黃河三角洲人地關(guān)系協(xié)調(diào)度時空演變及其驅(qū)動機(jī)制

朱紋君, 韓 美, 魏丹妮, ALI Muhammad, 王佳煒, 孫金欣

(山東師范大學(xué) 地理與環(huán)境學(xué)院, 濟(jì)南 250014)

人地關(guān)系指人類活動與自然環(huán)境之間的關(guān)系[1]，是地域系統(tǒng)的核心理論。其核心目標(biāo)是協(xié)調(diào)區(qū)域社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展與自然環(huán)境間的矛盾，達(dá)到人與自然環(huán)境協(xié)調(diào)發(fā)展[2]。工業(yè)革命以來，隨著社會經(jīng)濟(jì)與科學(xué)技術(shù)的高速發(fā)展，人類活動對自然環(huán)境的影響不斷加深[3]。自然資源稀缺、生態(tài)環(huán)境質(zhì)量下降、地表圈層功能退化等[4-5]生態(tài)環(huán)境問題日益嚴(yán)峻，人地關(guān)系日漸緊張[6]。中國是世界上最大的發(fā)展中國家，也是經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度最快的國家之一。黨的“十八大”報告明確指出生態(tài)文明建設(shè)與環(huán)境問題是我國經(jīng)濟(jì)社會可持續(xù)發(fā)展的焦點問題[7]。在過去的三十年里，我國經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展使得自然環(huán)境系統(tǒng)的脆弱性增加，對生態(tài)環(huán)境造成了極大的破壞，阻礙可持續(xù)發(fā)展進(jìn)程[8]。因此，為使自然資源滿足人類經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的同時保證生態(tài)環(huán)境安全，就必須實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展，實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的前提就是要實現(xiàn)人地協(xié)調(diào)[9]。

人地協(xié)調(diào)是經(jīng)過漫長歷史時期演變得出的人地關(guān)系理論。不同時期由于生產(chǎn)力水平的不同，人與自然環(huán)境關(guān)系的內(nèi)涵不同。實質(zhì)上，人地關(guān)系包含人的主觀能動性和自然環(huán)境的制約性，人地關(guān)系理論的差異性表現(xiàn)在對人或自然的主體地位強(qiáng)調(diào)不同。早期人地關(guān)系的研究對自然環(huán)境地位強(qiáng)調(diào)性較高，認(rèn)為人地關(guān)系的演進(jìn)主要受自然力量的驅(qū)動[10]。因此，大多學(xué)者通過環(huán)境因素的變化反映人地關(guān)系[11]。工業(yè)革命以來，社會生產(chǎn)力得到極大發(fā)展，人地關(guān)系的研究開始傾向于人的主體地位。從人類活動角度出發(fā)構(gòu)建經(jīng)濟(jì)指標(biāo)體系，評估區(qū)域人地關(guān)系逐漸成為主流思想[12-13]。該時期社會經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展使生態(tài)環(huán)境遭到嚴(yán)重的破壞，20世紀(jì)60年代后，國際社會開始不斷反思與探尋經(jīng)濟(jì)社會與自然環(huán)境協(xié)調(diào)發(fā)展的途徑，以期保證資源環(huán)境在滿足社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時，保護(hù)生態(tài)環(huán)境質(zhì)量不被破壞[14-15]。自此，可持續(xù)發(fā)展正式提出，人地協(xié)調(diào)發(fā)展得到高度重視。新時期人地關(guān)系的研究將自然環(huán)境與人視為同等地位，要求人與自然協(xié)調(diào)發(fā)展[16-17]。在現(xiàn)代人地協(xié)調(diào)觀的要求下，人地關(guān)系的評估需綜合考量人對自然環(huán)境的影響和自然環(huán)境對人的制約性?；诖耍瑖鴥?nèi)外學(xué)者通過構(gòu)建雙向指標(biāo)體系，借助DFSR[18](驅(qū)動力—狀態(tài)—響應(yīng))、VSD[19](暴露—敏感—適應(yīng))、SD[20](人地系統(tǒng)動力學(xué))、PRED[21](人口、資源、環(huán)境、發(fā)展)和EF[22](生態(tài)足跡)等模型量化人地關(guān)系，旨在探求區(qū)域人地關(guān)系的協(xié)調(diào)程度，調(diào)節(jié)人地矛盾。

