塔里木河流域耕地面積動(dòng)態(tài)變化特征及驅(qū)動(dòng)因子

王希義, 徐海量, 潘存德

(1.新疆農(nóng)業(yè)大學(xué) 草業(yè)與環(huán)境科學(xué)學(xué)院， 新疆 烏魯木齊 830052； 2.中國(guó)科學(xué)院 新疆生態(tài)與地理研究所， 新疆 烏魯木齊 830011)

塔里木河流域耕地面積動(dòng)態(tài)變化特征及驅(qū)動(dòng)因子

王希義1, 徐海量2, 潘存德1

(1.新疆農(nóng)業(yè)大學(xué) 草業(yè)與環(huán)境科學(xué)學(xué)院， 新疆 烏魯木齊 830052； 2.中國(guó)科學(xué)院 新疆生態(tài)與地理研究所， 新疆 烏魯木齊 830011)

[目的] 對(duì)塔里木河流域耕地面積動(dòng)態(tài)變化特征及驅(qū)動(dòng)因子進(jìn)行分析，為實(shí)現(xiàn)區(qū)域內(nèi)耕地保護(hù)與可持續(xù)利用提供理論依據(jù)。 [方法] 依據(jù)1990—2014年塔里木河“九源一干”區(qū)域各地州的統(tǒng)計(jì)資料，分析塔里木河流域耕地面積和重心的變化特點(diǎn)，將主成分分析與多元回歸分析相結(jié)合，探討耕地面積變化的驅(qū)動(dòng)因子。 [結(jié)果] (1) 1990—2014年，耕地總面積由1.01×106hm2增加到2.05×106hm2，人均耕地面積由0.131 hm2增加到0.194 hm2，耕地面積重心向東偏北方向移動(dòng)61.10 km； (2) 社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、人口增加和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展是耕地面積變化的主要驅(qū)動(dòng)因子； (3) 建立了耕地面積與驅(qū)動(dòng)因子之間的多元線性回歸模型(R2=0.960)，檢驗(yàn)結(jié)果表明模擬值與實(shí)際值之間沒有顯著差異(p>0.05)。 [結(jié)論] 耕地的面積和重心始終處于一個(gè)動(dòng)態(tài)變化的過(guò)程中，人文因素是影響耕地特征變化的主要原因。

耕地面積; 動(dòng)態(tài)變化; 主成分分析; 驅(qū)動(dòng)因子; 塔里木河流域

文獻(xiàn)參數(shù)： 王希義, 徐海量, 潘存德.塔里木河流域耕地面積動(dòng)態(tài)變化特征及驅(qū)動(dòng)因子[J].水土保持通報(bào)，2017,37(2)：327-332.DOI:10.13961/j.cnki.stbctb.2017.02.050； Wang Xiyi, Xu Hailiang, Pan Cunde. Change Features of Cultivated Land Resources and Its Driving Factors in Tarim River Basin[J]. Bulletin of Soil and Water Conservation, 2017,37(2)：327-332.DOI:10.13961/j.cnki.stbctb.2017.02.050

土地是人類賴以生存和發(fā)展的基礎(chǔ)，而耕地是土地資源最重要的組成部分[1-5]。耕地的動(dòng)態(tài)變化過(guò)程與區(qū)域發(fā)展密切相關(guān)，其保護(hù)工作一直是土地管理工作中的重點(diǎn)[6-7]。在國(guó)外，耕地管理很早就引起了人們的關(guān)注，主要是通過(guò)收集資料進(jìn)行對(duì)比分析[8-9]，并且也成功建立了一些模型，如IMAGE模型、CENTURY模型、PAT模型等[10-12]，指出區(qū)域內(nèi)的氣候、人口與經(jīng)濟(jì)政策對(duì)土地變化起共同作用[13-14]。中國(guó)對(duì)耕地的重視也是由來(lái)已久，自1996年以來(lái)就強(qiáng)調(diào)實(shí)現(xiàn)耕地的動(dòng)態(tài)平衡，以遏制數(shù)量減少與質(zhì)量降低的趨勢(shì)[15]，并且與環(huán)境要和諧發(fā)展[16]，指出城市化進(jìn)程加快、經(jīng)濟(jì)發(fā)展、人口增加等是耕地變化的主要影響因素[17-18]。由于耕地保護(hù)理論較為缺乏，導(dǎo)致耕地變化驅(qū)動(dòng)因子的研究大都停滯在宏觀層面[19]；并且以上研究集中在城市土地或者濕潤(rùn)半濕潤(rùn)地區(qū)，針對(duì)干旱區(qū)耕地的研究較少。本文以極端干旱區(qū)塔里木河流域的耕地面積為研究對(duì)象，重點(diǎn)對(duì)人類生產(chǎn)生活行為與耕地面積間的關(guān)系進(jìn)行了分析。

