大城市邊緣區景觀破碎化空間異質性
——以北京市順義區為例

李 燦，張鳳榮,*，朱泰峰，曲衍波

(1. 中國農業大學資源與環境學院，北京 100193; 2. 山東財經大學公共管理學院，濟南 250014)

大城市邊緣區景觀破碎化空間異質性
——以北京市順義區為例

李 燦1，張鳳榮1,*，朱泰峰1，曲衍波2

(1. 中國農業大學資源與環境學院，北京 100193; 2. 山東財經大學公共管理學院，濟南 250014)

探索大城市邊緣區景觀破碎化格局及其空間異質性特征，有助于把握景觀動態的變化機制及其生態問題。以北京市順義區這一典型大城市邊緣區為例，基于土地利用分類數據，采用有效粒度尺寸方法，對1992年、1999年和2009年景觀破碎化空間變異進行了地統計學分析，主要包括尺度依賴性、空間異質性、空間格局及其生態過程的分析。研究結果表明：1)景觀破碎化空間變異具有明顯的尺度依賴性特征，由空間自相關部分引起的空間異質性較高；1992年和1999年景觀破碎化空間總變異相對緩和，2009年空間總變異強烈；通過不同尺度上的異質性對比，選取1000m幅度作為研究區景觀破碎化的空間異質性分析較為適宜。2)景觀破碎化空間異質性表現出明顯的上升趨勢，土地利用斑塊破碎化不斷加劇，其中1999—2009年間的表現尤為強烈。3)景觀破碎化高值區呈現出由東部向西部轉移的態勢，并且其空間布局具有集聚性與分散性的顯著特征，空間上相似屬性聚集與相異屬性聚集的空間格局十分突出。4)景觀破碎化空間自相關作用主要來自高強度社會經濟活動的影響，并表現出明顯的區位特征。該研究結果可為土地、城鎮規劃以及景觀生態建設提供參考。

景觀破碎化；地統計學；異質性；尺度；空間自相關；順義區

景觀破碎化表現為景觀要素在外力作用下原來連續景觀逐步變為許多彼此隔離的不連續的斑塊鑲嵌體的過程[1]，在此過程中，頻繁的社會經濟活動對景觀格局的影響大大超出了自然因素的干擾，成為景觀破碎化的主導因素[2- 3]。當前，我國正處在城鎮化加速發展時期，土地利用變化所引發的景觀格局變化強烈，景觀空間異質性顯著[4]；特別是在大城市邊緣區，隨著城鎮建設不斷擴張和現代化交通運輸網絡的構建與發展，景觀破碎化態勢非常明顯。近年來，國內外學者對城市邊緣區景觀格局動態開展了一系列的研究，如在景觀格局變化與模擬[5- 6]、景觀生態規劃[7]、城市建設用地景觀破碎化[8]、土地變化機制及其驅動力[9- 10]等方面取得了卓有成效的研究成果，為全方位理解城市邊緣區的景觀格局特征提供了豐富的研究參考。但是針對大城市邊緣區景觀破碎化空間異質性的相關研究還不多見，鑒于城市邊緣地帶獨特的城鄉融合特征與景觀動態的不確定性，有必要進一步分析景觀破碎化的變異特征及其生態過程，以深入理解景觀格局的形成與變化機制。

由于大城市邊緣區景觀格局具有明顯的區域性和累積性特征[11]，由快速城鎮化所引起的景觀破碎化格局典型突出，因此，從土地利用/覆蓋入手，對該區域景觀破碎化格局及其空間異質性進行分析，能積極深入地探索大城市邊緣區景觀格局作用機理，為準確把握該區域的生態問題提供分析依據。目前，基于景觀指數的空間統計方法是應用最為廣泛的景觀格局分析方法[12]，其中，地統計學已成為分析空間格局及其變異規律的有效方法[13]，該方法與傳統統計學方法相比，具有空間統計分析上的優勢，不僅能有效地揭示區域化變量在空間上的分布、變異和相關特征，而且可以將空間格局與生態過程聯系起來，有效地解釋空間格局對生態過程與功能的影響[14]。本項研究即選擇北京市順義區這一典型大城市邊緣區，利用地統計學的半變異函數定量分析景觀破碎化的空間變異特征，在遵循“尺度-格局-過程”分析的思路上，先確定其空間變異的典型尺度，然后探索景觀破碎化的空間格局特征，進而，分析土地利用變化所引起的景觀破碎化變異的生態過程。

1 資料與方法

1.1 研究區概況

圖1 研究區位置圖Fig.1 Location map of the study area

順義區位于北京市東北部，地理位置處于北緯40°01′—40°18′，東經116°28′—116°59′之間，總面積為1019.37 km2，約占北京市土地總面積的6.22%，轄19個建制鎮，400余個行政村。全區地處燕山山脈南麓，華北平原北端，屬于潮白河沖洪積扇平原的中下段，地勢平坦開闊，除東北邊緣有小部分低山丘陵外，平原面積占總面積的95.7%，海拔多在24—45m之間。境內水資源相對豐富，土層深厚，具有較為優越的農業生產條件，素有“京郊糧倉”之稱。順義區屬北京市近郊區，是北京城市發展空間新格局中“東部發展帶”上的重要節點，受大城市發展的輻射作用顯著；在北京市加快建設順義新城的戰略推動下，順義區工業化、城鎮化快速發展，呈現出明顯的郊區城市化態勢，土地利用變化強烈，景觀破碎化趨勢明顯。