黃河三角洲是黃河下游典型的生態(tài)環(huán)境脆弱區(qū)。近年來，受區(qū)域內(nèi)人類活動顯著影響，人地關(guān)系日趨緊張[23]。在黃河流域生態(tài)保護(hù)和高質(zhì)量發(fā)展的戰(zhàn)略指導(dǎo)下，探究人地關(guān)系協(xié)調(diào)度的時空演變及其驅(qū)動機(jī)制，對黃河三角洲實現(xiàn)生態(tài)保護(hù)和高質(zhì)量發(fā)展有重要意義。因此，本文依據(jù)新時期人地關(guān)系的內(nèi)涵并結(jié)合相關(guān)研究[24]，運用人類活動強(qiáng)度[25]與生態(tài)承載力[26]構(gòu)建人地協(xié)調(diào)度計算模型，測算黃河三角洲人地協(xié)調(diào)度時空演變特征，同時應(yīng)用地理探測器對其驅(qū)動機(jī)制進(jìn)行分析，以期對黃河三角洲高質(zhì)量發(fā)展與可持續(xù)發(fā)展提供參考。

1 研究區(qū)概況

黃河三角洲(東經(jīng)118°07′—119°18′，北緯37°09′—38°12′)地處海陸生態(tài)環(huán)境過渡帶，以其豐富的資源和生態(tài)環(huán)境的脆弱性而著名。主體位于黃河入海口處，以寧海為頂點，南抵支脈河河口，西起套兒河口，地處渤海灣與萊州灣之間，地勢西南高東北低，地形起伏度較小，總面積達(dá)6 445 km2。研究區(qū)隸屬典型暖溫帶半濕潤季風(fēng)氣候，夏季盛行西南風(fēng)，冬季盛行西北風(fēng)，四季分明，雨熱同期，多年平均溫度12.9℃，多年平均降水量約為585 mm。近年來，由人類活動導(dǎo)致的濕地生態(tài)系統(tǒng)退化[27]、環(huán)境質(zhì)量下降等[28]問題嚴(yán)重影響黃河三角洲生態(tài)系統(tǒng)安全與可持續(xù)發(fā)展。基于研究目的與數(shù)據(jù)的可獲取性，本研究區(qū)域為東營區(qū)、河口區(qū)、墾利區(qū)和利津縣。

2 數(shù)據(jù)與方法

2.1 數(shù)據(jù)來源與處理

本研究采用USGS提供的1998年、2004年、2011年、2018年4期Landsat TM/OLI數(shù)據(jù)，分辨率為30 m。應(yīng)用ENVI對影像進(jìn)行幾何精校正、大氣校正、輻射校正、裁切等預(yù)處理，控制校正誤差在1個像元以內(nèi)，使用面向?qū)ο蠓诸惙ǎ?jīng)人機(jī)交互修正后提取土地利用空間位置分布信息。依據(jù)《中國土地利用現(xiàn)狀分類》將研究區(qū)土地利用類型分為草地、林地、水域、建設(shè)用地、未利用地和耕地6個一級類型以及13個二級類型(表1)。通過實地考察并結(jié)合高分辨率影像(Google Earth)獲取450個校正樣本驗證解譯精度，均在90%以上，符合研究需要。

表1 土地利用類型分類

本文依據(jù)指標(biāo)選取的全面性、主導(dǎo)性、代表性以及資料可獲取性原則，結(jié)合專家知識以及黃河三角洲的特性從自然、經(jīng)濟(jì)社會方面選取與人地協(xié)調(diào)度變化聯(lián)系較大的指標(biāo)，構(gòu)建影響因子指標(biāo)體系[29-31]。人地協(xié)調(diào)的指標(biāo)體系系統(tǒng)層包括人類活動與自然環(huán)境兩個方面，其中人類活動系統(tǒng)層包括人口規(guī)模、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、居民收支水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)4個表達(dá)層，自然環(huán)境系統(tǒng)包括自然資源稟賦、自然環(huán)境特征兩個表達(dá)層?；诖耍绊懸蜃舆x取人口、GDP、城鎮(zhèn)化率、財政支出、固定投資總額、第一二三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值、人均耕地面積、人均水資源、人均建設(shè)用地面積、DEM、坡度、年均蒸發(fā)量、年均降水量、植被覆蓋度等16個指標(biāo)(表2)。在上述數(shù)據(jù)處理時，人文數(shù)據(jù)按行政區(qū)劃整合，自然數(shù)據(jù)按柵格單元整合。相關(guān)研究數(shù)據(jù)均源于1998—2018年的《東營市年鑒》、《河口年鑒》、《利津年鑒》、《墾利年鑒》、《東營區(qū)年鑒》以及中國科學(xué)院資源環(huán)境科學(xué)與數(shù)據(jù)中心。

