杭州灣北岸上海段潮灘時(shí)空演變分析與驅(qū)動(dòng)力研究

勞國棟，韓震，2，，賴健，張斌

(1.上海海洋大學(xué) 海洋科學(xué)學(xué)院，上海 201306；2.上海河口海洋測(cè)繪工程技術(shù)研究中心，上海 201306；3.上海衛(wèi)星工程研究所 高分遙感海洋生態(tài)聯(lián)合實(shí)驗(yàn)室，上海 200240)

0 引言

海岸帶地處海陸之交，潮灘特征在很大程度上代表了所在海岸帶的性質(zhì)，查清其性質(zhì)和分布對(duì)于合理開發(fā)潮灘資源和海岸帶生態(tài)系統(tǒng)的可持續(xù)管理具有重要的意義。Logistic-CA-Markov模型[1]包含Logistic回歸模型、元胞自動(dòng)機(jī)(cellular automata，CA)模型和馬爾科夫(Markov)模型，其中CA模型和Markov模型耦合而成CA-Markov模型[2-6]。該模型綜合了模擬復(fù)雜系統(tǒng)空間變化的能力和長期預(yù)測(cè)的時(shí)間優(yōu)勢(shì)。Logistic回歸模型[7-9]加入了自然環(huán)境和社會(huì)經(jīng)濟(jì)的驅(qū)動(dòng)因子，通過對(duì)景觀格局的模擬來實(shí)現(xiàn)景觀格局變化的驅(qū)動(dòng)力機(jī)制分析，并通過影響CA的轉(zhuǎn)換規(guī)則提高模型模擬的精度。Logistic-CA-Markov模型在景觀格局預(yù)測(cè)和驅(qū)動(dòng)力分析方面是可行的[10-12]，預(yù)測(cè)結(jié)果可以分析景觀格局在未來某一時(shí)間段內(nèi)演變趨勢(shì)與規(guī)律，從而為景觀格局的優(yōu)化和生態(tài)環(huán)境的保護(hù)提供科學(xué)參考。本文利用高分一號(hào)(GF-1)和Landsat-7衛(wèi)星遙感影像，以2007年、2013年和2019年為時(shí)間軸，基于Logistic-CA-Markov模型進(jìn)行了杭州灣北岸上海段潮灘時(shí)空演變和驅(qū)動(dòng)因素分析，并預(yù)測(cè)了未來潮灘景觀格局的變化，旨在對(duì)上海市海岸帶潮灘可持續(xù)發(fā)展和生態(tài)保護(hù)提供參考。

1 研究區(qū)域

潮灘是在大潮高、低潮面之間，隨潮汐漲落而淹沒和露出的向海緩斜的寬廣潮間灘地。杭州灣是一個(gè)典型的喇叭狀強(qiáng)潮河口灣，杭州灣北岸在長江三角洲南緣，岸灘沖淤受多種動(dòng)力因子的影響，除受潮流和風(fēng)浪等動(dòng)力因子的作用外，圍墾工程、河口水流和長江來沙量的影響也是造成杭州灣北岸岸灘沖淤的重要因素[13-17]。杭州灣北岸在順岸往復(fù)流的作用下，灘地沿海岸呈帶狀分布。本文研究區(qū)域?yàn)楹贾轂潮卑渡虾６?，從南匯嘴至金絲娘橋界碑，地理坐標(biāo)范圍為121°13′E～122°3′E，30°36′N～30°54′N。

2 研究方法與過程

2.1 研究方法

1)Markov模型。馬爾科夫模型通過對(duì)不同事件的初始狀態(tài)以及轉(zhuǎn)移情況的分析來確定事件的變化趨勢(shì)，能夠?qū)崿F(xiàn)對(duì)事件未來的運(yùn)動(dòng)狀態(tài)進(jìn)行預(yù)測(cè)[18]，事件在本文研究為景觀格局。假定景觀格局發(fā)展過程中有n個(gè)不同的景觀類型，記為E1，E2，…，En，記Pij為景觀Ei轉(zhuǎn)為景觀Ej的轉(zhuǎn)移概率，則該矩陣稱作狀態(tài)轉(zhuǎn)移概率矩陣[19]，表達(dá)如式(10)所示。