塔里木河流域的農(nóng)業(yè)發(fā)展主要依靠耕地資源[20]。自改革開放以來(lái)，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展以及人口增加，流域資源不合理利用程度日益加劇[21-23]。區(qū)域內(nèi)對(duì)耕地的研究主要集中在干流區(qū)[24-26]和各個(gè)河段[27-29]，研究?jī)?nèi)容包括土地利用格局的變化及其與水文環(huán)境間的關(guān)系，并對(duì)生態(tài)價(jià)值效益進(jìn)行了分析[30]。然而針對(duì)塔里木河全流域耕地面積變化特征及驅(qū)動(dòng)因子的研究較為少見。塔里木河流域地處干旱區(qū)，其地理位置、經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r和土地利用在干旱區(qū)都具有一定的代表性，因此對(duì)塔里木河流域耕地面積變化特征及驅(qū)動(dòng)因子進(jìn)行分析，可以為實(shí)現(xiàn)區(qū)域內(nèi)耕地保護(hù)與可持續(xù)利用提供理論依據(jù)，對(duì)其他地區(qū)耕地保護(hù)工作也有一定的參考作用。

1 研究區(qū)概況

塔里木河流域是中國(guó)最大的內(nèi)陸河流域，是環(huán)塔里木盆地的阿克蘇河、喀什噶爾河、葉爾羌河、和田河、開都—孔雀河、迪那河、渭干河、庫(kù)車河、克里雅河以及車爾臣河等9大水系144條河流的總稱，流域總面積為1.02×106km2。流域位于遠(yuǎn)離海洋的亞歐大陸腹地。周圍的山系受第三紀(jì)、第四紀(jì)造山運(yùn)動(dòng)的影響，形成一個(gè)四周高山環(huán)繞的封閉盆地[31]，干旱區(qū)自然地理特征更加明顯。區(qū)域內(nèi)山區(qū)降水量250～500 mm，平原區(qū)降水量為20～80 mm，但蒸發(fā)十分強(qiáng)烈。耐鹽堿植被較多，大都沿河而生。研究區(qū)內(nèi)光照充足，熱量豐富，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件良好，尤其適合早熟長(zhǎng)絨棉和瓜果生產(chǎn)[32]。塔里木河流域在行政區(qū)域上包括巴音郭楞蒙古自治州、阿克蘇地區(qū)、克孜勒蘇柯爾克孜自治州、喀什地區(qū)與和田地區(qū)5個(gè)地州的42個(gè)縣市和生產(chǎn)建設(shè)兵團(tuán)的55個(gè)團(tuán)場(chǎng)，總?cè)丝? 057.89萬(wàn)，耕地總面積為1.76×106hm2。在供水較為充裕的地區(qū)，植被生產(chǎn)力有了較大改善，人們通過(guò)興修水利、飲水灌溉和土地墾殖等，使大片荒漠演變成綠洲耕地[33]。塔里木河各行業(yè)用水總量約為2.05×1010m3，其中農(nóng)業(yè)灌溉水量約占98.47%。近年來(lái)，塔里木河流域盲目開墾以擴(kuò)大耕地面積，河道水量減少，河岸林大量死亡，生態(tài)環(huán)境問(wèn)題日趨嚴(yán)重。本文通過(guò)研究塔里木河流域耕地面積變化特征及影響因素，以期為生態(tài)環(huán)境保護(hù)和水土資源合理開發(fā)提供理論依據(jù)。