1.2 研究方法

1.2.1 景觀破碎化指數

有效粒度尺寸能有效地反映景觀面積權重和結構上的差異性特征，該指數融合了生態過程、景觀組分與空間格局，可以更為綜合、客觀地表征景觀的破碎化狀況[15]。有效粒度尺寸越小，破碎化程度就越高。計算公式表示為：

式中，m表示景觀i的有效粒度尺寸，n為景觀i中非破碎斑塊的數量，aij表示斑塊ij的面積，A為景觀總面積。該指標等于某一斑塊類型中所有斑塊面積的平方和除以景觀總面積，然后除以10000轉化為hm2。該指數值的變幅為：最小值為柵格大小，此時相鄰柵格之間的類型均不相同；最大值為景觀面積，此時該景觀具有唯一的類型。

1.2.2 半變異函數

地統計學是以區域化變化理論為基礎，借助半變異函數，揭示變量的空間異質性，其基本原理和方法在諸多文獻中有比較詳細的描述[13,16- 17]，在此不再贅述。半變異函數定義為：

式中，h為兩樣本點的空間分隔距離，Z(xi)與Z(xi+h)分別是區域化變量Z(x)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。半變異函數是地理現象分布中的空間依賴性與空間異質性的一個綜合性衡量指標，主要參數包括：塊金值C0、基臺值C0+C及變程(rang)A0。半變異函數反映了空間分布的隨機性和結構性(自相關性)兩方面的變化，塊金值C0表示隨機部分(尺度效應、測量誤差等)的空間異質性，較大的塊金值表明在小尺度下存在著重要的生態過程，而C則表示空間自相關部分引起的空間異質性，所以基臺值C0+C則表示系統屬性或區域化變量的最大變異，基臺值越大，表示總的空間差異性程度越高。塊金值與基臺值之比C0/(C0+C)則反映了隨機部分引起的空間異質性占總空間異質性的比重，C/(C0+C)則反映了結構因素對總空間異質性的貢獻程度。此外，由于受到各種外部輸入因子的影響，變量的空間依賴性和空間異質性水平在不同的方向上差異顯著，因此半變異函數還具有各向同性和各向異性的特征。

1.3 數據來源與處理

本研究所使用數據包括：覆蓋順義區的Landsat TM遙感影像數據(1992-09-07和1999-08-02)和ETM+數據(2009-09-22)，其中TM數據來源于中國科學院計算機網絡信息中心國際科學數據服務平臺，ETM+數據(Level-4)來源于中科院對地觀測與數字地球科學中心，空間分辨率均為30m。在ENVI4.8平臺上對三期TM/ETM+遙感影像進行空間配準、重采樣等預處理，配準誤差小于0.5個像元，采用監督分類和人工目視解譯相結合的方法，并結合研究區域土地利用現狀圖對遙感影像解譯進行調整和糾正，獲得土地利用分類信息。為適應軟件運行要求，運用Nearest neighbor方法重采樣成90m分辨率。順義區土地利用類型分為：建設用地(城鎮建設用地、農村居民點用地和交通用地)、農田(耕地和園地)、綠地(林地和草地)、水域(河流、灘涂、水庫、坑塘等水體)和其他土地(開發土地、未利用地)共5類，分類結果經檢驗Kappa系數分別為0.86、0.84和0.89，其精度能滿足本次研究的需要。

研究步驟為：首先，在對比連續尺度序列上景觀破碎化空間變異特征的基礎上，運用景觀格局分析軟件Fragstats4.0中的“滑窗”功能，分析這些尺度序列上的景觀破碎化空間變異特征；然后，借助ArcGIS9.3的Hawth′s Analysis Tools擴展模塊生成3000個隨機點(樣點)，并借助Spatial Analyst Tools模塊將柵格單元上的景觀破碎化指數值賦給隨機點；進而，利用GS+7.0計算(所有數據經過正態分布檢驗并進行了對數轉換，符合正態分布要求)得到景觀破碎化指數的半變異函數和理論擬合模型;之后，在考察空間變異對尺度變換的響應特征的基礎上，確定景觀破碎化空間變異特征分析的尺度;最后，分析典型尺度下的景觀破碎化空間變異及其格局特征，并對破碎化樣點進行空間自相關性分析。

圖2 研究區1992年,1999年和2009年景觀類型Fig.2 Landscape types of the study area in 1992, 1999 and 2009