(1)

2)CA模型。元胞自動(dòng)機(jī)是時(shí)間、空間和狀態(tài)都離散的動(dòng)力學(xué)模型，具有時(shí)空計(jì)算特征。元胞空間中的元胞都是由有限個(gè)離散值組成，具有其內(nèi)在狀態(tài)，并且元胞只要遵循相同規(guī)則，就可以計(jì)算出在另一個(gè)新時(shí)刻的內(nèi)在狀態(tài)；并且每個(gè)元胞的狀態(tài)只受局部鄰近元胞的狀態(tài)影響而變化，反映臨近元胞之間的相互作用；每個(gè)元胞在同樣的規(guī)則下進(jìn)行同步更新，大量的元胞通過簡單的交互作用而推動(dòng)系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)演變。

元胞的狀態(tài)函數(shù)可以表達(dá)如式(2)所示。

CA=(QN，∑，f，O)

(2)

式中：Q代表元胞空間，是覆蓋整個(gè)研究區(qū)的網(wǎng)格空間，每個(gè)網(wǎng)格單元是一個(gè)元胞，本文中，遙感圖像的一個(gè)柵格代表一個(gè)元胞；N表示元胞空間的維度；∑代表元胞有限個(gè)離散的狀態(tài)集；f代表元胞狀態(tài)的轉(zhuǎn)換規(guī)則；O代表邊界條件。

3)Logistic回歸模型。為探討自然及社會(huì)經(jīng)濟(jì)等驅(qū)動(dòng)力因子對(duì)研究區(qū)潮灘演變的影響，本研究利用Logistic回歸模型分析各影響因素與潮灘變遷幾率的關(guān)系。Logistic回歸模型如式(3)所示。

(3)

式中：Ri表示每個(gè)柵格可能出現(xiàn)某景觀類型i的概率，其值范圍為0～1；xn表示各驅(qū)動(dòng)因子；α表示常數(shù)項(xiàng)；β表示各驅(qū)動(dòng)因子的回歸系數(shù)，β的值越大，則對(duì)應(yīng)的驅(qū)動(dòng)因子自變量和景觀類型i之間關(guān)聯(lián)性越高。Logistic回歸模型對(duì)每一個(gè)柵格出現(xiàn)某一地類的概率進(jìn)行診斷，篩選出對(duì)景觀類型格局影響較顯著的因素，并確定它們之間的定量關(guān)系和作用大小，計(jì)算前預(yù)先對(duì)驅(qū)動(dòng)因子數(shù)據(jù)進(jìn)行歸一化處理，去除其量綱，使各個(gè)因子間可以進(jìn)行相互比較，其回歸方程系數(shù)的大小、正負(fù)可表示對(duì)模擬目標(biāo)的貢獻(xiàn)度、正負(fù)相關(guān)性?；貧w效果的檢驗(yàn)通常使用受試者工作特征(receiver rperating characteristic，ROC)方法進(jìn)行檢驗(yàn)[20]。ROC 曲線下包含的面積大小能夠解釋回歸模型擬合的有效性，一般該曲線包含的面積大小在0.5～1之間，若ROC大于0.75，表示該模型模擬的效果較好[21]。在二分類問題中，可將樣本分為正類或負(fù)類，正類即為被分類為模擬目標(biāo)的樣本，TP精度(true positive，TP)表示被正確分類的正樣本占所有真實(shí)正樣本的比例。

4)景觀動(dòng)態(tài)度分析。景觀動(dòng)態(tài)度是指在研究區(qū)域內(nèi)一定的研究時(shí)段中某種景觀類型的變化速度[22]，表達(dá)如式(4)所示。

(4)