2 數(shù)據(jù)來(lái)源與研究方法

查閱《統(tǒng)計(jì)年鑒》中1990—2014年塔里木河流域各地州的耕地面積、GDP、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值、人口總量、農(nóng)村人口數(shù)量、城市人口數(shù)量、糧食單位面積產(chǎn)量等資料，分析流域內(nèi)耕地面積的變化特征，并利用主成分分析法分析了各主要驅(qū)動(dòng)因素對(duì)耕地面積的影響情況，并對(duì)耕地面積的變化過(guò)程進(jìn)行了模擬。主成分分析方法(principal component analysis， PCA)是多元統(tǒng)計(jì)分析中的一種重要方法，它將多個(gè)變量通過(guò)線性變換，選出幾個(gè)有代表性的綜合因子代表原來(lái)眾多的變量，最后建立多元回歸模型。本研究使用的數(shù)理統(tǒng)計(jì)軟件為Excel和SPSS 16.0。

3 結(jié)果與分析

3.1 塔里木河流域耕地的變化特征

3.1.1 1990—2014年塔里木河流域耕地面積的變化過(guò)程 從圖1中可以看出，耕地面積呈增加的趨勢(shì)。1990—2005年增加了1.938×105hm2，漲幅很小；2005到2009年增加顯著，幾年間增加了4.875×105hm2；2009—2014年增加了3.783×105hm2，增加速率減緩。人均耕地面積在1990—2005年期間變化幅度小于0.019 hm2，這是由于在耕地增加的同時(shí)，人口也在增加，導(dǎo)致人均耕地面積變化不大；2005—2009年耕地增加明顯，人均耕地面積增加了0.025 hm2；2009—2014年，人口繼續(xù)增加，但耕地面積增加緩慢，人均耕地面積僅增加了0.017 hm2。

圖1 塔里木河流域1990-2014年耕地總量與人均耕地面積變化

3.1.2 塔里木河流域耕地重心的變化 耕地的重心位置由經(jīng)緯度地理坐標(biāo)來(lái)表示。t年耕地中心的計(jì)算公式為：

(1)

式中：Xt，Yt——t年耕地重心的經(jīng)緯度坐標(biāo)；Cti——t年i流域的耕地面積；xi，yi——對(duì)應(yīng)的流域中心經(jīng)緯度坐標(biāo)[34]。

塔里木河流域是“九源一干”的綜合體。本研究分別總結(jié)了1990—2014年各年度九大源流區(qū)和干流區(qū)的耕地面積，并查閱了9大源流區(qū)和干流區(qū)的中心經(jīng)緯度坐標(biāo)，結(jié)合公式(1)，得出了1990—2014年塔里木河流域耕地重心的變化特征(圖2)。由圖2可得，主要年份耕地重心分別為：1990年80.05°E，39.73°N；1995年80.10°E，39.76°N；2000年80.20°E，39.82°N；2005年80.31°E，39.77°N；2014年80.76°E，39.81°N。南北方向上，耕地重心向北偏移了0.08°，大約8.82 km；東西方向上，耕地重心向東偏移了0.71°，約60.46 km，南北方向的變化幅度要小于東西方向。總體而言，耕地重心向東偏北方向移動(dòng)了61.10 km。

圖2 塔里木河流域耕地1990-2014年重心移動(dòng)散點(diǎn)圖

3.2 塔里木河流域耕地面積變化的驅(qū)動(dòng)因子分析

3.2.1 耕地面積變化的影響因子 影響耕地面積變化的因素主要有自然因素與社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素兩方面，并且社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素顯得更為重要，本文重點(diǎn)針對(duì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)經(jīng)濟(jì)因素進(jìn)行分析。將耕地面積(104hm2)記為Y，并依據(jù)統(tǒng)計(jì)資料，選取總?cè)丝?104人)、GDP(108元)、農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值(108元)、糧食單產(chǎn)量(kg/hm2)、農(nóng)民人均收入(元)、城市化水平(%)作為6個(gè)分析指標(biāo)，并對(duì)構(gòu)建的指標(biāo)體系進(jìn)行因子分析，得出相關(guān)系數(shù)矩陣(表1)。由表1可知，大部分的相關(guān)系數(shù)都較高(>0.6)，各變量呈現(xiàn)較強(qiáng)的線性關(guān)系，因而可以提供公共因子。之后對(duì)變量進(jìn)行KMO檢驗(yàn)和巴特利特球度檢驗(yàn)(表2)，得出這些變量適合進(jìn)行因子分析。