2 結果與分析

2.1 景觀破碎化空間變異的尺度特征

2.1.1 景觀破碎化空間變異的尺度依賴性

景觀尺度往往以粒度和幅度來表達，并且景觀指數表現出明顯的尺度依賴性特征，本研究所討論的尺度屬于人為確定的空間分析幅度，即非本征尺度[12,18- 19]。順義區3個時期連續尺度上空間變異特征值如圖3所示，其中，橫坐標為景觀破碎化指數的計算幅度，自500m研究幅度開始，并每增加100m等級進行考察，縱坐標表示塊金值與基臺值的比值C0/(C0+C)，該比值表示景觀破碎化的空間變異性程度，比值越高，空間變異程度越高，比值越小，空間自相關越明顯[20]。結果表明，景觀破碎化空間變異具有明顯的尺度依賴性，整體上各年期不同幅度上的空間自相關性強烈。1992年景觀破碎化半變異函數理論模型擬合為指數模型，在1600m至2300m幅度內塊金與基臺比值表現出劇烈變化，而在500—1600m和2300—3200m幅度范圍內呈現相對平穩態勢，塊金基臺比值分別集中在0.1030和0.1233附近，至3200m后塊金基臺比值出現急劇下降趨勢，說明在這個幅度之外，空間異質性特征主要取決于系統自身的空間自相關過程，隨著景觀指數的塊金值不斷變小，空間變異特征越來越不明顯。1999年景觀破碎化指數呈現階段性特征，1800m幅度以內半變異函數擬合為球狀模型，空間變異程度隨幅度的增加而呈現下降的趨勢，其中在1000—1200m范圍內塊金基臺比值集中在0.0256附近，在1400—1700m范圍內塊金基臺比值集中在0.0226左右，說明空間變異性在這兩處幅度范圍內呈現相對穩定特征；而在1800—3200m范圍內半變異函數擬合為指數模型，空間變異特征值圍繞0.1050附近變化，特別是在1800—2300m范圍內變化相對穩定。2009年空間變異特征與1999年情況類似，400—2100m幅度范圍內半函數擬合為指數模型，2200—3200m幅度范圍內半函數擬合為高斯模型，并且兩者都隨著幅度的增加空間變異程度降低；該年份上空間變異程度總體上呈現平緩下降-劇烈變化-平緩下降的特征，塊金基臺比值分別在400—700m、800—1200m和2700—3200m范圍內相對穩定。

圖3 不同研究幅度下景觀破碎化空間變異特征及其變化趨勢Fig.3 The trend of characteristic values of spatial heterogeneity at different extents

2.1.2 典型研究幅度選取

對整個研究區而言，研究幅度的變化導致景觀破碎化空間格局及其生態過程的表征發生變化，直接影響對其空間異質性的理解。一般來說，在小幅度范圍內，能窺視更多的細節特征，而大幅度卻容易忽略局部范圍的變化情況，即空間變異性會隨尺度的增加而降低，但是它們之間的關系是難以確定的[21- 22]，因此選取適宜的研究尺度成為探索景觀破碎化指數空間變化規律的基礎。而進行多尺度研究和尺度效應分析是對研究對象充分理解和準確預測的關鍵[12]，其目的是利用不同尺度上獲得比較全面的空間格局信息，深入了解景觀破碎化的空間變化特征；并且測定不同尺度上的空間異質性有助于認識在哪一尺度上異質性控制的某一生態過程[16]。由于塊金基臺比值在相對穩定時，能夠反映景觀破碎化的空間變異及其內在尺度特征[20]。因此，為分析景觀破碎化指數在不同尺度上空間特征及其尺度效應，分別選擇1992年500、1000m和2800m，1999年1000、1500m和2200m，2009年500、1000m和3000m作為各年份上的高、中、低三種分析幅度，分別考察不同幅度水平下的景觀破碎化空間變異及其尺度效應。

2.1.3 典型幅度下景觀破碎化空間變異特征

基臺值通常表示系統內總的變異，而塊金基臺比值可以作為研究對象空間自相關的分類依據，一般若該比值小于25%，屬于強度空間自相關，若比值在25%—75%，屬于中等程度空間自相關，若比值在75%以上，屬于弱空間自相關[17]。從表1可以看出，3個時期不同幅度下的C0/(C0+C)絕大多數在25%以內，說明景觀破碎化空間自相關強烈，表明由空間自相關部分(結構因素)引起的空間異質性較高。由空間自相關系數Moran′sⅠ可知，該指數反映空間鄰接和空間近鄰的區域單元屬性值的相似程度[18]，不同幅度下的Moran′sⅠ在0—1之間，說明景觀破碎化均存在正的空間自相關，且Moran′sⅠ隨著研究幅度的擴大而上升，表明在較大幅度上破碎化格局的相似性更強，相似屬性的破碎化空間集聚作用明顯。變程與Moran′sⅠ表現出相同的變化特征，隨幅度的增加而變大，即景觀破碎化空間依賴的范圍也隨之而變大，并且在大尺度上具有明顯的空間自相關性特征，但是其空間變化的差異程度明顯降低。分維數表示半變異曲線的曲率，代表了變程范圍內空間變異的速度，3個時期各幅度下的分維數均較高，在1.848—1.956之間，意味著在各自變程范圍內景觀破碎化空間變異的程度較大；同時分維數隨幅度的增加而降低，表明隨著研究幅度變大，變程范圍內的空間變異程度降低。對比不同幅度上的分維數大小，可知小幅度上的破碎化空間變異的速度大，敏感性高。