式中：Sb為某種景觀類型在研究時(shí)段末期的面積；Sa為在研究時(shí)段初期的面積；T為研究時(shí)段，本研究以年為單位。

5)景觀空間變化分析。景觀空間重心的遷移量與遷移方向可直接反映景觀格局在空間上的變化，重心遷移模型的原理：把研究區(qū)分為若干小區(qū)域，將不同的景觀斑塊作為不同的小區(qū)，確定每個(gè)小區(qū)幾何重心，然后用小區(qū)幾何重心乘以該區(qū)域景觀面積，最后將乘積累加后除以該景觀類型在研究區(qū)的總面積。重心坐標(biāo)一般以地圖經(jīng)緯度表示。某種景觀空間重心坐標(biāo)計(jì)算方法如式(5)至式(6)所示。

(5)

(6)

式中：X、Y為景觀類型重心分布的經(jīng)度、緯度坐標(biāo)；Xi、Yi為第i個(gè)小區(qū)域的重心經(jīng)緯度坐標(biāo)；Ci為第i個(gè)小區(qū)域面積；n為小區(qū)總數(shù)。

2.2 研究數(shù)據(jù)的選取

本文遙感衛(wèi)星數(shù)據(jù)使用的是高分一號(hào)衛(wèi)星16 m、Landsat-7衛(wèi)星30 m空間分辨率多光譜圖像。分別選取了三個(gè)年份的高潮時(shí)刻和低潮時(shí)刻的圖像，潮情參考上海蘆潮港(南匯嘴)站點(diǎn)的潮情數(shù)據(jù)，高潮圖像和低潮圖像的成像時(shí)間所對(duì)應(yīng)的潮位分別要接近當(dāng)年的平均大潮高潮線和平均大潮低潮線。三幅高潮時(shí)刻的圖像用以提取瞬時(shí)水邊線作為海岸線，三幅低潮時(shí)刻的圖像用以提取瞬時(shí)水邊線作為潮灘下邊界，進(jìn)而得到潮灘。各年份圖像的潮位相差不大(表1)。目前國內(nèi)外研究學(xué)者對(duì)于海岸帶的范圍劃定尚無統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn)[23]，根據(jù)研究內(nèi)容和研究區(qū)狀況將2013年海岸線向陸5 km、向海1.5 km的范圍劃定為研究區(qū)域(圖1)，以確保潮灘在劃定范圍內(nèi)，同時(shí)探討海岸帶生態(tài)景觀類型的分布和變遷對(duì)于潮灘發(fā)育的影響。按照中國土地利用/土地覆蓋遙感監(jiān)測(cè)數(shù)據(jù)分類系統(tǒng)[24]，將研究區(qū)生態(tài)景觀類型分為：耕地、林地、草地、水域、建設(shè)用地、潮灘。分類結(jié)果采用30 m Globeland30地表覆蓋數(shù)據(jù)進(jìn)行精度檢驗(yàn)，數(shù)據(jù)來源于國家基礎(chǔ)地理信息中心全球地表覆蓋數(shù)據(jù)產(chǎn)品服務(wù)網(wǎng)站(DOI：10.11769)。

表1 遙感圖像潮情表

結(jié)合杭州灣北岸實(shí)際情況，分別從自然驅(qū)動(dòng)力和社會(huì)經(jīng)濟(jì)驅(qū)動(dòng)力選取與潮灘變化有密切關(guān)系的指標(biāo)進(jìn)行綜合分析。自然驅(qū)動(dòng)力主要從環(huán)境條件和區(qū)位兩方面選取評(píng)價(jià)因子，包括土壤質(zhì)地(砂粒含量、粉砂粒含量、粘粒含量)、凈初級(jí)生產(chǎn)力(net primary productivity，NPP)、歸一化差異植被指數(shù)(normalized difference vegetation index，NDVI)、距道路距離(公路、鐵路)、距陸域水系距離、距耕地距離、距林地距離、距草地距離、距建設(shè)用地距離。社會(huì)經(jīng)濟(jì)驅(qū)動(dòng)力包括GDP空間分布數(shù)據(jù)、人口密度空間分布數(shù)據(jù)。道路和水系矢量數(shù)據(jù)引自國家地理信息中心—全國地理信息資源目錄服務(wù)系統(tǒng)(www.webmap.cn)，其他驅(qū)動(dòng)因子數(shù)據(jù)來源于中國科學(xué)院資源環(huán)境科學(xué)數(shù)據(jù)中心(http：//www.resdc.cn)。