表1 耕地面積變化驅(qū)動(dòng)因子的相關(guān)系數(shù)矩陣

表2 KMO檢驗(yàn)和巴特利特球度檢驗(yàn)

3.2.2 因子提取與命名解釋 因子的提取個(gè)數(shù)應(yīng)小于原有變量的個(gè)數(shù)，否則一些變量的信息損失會(huì)很嚴(yán)重。本研究指定提取2個(gè)因子，分析結(jié)果詳見表3。由表3可知，所有變量的共同度(大于86%)，因此可被因子解釋。為驗(yàn)證提取2個(gè)因子的準(zhǔn)確度，本研究分析了6個(gè)變量的總方差狀況(表4)。

第1組數(shù)據(jù)項(xiàng)描述了因子分析初始解的情況，第1個(gè)因子特征值為4.837，解釋原有6個(gè)變量總方差的80.623%；第2個(gè)因子的特征值為0.724，解釋原有6個(gè)變量總方差的12.065%，累計(jì)方差貢獻(xiàn)率為92.688%，并結(jié)合因子碎石圖(圖3)，說(shuō)明第3個(gè)以后的因子特征值都很小(<0.5)，可以被忽略，因此提取2個(gè)因子是合理的。

表3 因子分析中的變量共同度

表4 因子解釋原有變量總方差的情況

圖3 因子碎石圖

3.2.3 耕地面積變化的驅(qū)動(dòng)力分析 為計(jì)算各個(gè)影響因子在2個(gè)主成分上的載荷，本研究得出旋轉(zhuǎn)后因子載荷矩陣(表5)，并對(duì)2個(gè)主成分間進(jìn)行了相關(guān)性檢驗(yàn)(表6)，指出2個(gè)主成分間沒有顯著相關(guān)性，實(shí)現(xiàn)了主成分分析的目的。

表5 旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣

城市化水平、GDP、總?cè)丝谠诘?主成分上具有較高的載荷，可以解釋為社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與人口增加；糧食單產(chǎn)量、農(nóng)民人均收入、農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值在第2主成分上具有較高的載荷，可以解釋為農(nóng)業(yè)發(fā)展水平。 (1) 社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。在1990年，塔里木河流域的城市化水平為21.64%，到2014年城市化水平為31.68%，共增長(zhǎng)了10.04%，而同一時(shí)期GDP由81.13億元增加到1 948.38億元，增加了24倍，人均耕地面積也由1990年的0.152 hm2增加到2014年的0.194 hm2。社會(huì)經(jīng)濟(jì)不斷發(fā)展，大量的荒地就會(huì)被開墾以滿足人們物質(zhì)文化和生活需要。 (2) 人口增加。人口的增加是一種持續(xù)的外界壓力，對(duì)耕地的數(shù)量變化起著雙重作用。首先，人口增加會(huì)對(duì)生產(chǎn)與生活設(shè)施需求增多，大量的土地就會(huì)被占用；但是人口增加需要擴(kuò)大耕地面積以保證人們正常的生活。塔里木河流域地域廣闊，生活與生產(chǎn)建設(shè)面積占地較少，人口增加帶動(dòng)了耕地面積的擴(kuò)大。1990年，塔里木河流域總?cè)丝跒?75.53萬(wàn)，2014年增加到1 057.89萬(wàn)。人口不斷增加，大量的荒地被開墾，以緩和人地矛盾。 (3) 農(nóng)業(yè)發(fā)展水平。農(nóng)業(yè)的發(fā)展包括擴(kuò)大規(guī)模和優(yōu)化耕作結(jié)構(gòu)。農(nóng)民人均收入由935.67元增加到5 918.19元，增加了6.3倍；農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值更是增加了10.8倍。目前，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展速度低于非農(nóng)經(jīng)濟(jì)，但是發(fā)展勢(shì)頭良好，農(nóng)民對(duì)物質(zhì)文化的需求不斷提高，對(duì)耕地的開墾與利用會(huì)變得更加重視。