表1 不同幅度下景觀破碎化指數半變異函數模型及參數

從各個年份半變異函數擬合的模型及其參數來看，在不同分析幅度上的差異也比較明顯。1992年指數模型的擬合度隨幅度的增加而提高。由塊金基臺比值C0/(C0+C)可知，3個分析幅度上由隨機部分引起的空間異質性占總空間異質性的比重分別為10.13%、10.38%和12.17%，三者相差不大，說明該年份景觀破碎化空間異質性主要源自于區域生態系統自身結構因素的作用結果，即土地利用空間結構相對穩定，各類型斑塊破碎度不大。隨著幅度的改變，塊金值、塊金與基臺比值不斷變大，景觀破碎化空間變異的塊金效應呈現出來，由隨機部分所造成的空間異質性不斷增加。1999年景觀破碎化同樣表現出較強的空間自相關特征，2200m幅度下半變異曲線擬合為指數模型，塊金值為0.0192，隨機因素對破碎化空間異質性的貢獻值為10.36%；而1000m和1500m幅度下均擬合為球狀模型，并且兩者各項參數水平相差不大，隨機因素所造成的空間異質性貢獻值僅為2.28%和2.39%。2009年500m和1000m幅度下半變異曲線擬合為指數模型，塊金基臺比值為0.1256和0.0960；而3000m幅度下擬合為高斯模型，塊金基臺比值為0.2706，此時隨機因素對總空間變異程度的貢獻相對較大。

2.2 1000m幅度下景觀破碎化空間異質性分析

2.2.1 景觀破碎化指數的統計特征

通過前述分析得知，3個時期典型幅度上景觀破碎化的空間總變異相差不大，其中1992年與1999年的變異特征比較接近，最大空間總變異均出現在1000m研究幅度上，且模型擬合度均在0.92以上，理論模型擬合優良；而2009年基臺值呈現上升態勢，即該年份景觀破碎化空間變異明顯，3000m研究幅度上的基臺值相對較大，說明該研究幅度下的景觀破碎化空間異質性特征突出。然而，景觀破碎化是在同一方法下基于有效粒度尺寸(柵格)進行的分析，其計算的誤差在尺度效應的影響下，隨著幅度的增加，較大幅度內部較小尺度上的破碎化空間變異容易被忽視，這種尺度所產生的誤差以塊金效應表現出來[23]，同時，較大的塊金值也意味著較小尺度上的某種生態過程不可忽視[16]。從表1可以看出，3000m幅度下的塊金值最大，說明該研究幅度下忽略了較小尺度上的空間變異，因此，考慮到大城市邊緣區縣域尺度景觀破碎化的空間格局及其土地利用結構特征，在借鑒相關研究成果的基礎上[24- 26]，選取1000m幅度作為研究順義區土地景觀破碎化空間變異較為適宜。

對3個年份1000m研究幅度下的景觀破碎化指數統計分析可知(表2)，1999—2009年變異系數變化的幅度明顯高于1992—1999年的水平，說明近十年來破碎化空間變異加速，破碎化斑塊的變化呈現出逐步縮小的趨勢；特別是破碎化指數中值水平加速下降，表明空間破碎化越來越強烈，微小景觀斑塊數量不斷增加，土地利用空間轉換頻率持續提高。3個年份上統計數據的偏態值和峰度值都接近于零，說明有效粒度尺寸空間樣點數據接近正態分布總體；數據偏態值為正值，且峰度值在后期轉為正值，說明數據差異逐漸變大且多分布在平均數附近，反映出后期多數區域內景觀破碎變化劇烈。

表2 不同年份下景觀破碎化指數的統計特征

2.2.2 景觀破碎化指數時間分異特征

景觀破碎化半變異函數的動態如圖4所示，1992年與2009年擬合為指數模型，1999年擬合為球狀模型。整體而言，空間變異的動態特點表現出一定的相似性，空間自相關性顯著，并且其空間變異程度在時間上表現出明顯的上升趨勢；在變程范圍內的空間異質性變化強烈，空間變異與距離呈正相關，當距離增加超過變程時，破碎化在空間上的差異不明顯，此時空間自相關性可以忽略。3個時期的分異特征主要表現在以下幾個方面：1)塊金值C0表示隨機部分的空間異質性特征，3個時期塊金值C0分別為0.0169、0.0045和0.0221，表明塊金作用較小，在1000m研究幅度之內的破碎化變異特征并不顯著，該研究幅度能較好地反映景觀破碎化的空間異質性特征。2)基臺值(C0+C)代表區域化變量系統中最大的變異，3個時期分別為0.1628、0.1970和0.2302，說明景觀破碎化空間變異隨時間的推移而不斷加劇，其中，2009年基臺值相對突出，表明1999—2009年間控制破碎化的某些因子的空間變異性明顯增強。3)3個時期空間異質性中的隨機變異均小于空間自相關變異，并且相差較大，說明由空間自相關部分引起的空間異質性占據主導地位。

圖4 3個時期1000m幅度下景觀破碎化半變異函數及其理論模型Fig.4 Semivariogram and its theoretical model of effective mesh size at 1000m extent, 1992, 1999, 2009

2.3 景觀破碎化空間格局特征

2.3.1 景觀破碎化指數的空間分布特征

有效粒度尺寸高值代表破碎化程度低，景觀范圍內土地利用方式單一、分布連續，低值代表破碎化程度高，土地利用空間變化劇烈、離散程度高[20]。從圖5可以看出，順義區景觀破碎化指數高值區與低值區交錯分布，通過3個時期對比發現，高值區不斷增加。從空間分布來看，1992年東部山地平原交接區域破碎化強烈，西部、南部相對平穩；1999年中部地區破碎化突出，西北部、東北部景觀格局相對規整；2009年除東北部山地、中部城區中心、西南部機場等比較大的斑塊區域外，絕大部分的地區被高值區所覆蓋，景觀格局破碎化異常強烈。

