基于GWR模型的鄱陽湖地區(qū)城鎮(zhèn)用地空間擴張差異及其影響因素研究

李 欣,葉長盛,2*

(1.東華理工大學 地球科學學院,江西 南昌 330013;2.江西師范大學 鄱陽湖濕地與流域研究教育部重點實驗室,江西 南昌 330022)

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基于GWR模型的鄱陽湖地區(qū)城鎮(zhèn)用地空間擴張差異及其影響因素研究

李 欣1,葉長盛1,2*

(1.東華理工大學 地球科學學院,江西 南昌 330013;2.江西師范大學 鄱陽湖濕地與流域研究教育部重點實驗室,江西 南昌 330022)

利用鄱陽湖地區(qū)2000、2005、2010、2013年4期土地利用現(xiàn)狀圖,采用擴張強度、擴張動態(tài)度、空間自相關(guān)等方法,分析了2000～2013年鄱陽湖地區(qū)城鎮(zhèn)用地擴張的空間差異,利用GWR模型深入探討了城鎮(zhèn)用地空間擴張的驅(qū)動機制。結(jié)果表明:(1)在2000～2013年期間,鄱陽湖地區(qū)城鎮(zhèn)用地快速擴張,由332.86km2增至742.72km2,城市重心向東南遷移,遷移量為13.99km,以正西方位擴張規(guī)模最大,達到267.89km2；期間以2000～2005年擴張最為顯著;(2)鄱陽湖地區(qū)城鎮(zhèn)用地擴張區(qū)域差異明顯,南昌市周邊和交通通道交匯處高速擴張；根據(jù)空間集聚Moran’sI指數(shù)值,城鎮(zhèn)用地擴張空間自相關(guān)性不明顯,空間集聚特征由中心城市向外圍減弱,且逐年減弱;(3)不同驅(qū)動因素對鄱陽湖地區(qū)不同區(qū)域城鎮(zhèn)用地空間擴張的影響程度和方向存在較大差異,財政總收入、戶籍人口對城鎮(zhèn)用地擴張的貢獻為負,而地區(qū)生產(chǎn)總值、固定資產(chǎn)投資起推動作用。

城鎮(zhèn)用地；擴張; 空間自相關(guān);GWR模型; 鄱陽湖地區(qū)

2014年,我國城市化率達到54.77%,正處在城市化加速發(fā)展的中期階段的后半段,并且在將來一段時間里,中國城市人口規(guī)模增長仍然保持較高的速度[1-2]；伴隨而來的是城鎮(zhèn)用地的快速擴張,城市建成區(qū)的急劇擴張成為了城市化和經(jīng)濟、社會快速發(fā)展的重要特征[3]。開展城鎮(zhèn)用地的空間變化特征及其擴展趨勢研究,對指導城市規(guī)劃具有十分重要的意義,并可為城市可持續(xù)發(fā)展提供有效的空間決策依據(jù)[4-5]。

當前,國內(nèi)外學者已在城鎮(zhèn)用地增長的時空過程與特征、影響因素與動力機制、模擬預測方面進行了多尺度、多地域的綜合性與典型性研究[6],取得了諸多成果,對于促進我國城鎮(zhèn)發(fā)展和城鎮(zhèn)化進程具有重要的意義。研究區(qū)域多集中在長江三角洲[7]、珠江三角洲地區(qū)[8]等經(jīng)濟快速發(fā)展地區(qū),以及北京[9]、上海[10]、廣州[11]、南京[12]、合肥[13]等城市；多采用多期遙感數(shù)據(jù)與社會、經(jīng)濟數(shù)據(jù),結(jié)合GIS空間統(tǒng)計分析方法,開展城鎮(zhèn)用地擴張時空過程與特征的研究。這些研究結(jié)果顯示：自改革開放以來,我國城鎮(zhèn)用地擴張速度加快,區(qū)域差異明顯,東部地區(qū)城鎮(zhèn)用地擴張最快,中部最慢[14]；經(jīng)濟快速發(fā)展城市城鎮(zhèn)用地擴張速度要高于欠發(fā)達地區(qū)城市；地理環(huán)境、經(jīng)濟發(fā)展、人口增長等是導致城鎮(zhèn)用地擴張的主要因素?，F(xiàn)在針對城鎮(zhèn)用地擴張的時空演變過程與區(qū)域特征的研究較多,而對大尺度欠發(fā)達地區(qū)的研究相對較少,基于縣域單元的城鎮(zhèn)用地擴張的空間差異研究更是少見,因此有關(guān)空間差異的動力機制亟待進一步探討。