3.3 耕地面積變化驅(qū)動(dòng)因子的多元線性回歸模型

表1中的指標(biāo)體系中指出，6個(gè)影響因子與耕地面積之間存在一定關(guān)系。本研究利用多元線性回歸建立耕地面積與影響因子之間的關(guān)系模型為：

Y=a0+a1X1+a2X2+a3X3+

a4X4+a5X5+a6X6

(2)

式中：Y——耕地面積；a0——綜合作用系數(shù)；a1，…，a6——變量；X1，…，X6——相關(guān)系數(shù)。利用Excel與SPSS 16.0統(tǒng)計(jì)軟件進(jìn)行多元線性回歸分析(表7—9)，可得多元線性回歸模型：

Y= 147.081+0.072X1-0.009X2+

0.017X3-0.046X4+0.014X5-0.861X6

表7 耕地變化多元線性回歸分析結(jié)果

表8 耕地變化因子方差分析

由表7可知，R=0.980，R2=0.960，調(diào)整后的R2為0.945，檢驗(yàn)效果顯著，6個(gè)影響因子對(duì)耕地面積變化的解釋能力達(dá)到94.5%。將1990—2014年6個(gè)影響因子的相關(guān)數(shù)據(jù)帶入所建立的回歸模型，即得1990—2014年塔里木河流域耕地面積變化的模擬值，將其與實(shí)際的耕地面積對(duì)比(圖4)，并對(duì)兩組數(shù)據(jù)進(jìn)行卡方檢驗(yàn)，表明模擬值與實(shí)測(cè)值之間沒有顯著差異(p>0.05)。

表9 耕地變化多元線性回歸系數(shù)

圖4 塔里木河流域1990-2014年耕地面積變化的實(shí)際值與模擬值

4 討論與對(duì)策

(1) 塔里木河流域的耕地面積經(jīng)歷了緩慢增加—急劇增加—緩慢增加的變化過(guò)程，人均耕地面積呈現(xiàn)出緩慢減少—急劇增加—緩慢增加的變化趨勢(shì)，2009—2014年，人口增加較快，但耕地面積增加緩慢，使人均耕地面積增加不顯著。耕地面積重心移動(dòng)主要是由于塔里木河干流區(qū)域耕地面積增加，大量林地、草地、未利用地以及濕地等轉(zhuǎn)化為耕地，以草地轉(zhuǎn)化為耕地的面積最大；與此同時(shí)，上游區(qū)人口增加較快，一些耕地轉(zhuǎn)化為居民用地或工地，導(dǎo)致上游地區(qū)耕地面積減少，因此耕地的面積和重心始終處于一個(gè)動(dòng)態(tài)變化的過(guò)程中。因此，應(yīng)在塔里木河干流區(qū)大力實(shí)施“造地增糧富民工程”，利用相關(guān)的農(nóng)業(yè)技術(shù)提高單位面積糧食產(chǎn)量，減少對(duì)耕地的開墾面積；其次，對(duì)于塔里木河上游地區(qū)，在開展“造地增糧富民工程”的同時(shí)，相應(yīng)控制塔里木河上游人口的增長(zhǎng)速度，以保證塔里木河上游上游有限的耕地面積可以滿足人民的生活需求。