圖5 景觀破碎化的空間格局Fig.5 The spatial pattern of effective mesh size

2.3.2 景觀破碎化各向異性分析

景觀破碎化作為反映土地利用空間結構特征的區域生態變量，其半變異函數在空間上除了是間隔距離h的函數外，還與方向有關，并且在區域范圍內和各方向上差異明顯，存在空間變異的各向異性[16]。對照景觀破碎化格局的各向異性來看(表3)，1992年與2009年空間變異的各項異性特征相似，在E-W和NW-SE方向上分維數偏大，而1999年則在E-W和NE-SW方向上的分維數較大，表明在這些方向上景觀破碎化空間變異程度高，并且空間格局復雜。1992年景觀破碎化各方向變異大小為NW-SEgt;E-Wgt;NE-SWgt;N-S，1999年為E-Wgt;NE-SWgt;NW-SEgt;N-S，2009年為E-Wgt;NW-SEgt;N-Sgt;NE-SW。

表3 景觀破碎化指數不同方向分維數

在此，以景觀破碎化最為激烈的2009年各向異性特征為例(圖6)，各方向上變異特征明顯，并且在不同距離上影響破碎化變異的作用強度不一樣，NE-SW方向上的曲線整體上揚，表明該方向上破碎化空間相關程度隨距離增大，并對破碎化空間過程起著較重要的作用；N-S、E-W和NW-SE方向上曲線達到某一個距離后開始下降，不再表現出空間自相關性，E-W方向上空間自相關范圍最小，大致為12km，而N-S方向上空間自相關變化范圍最大，約為15km。

圖6 景觀破碎化空間異質性的方向分異模型(2009年)Fig.6 Anisotropic variogram model of effective mesh size, 2009

圖7 景觀破碎化指數LISA集聚圖Fig.7 LISA cluster map of effective mesh size

2.3.3 景觀破碎化空間集聚特征

各年期局部空間自相關分析顯示(圖7)，在通過顯著性檢驗的空間聚集點對中，主要分為H-H(即景觀破碎化高值點周圍為高值點)和H-L(即景觀破碎化高值點周圍為低值點)兩種空間聚集類型，即空間上相似屬性聚集與相異屬性聚集的空間格局顯著。H-H類型代表空間異質性集聚的正相關，表現為聚合的空間格局，說明破碎化特征不明顯；H-L類型代表空間異質性集聚的負相關，表現為離散的空間格局，說明破碎化特征相對突出。該分布格局特征表明，大城市邊緣區破碎化空間差異顯著，集中連片的某一土地利用類型集聚特征突出，同時交錯分布的土地利用分散格局也較為明顯。從圖5可以看出，1992年H-H類型主要分布于西北部和南部，中部偏東和東北角區域也有零散分布，H-L類型分布區域較廣，在東北部、東部有大量分布，中部和西南部分布也較多。1999年H-H類型分布相對零散，主要分布于西北部、中東部等地區，H-L類型主要分布于西南部和南部區域。2009年H-H類型空間分布相對集中，主要分布于西南部、東北部及中部偏東等地區，H-L類型主要分布于中部、南部、西部及部分東部。

2.4 景觀破碎化生態過程分析

2.4.1 土地破碎化特征

通過對三個時期1000m幅度下景觀破碎化空間格局分析發現，其空間變異隨時間推移表現出明顯的上升趨勢，并且反映出土地利用的破碎化特征，破碎化程度較高的區域土地利用呈現明顯的空間離散特征，土地利用類型交錯分布，而破碎化程度較低的區域大多位于耕地集中分布區和城鎮建成區。借助ArcGIS空間分析功能，有效粒度尺寸在平均值和中值以上的柵格，在1992年景觀破碎化空間格局中面積占到35.01%和35.51%，對應在土地利用上，分別有83.06%和83.04%屬于耕地景觀；在1999年時面積比重占到37.75%和39.94%，相應地有76.74%和76.43%屬于耕地景觀；到2009年，其面積占到37.59%和44.59%，卻只有51.35%和51.73%位于耕地景觀。總的來說，有效粒度尺寸位于中值以上柵格的比重呈現升高的趨勢，究其原因則是因為城鎮擴張加快，連片建設用地增多；與此對應，該部分破碎化面積中的耕地景觀卻出現加速減少的跡象，說明耕地景觀破碎化不斷加劇。

2.4.2 景觀破碎化空間變化特征

景觀破碎化空間異質性隨經濟社會發展表現出明顯的區位特征，主要交通道路沿線一直是破碎化程度高的區域，同時，經濟增長集聚中心的破碎化空間變異也相對強烈，隨著城鎮化的快速推進，一些區域的景觀破碎化空間變異呈現出低-高-低的趨勢，如在城鎮擴張帶上，隨著新的建成區的形成，景觀破碎化降低。對照前述各向異性特征分析可知，南-北方向上潮白河流域一直是破碎化空間變異較大的區域，這是因為潮白河部分河段干涸，沿河兩岸分布較多的建設用地，并且與耕地、林地交錯分布，土地利用類型及景觀錯雜。1992年東-西方向上順平路沿線土地利用方式空間變化差異較大，破碎化程度較高，這是因為在當時順平路為北京市城區通向東部地區的主要通道，經濟活動頻繁，許多產業用地沿道路分布；而東南-西北方向上分維數較大，則是因為東南部分布有大量的農村居民點用地和采礦用地，從而造成破碎化空間上的變化差異相對較高。