江西省是我國經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū),隨著城鎮(zhèn)化、工業(yè)化的加速,該省城鎮(zhèn)用地擴張速度較快,規(guī)模等級越高的城市,擴張速度越快,北部地區(qū)的城市用地擴張明顯高于南部地區(qū)[15]。鄱陽湖地區(qū)位于江西省北部,2009年12月12日,該地區(qū)被國務院審批為國家級發(fā)展戰(zhàn)略,因此深入了解鄱陽湖地區(qū)城鎮(zhèn)用地擴張狀況,事關(guān)江西省城鎮(zhèn)化的進程,開展相關(guān)研究十分必要。筆者以鄱陽湖地區(qū)縣域為研究單元,選取2000、2005、2010、2013年4個時期數(shù)據(jù),采用城鎮(zhèn)用地擴張強度、擴張動態(tài)度、全局Moran’sI指數(shù)、城市空間重心、城市用地象限方位分析等方法,分析了2000～2013年鄱陽湖地區(qū)城鎮(zhèn)用地擴張的時空演變特征與區(qū)域分異規(guī)律,并利用GWR模型深入探討了城鎮(zhèn)用地擴張空間差異的驅(qū)動機制,以期對現(xiàn)有的研究進行有益的補充與拓展,為今后鄱陽湖地區(qū)城市化的持續(xù)健康發(fā)展提供決策支持。

1　研究區(qū)概況

鄱陽湖位于長江中下游南岸、江西省北部,是我國最大的淡水湖,是四大淡水湖中唯一沒有富營養(yǎng)化的湖泊,同時也是具有世界影響的重要濕地。該區(qū)域是中國重要的生態(tài)功能保護區(qū),是世界自然基金會劃定的全球重要生態(tài)區(qū),承擔著調(diào)洪蓄水、調(diào)節(jié)氣候、降解污染等多種生態(tài)功能。鄱陽湖又是長江的重要調(diào)蓄湖泊,年均入江水量約占長江徑流量的15.6%。鄱陽湖地區(qū)包括南昌、九江、景德鎮(zhèn)3市,以及鷹潭、新余、撫州、宜春、上饒、吉安市的部分縣(市、區(qū)),共38個縣(市、區(qū))和鄱陽湖全部湖體在內(nèi),鄱陽湖地區(qū)土地面積為5.12萬km2,占全省面積的30.69%。2013年, 鄱陽湖地區(qū)年末總?cè)丝跒?001.85萬人,占全省總?cè)丝诘?4.27%；地區(qū)生產(chǎn)總值達到8452.55億元,占全省的58.95%；財政收入為1236.61億元,占全省的52.43%；固定資產(chǎn)投資完成額為6941.55億元,占全省的55.82%。

根據(jù)研究需要,將東湖區(qū)、西湖區(qū)、青云譜區(qū)、灣里區(qū)、青山湖區(qū)合并為南昌市區(qū);將珠山區(qū)、昌江區(qū)合并為景德鎮(zhèn)市區(qū);月湖區(qū)為鷹潭市區(qū);廬山區(qū)、潯陽區(qū)為九江市區(qū);渝水區(qū)為新余市區(qū);臨川區(qū)為撫州市區(qū);共青城市于2010年9月20日成立,沒有將其作為一個獨立評價單元而是并入德安縣。最終把鄱陽湖地區(qū)劃分為31個縣域單元[16]。

2　數(shù)據(jù)來源與研究方法

2.1數(shù)據(jù)來源

本研究原始數(shù)據(jù)源為2000、2005、2010和2013年4個時期的LandsatTM遙感影像,空間分辨率為30m×30m。對其進行輻射糾正、幾何校正、圖像配準和人工解譯等處理后得到土地利用現(xiàn)狀圖。土地利用類型包括耕地、林地、草地、水域、建設(shè)用地(城鎮(zhèn)用地、農(nóng)村居民點用地、其它建設(shè)用地)、未利用土地,從中提取出研究區(qū)2000、2005、2010、2013年4期的城鎮(zhèn)用地范圍圖,從而獲得2000～2013年研究區(qū)城鎮(zhèn)用地擴展圖(圖1)。