(2) 本研究通過(guò)主成分分析，得出了影響耕地面積變化的主要因子為社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、人口增加、農(nóng)業(yè)發(fā)展水平3個(gè)方面，這與吳美瓊等[35]的研究結(jié)果相一致，表明東西部影響耕地面積變化的社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素基本相同。另外，本研究建立了耕地面積與社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素間的回歸模型，并指出模擬值與實(shí)測(cè)值之間沒有顯著差異，此模型可以用來(lái)模擬本地區(qū)或相似區(qū)耕地面積變化趨勢(shì)。由于耕地是農(nóng)業(yè)發(fā)展的物質(zhì)基礎(chǔ)[38]，而塔里木河流域耕地盲目開墾嚴(yán)重[39]，為保證耕地質(zhì)量并確保糧食安全，應(yīng)在不占用土地或是少占用土地的前提下發(fā)展社會(huì)經(jīng)濟(jì)，積極推行生態(tài)農(nóng)業(yè)建設(shè)，形成農(nóng)業(yè)良性物質(zhì)循環(huán)。

(3) 隨著塔里木河流域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展與人口增加，耕地資源面臨著巨大挑戰(zhàn)。在今后耕地利用中，強(qiáng)化科技因素、挖掘耕地潛力、提高耕地生產(chǎn)力與經(jīng)濟(jì)效益尤為重要；另外，在發(fā)展經(jīng)濟(jì)的同時(shí)，應(yīng)注重生態(tài)環(huán)境的保護(hù)，使經(jīng)濟(jì)效益與生態(tài)效益并行發(fā)展。耕地變化的驅(qū)動(dòng)因子是自然因素、經(jīng)濟(jì)因素和政策因素等的綜合體，本文僅從經(jīng)濟(jì)因素方面對(duì)耕地變化的驅(qū)動(dòng)因子進(jìn)行了探討，具有一定的局限性，在自然因素以及國(guó)家政策方面還需深入研究。另外，結(jié)合遙感影像和耕地動(dòng)態(tài)變化模型研究耕地空間格局的變化特征，也是下一步需要深入研究的方向。

5 結(jié) 論

(1) 1990—2014耕地的總面積增加了1.04×106hm2，人均耕地面積增加了0.063 hm2。

(2) 流域內(nèi)耕地的重心總體上向東偏北方向移動(dòng)了61.10 km，對(duì)耕地面積變化影響最大的為社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、人口增加、農(nóng)業(yè)發(fā)展水平3個(gè)因素。

(3) 耕地面積與所選取的6個(gè)經(jīng)濟(jì)因素間存在多元線性關(guān)系(R2=0.960)，1990—2014年流域內(nèi)的耕地面積的模擬值與實(shí)際值之間沒有顯著差異(p>0.05)。

[1] 許月卿,李秀彬.河北省耕地?cái)?shù)量動(dòng)態(tài)變化及驅(qū)動(dòng)因子分析[J].資源科學(xué),2001,23(5):28-32.

[2] 張軍巖,賈紹鳳,高婷.石家莊城市化進(jìn)程中的耕地變化[J].地理學(xué)報(bào),2003,58(4):620-628.

[3] Thomas W, Karl H E, Niels B S, et al. Linking pattern and process in cultural landscapes: A nempirical study based on spatially explicit indicators[J]. Land Use Policy, 2004,21(3):289-306.

[4] 趙其國(guó),周生路,吳紹華,等.中國(guó)耕地資源變化及其可持續(xù)利用與保護(hù)對(duì)策[J].土壤學(xué)報(bào),2006,43(4):662-672.

[5] Carreno L, Frank F C, Viglizzo E F. Tradeoffs between economic and ecosystem services in Argentina during50 years of land-use change[J]. Agriculture, Ecosystems & Environment, 2012,154(5)：68-77.

[6] 周峰,周穎.江蘇省錫山市耕地?cái)?shù)量、質(zhì)量變化影響因素分析[J].中國(guó)土地科學(xué),2001,15(4):7-10.

[7] Peng Errui, Wang Sui, Zhang Jiansheng, et al. Quantity and quality analysis of cultivated land in Shilin County[J]. Journal of Yunnan Agricultural University, 2010,25(4):551-555.

[8] Asma T I. Use of MERIS data to detect the impact of flood inundation on land cover changes in the Lake Chad Basin[D]. Hong Kong: Hong Kong Polytechnic University, 2009.

[9] Comber A, See L, Fritz S, et al. Using control data to determine the reliability of volunteered geographic information about land cover[J]. International Journal of Applied Earth Observation & Geoinformation, 2013,23(8):37-48.

