積變化的空間格局[J]. 自然資源學(xué)報(bào)， 2017， 32（2）： 12-23.

[7]宋戈，梁海鷗，林佳，等. 黑龍江省墾區(qū)耕地利用綜合效益評(píng)價(jià)及驅(qū)動(dòng)力分析[J]. 經(jīng)濟(jì)地理， 2010， 30（5）： 835-840.

[8]傅澤強(qiáng)，蔡運(yùn)龍，楊友孝，等. 中國糧食安全與耕地資源變化的相關(guān)分析[J]. 自然資源學(xué)報(bào)， 2001， 16（4）： 313-319.

[9]李景剛，何春陽，史培軍，等. 近20年中國北方13省的耕地變化與驅(qū)動(dòng)力[J]. 地理學(xué)報(bào)， 2004， 59（2）： 274-282.

[10]李秀彬. 中國近20年來耕地面積的變化及其政策啟示[J]. 自然資源學(xué)報(bào)， 1999， 14（4）： 329-333.

[11]趙曉麗，張?jiān)鱿?，汪瀟，等. 中國近30 a耕地變化時(shí)空特征及其主要原因分析[J]. 農(nóng)業(yè)工程學(xué)報(bào)， 2014， 30（3）： 1-11.

[12]李均力，姜亮亮，包安明，等. 1962—2010年瑪納斯流域耕地景觀的時(shí)空變化分析[J]. 農(nóng)業(yè)工程學(xué)報(bào)， 2015， 31（4）：277-285.

[13]鄧楚雄，李曉青，向云波，等. 長株潭城市群地區(qū)耕地?cái)?shù)量時(shí)空變化及其驅(qū)動(dòng)力分析[J]. 經(jīng)濟(jì)地理， 2013， 33（6）： 142-147.

[14]石曉麗，史文嬌. 氣候變化和人類活動(dòng)對(duì)耕地格局變化的貢獻(xiàn)歸因綜述[J]. 地理學(xué)報(bào)， 2015， 70（9）：1463-1476.

[15]曾凌紅，王鈞，王紅亞. 基于GIS和Logistic回歸模型的北京山區(qū)耕地變化分析與模擬[J]. 北京大學(xué)學(xué)報(bào)（自然科學(xué)版）， 2009， 45（1）： 165-170.

[16]趙銳鋒，王福紅，張麗華，等. 黑河中游地區(qū)耕地景觀演變及社會(huì)經(jīng)濟(jì)驅(qū)動(dòng)力分析[J]. 地理科學(xué)， 2017， 37（6）： 920-928.

[17]張緒良，肖滋民，徐宗軍，等.黃河三角洲濱海濕地的生物多樣性特征及保護(hù)策略[J]. 濕地科學(xué)， 2011， 9（2）： 125-131.

[18]SHI T， QI S， MENG F， et al. Land use change and landscape response in the Yellow River Delta of China： a case of Dongying City[J]. Environmental earth sciences， 2016， 75（7）： 547.

[19]BAO L， ZHANG L， YIN S M， et al. Assessment on characteristics of LUCC process based on complex network in Modern Yellow River Delta， Shandong Province of China[J]. Earth science informatics， 2016， 9（1）： 83-93.

[20]栗云召，于君寶，韓廣軒，等. 黃河三角洲自然濕地動(dòng)態(tài)演變及其驅(qū)動(dòng)因子[J]. 生態(tài)學(xué)雜志， 2011， 30（7）： 1535-1541.

[21]SHU Y， HU Y M. Analysis of land use and land cover change in Yellow River Delta[J]. Journal of soil and water conservation， 2006， 20（5）： 158-161.

[22]曹文. 黃河三角洲地區(qū)耕地資源的可持續(xù)利用研究[J]. 中國人口·資源與環(huán)境， 2001， 11（51）： 26-27.

[23]周文佐. 近10 a黃河三角洲LUCC及其驅(qū)動(dòng)因素分析[J]. 農(nóng)業(yè)工程學(xué)報(bào)， 2010， 26（1）： 341-345.

[24]汪小欽，王欽敏，劉高煥，等. 黃河三角洲土地利用/土地覆被區(qū)域分異[J]. 自然資源學(xué)報(bào)， 2006， 21（2）： 165-171.

[25]趙志杰，張成揚(yáng). 黃河三角洲土地利用/覆蓋時(shí)空變化研究[J]. 應(yīng)用基礎(chǔ)與工程科學(xué)學(xué)報(bào)， 2016， 24（4）： 731-740.

[26]吳美瓊，陳秀貴. 基于主成分分析法的欽州市耕地面積變化及其驅(qū)動(dòng)力分析[J]. 地理科學(xué)， 2014， 34（1）： 54-59.

[27]劉超，霍永偉，許月卿，等. 生態(tài)退耕前后張家口市耕地變化及影響因素識(shí)別[J]. 自然資源學(xué)報(bào)， 2018， 33（10）： 134-148.

[28]趙宇東，劉嶸，劉延齡，等. 多元 Logistic回歸的共線性分析[J]. 中國衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)， 2000， 17（5）： 259-261.