參考前人對城鎮(zhèn)用地擴張影響因素的選取,考慮數(shù)據(jù)的可獲取性,選取戶籍人口、地區(qū)生產(chǎn)總值、財政總收入、固定資產(chǎn)投資等作為衡量城鎮(zhèn)用地擴張空間差異的驅(qū)動機制指標,相關(guān)數(shù)據(jù)來源于《江西統(tǒng)計年鑒2014》、《鄱陽湖生態(tài)經(jīng)濟區(qū)統(tǒng)計年鑒2011》以及各市(縣)的統(tǒng)計年鑒。

2.2 城鎮(zhèn)用地擴張分析方法

城鎮(zhèn)用地擴張信息是指在確定的時間段內(nèi),城鎮(zhèn)用地發(fā)生變化的位置、分布、范圍、面積、類型等信息[17]。

2.2.1城市空間擴張速率這里指年均擴張速率,是研究城市空間擴張的常用指標[18]。其計算公式為:

(1)

式(1)中： Aa為研究初期城市用地面積；Ab為研究末期城市用地面積；T為時間間隔。

2.2.2城市擴張動態(tài)度即單一土地利用類型動態(tài)度,用于描述研究時段內(nèi)研究區(qū)內(nèi)的某種土地類型數(shù)量動態(tài)變化的狀況[19]。其計算公式如下:

(2)

式(2)中： K表示研究期內(nèi)某一土地利用類型的動態(tài)度,在此表示城鎮(zhèn)用地擴張動態(tài)度; Ub和Ua分別表示各研究階段的末年和初始年的某種土地利用類型的面積；T為時間跨度,以年為單位。根據(jù)城市擴張動態(tài)度的大小，可劃分為:高速擴張型(>20%);快速擴張型(14%～20%);中速擴張型(8%～14%);緩慢擴張型(<8%)[20]。

2.2.3城市擴張強度指數(shù)指某空間單元在研究時期內(nèi)的城市用地擴張面積占用地總面積的百分比[8，21]。

(3)

式(3)中：R為城市擴張強度；Aa為研究初期城市用地面積；Ab為研究末期城市用地面積；A為研究區(qū)總面積；T為時間間隔。根據(jù)擴張強度指數(shù)的高低，可以區(qū)分城市擴張類型:高速擴張、快速擴張、中速擴張、低速擴張、緩慢擴張[22]。

2.2.4重心指標即不同區(qū)位的平衡點,其發(fā)生遷移的形式根據(jù)所在區(qū)位的不同也是不盡相同的；城市重心的遷移規(guī)律是城市發(fā)展過程中客觀存在的一種規(guī)律,它決定著城市規(guī)劃重點的轉(zhuǎn)移[23]。其重心的橫坐標X和縱坐標Y的計算公式為:

(4)

(5)

式(4)、式(5)中： Xt、Yt為第t年的重心坐標; ai表示第i個圖斑的面積; Xi、Yi為第i個圖斑的重心坐標。重心的遷移距離計算公式為:

(6)

式(6)中： d 代表遷移的距離；X1、Y1表示遷移后的重心坐標；X2、Y2表示基準年的重心坐標。

2.2.5空間自相關(guān)分析(探索性空間數(shù)據(jù)分析)是一系列空間數(shù)據(jù)分析方法和技術(shù)的結(jié)合,以空間關(guān)聯(lián)測度為核心,通過對事物或現(xiàn)象空間分布格局的描述和可視化,發(fā)現(xiàn)空間集聚和空間異常,揭示研究對象之間的相互作用機制[24]。全局空間自相關(guān)測度一般用Moran’sI進行分析,計算公式如下:

(7)

式(7)中: n為地級行政單元數(shù)量；Xi和Xj分別為城鎮(zhèn)用地面積X在空間單元i和j上的觀測值; Wij為采用臨近標準構(gòu)建的空間權(quán)重矩陣。Moran’sI指數(shù)的變化范圍為(-1,1),當顯著性水平為0.01時,如果GMI顯著為正,則表明城鎮(zhèn)用地面積的空間特征具有明顯的集聚態(tài)勢;若GMI顯著為負,則表明城鎮(zhèn)用地面積具有明顯的空間差異特征;如果GMI接近于0,則表明城鎮(zhèn)用地面積呈隨機分布,其空間分布沒有相關(guān)性[24]。