2.3 數(shù)據(jù)處理

本次數(shù)據(jù)處理流程如圖1所示。①通過ENVI 5.3軟件對(duì)遙感影像進(jìn)行輻射定標(biāo)、大氣校正、正射校正、幾何配準(zhǔn)等預(yù)處理。②參考目前已有基于遙感水邊線提取潮灘的方法[25-28]，對(duì)預(yù)處理后的圖像計(jì)算歸一化差異水體指數(shù)(normalized difference water index，NDWI)，將圖像二值化，得到水陸分離的圖像；進(jìn)行數(shù)學(xué)形態(tài)學(xué)開運(yùn)算，進(jìn)而刪除小面積連通域，使水陸邊界變得平整光滑；再利用Sobel算子進(jìn)行邊緣檢測(cè)，提取邊界，最后結(jié)合目視解譯進(jìn)行修改，提取水邊線。③在ArcGIS10.6軟件中，將海岸線和潮灘下邊界疊加生成潮灘區(qū)域，再以此為基礎(chǔ)，通過參照上海市土地利用現(xiàn)狀圖和對(duì)遙感影像的紋理分析，采用隨機(jī)分層法在研究區(qū)域采集訓(xùn)練樣本，樣本可分離度均大于1.8，再利用支持向量機(jī)(support vector machines，SVM)分類法將研究區(qū)其他生態(tài)景觀類型進(jìn)行分類，最后進(jìn)行分類結(jié)果的精度檢驗(yàn)。④提取潮灘分布圖，計(jì)算空間重心和面積，進(jìn)行統(tǒng)計(jì)和分析。⑤計(jì)算各景觀主要斑塊的空間重心、道路、水系的歐氏距離，對(duì)驅(qū)動(dòng)因子數(shù)據(jù)使用克里金法插值，使其空間分辨率為30 m，再進(jìn)行歸一化處理。將生態(tài)景觀分類結(jié)果的潮灘景觀分成三個(gè)小區(qū)域和整體區(qū)域來創(chuàng)建布爾圖像，其作為Logistic回歸模型的模擬目標(biāo)，把13個(gè)驅(qū)動(dòng)因子作為自變量代入模型，計(jì)算得到潮灘的模擬概率圖，對(duì)模擬精度進(jìn)行ROC檢驗(yàn)。⑥在IDRISI selva17.0軟件中，基于CA-Markov模型和Logistic回歸模型模擬概率結(jié)果，通過2013—2019年建立的模型預(yù)測(cè)2019年數(shù)據(jù)并與實(shí)際解譯數(shù)據(jù)進(jìn)行精度檢驗(yàn)，最后預(yù)測(cè)2025年的潮灘空間分布狀況。

圖1 數(shù)據(jù)處理流程圖

3 研究結(jié)果與分析

3.1 潮灘分布情況

杭州灣北岸生態(tài)景觀分類精度檢驗(yàn)結(jié)果顯示良好(表2)，總體分類精度均超過80%，Kappa系數(shù)均超過0.8。分類結(jié)果和變化如圖2所示，三年分類圖表明：杭州灣北岸的建設(shè)用地越來越多，建設(shè)用地主要分布在金山區(qū)和浦東新區(qū)；耕地主要分布在奉賢區(qū)和金山區(qū)；草地逐漸減少，其分布較均勻；林地略有增加，主要分布在奉賢區(qū)。杭州灣北岸上海段長86.09 km，按照上海市行政區(qū)劃，將杭州灣北岸潮灘分為三個(gè)部分：金山區(qū)、奉賢區(qū)和浦東新區(qū)，最終提取的潮灘分布情況如圖3所示。