[10] Strengers B, Leemans R, Eickhout B, et al. The land-use projections and resulting emissions in the IPCC SRES scenarios scenarios as simulated by the IMAGE2.2 model [J]. Geojournal, 2004,61(4):381-393.

[11] Gijsman A J, Oberson A, Tiessen H, et al. Limited applicability of the CENTURY model to highly weathered tropical soils[J]. Agronomy Journal, 1996,88(6):894-903.

[12] Braud I, Tilmant F, Samie R, et al. Assessment of the SiSPAT SVAT model for irrigation estimation in South-East France[J]. Procedia Environmental Sciences, 2013,19(6):747-756.

[13] Oku E, Aiyelari E O A. Green technology for keeping soil-water-nutrient fluxes on cultivated steep land and climate change mitigation. [J]. Journal of Agriculture & Environment for International Development, 2014,108(1):104-109.

[14] Cao Yinggui, Cheng Ye, Fu Meichen, et al. Analyses on cultivated land population carrying capacity based on weighted Markov chain[J]. Chinese Journal of Soil Science, 2007,37(6):96-104.

[15] 林培,程燁.“耕地總量動(dòng)態(tài)平衡”政策內(nèi)涵及實(shí)現(xiàn)途徑[J].中國(guó)土地科學(xué),2001,15(3):12-14.

[16] 蔡銀鶯,張安錄.耕地資源流失與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系分析[J].中國(guó)人口·資源與環(huán)境,2005,15(5):52-57.

[17] 張正棟.35 a來(lái)海南島耕地變化與人口經(jīng)濟(jì)發(fā)展間的相關(guān)分析[J].中國(guó)沙漠,2005,25(5):757-763.

[18] 曹慧明.松花江流域土地利用變化及其水環(huán)境效應(yīng)研究[D].北京：中國(guó)科學(xué)院大學(xué),2013.

[19] 李濤,廖和平.基于系統(tǒng)平衡的耕地保有量預(yù)測(cè)研究:以重慶市開縣為例[C]∥北京：中國(guó)自然資源學(xué)會(huì)學(xué)術(shù)年會(huì),2010.

[20] 瓦哈甫·哈力克,海米提·依米提,塔西甫拉提·特依拜,等.綠洲耕地變化趨勢(shì)及其驅(qū)動(dòng)力:塔里木盆地南部策勒綠洲為例[J].地理學(xué)報(bào),2004,59(4):608-614.

[21] 譚新平,李春梅,曹曉莉,等.塔里木河干流近50 a地表水資源利用問(wèn)題評(píng)估[J].干旱區(qū)研究,2004,21(3):193-198.

[22] 段建軍,王彥國(guó),王曉風(fēng),等.1957—2006年塔里木河流域氣候變化和人類活動(dòng)對(duì)水資源和生態(tài)環(huán)境的影響[J].冰川凍土,2009,31(5):781-791.

[23] 樊自立,徐海量,傅藎儀,等.塔里木河下游生態(tài)保護(hù)目標(biāo)和措施[J].中國(guó)沙漠,2013,33(4):1191-1197.

[24] 白元,徐海量,劉新華,等.塔里木河干流耕地動(dòng)態(tài)變化及其景觀格局[J].土壤學(xué)報(bào),2013,50(3):492-500.

[25] 孫美琴,趙成義,施楓芝,等.近20 a塔里木河干流區(qū)土地利用變化特征[J].干旱區(qū)研究,2013,30(1):16-21.

[26] 閆正龍,黃強(qiáng),暢建霞,等.基于3S技術(shù)的塔里木河干流土地利用動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)[J].水土保持學(xué)報(bào),2008,22(1):190-193.

[27] 貢璐,呂光輝,丁建麗,等.塔里木河上游土地利用變化中的生態(tài)價(jià)值損益分析[J].生態(tài)學(xué)雜志,2006,25(5):4136-4143.

[28] 蘇蕾蕾.塔里木河中游土地利用變化及其生態(tài)環(huán)境效應(yīng)[D].新疆 烏魯木齊：新疆大學(xué),2011.