2.2.6象限方位分析即以研究區(qū)域的中心為圓心,采用合適的半徑畫圓(確保各時相城市邊界均能落在圓內(nèi)),將該圓按方位8等分。借助ArcGIS的疊加分析,將各時相城市用地邊界矢量圖層與該方位圖疊加,運行相交運算,該方位圖將分割不同時相城市用地邊界矢量圖,通過該方法對比分析各時期城鎮(zhèn)用地在不同方位上的擴張差異[13，25]。

2.3地理加權(quán)回歸分析(GWR)

目前在對空間異質(zhì)性的研究中,應用最多的是地理加權(quán)回歸模型(GWR)。GWR是一種改進的空間線性回歸模型,其主要優(yōu)勢在于將空間權(quán)重矩陣應用在線性回歸模型中,形象地展示空間結(jié)構(gòu)分異,是最有發(fā)展?jié)摿Φ目臻g統(tǒng)計模型之一[26]。其公式為：

(8)

式(8)中:yi為觀測值; (ui,vi)為樣點i的坐標;β0(ui,vi)為i點回歸常數(shù);βk(ui,vi)是i點上的第k個回歸參數(shù),是地理位置的函數(shù);p為獨立變量個數(shù);xik為獨立變量xk在i點的值;εi是隨機誤差。

3　結(jié)果與分析

3.1城鎮(zhèn)用地數(shù)量的擴張?zhí)卣?/p>

3.1.1城鎮(zhèn)用地擴張迅速在2000～2013年期間,鄱陽湖地區(qū)城鎮(zhèn)用地面積呈快速上升趨勢,由332.86 km2增至742.72 km2,增加了409.86 km2,擴展速度達到31.53 km2/年,擴張強度為0.06,擴張動態(tài)度為9.47%(表1)。其中,2000～2005年增加了227.06 km2,擴張速度為45.41 km2/年,擴張強度為0.09,擴張動態(tài)度為13.64%;2005～2010年增加了135.84 km2,擴張速度為27.17 km2/年,擴張強度為0.05,擴張動態(tài)度為4.85%;2010～2013年增加了46.96 km2,擴張速度為15.65 km2/年,擴張強度為0.03,擴張動態(tài)度為2.25%。顯然,在2000～2005年期間鄱陽湖地區(qū)城鎮(zhèn)用地面積增勢最為迅猛,擴張速度最快；爾后增勢有所減緩,但仍呈穩(wěn)步增長的態(tài)勢。

表1　2000～2013年鄱陽湖地區(qū)城鎮(zhèn)用地擴張數(shù)量特征

3.1.2城鎮(zhèn)用地重心向東南遷移在2000～2013年間,城鎮(zhèn)用地重心向東南遷移,遷移距離為13.99 km(表2)。在不同時段城鎮(zhèn)用地的遷移方向和距離有所差異,2000～2005年重心向西南遷移,遷移距離為24.73 km;2005～2010年重心明顯向東北遷移,遷移距離為各個時段中最大,達到30.13 km;2010～2013年間城鎮(zhèn)用地重心向西北遷移,遷移距離為24.95 km。

表2　2000～2013年鄱陽湖地區(qū)城鎮(zhèn)用地重心遷移

3.1.3城鎮(zhèn)用地向正西方位擴張顯著以2000年鄱陽湖地區(qū)城鎮(zhèn)用地重心坐標為圓點,東西方向為橫軸,南北方向為縱軸,將研究區(qū)域劃分為8個象限,代表著不同的方向,并把它們按照逆時針的順序分別編上號(圖1),Ⅰ～Ⅷ象限代表的方向分別為正東、東北、正北、西北、正西、西南、正南、東南方向。由表3可知：鄱陽湖地區(qū)城鎮(zhèn)用地從單方向擴張逐漸轉(zhuǎn)變?yōu)槎喾较蚬餐l(fā)展,且研究期間擴張方向主要集中于西和南兩個方向；2000～2013年擴張規(guī)模最大處位于正西、西南、正南方位；不同時段城鎮(zhèn)用地擴張規(guī)模最大方位都位于正西,2000～2005年、2005～2010年、2010～2013年正西方位擴張規(guī)模分別達到191.59、62.44、13.86 km2。