2.2 研究方法

2.2.1 人地協(xié)調(diào)度模型 人地協(xié)調(diào)度的計算包含“人”與“地”兩個方面的協(xié)調(diào)[32-33]。因此，本文通過人類活動強(qiáng)度HAILS與生態(tài)承載力ECC兩個變量構(gòu)建人地協(xié)調(diào)度的計算模型。其中，人類活動強(qiáng)度是衡量區(qū)域人類活動對自然環(huán)境的影響程度[34]，代表人地系統(tǒng)中“人”對“地”的影響；生態(tài)承載力代表自然環(huán)境對人類活動的耐受能力[35]，即“地”對“人”的制約性。經(jīng)過無量綱化處理后，計算兩個變量間的協(xié)調(diào)程度即代表人地協(xié)調(diào)度。

① 建設(shè)用地當(dāng)量法。人類活動強(qiáng)度的計算采用徐勇等[25]提出的建設(shè)用地當(dāng)量(CLE, Construction land equivalent)模型和土地利用/土地覆被類型的建設(shè)用地當(dāng)量折算系數(shù)(CI, Conversion index of construction land equivalent)算法，其公式如下：

(1)

(2)

式中:HAILS(Human activity intensity of land surface)指地表人類活動強(qiáng)度;SCLE為建設(shè)用地當(dāng)量面積;S為研究區(qū)域總面積;SLi為第i種土地利用/土地覆被類型面積;CIi為該種土地利用/覆被類型的折算系數(shù)(表3);n為研究區(qū)域內(nèi)土地利用類型的總數(shù)。

表2 黃河三角洲人地協(xié)調(diào)度時空演變影響因子體系

在人類活動強(qiáng)度計算過程中，不同土地利用/覆被類型設(shè)定折算系數(shù)不同。按照人類活動對地表改造程度的大小依次為建設(shè)用地、耕地、水域、林地、草地、未利用地，分別設(shè)定其當(dāng)量折算系數(shù)(表3)。其中，水域包括水庫、鹽田、坑塘、河流和灘涂4個部分，分別對應(yīng)折算系數(shù)為0.6，0.6，0.067，0，0。

表3 黃河三角洲不同土地利用類型建設(shè)用地當(dāng)量折算系數(shù)

② 產(chǎn)量、均衡因子法。黃河三角洲生態(tài)承載力的計算采用產(chǎn)量、均衡因子法。由于區(qū)域特征的差異，生物生產(chǎn)能力不同，因此，區(qū)域生態(tài)承載力的計算需經(jīng)過均衡化處理，將其轉(zhuǎn)化為相同生產(chǎn)力的生產(chǎn)土地面積，以便加總。參考黃河三角洲區(qū)域特征，結(jié)合生態(tài)足跡模型、統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)以及FAO數(shù)據(jù)庫，確定其產(chǎn)量因子與均衡因子(表4)，其計算公式如下：

(3)

式中：ECCi為區(qū)域i的生態(tài)承載力；Yi，Bi分別為區(qū)域的產(chǎn)量因子和平衡因子；Si為該區(qū)域的面積，在計算生態(tài)承載力時，扣除12%生物多樣性保護(hù)。

表4 不同土地利用類型的產(chǎn)量因子和均衡因子

③ 人地協(xié)調(diào)度計算方法。人地協(xié)調(diào)度計算通過測度人類活動強(qiáng)度與生態(tài)承載力的耦合程度來表示。模型計算結(jié)果主要包括耦合度、協(xié)調(diào)度、協(xié)調(diào)系數(shù)3個部分，計算公式如下：

(4)

(5)

(6)