[29] 黃錢,趙智杰,蔣耒文.塔里木河下游墾區(qū)土地利用/覆蓋動(dòng)態(tài)變化過(guò)程分析[J].干旱區(qū)地理,2006,29(6):894-901.

[30] 祖木拉提·伊布拉音,吐爾遜·哈斯木,阿依先木·司馬義,等.塔里木河干流土地利用變化及其生態(tài)環(huán)境效應(yīng)分析[J].干旱區(qū)資源與環(huán)境,2011,25(8):29-35.

[31] 滿蘇爾·沙比提,努爾卡木里·玉素甫.塔里木河流域綠洲耕地變化及其河流水文效應(yīng)[J].地理研究,2010,29(12):2251-2260.

[32] 王謙.新疆農(nóng)業(yè)氣候資源的分析與評(píng)價(jià)[J].干旱地區(qū)農(nóng)業(yè)研究,1992,10(2):91-97.

[33] 周洪華.塔里木河下游鐵干里克綠洲水土生態(tài)安全及可持續(xù)性研究[D].中國(guó)科學(xué)院新疆生態(tài)與地理研究所,2009.

[34] 謝雨初,鞏杰,趙彩霞,等.干旱區(qū)綠洲土地利用變化的生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)價(jià)值響應(yīng):以甘肅省金塔縣為例[J].水土保持研究,2012,19(2):165-170.

[35] 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.

Change Features of Cultivated Land Resources and Its Driving Factors in Tarim River Basin

WANG Xiyi1, XU Hailiang2, PAN Cunde1

(1.CollegeofGrasslandandEnvironmentSciences,XinjiangAgriculturalUniversity,Urumqi，Xinjiang830052，China; 2.XinjiangInstituteofEcologyandGeography,ChineseAcademyofSciences,Urumqi,Xinjiang830011,China)

[Objective] Dynamic change features of agricultural area and the driving factors were elucidate to provide theoretical foundation for the sustainable utilization and protection of cultivated land in Tarim River basin. [Methods] Change characteristics of agricultural area and superficial orthocenter were analyzed according to the statistical data of all regions, including so-called “nine sources and one main stream”. Both PCA and multivariate regression analysis were used to detect the driving factors. [Results] (1) Total cultivated area from 1.01×106hm2to 2.05×106hm2, from 0.131 hm2to 0.194 hm2for each person. Orthocenter of the agricultural area moved northeastward with a distance about 61.10 km. (2) Three main factors as socioeconomic development, increase in population and development of agricultural production drove the changes of agricultural area. (3) The established multi-linear regression model (R2=0.960) between agricultural area and driving factors showed that there was no significant difference(p>0.05) between the simulated values and the actual values. [Conclusion] It was always in a dynamically changing status for agricultural area and orthocenter. Human factors were the major influencing cause of the cultivated land.

agricultural area; dynamic changes; principal component analysis; driving factors; Tarim River basin

2015-07-11

2015-12-23

國(guó)家科技部基礎(chǔ)性工作專項(xiàng)“中國(guó)北方內(nèi)陸鹽堿地植物種質(zhì)資源調(diào)查及數(shù)據(jù)庫(kù)構(gòu)建”(2015FY110500-16)； 國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目(31370551; 41471099; 31400466); 中國(guó)科學(xué)院“西部之光”人才培養(yǎng)計(jì)劃(XBBS-2014-13); 中國(guó)科學(xué)院特色研究所主要服務(wù)項(xiàng)目(TSS-2015-014-FW-2-2)

王希義(1987—),男(漢族),山東省濱州市人,博士研究生,研究方向?yàn)樯鷳B(tài)需水與恢復(fù)生態(tài)學(xué)。E-mail:binzhouwxy@163.com。

徐海量(1971—),男(漢族)，江蘇省寶應(yīng)縣人，博士,研究員,碩士生導(dǎo)師,主要從事恢復(fù)生態(tài)學(xué)研究。E-mail: xuhl@ms.xjb.ac.cn。

A

1000-288X(2017)02-0327-06

X24， F301.2