[29]斯科特·梅納德. 應(yīng)用Logistic回歸分析[M].第2版. 李俊秀，譯. 上海： 上海人民出版社， 2012.

[30]姚榮江，楊勁松，劉廣明，等. 黃河三角洲地區(qū)典型地塊土壤鹽分空間變異特征研究[J]. 農(nóng)業(yè)工程學(xué)報(bào)， 2006， 22（6）： 61-66.

[31]楊勁松，姚榮江. 黃河三角洲地區(qū)土壤水鹽空間變異特征研究[J]. 地理科學(xué)， 2007， 27（3）： 348-353.

[32]曹康琳，廖金鳳. 珠江三角洲耕地資源變化區(qū)域差異及對(duì)策[J]. 中國人口·資源與環(huán)境， 2000， 10（2）： 75-78.

[33]董文福. 珠江三角洲耕地變化及驅(qū)動(dòng)力研究[C]// 土地變化科學(xué)與生態(tài)建設(shè)學(xué)術(shù)研討會(huì). 2005.

[34]黃賢金，方鵬. 長江三角洲地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的土地利用變化機(jī)理及驅(qū)動(dòng)力模型研究[C]// 全國青年管理科學(xué)與系統(tǒng)科學(xué)學(xué)術(shù)會(huì)議. 2005.

[35]陳肖飛，姚士謀，張落成. 1990年以來長江三角洲耕地資源變化及驅(qū)動(dòng)因子研究[J]. 長江流域資源與環(huán)境， 2015， 24（9）： 1521-1527.

[36]王凌，李秀珍，郭篤發(fā). 遼河三角洲土地利用變化及其影響[J]. 山東師范大學(xué)學(xué)報(bào)（自然科學(xué)版），2003， 18（3）： 43-47.

[37]謝花林，李波. 基于logistic回歸模型的農(nóng)牧交錯(cuò)區(qū)土地利用變化驅(qū)動(dòng)力分析——以內(nèi)蒙古翁牛特旗為例[J]. 地理研究， 2008， 27（2）： 294-304.

Study on transformation trajectory and driving factors of cultivated land

in the Yellow River Delta in recent 30 years

LI Yun-long1，2 HAN Mei1 KONG Xian-lun1 WANG Min1，2 PAN Bin1 WEI? Fan1 HUANG Shu-ping2

（1.College of Geography and Environment， Shandong Normal University， Jinan Shandong 250014， China;

2.School of History and Social Development， Qilu Normal University， Jinan Shandong 250200， China）

Abstract The Yellow River Delta is a vital area of land growth and cultivated land reserve in Shandong Province and even in China. Cultivated land is one of the most important landscape types in study area. By interpreting Landsat TM/OLI images， the land use/cover information of the Yellow River Delta in 1986， 1992， 1998， 2004， 2010 and 2016 was extracted. The trajectory analysis method was used to analyze the temporal and spatial variation of cultivated land trajectory. Index （PLAND）， Dispersion and Parallel Index （IJI）， Area Weighted Average Patch Fractal Dimension Index （FREAC-AM） were used to analyze the landscape pattern of different types of cultivated land conversion. 13 factors were selected from three categories： natural environment， socio-economic and location factors and logistic regression model was used to analyze the driving force of cultivated land conversion. The results showed that： ①The cultivated land increased from 1 390.16 km2 to 2 184 km2 from 1986 to 2004. However， the area decreased to 2 138.88 km2 in 2016. Thus， the cultivated land and its ratio of the whole delta showed a trend of increase in 1986 to 2004， and decreased from 2004 to 2016. Over the past 30 years， 322.46 km2 unutilized land was transferred to the cultivated land， which was the main source of the increased cultivated land. The cultivated land of 107.82 km2 changed to construction land was the main source. The constant non-cultivated land was mainly distributed in Hekou and Kenli Districts. The intermittent cultivated land was mainly distributed in Hekou District. The converted cultivated land was mainly distributed in Kenli District. The constant cultivated land and the transferred cultivated land were distributed in all counties and districts. ②Cultivated land was one of the most important types of landscapes in the Yellow River Delta. The cultivated land trajectory accounted for 62.75% of? the study area. The IJI indexes of intermittent cultivated land and constant cultivated land were 89.84% and 78.20% respectively， indicating that the cultivated land around intermittent cultivated land and constant cultivated land was complex， and the adjacent landscape types were the most. At the same time， the FREAC-AM index of intermittent arable land was 1.22， which was the most complex type of arable land conversion trajectory in the study area. ③Logistic analysis showed that the geographical location was the main driving factor for the conversion of cultivated land in the Yellow River Delta. The main driving factors for the conversion of cultivated land were distance from the coastline （contribution rate 1 832.730）， distance from the Yellow River （contribution rate 589.109）， population density difference （contribution rate 408.403）， and distance from township （contribution rate 398.933）. Distance from the coastline （contribution rate 1 914.205）， distance from township （contribution rate 763.96）， distance from the Yellow River （contribution rate 142.210） were the main driving factors for the conversion of cultivated land.

Key words cultivated land; Yellow River Delta; change trajectory; landscape pattern; logistic regression analysis