圖1　2000～2013年鄱陽湖地區(qū)城鎮(zhèn)用地擴張象限

表3　2000～2013年鄱陽湖地區(qū)城鎮(zhèn)用地擴張規(guī)模方位 km2

3.2城鎮(zhèn)用地空間的擴張?zhí)卣?/p>

3.2.1城鎮(zhèn)用地擴張區(qū)域差異明顯2000～2013年,高速擴張的區(qū)域為南昌市區(qū)、南昌縣,鷹潭市區(qū)、新余市區(qū)擴張較快,其他地區(qū)城鎮(zhèn)用地擴張緩慢甚至有倒退跡象(圖2)。不同時段的城鎮(zhèn)用地擴張區(qū)域差異明顯,其中,2000～2005年高速擴張的區(qū)域都集中在南昌市區(qū)、新建縣、南昌縣周邊;2005年后高速擴張區(qū)域依舊聚集于南昌周邊,高速擴張的區(qū)域有所增加,鷹潭、新余市區(qū)、武寧縣等擴張顯著,但擴張速度相對放緩(圖3)。

總而言之,鄱陽湖地區(qū)城鎮(zhèn)用地擴張區(qū)域差異明顯,南昌市及周邊地區(qū)擴張速度最快,交通干線交匯處次之,環(huán)鄱陽湖區(qū)域擴張速度相對緩慢。

圖2　2000～2013年鄱陽湖地區(qū)城鎮(zhèn)用地擴張時間特征

3.2.2呈現(xiàn)從中心城市向外圍擴張的特征以2013年的鄱陽湖地區(qū)行政區(qū)劃為研究單元,按照2000～2013年的鄱陽湖地區(qū)城鎮(zhèn)用地擴張速度、強度、動態(tài)度劃分Moran散點圖的4個象限(HH、LH、LL、HL),探討鄱陽湖地區(qū)城鎮(zhèn)用地擴張速度、強度及動態(tài)度局部關(guān)聯(lián)特征的空間變化趨勢(圖4、圖5)。

利用Moran’s I進行空間自相關(guān)分析,2000～2013年,城鎮(zhèn)用地擴張速度、強度、動態(tài)度的Moran’s I指數(shù)分別為0.1015、-0.0762、-0.0632,城鎮(zhèn)用地擴張的全局自相關(guān)指數(shù)Moran’s I空間自相關(guān)性較顯著,集聚特征較為明顯的地區(qū)主要為南昌市區(qū)、南昌縣、新建縣；其余地區(qū)的城鎮(zhèn)用地擴張則表現(xiàn)出了隨機分布的狀況,沒有明顯的規(guī)律分布態(tài)勢。

不同時段的城鎮(zhèn)用地擴張空間自相關(guān)性有所差異。2000～2005年城鎮(zhèn)用地擴張速度、強度、動態(tài)度的Moran’s I指數(shù)分別為0.7761、0.2761、0.1647;2005～2010年城鎮(zhèn)用地擴張速度、強度、動態(tài)度的Moran’s I指數(shù)分別為0.0736、-0.1091、-0.0909;2010～2013年城鎮(zhèn)用地擴張速度、強度、動態(tài)度的Moran’s I指數(shù)分別為-0.1355、-0.01304、-0.0139。由此可見,隨著時間的推移,鄱陽湖地區(qū)城鎮(zhèn)用地擴張空間集聚呈逐步減弱狀態(tài),但仍表現(xiàn)出差異性,總體上集聚特征較明顯的區(qū)域在減少,有圍繞中心城市分布的特征。

圖3　3個時段鄱陽湖地區(qū)城鎮(zhèn)用地擴張時間特征

圖4　2000～2013年鄱陽湖地區(qū)城鎮(zhèn)用地擴張速度(a)、強度(b)、動態(tài)度(c)Moran散點圖

3.3城鎮(zhèn)用地擴張時空格局的驅(qū)動機制

在長時間尺度上,自然環(huán)境條件的改變對城鎮(zhèn)用地擴張的影響更大;但在短時間尺度上,社會、經(jīng)濟條件的變化在城鎮(zhèn)用地擴張中起著更為重要的作用[27]。本文研究的時間尺度較短,主要探討社會、經(jīng)濟因素對城鎮(zhèn)用地變化的影響[28]。局部GWR估計系數(shù)可以揭示區(qū)域內(nèi)城鎮(zhèn)用地與各影響因素之間的復雜關(guān)系,每個影響因素對城鎮(zhèn)用地的影響會隨著區(qū)位變化而變化,回歸系數(shù)有正有負。為了描述驅(qū)動機制,將模型計算的4個年份的各影響因素的回歸系數(shù)用ArcGIS 10.1軟件進行空間可視化處理,以此來具體分析各因素對鄱陽湖地區(qū)城鎮(zhèn)用地擴張的影響方向、程度及其空間差異[24]。