表2 分類精度檢驗(yàn)結(jié)果

從圖2和圖3可知，杭州灣北岸上海段潮灘在潮流、沿岸往復(fù)流的沖刷作用以及長江來沙的淤積作用下，灘地沿海岸呈帶狀分布。奉賢區(qū)和金山區(qū)人工岸段的潮灘受到自然沖淤和人類活動(dòng)的共同影響，其單體面積相對(duì)較大，分布呈現(xiàn)規(guī)則形狀；自然岸段的潮灘分布廣闊，分布呈現(xiàn)不規(guī)則形狀，單體面積相對(duì)較小。從2007—2019年的潮灘變化來看，變化不確定性較大的主要區(qū)域在浦東新區(qū)南匯嘴西南區(qū)域，其常年受到懸浮泥沙、長江水流及人工干預(yù)的影響而不斷地淤積；2013年后由于海濱浴場(chǎng)建成，金山區(qū)南部兩處潮灘消失；2013年后由于圈圍工程的實(shí)施，奉賢區(qū)與浦東新區(qū)交界處潮灘消失。其他區(qū)域的潮灘變化差異不大?，F(xiàn)今的杭州灣北岸潮灘是在自然沖淤和人工控制下逐步演變而成的。由表3可知，2007—2019年間各區(qū)域潮灘的空間重心的分布基本在一條線上，浦東新區(qū)潮灘先向西南遷移，再向東北遷移，總體向西南253.1°遷移了0.434 2 km；奉賢區(qū)潮灘先后兩次向西南遷移，總體向西南259.5°遷移了5.712 9 km；金山區(qū)潮灘先向東南遷移，再向西南遷移，總體向西南247°遷移了2.736 5 km；整體潮灘先后兩次向西南遷移，總體向西南255.3°遷移了2.946 6 km。

圖3 2007—2019年杭州灣北岸潮灘變化

表3 2007—2019年各區(qū)域潮灘的重心遷移情況

經(jīng)過數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)得到轉(zhuǎn)移概率矩陣表和景觀面積變化表。從表4可以發(fā)現(xiàn)，2007—2019年間浦東新區(qū)潮灘基本沒有轉(zhuǎn)出面積，同時(shí)水域有1.88%轉(zhuǎn)化為浦東新區(qū)潮灘；奉賢區(qū)潮灘有22.21%轉(zhuǎn)化為耕地，有20.54%轉(zhuǎn)化為水域；金山區(qū)潮灘則有13.76%轉(zhuǎn)化為水域，有40.18%轉(zhuǎn)化為建設(shè)用地。從表5可以發(fā)現(xiàn)，2007年、2013年和2019年的潮灘總面積分別為10.638 5 km2、8.893 8 km2和9.229 5 km2，2007—2019年先減少后略有增長，12年間面積減少了1.409 0 km2。浦東新區(qū)潮灘面積先減少后增加，12年間增加了2.192 2 km2，2013—2019年的動(dòng)態(tài)度最大，為+18.54%。奉賢區(qū)潮灘面積逐年減少，12年間減少了1.642 0 km2，2007—2013年的動(dòng)態(tài)度最大，為-3.66%。金山區(qū)潮灘面積逐年減少，12年間減少了1.959 2 km2，2013—2019年的動(dòng)態(tài)度最大，為-7.24%。2013—2019年間浦東岸段潮灘普遍有所淤積，奉賢岸段潮灘和金山岸段潮灘由于人類活動(dòng)的影響而變化較大，大面積減少。從潮灘的變化趨勢(shì)可以發(fā)現(xiàn)，在人類活動(dòng)的干預(yù)下，一部分潮灘圍填變成陸地，這表明岸線有著逐漸向海域方向推進(jìn)的趨勢(shì)。

表4 2007—2019年各景觀類型轉(zhuǎn)移概率矩陣 %

表5 2007—2019年各區(qū)域潮灘面積變化

3.2 潮灘變化的驅(qū)動(dòng)力分析

將三年潮灘數(shù)據(jù)作為因變量，驅(qū)動(dòng)因子數(shù)據(jù)作為自變量導(dǎo)入Logistic回歸模型中進(jìn)行計(jì)算，旨在探討各區(qū)域潮灘分布情況與不同驅(qū)動(dòng)力因子之間的定量關(guān)系，進(jìn)一步揭示潮灘變化驅(qū)動(dòng)機(jī)制。表6和表7顯示所有回歸模型ROC檢驗(yàn)值均大于0.75，TP精度大于80%，圖4顯示模擬概率較高的區(qū)域基本與潮灘分布區(qū)域重合，精度檢驗(yàn)結(jié)果表明所有模型擬合效果均較好。