從景觀破碎化空間異質性特征來看，由于塊金效應不明顯，即空間自相關對景觀破碎化總空間異質性的影響較大，反映在土地利用空間結構上，則主要是受高強度經濟活動的影響造成的土地利用變化所致。1992年至1999年這一時期，順義區處于由傳統郊區農業大縣向工業化邁進的關鍵時期，各級工業園區迅速發展起來，特別是在西南方向上，首度機場作為重要的航空樞紐直接影響著順義區與北京市城區之間的交流，在空港經濟強烈輻射作用的影響下，機場周邊用地形態變化強烈，破碎化程度較高。1999年后，隨著城鎮化進程的大力推進和二三產業的迅猛發展，順義區逐步形成了以西南部天竺、后沙峪、南法信為圍繞首度機場的空港經濟圈，西北部高麗營鎮和趙全營鎮迅速崛起的重點鎮，南部李橋鎮國門商務區以及北部北小營鎮奧運商圈等多個發展區域，加之多項基礎設施建設和順義新城規劃建設，從而導致破碎化空間變異在多個方向上變化激烈，空間分布格局復雜。從景觀破碎化指數的空間格局變化來看，1999年后，隨著城鎮交通建設的快速發展，景觀破碎化指數高值區的分布由西北、中南部和東部地區逐步向西南、東南和東北部轉移，在此過程中，原本集中連片的耕地區域逐漸被城鎮擴張和交通建設所侵占和打破，并且高值區中的建設用地景觀上升加快。

3 結論

(1)景觀破碎化空間變異具有明顯的尺度依賴性特征，由空間自相關引起的景觀破碎化異質性明顯。1992年和1999年景觀破碎化空間總變異相對緩和，2009年空間總變異強烈，并且在變程范圍內的空間變異突出。為有效探索大城市邊緣區景觀破碎化空間變異特征，通過不同尺度上的異質性對比，選取1000m幅度作為研究區景觀破碎化的空間異質性分析較為適宜。

(2)順義區景觀破碎化空間變異隨時間表現出明顯的上升趨勢，破碎化斑塊的變化呈現出逐步縮小的趨勢，其中1999—2009年間景觀破碎化空間變異強烈。

(3)順義區景觀破碎化空間格局復雜，1992年東部山地平原交接區域破碎化強烈，1999年中部區域破碎化相對突出，2009年全區呈現大面積的景觀破碎化格局，尤以中、西部區域強烈。同時，景觀破碎化空間分布的集聚性與分散性顯著，不僅集中連片的某一土地類型分布集中，而且交錯混雜的多種土地類型的分布十分明顯，并且這種格局呈現加劇發展的態勢。

(4)景觀破碎化主要受高強度經濟活動的影響，各向異性分析表明，交通路網發展建設成為景觀破碎化重要的推動力。在土地利用景觀格局上，破碎化程度強烈區域的土地利用呈現明顯的空間離散特征，突出表現為耕地破碎化不斷加劇；同時，隨著城鎮化快速推進，中心城市的輻射作用強烈，景觀破碎化表現出明顯的區位特征，特別是1999—2009年這一階段，景觀破碎化重點區域快速向西部、南部等城區及機場周邊地區轉移。

4 討論

景觀格局變異特征與尺度轉換之間的關系一直是景觀生態學研究的核心問題之一，探討格局空間變異的作用機理及其尺度特征是為深入理解景觀格局的有效途徑，本文在分析景觀破碎化空間變異尺度依賴性特征的基礎上，闡釋了各時期高、中、低研究幅度下的空間變異性，并基于1000m研究幅度下定量地獲得了景觀破碎化的空間變異特征及其格局，分析結果可為土地、城鎮規劃以及景觀生態建設提供參考。與此同時，對區域景觀格局及其生態過程多視角的研究還有待加深，特別是對景觀格局動態的作用機制有待進一步挖掘。

[1] Wang Y C. The models of traditional culture landscape conservation based on landscape fragmentation analysis: a case study of Zhibzhen in Zhejiang province. Geographical Research, 2011, 30(1): 10- 22.

[2] Qiu J X, Wang X K, Lu F, Ouyang Z Y, Zheng H. The spatial pattern of landscape fragmentation and its relation with urbanization and socio-economic developments: a case study of Beijing. Acta Ecologica Sinica, 2012, 32(9): 2659- 2669.

[3] Geri F, Amici V, Rocchini D. Human activity impact on the heterogeneity of a Mediterranean landscape. Applied Geography, 2010, 30: 370- 379.

[4] Wu B, Ci L J. Temporal and spatial patterns of landscape in the Mu Us Sandland, Northern China. Acta Ecologica Sinica, 2001, 21(2): 191- 196.

[5] Poelmans L, Rompaey A V. Detecting and modeling spatial patterns of urban sprawl in highly fragmented areas: A case study in the Flanders-Brussels region. Landscape and Urban Planning, 2009, 93: 10- 19.

[6] Xi J Y, Cho N N. Spatial and temporal dynamics of urban sprawl along two urban-rural transects: A case study of Guangzhou, China. Landscape and Urban Planning, 2007,79: 96- 109.