3.3.1人口因素對城鎮(zhèn)用地變化影響的空間變異特征以總?cè)丝跀?shù)作為人口數(shù)據(jù)指標,4個年份收入因素的回歸系數(shù)絕對值均較小且差異不大(圖6),說明人口因素對城鎮(zhèn)用地擴張的影響不顯著。2000、2010、2013年人口因素的回歸系數(shù)均為負,這些年份人口因素對城鎮(zhèn)用地擴張呈現(xiàn)負相關(guān)關(guān)系;而2005年人口因素的回歸系數(shù)為正,此時人口因素對城鎮(zhèn)用地擴張具有正向影響。這是由于2005年迎來中部崛起大勢,因此人口流入增多,加快了城市化進程；爾后隨著發(fā)展的深化,其影響也逐漸減弱。從絕對值的空間分布上來看,2000年人口因素的回歸系數(shù)絕對值由北向南逐漸增大,最小值出現(xiàn)在北部地區(qū),說明人口因素對城鎮(zhèn)用地擴張的影響程度由北向南逐漸增強;2005年高值地區(qū)轉(zhuǎn)移至西部地區(qū),影響力由西向東逐漸遞減;2010年絕對值比2000、2005年有所減小,絕對值高值出現(xiàn)在高安、豐城、樟樹、新余市以及新干縣,人口因素對城鎮(zhèn)用地擴張的影響程度由西南向東北逐漸減小;2013年回歸系數(shù)絕對值由西北向東南逐漸增大,最小值出現(xiàn)在武寧縣、九江縣、德安縣、瑞昌縣、九江市區(qū),說明人口因素在西北部對城鎮(zhèn)用地擴張的影響程度大于其他地區(qū)。4個年份的絕對值總體上呈現(xiàn)逐漸增大的趨勢,說明人口因素對于城鎮(zhèn)用地擴張的作用逐年增強。

圖5 　3個時段鄱陽湖地區(qū)城鎮(zhèn)用地擴張速度、強度、動態(tài)度Moran散點圖

圖6　GWR模型人口因素回歸系數(shù)的空間分布

3.3.2經(jīng)濟發(fā)展水平對城鎮(zhèn)用地變化影響的空間變異特征 以地區(qū)生產(chǎn)總值作為經(jīng)濟發(fā)展水平數(shù)據(jù)指標之一,2000、2005、2013年經(jīng)濟發(fā)展水平因素的回歸值均為正,地區(qū)生產(chǎn)總值對城鎮(zhèn)用地擴張具有正向作用;2010年經(jīng)濟發(fā)展水平因素的回歸值為負,生產(chǎn)總值的增加卻帶來了對城鎮(zhèn)用地擴張的抑制作用(圖7)。從空間分布上來看,2000年高值地區(qū)主要位于高安、豐城、樟樹、新余市以及新干縣,影響程度由東北向西南遞增;2005年高值區(qū)域有所增多,影響程度由北向南逐漸增大,但差異不明顯；2005年絕對值比2000年有所減小,說明地區(qū)生產(chǎn)總值對城鎮(zhèn)用地擴張的作用有所減弱;2010年回歸系數(shù)有正有負,其絕對值在4個年份中最小;2013年高值區(qū)域主要出現(xiàn)在東南部地區(qū),絕對值由東南向西北逐漸減小,說明地區(qū)生產(chǎn)總值對城鎮(zhèn)用地擴張的影響由東南向西北逐漸減小。