由Logistic回歸結(jié)果(表6)可知，影響杭州灣北岸整體潮灘轉(zhuǎn)變的主要驅(qū)動(dòng)力因素為(貢獻(xiàn)度由高到低)：粘粒含量、粉砂粒含量、與水系距離、砂粒含量、人口密度變化、GDP變化、與草地距離和與耕地距離，其中與粘粒含量、粉砂粒含量、GDP變化與潮灘發(fā)育呈顯著正相關(guān)，其他因子呈負(fù)相關(guān)。這表明粘粒和粉砂粒含量越高、砂粒含量越低的區(qū)域，灘涂生成的概率越高；這可能與潮灘沉積物粒度分布受到水動(dòng)力條件和灘面植物阻滯的影響有關(guān)，潮灘土壤質(zhì)地總體表現(xiàn)出向岸方向粘粒、粉砂含量逐漸增加，砂粒含量逐漸減少，沉積物顆粒逐漸變細(xì)的特點(diǎn)[29]。與陸域水系距離越近越有利于潮灘的發(fā)育；杭州灣北岸潮灘的分布位置與河口位置緊密相關(guān)，潮灘的沖淤變化和分布形狀受到河口水流沖刷及河流懸浮泥沙沉積的影響。與草地、耕地距離越近的區(qū)域，與建設(shè)用地越遠(yuǎn)的區(qū)域，越有利于潮灘形成。NDVI、NPP值越高的區(qū)域越有利于潮灘發(fā)育。人口越少的區(qū)域，其受人為干擾越小，越有利于潮灘的形成。GDP越高對(duì)潮灘發(fā)育越有利；據(jù)調(diào)查，奉賢區(qū)和金山區(qū)多處岸段的潮灘因受到圈圍工程和灘涂整治工作等人工干預(yù)而進(jìn)行圍填，其間接反映GDP提高會(huì)影響經(jīng)濟(jì)政策作用于潮灘的形成。除了上述影響因子，杭州灣北岸潮灘還受到潮汐潮流、長江口來水來沙等其他自然條件的影響。

表6 整體潮灘的Logistic回歸分析結(jié)果

表7 不同區(qū)域潮灘的Logistic回歸分析結(jié)果

圖4 潮灘的Logistic回歸模型模擬結(jié)果

由Logistic回歸結(jié)果(表7)可知，影響浦東新區(qū)潮灘轉(zhuǎn)變的主要驅(qū)動(dòng)力因素貢獻(xiàn)度由高到低為：粘粒含量、粉砂粒含量、與水系距離、砂粒含量、人口密度變化、與草地距離、與耕地距離，其中與粘粒含量、粉砂粒含量與潮灘發(fā)育呈顯著正相關(guān)，其他因子呈負(fù)相關(guān)。這表明粘粒和粉砂粒含量越高、砂粒含量越低的區(qū)域，潮灘生成的概率越高；與水系、草地、耕地距離越近，越有利于潮灘的形成；人口越少的區(qū)域，越有利于潮灘的發(fā)育。

影響奉賢區(qū)潮灘轉(zhuǎn)變的主要驅(qū)動(dòng)力因素貢獻(xiàn)度由高到低為：粘粒含量、粉砂粒含量、與水系距離、砂粒含量、人口密度變化、與耕地距離、GDP變化、與草地距離，其中與粘粒含量、粉砂粒含量、GDP變化與潮灘發(fā)育呈顯著正相關(guān)，其他因子呈負(fù)相關(guān)。這表明粘粒和粉砂粒含量越高、砂粒含量越低的區(qū)域，潮灘生成的概率越高；與水系、耕地、草地距離越近，越有利于潮灘的形成；GDP越高、人口越少的區(qū)域越有利于潮灘的發(fā)育。