[7] Hong B, Liu S, Li S H. Ecological landscape planning and design of an urban landscape fringe area: a case study of Yang′an district of Jiande city. Procedia Engineering, 2011, 21: 414- 420.

[8] Wei Y P, Zhang Z Y. Assessing the fragmentation of construction land in urban areas: An index method and case study in Shunde, China. Land Use Policy, 2012,29:417- 428.

[9] Shrestha M K, York A M, Boone C G, Zhang S N. Land fragmentation due to rapid urbanization in the Phoenix Metropolitan Area: Analyzing the spatiotemporal patterns and drivers. Applied Geography, 2012, 32:522- 531.

[10] Buyantuyev A, Wu J G, Gries C. Multiscale analysis of the urbanization pattern of the Phoenix Metropolitan landscape of USA: Time, space and thematic resolution. Landscape and Urban Planning, 2010,94:206- 217.

[11] Xiao D N, Chen W B, Guo F L. On the basic concepts and contents of ecological security. Chinese Journal of Applied Ecology, 2002, 13(3): 354- 358.

[12] Fu B J, Xu Y D, Lv Y H. Scale characteristics and coupled research of landscape pattern and soil and water loss. Advances in Earth Science, 2010, 25(7): 673- 681.

[13] Wang Z Q. Geo-statistics and its application in ecology. Beijing: Science Press, 1999: 150- 155.

[14] Wang J, Fu B J, Qiu Y, Chen L D, Yu L. Spatial heterogeneity of soil nutrients in a small catchment of the loess plateau. Acta Ecologica Sinica, 2003, 23(4): 805- 813.

[15] Jaeger J A G. Landscape division, splitting index, and effective mesh size: new measures of landscape fragmentation. Landscape ecology, 2000, 15: 115- 130.

[16] Li H B, Wang Z Q, Wang Q C. Theory and methodology of spatial heterogeneity quantification. Chinese Journal of Applied Ecology, 1998, 9(6): 651- 657.

[17] Wang J, Fu B J, Qiu Y, Chen L D. Spatiotemporal variability of soil moisture in small catchment on loess plateau---semivariograms. Acta Geographica Sinica, 2000, 55(4): 428- 438.

[18] Wu J G. Landscape ecology pattern, process, scale and hierarchy. Beijing: Higher Education Press, 2000: 11- 13.

[19] Li S C, Cai Y L. Some scaling issues of geography. Geographical Research, 2005, 24(1): 11- 18.

[20] Gao J B, Cai Y L. Spatial heterogeneity of landscape fragmentation at multi-scales: a case study in Wujiang river basin, Guizhou province, China. Scientia Geographica Sinica, 2010, 30(5): 742- 747.

[21] Chen L D, Lu Y H, Fu B J, Wei W. A framework on landscape pattern analysis and scale change by using pattern recognition approach. Acta Ecologica Sinica, 2006, 26(3): 663- 670.

[22] Bu R C, Li X Z, Hu Y M, Chang Y, He H S. Scaling effects on landscape pattern indices. Chinese Journal of Applied Ecology, 2003, 14(12): 2181- 2186.

[23] Yue W Z, Xu J H, Tan W Q, Zhao J, Su F L. Spatial scale analysis of the diversities of urban landscape: a case study with in the external circle highway of Shanghai city. Acta Ecologica Sinica, 2005, 25(1): 122- 128.

[24] Yue W Z, Xu J H, Xu L H, Tan W Q, Mei A X. Spatial variance characters of urban synthesis pattern indices at different scales. Chinese Journal of Applied Ecology, 2005, 16(11): 2053- 2059.

[25] Xu J H, Yue W Z, Tan W Q. A statistical study on spatial scaling effects of urban landscape pattern: a case study of the central area of the external circle highway in Shanghai. Acta Geographica Sinica, 2004, 59(6): 1058- 1067.

[26] Xu L H, Yue W Z, Cao Y. Spatial scale effect of urban land use landscape pattern in Shanghai city. Chinese Journal of Applied Ecology, 2007, 18(12): 2827- 2834.

參考文獻：

[1] 王云才. 基于景觀破碎度分析的傳統地獄文化景觀保護模式——以浙江諸暨市直埠鎮為例. 地理研究, 2011, 30(1): 10- 22.

[2] 仇江嘯, 王效科, 逯非, 歐陽志云, 鄭華. 城市景觀破碎化格局與城市化及社會經濟發展水平的關系——以北京城區為例. 生態學報, 2012, 32(9): 2659- 2669.

[4] 吳波, 慈龍駿. 毛烏素沙地景觀格局變化研究. 生態學報, 2001, 21(2): 191- 196.

[11] 肖篤寧, 陳文波, 郭福良. 論生態安全的基本概念和研究內容. 應用生態學報, 2002, 13(3): 354- 358.

[12] 傅伯杰, 徐延達, 呂一河. 景觀格局與水土流失的尺度特征與耦合方法. 地球科學進展, 2010, 25(7): 673- 681.

[13] 王政權. 地統計學及在生態學中的應用. 北京: 科學出版社, 1999: 150- 155.

[14] 王軍, 傅伯杰, 邱揚, 陳利頂, 余莉. 黃土高原小流域土壤養分的空間異質性. 生態學報, 2002, 22(8): 1173- 1178.