圖7　GWR模型地區(qū)生產(chǎn)總值回歸系數(shù)的空間分布

以財政總收入作為經(jīng)濟發(fā)展水平數(shù)據(jù)指標之二,2000、2005、2013年其回歸系數(shù)均為負,財政總收入對城鎮(zhèn)用地擴張具有負向影響；2010年回歸系數(shù)有正有負(圖8)。從回歸系數(shù)的空間分布上來看,2000年回歸系數(shù)絕對值高值區(qū)域出現(xiàn)在新余市區(qū)、高安、樟樹市、新干縣,說明這些區(qū)域財政收入對城鎮(zhèn)用地擴張的影響程度高于其他地區(qū),總體上呈由西北向東逐漸減小的趨勢。2005年回歸系數(shù)絕對值在各區(qū)域間差異不顯著,比2000年有所減小,高值區(qū)域有所增多,武寧縣由低轉(zhuǎn)高,回歸系數(shù)的絕對值總體上呈由西向東逐漸減小的趨勢。2010年絕對值高值區(qū)域出現(xiàn)在鄱陽湖湖體附近地區(qū),說明這些地區(qū)財政收入對城鎮(zhèn)用地擴張的影響程度高于其他區(qū)域,影響程度總體上呈現(xiàn)由北向南逐漸增大的趨勢。2013年,絕對值低值區(qū)域主要分布于高安、豐城、樟樹、新余市以及新干、武寧縣,這些地區(qū)財政收入對城鎮(zhèn)用地擴張的影響程度不如其他地區(qū)；高值區(qū)域則出現(xiàn)在浮梁、彭澤、鄱陽縣、樂平市以及景德鎮(zhèn)市區(qū)。

圖8　GWR模型財政總收入回歸系數(shù)的空間分布

3.3.3投資水平對城鎮(zhèn)用地變化影響的空間變異特征以固定資產(chǎn)投資作為投資水平數(shù)據(jù)指標,2000年回歸系數(shù)均為負且差異顯著,固定資產(chǎn)投資與城鎮(zhèn)用地擴張呈負相關(guān)關(guān)系；2005、2010、2013年則均為正且差異不顯著(圖9),說明固定資產(chǎn)投資對城鎮(zhèn)建設(shè)用地擴張具有正向影響，且存在時空差異。從回歸系數(shù)的空間分布上來看,2000年高值區(qū)域主要出現(xiàn)在新干、東鄉(xiāng)、余江縣、撫州市區(qū)、鷹潭市區(qū)、貴溪市,這些區(qū)域的影響程度高于其他區(qū)域,絕對值總體上呈現(xiàn)由西北向東南逐漸增大的趨勢,影響程度也由西北向東南逐漸增大;2005年回歸系數(shù)均為正,高值區(qū)域主要位于西部地區(qū),影響程度由西向東逐漸減小;2010年絕對值比2000、2005年有所增大,高值區(qū)域位于南部,影響程度由東北向南遞增;2013年相較于2010年變化不大,低值區(qū)域有所增多,九江縣、九江市區(qū)轉(zhuǎn)為低值區(qū)域,影響程度由東向南遞增。

圖9　GWR模型固定資產(chǎn)投資回歸系數(shù)的空間分布

4　結(jié)論與討論

本研究結(jié)果表明:(1)2000～2013年鄱陽湖地區(qū)城鎮(zhèn)用地面積一直保持擴張趨勢,但擴張速度、擴張強度、動態(tài)度并非一直增長,而是在不同時期存在不同情況。2000～2005年擴張明顯,主要與城市化進程較快有關(guān)。2005～2013年間各項指標都在逐年減少,與該地區(qū)自身適于作為建設(shè)用地的面積有限有關(guān)。從城鎮(zhèn)用地擴張數(shù)量特征的空間分布來看,省會南昌市周邊擴張明顯,這主要得益于在政策、投資、人員流動等方面的優(yōu)勢,這也正體現(xiàn)出南昌作為區(qū)域中心城市的輻射作用。交通干線交匯處擴張也較為顯著,則緣于這些地區(qū)城市化進程相對較快。而環(huán)鄱陽湖地區(qū)擴張則相對緩慢,主要因為受到保護生態(tài)用地政策的影響；(2)在總體空間格局上,鄱陽湖地區(qū)城鎮(zhèn)用地的重心坐標在研究時段內(nèi)遷移距離和遷移量都較明顯。擴張方位從單方向擴展逐漸轉(zhuǎn)變?yōu)槎喾较蚬餐l(fā)展,在研究期間主要向西南方位擴張,這主要是因為東北部鄱陽湖及區(qū)域內(nèi)山地等地形因素對其影響較大。鄱陽湖地區(qū)城鎮(zhèn)用地擴張的空間集聚Moran’s I指數(shù)值漸減,這表明鄱陽湖地區(qū)城鎮(zhèn)用地擴張存在空間自相關(guān)性,空間集聚趨勢呈現(xiàn)逐步減弱的狀態(tài)；(3)4個年份的GWR模型回歸系數(shù)的空間分布存在差異，說明不同的驅(qū)動因素對各地區(qū)城鎮(zhèn)用地擴張的影響程度和方向均存在較大的差異,同一因素在不同年份對不同地區(qū)的影響也有所不同。具體而言，人口因素對城鎮(zhèn)用地擴張的貢獻為負,隨著時間的推移其影響區(qū)域變化大,對西北部地區(qū)影響較大；地區(qū)生產(chǎn)總值對城鎮(zhèn)用地擴張的貢獻為正,在西偏南方向上影響程度較大,2005年后其影響程度有所減弱；財政收入對城鎮(zhèn)用地擴張的影響為負,對西部的影響程度最大,不同年份的變化趨勢有所不同；固定資產(chǎn)投資對城鎮(zhèn)用地擴張的影響總體上為正,隨著時間的推移,對不同區(qū)域的影響程度有所變化,受影響最大的地區(qū)主要集中于南部地區(qū)。