影響金山區(qū)潮灘轉(zhuǎn)變的主要驅(qū)動(dòng)力因素貢獻(xiàn)度由高到低為：粘粒含量、粉砂粒含量、與水系距離、GDP變化、砂粒含量、人口密度變化、與草地距離，其中與粘粒含量、粉砂粒含量、GDP變化與潮灘發(fā)育呈顯著正相關(guān)，其他因子呈負(fù)相關(guān)。這表明粘粒和粉砂粒含量越高、砂粒含量越低的區(qū)域，潮灘生成的概率越高；與水系、草地距離越近，越有利于潮灘的形成；GDP越高、人口越少的區(qū)域越有利于潮灘的發(fā)育。

3.3 CA-Markov模型預(yù)測(cè)潮灘變化

1)模擬過程和驗(yàn)證。基于2013年和2019年的分類數(shù)據(jù)，建立CA-Markov模型，以2019年為預(yù)測(cè)的基期圖像進(jìn)行預(yù)測(cè)2025年的潮灘空間分布狀況及分析其變化。為了驗(yàn)證該方法的有效性，分別用2007—2013年、2013—2019年、2007—2019年建立的模型預(yù)測(cè)2019年生態(tài)景觀分布，分別以2013年、2013年、2007年為預(yù)測(cè)的基期圖像，并用擴(kuò)展的Kappa系數(shù)[30]進(jìn)行了精度檢驗(yàn)。模擬過程如下：①計(jì)算轉(zhuǎn)移矩陣；②劃分元胞大小，將圖像柵格數(shù)據(jù)中每個(gè)柵格作為一個(gè)元胞進(jìn)行研究，柵格所對(duì)應(yīng)的景觀類型即為元胞的狀態(tài)，元胞大小為30 m×30 m；③確定CA濾波器，使用馮諾依曼型5×5濾波器來定義元胞鄰域；④建立轉(zhuǎn)換規(guī)則，以Markov轉(zhuǎn)移面積矩陣和Logistic回歸模型模擬概率圖作為轉(zhuǎn)換規(guī)則，將潮灘變化的影響因素加入其中；⑤確定預(yù)測(cè)時(shí)間、模型迭代次數(shù)，進(jìn)行模擬預(yù)測(cè)時(shí)，將向前預(yù)測(cè)的時(shí)間步長設(shè)置為與兩期圖像的時(shí)間間隔相同，即等間隔預(yù)測(cè)[31]，CA的迭代次數(shù)與向前預(yù)測(cè)的時(shí)間步長相同。

表8 模擬精度分析

擴(kuò)展的Kappa系數(shù)主要從七個(gè)指標(biāo)(數(shù)量一致性、像元區(qū)位一致性、分層一致性、偶然一致性、像元區(qū)位不一致性、數(shù)量不一致性和分層不一致性)來評(píng)估模擬預(yù)測(cè)的準(zhǔn)確程度，七個(gè)指標(biāo)相加的和為1，指標(biāo)值越大則表明該指標(biāo)特性越明顯，本文只列出數(shù)量和像元區(qū)位的四個(gè)主要指標(biāo)。從表8可知，預(yù)測(cè)結(jié)果的像元區(qū)位和數(shù)量的一致性都較好，空間精度相比數(shù)量精度更高一些，二者的不一致性都較低，說明空間差異和數(shù)量差異都較小，三次預(yù)測(cè)結(jié)果的Kappa系數(shù)比較理想、整體潮灘分類精度較高，證明該方法用于預(yù)測(cè)潮灘變化是有效的。

圖5 預(yù)測(cè)2025年潮灘分布

2)預(yù)測(cè)結(jié)果和分析。結(jié)合圖5、表9和表10可知，杭州灣北岸潮灘2025年的面積為9.815 3 km2，潮灘總面積在逐年增加，六年間增長了0.585 8 km2、動(dòng)態(tài)度為+1.06%，灘地依舊呈帶狀分布，潮灘分布范圍與2019年差異不大，預(yù)測(cè)的結(jié)果基本符合實(shí)際發(fā)展趨勢(shì)。浦東新區(qū)潮灘面積逐年增加，六年間面積增加了1.883 1 km2，動(dòng)態(tài)度為+7.25%；奉賢區(qū)潮灘面積逐年減少，六年間面積減少了0.490 3 km2，動(dòng)態(tài)度為-2.60%；金山區(qū)潮灘面積逐年減少，六年間面積減少了0.807 0 km2，動(dòng)態(tài)度為-7.64%。2019—2025年間浦東岸段潮灘逐漸淤積，奉賢岸段和金山岸段潮灘有所沖刷。說明未來在人為因素和自然因素的干擾強(qiáng)度穩(wěn)定的情況下，杭州灣北岸上海段岸線逐漸向海域方向推進(jìn)，岸灘逐漸淤漲。2019—2025年間各區(qū)域潮灘的空間重心都向西南方向遷移，浦東新區(qū)潮灘向西南258°遷移了0.705 8 km；奉賢區(qū)潮灘向西南255.9°遷移了3.015 2 km；金山區(qū)潮灘向西南241.3°遷移了1.879 5 km；整體潮灘向西南251.3°遷移了1.852 5 km。