[16] 李哈濱, 王政權, 王慶成. 空間異質性定量研究理論與方法. 應用生態學報, 1998, 9(6): 651- 657.

[17] 王軍, 傅伯杰, 邱揚, 陳利頂. 黃土丘陵小流域土壤水分的時空變異特征——半變異函數. 地理學報, 2000, 55(4): 428- 438.

[18] 鄔建國. 景觀生態學——格局、過程、尺度與等級. 北京: 高等教育出版社, 2000: 11- 13.

[19] 李雙成, 蔡運龍. 地理尺度轉換若干問題的初步探討. 地理研究, 2005, 24(1): 11- 18.

[20] 高江波, 蔡運龍. 區域景觀破碎化的多尺度空間變異研究——以貴州省烏江流域為例. 地理科學, 2010, 30(5): 742- 747.

[21] 陳利頂, 呂一河, 傅伯杰, 衛偉. 基于模式識別的景觀格局分析與尺度轉換研究框架. 生態學報, 2006, 26(3): 663- 670.

[22] 布仁倉, 李秀珍, 胡遠滿, 常禹, 賀紅士. 尺度分析對景觀格局指標的影響. 應用生態學報, 2003, 14(12): 2181- 2186.

[23] 岳文澤, 徐建華, 談文琦, 趙晶, 蘇方林. 城市景觀多樣性的空間尺度分析——以上海市外環線以內區域為例. 生態學報, 2005, 25(1): 122- 128.

[24] 岳文澤, 徐建華, 徐麗華, 談文琦, 梅安新. 不同尺度下城市景觀綜合指數的空間變異特征研究. 應用生態學報, 2005, 16(11): 2053- 2059.

[25] 徐建華, 岳文澤, 談文琦. 城市景觀格局尺度效應的空間統計規律——以上海中心城區為例. 地理學報, 2004, 59(6): 1058- 1067.

[26] 徐麗華, 岳文澤, 曹宇. 上海市城市土地利用景觀的空間尺度效應. 應用生態學報, 2007, 18(12): 2827- 2834.

Analysisonspatial-temporalheterogeneitiesoflandscapefragmentationinurbanfringearea:acasestudyinShunyidistrictofBeijing

LI Can1, ZHANG Fengrong1,*, ZHU Taifeng1, QU Yanbo2

1CollegeofResourcesandEnvironmentalSciences,ChinaAgriculturalUniversity,Beijing100193,China2SchoolofPublicManagement,ShandongUniversityofFinanceandEconomics,Jinan250014,China

In the rapid urbanization process, land use of the urban fringe changes dramatically, and the landscape fragmentation is particularly outstanding. Hence, exploration of landscape fragmentation pattern and its spatial heterogeneity of urban fringe area are helpful to grasp the change mechanism of landscape dynamic as well as its ecological problems. In this study, on the basis of the interpreted land use maps from TM imagery, we utilized a series of moving window analysis and geo-statistic methods combined with effective mesh size to investigate the spatial heterogeneity of landscape fragmentation in Shunyi district, Beijing. The study contents mainly include the scale dependency of spatial heterogeneity, spatial variation character of several typical scale, spatial patterns and its ecological processes on 1000m scale for landscape fragmentation. The results show that, 1) the landscape fragmentation of urban fringe area has obvious characters of scale dependency for spatial heterogeneity, which mainly caused by the spatial autocorrelation; the total spatial variation of landscape fragmentation is not obvious in 1992 and 1999, but in 2009 is very strong. According to the analyses of spatial variance characters at different scales and based on the land use structure of county-wide urban fringe area, we choose 1000 meters as a relatively appropriate scale for analyzing the spatial heterogeneity of landscape fragmentation. 2) During the research period, the spatial heterogeneity of landscape fragmentation shows an obvious upward tendency, and the fragmentation of land use patch is getting more and more serious, especially the fragmentation of arable land in the period of 1999—2009. 3) The high value area of landscape fragmentation shows the momentum of transferring from the east to the west, meanwhile its spatial pattern presents a remarkable feature of the agglomeration and dispersion, which similar attributes gather and otherness attributes gather, and this pattern presents a trend of aggravating. 4) The spatial autocorrelation effect of landscape fragmentation comes from high strength social economic activities, and it exhibits obvious location characteristics, which the radiation effect of the central city is strong and the transport network plays a very important promoting role. These research results can provide a reference for land planning, urban planning and landscape ecological construction. In addition, the multi-view research of landscape pattern and its ecological processes are still necessary to be deepened.

landscape fragmentation; geo-statistic; spatial heterogeneity; scale; spatial autocorrelation; Shunyi

國家自然科學基金(41140013，41271111)；北京市優秀博士學位論文指導教師人文社科項目(YB20101001901)

2012- 06- 04;

2012- 11- 19

*通訊作者Corresponding author.E-mail: frzhang@cau.edu.cn

10.5846/stxb201206040807

李燦，張鳳榮，朱泰峰，曲衍波.大城市邊緣區景觀破碎化空間異質性——以北京市順義區為例.生態學報,2013,33(17):5363- 5374.

Li C, Zhang F R, Zhu T F, Qu Y B.Analysis on spatial-temporal heterogeneities of landscape fragmentation in urban fringe area: a case study in Shunyi district of Beijing.Acta Ecologica Sinica,2013,33(17):5363- 5374.