式中：HAILSi是區(qū)域i的人類活動強(qiáng)度；ECCi為i區(qū)的生態(tài)承載力。Ci為黃河三角洲人類活動強(qiáng)度與生態(tài)承載力的耦合度，取值在0到1之間。Ti表示綜合協(xié)調(diào)系數(shù)，α和β分別為兩個不定參數(shù)(α+β=1)，由于在人地系統(tǒng)中人與自然的同樣地位，確定α=β=0.5。Di為人地協(xié)調(diào)度，Di∈[0,1]。參考相關(guān)研究[36]將協(xié)調(diào)度D計算結(jié)果分為嚴(yán)重失調(diào)(0～0.2)、相對失調(diào)(0.2～0.4)、低等協(xié)調(diào)(0.4～0.6)、良好協(xié)調(diào)(0.6～0.8)、優(yōu)質(zhì)協(xié)調(diào)(0.8～1)。

2.2.2 地理探測器 地理探測器探測研究變量的空間分異性，并揭示其時空演變驅(qū)動力的統(tǒng)計學(xué)方法。主要包括分異因子探測、交互作用探測、生態(tài)探測以及風(fēng)險探測4個部分[37]。本文應(yīng)用地理探測器模型中分異因子探測器與交互作用探測器，對黃河三角洲人地協(xié)調(diào)度時空演變的驅(qū)動力進(jìn)行分析。分異因子探測器可對人地協(xié)調(diào)度的空間分異性及所選影響因子對人地協(xié)調(diào)度的解釋程度，其計算公式如下：

(7)

(8)

SST=Nσ2

(9)

式中：q是各影響因素對人地協(xié)調(diào)度的時空演變解釋力；σ2為所選因子的離散方差；N為區(qū)域單元數(shù)；L為因子種類數(shù)量；Nh和σh為區(qū)域h的樣本量和離散方差。q取值范圍[0～1]，q值越大表明影響因子對人地協(xié)調(diào)度時空演變的解釋力越大。

交互作用探測器可識別兩個不同影響因子的共同作用對人地協(xié)調(diào)度的解釋力，即通過對比單變量q值和雙變量q值的大小關(guān)系來判斷兩變量共同作用時是否會增加或減弱對因變量Y的影響程度，是該方法區(qū)別于傳統(tǒng)統(tǒng)計學(xué)方法的最大特點，判斷依據(jù)見表5。

3 結(jié)果與分析

3.1 黃河三角洲人地協(xié)調(diào)模型計算結(jié)果與分析

3.1.1 黃河三角洲人地協(xié)調(diào)度時空演變分析 黃河三角洲人地協(xié)調(diào)度計算結(jié)果表明(表6)，研究時段內(nèi)區(qū)域內(nèi)人地協(xié)調(diào)度水平不斷提升：失調(diào)區(qū)域面積下降顯著，協(xié)調(diào)區(qū)域面積逐漸上升。研究初期，黃河三角洲人地關(guān)系較為緊張，人地協(xié)調(diào)度整體水平較低，主要人地關(guān)系特征為良好協(xié)調(diào)，區(qū)域面積達(dá)2 847.57 km2，占研究區(qū)總面積的44.15%。但相對失調(diào)與嚴(yán)重失調(diào)區(qū)域面積仍較高，面積分別為1 123.91 km2，1 209.67 km2。較為特殊的是1998—2004年研究區(qū)人地協(xié)調(diào)度水平顯著下降，人地關(guān)系失調(diào)的區(qū)域面積呈上升趨勢，其中相對失調(diào)區(qū)域面積上升最為顯著，較1998年面積上升了807.24 km2，低等協(xié)調(diào)與良好協(xié)調(diào)面積均有下降。自2004年后人地協(xié)調(diào)度逐步上升，低等協(xié)調(diào)、良好協(xié)調(diào)、優(yōu)質(zhì)協(xié)調(diào)區(qū)域面積逐步增加，人地關(guān)系逐漸緩和。