由于城鎮(zhèn)用地擴張受多種因素的共同作用,而本文選擇的驅(qū)動機制指標偏少,所以以后有必要選擇更多指標對城鎮(zhèn)用地擴張的驅(qū)動機制進行進一步的探討；預測未來鄱陽湖地區(qū)城鎮(zhèn)用地擴張的趨勢將是未來研究的主要方向。

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(責任編輯:黃榮華)

SpatialDifferencesofUrbanLandExpansioninPoyangLakeRegionandItsInfluencingFactorsBasedonGWRModel

LIXin1,YEChang-sheng1,2*

(1.SchoolofEarthSciences,EastChinaUniversityofTechnology,Nanchang330013,China; 2.KeyLaboratoryofMinistryofEducationforPoyangLakeWetlandandWatershedResearch,JiangxiNormalUniversity,Nanchang330022,China)

AccordingtothelandusestatusmapsofPoyangLakeregionintheyears2000, 2005, 2010and2013,usingthemethodsofexpansionintensity,expansiondynamics,spatialautocorrelationandsoon,theauthoranalyzedthespatialdifferencesofurbanlandexpansioninPoyangLakeregionduring2000～2013,andadoptedGWRmodeltodeeplyexplorethedrivingmechanismofurbanlandspatialexpansion.Theresultsshowedthat: (1)During2000～2013,theurbanlandinPoyangLakeregionexpandedrapidly,andtheareaincreasedfrom332.86km2to742.72km2;thegravitycenterofurbanlandmovedsoutheastwardwiththemigrationdistanceof13.99km;thescaleofurbanlandexpansiontodue-westdirectionwasthelargest,reaching267.89km?.Inthepast13years,theurbanlandexpansionfrom2000to2005wasthemostobvious; (2)ThereweresignificantdifferencesinthespatialexpansionofurbanlandinPoyangLakeregion,forexample,therapidexpansionofurbanlandmainlyhappenedinthecircumofNanchangcityandthetrafficaisleinterchange.AccordingtoMoran’sIindexvalueforspatialagglomerationdegree,aweakspatialautocorrelationexistedintheurbanlandexpansion,andthespatialagglomerationdegreeweakenedfromcentralcitytooutskirtsandyearbyyear; (3)VariousdrivingfactorshaddifferenteffectsonthespatialexpansionofurbanlandindifferentdistrictsofPoyangLakeregion,andthegeneralfinancialrevenueandtheregisteredpopulationhadanegativecontributiontotheurbanlandexpansion,whiletheregionalGDPandfixedinvestmentshadapromotiveeffectonit.

Urbanland;Expansion;Spatialautocorrelation;GWRmodel;PoyangLakeregion

2016-03-08

江西師范大學鄱陽湖濕地與流域研究教育部重點實驗室開放基金項目(PK2013008)。

李欣(1990─),女,安徽滁州人,碩士研究生,研究方向為區(qū)域和城市規(guī)劃。*通訊作者:葉長盛。

F293.2

A

1001-8581(2016)08-0101-09