表9 2019—2025年各區(qū)域潮灘的重心遷移情況

表10 CA-Markov模型預(yù)測(cè)2025年潮灘分布情況

4 結(jié)論與討論

本文利用GF-1和Landsat-7衛(wèi)星遙感影像，通過提取高、低潮圖像水邊線的方法得到各年份杭州灣北岸上海段潮灘分布圖，進(jìn)行了潮灘時(shí)空演變分析，進(jìn)而將研究區(qū)其他生態(tài)景觀類型進(jìn)行分類，并使用Logistic回歸模型從生態(tài)角度分析了潮灘格局變化的驅(qū)動(dòng)力，以及各影響因子對(duì)潮灘變化的貢獻(xiàn)度和相關(guān)性，然后通過CA-Markov模型模擬和分析了未來潮灘的變化情況。結(jié)果表明：①2007年、2013年和2019年的潮灘總面積分別為10.638 5 km2、8.893 8 km2和9.229 5 km2，潮灘先減少后略增加，2007—2019年間面積減少了1.409 km2，其中浦東岸段潮灘有所淤積，奉賢岸段和金山岸段潮灘由于人類活動(dòng)而大面積減少；潮灘總體向西南255.3°遷移了2.946 6 km。②預(yù)測(cè)2025年的潮灘面積為9.815 3 km2，2019—2025年間增長了0.585 8 km2、動(dòng)態(tài)度為+1.06%；浦東岸段潮灘逐漸淤積，奉賢岸段和金山岸段潮灘有所沖刷；整體潮灘向西南251.3°遷移了1.852 5 km。在Logistic回歸分析中，對(duì)潮灘發(fā)育呈現(xiàn)正相關(guān)的主要驅(qū)動(dòng)因子為粘粒含量、粉砂粒含量、GDP變化；對(duì)潮灘發(fā)育呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)的主要驅(qū)動(dòng)因子為與水系距離、砂粒含量、人口密度變化、與草地距離、與耕地距離。人類活動(dòng)對(duì)潮灘的干預(yù)程度越來越強(qiáng)，杭州灣北岸岸線逐漸向海域方向推進(jìn)，岸灘逐漸淤漲，這是在自然沖淤和人類活動(dòng)的共同影響下逐漸形成的。

在人類活動(dòng)和自然環(huán)境的共同影響下，杭州灣北岸潮灘的景觀格局正在發(fā)生顯著的變化，若景觀生態(tài)系統(tǒng)遭到破壞，將很難恢復(fù)到原有狀態(tài)，追求社會(huì)經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)的同時(shí)不能忽視生態(tài)環(huán)境問題，應(yīng)加強(qiáng)對(duì)潮灘的生態(tài)保育，以促進(jìn)社會(huì)、經(jīng)濟(jì)、生態(tài)協(xié)調(diào)發(fā)展。本文研究仍存在一定的不足之處，一方面由于遙感數(shù)據(jù)精度僅為16 m和30 m，對(duì)于分類難以更加精細(xì)；另一方面是在驅(qū)動(dòng)力因子的選取上，受到數(shù)據(jù)可獲得性的限制，缺少對(duì)潮流、波浪等水動(dòng)力因素的驅(qū)動(dòng)力分析。因此在今后的研究中，應(yīng)使用精度更高的遙感影像并同時(shí)考慮更多可能的驅(qū)動(dòng)力因素。