表6 1998-2018年不同等級人地協(xié)調(diào)度區(qū)域面積變化 km2

從空間分布格局來看(圖1)，研究時段內(nèi)黃河人地協(xié)調(diào)度時空分布特征大致為內(nèi)陸協(xié)調(diào)水平較高，沿海協(xié)調(diào)水平較低。其中協(xié)調(diào)水平高值區(qū)存在明顯擴(kuò)張現(xiàn)象，良好協(xié)調(diào)區(qū)域與優(yōu)質(zhì)協(xié)調(diào)區(qū)域越發(fā)集中連片，主要分布于內(nèi)陸近黃河地區(qū)；失調(diào)區(qū)域逐步向沿海消退，最終縮減至自然保護(hù)區(qū)兩個分區(qū)處。黃河三角洲內(nèi)陸為人類居住和活動的主要場所，研究時段內(nèi)，各地區(qū)開發(fā)建設(shè)基本完善并逐步開始恢復(fù)、保護(hù)生態(tài)環(huán)境，因此良好協(xié)調(diào)區(qū)域和優(yōu)質(zhì)協(xié)調(diào)區(qū)域主要分布于內(nèi)陸區(qū)域并呈擴(kuò)張趨勢；由于自然災(zāi)害與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型等原因，沿海生態(tài)環(huán)境脆弱區(qū)域承載過度人類活動[38]，因此處于失調(diào)狀態(tài)。但隨著科學(xué)技術(shù)的進(jìn)步與相關(guān)政策的調(diào)節(jié)，人地矛盾逐步緩和，沿海區(qū)域協(xié)調(diào)水平逐漸提升。

圖1 1998-2018年黃河三角洲人地協(xié)調(diào)度時空分布

3.1.2 黃河三角洲各鄉(xiāng)鎮(zhèn)人地協(xié)調(diào)度等級時空演變分析 1998—2018年，黃河三角洲各鄉(xiāng)鎮(zhèn)人地協(xié)調(diào)度等級空間格局變化顯著(圖2)，總體呈自黃河沿岸向周圍遞減的空間分布特征。整體上看，黃河三角洲各鄉(xiāng)鎮(zhèn)協(xié)調(diào)度等級較低，低協(xié)調(diào)等級區(qū)域分布最為廣泛。研究初期，大部分鄉(xiāng)鎮(zhèn)處于失調(diào)狀態(tài)，部分沿黃河鄉(xiāng)鎮(zhèn)人地協(xié)調(diào)等級較高。2004年，研究區(qū)西部和南部各鄉(xiāng)鎮(zhèn)協(xié)調(diào)等級有所下降，除黃河口鎮(zhèn)外，東部沿海及其周邊鄉(xiāng)鎮(zhèn)仍處于失調(diào)狀態(tài)。至2018年，研究區(qū)各鄉(xiāng)鎮(zhèn)主要人地關(guān)系等級仍為低協(xié)調(diào)，但各鄉(xiāng)鎮(zhèn)協(xié)調(diào)度水平均有提升，人地關(guān)系有所改善。高等級協(xié)調(diào)區(qū)域逐步向研究區(qū)中部至黃河兩岸匯集，表明在政府與國家政策的宏觀調(diào)控下，沿黃河各鄉(xiāng)鎮(zhèn)人地關(guān)系均有所改善且政策響應(yīng)良好[39]。

圖2 1998-2018年黃河三角洲各鄉(xiāng)鎮(zhèn)人地協(xié)調(diào)度等級分布

黃河三角洲各鄉(xiāng)鎮(zhèn)人地協(xié)調(diào)度測算結(jié)果(表7)表明，1998年以來黃河三角洲各鄉(xiāng)鎮(zhèn)人地協(xié)調(diào)水平較高，平均值在0.5(良好協(xié)調(diào))上下波動，協(xié)調(diào)水平較為穩(wěn)定。各鄉(xiāng)鎮(zhèn)協(xié)調(diào)度水平差異顯著。研究初期鄉(xiāng)鎮(zhèn)協(xié)調(diào)度極差值為0.51，至2018年縮減至0.24，表明研究時段內(nèi)各鄉(xiāng)鎮(zhèn)人地協(xié)調(diào)水平差距逐步縮減，總體協(xié)調(diào)水平有提升趨勢?？傮w來看，1998—2018年間鄉(xiāng)鎮(zhèn)協(xié)調(diào)度水平呈下降趨勢，各鄉(xiāng)鎮(zhèn)協(xié)調(diào)度演變差異明顯。六合鎮(zhèn)、勝坨鎮(zhèn)、墾利街道、永安鎮(zhèn)、河口街道、六戶鎮(zhèn)以及鹽窩鎮(zhèn)人地協(xié)調(diào)度呈上升趨勢，其中六合鎮(zhèn)、勝坨鎮(zhèn)、墾利街道和永安鎮(zhèn)增長水平最為顯著，增長值分別為0.27，0.26，0.25，0.24；新戶鎮(zhèn)人地協(xié)調(diào)度雖有波動但近20年間無明顯變化；其余鄉(xiāng)鎮(zhèn)協(xié)調(diào)水平均呈下降趨勢，汀羅鎮(zhèn)、東城街道、刁口鄉(xiāng)、郝家鎮(zhèn)、黃河路街道、牛莊鎮(zhèn)和史口鎮(zhèn)協(xié)調(diào)水平下降最為明顯，下降值分別為0.24，0.17，0.17，0.16，0.13，0.12，0.12，其余鄉(xiāng)鎮(zhèn)下降幅度較小。

3.2 地理探測器結(jié)果與分析

3.2.1 分異因子探測器結(jié)果與分析 地理探測器因子探測結(jié)果表明(圖3)，黃河三角洲人地協(xié)調(diào)度水平與人均水資源密切相關(guān)?？傮w來看，1998—2018年人均水資源、年均降水量、植被覆蓋率與人口數(shù)量是人地協(xié)調(diào)度時空演變的主導(dǎo)因素，但不同因子的解釋力q值不高。2018年各因子對人地協(xié)調(diào)度時空分異的解釋能力順序為：人均水資源(1.121 3)、植被覆蓋率(0.074 2)、年均降水量(0.066 2)、人均建設(shè)用地面積(0.061 2)、人均耕地面積(0.047 1)、DEM(0.034 7)、第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值(0.034 7)、人口數(shù)量(0.033 8)、固定投資總額(0.032 1)、城鎮(zhèn)化率(0.030 7)、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值(0.030 6)、財政收入(0.026 6)、年均蒸發(fā)量(0.025 2)、GDP(0.024 9)、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值(0.017 7)、坡度(0.000 7)。其中，人均水資源、植被覆蓋率和年均降水量對人地協(xié)調(diào)度影響最大，因此，修復(fù)與保護(hù)區(qū)域自然環(huán)境是黃河三角洲人地協(xié)調(diào)發(fā)展的關(guān)鍵途徑。

表7 1998-2018年黃河三角洲各鄉(xiāng)鎮(zhèn)協(xié)調(diào)度變化

近20年來，各影響因子對黃河三角洲人地協(xié)調(diào)度的解釋力變化顯著，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、自然資源稟賦和自然環(huán)境特征在人地協(xié)調(diào)度演進(jìn)中重要程度逐步上升(表8)。其中，人均建設(shè)用地面積、DEM、人均水資源、年均蒸發(fā)量、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與城鎮(zhèn)化率q值增長最為顯著，較1998年分別上升了0.026 7，0.018 2，0.012 3，0.011 8，0.010 2，0.010 1。建設(shè)用地的擴(kuò)張是人類活動系統(tǒng)中經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要表現(xiàn)形式，隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，人類活動輻射范圍逐步增加，對區(qū)域自然環(huán)境產(chǎn)生負(fù)面效應(yīng)。尤其在1998—2018年，黃河三角洲經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速，擴(kuò)張建設(shè)用地等人類活動對其周圍自然環(huán)境特征與資源稟賦改造作用加深，加深區(qū)域人地矛盾。因此研究時段內(nèi)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、自然資源稟賦和自然環(huán)境特征對研究區(qū)人地協(xié)調(diào)度的解釋力逐步上升。

3.2.2 交互作用探測器結(jié)果與分析 人地協(xié)調(diào)度的空間分異是由多個因子綜合作用的結(jié)果，各影響因子交互探測的結(jié)果表明(圖4)，1998—2018年各因子間交互作用對研究區(qū)人地協(xié)調(diào)度解釋力均呈增強(qiáng)趨勢。影響因子間交互作用方式主要包括非線性增強(qiáng)、雙因子增強(qiáng)與單因子非線性減弱。

研究時段內(nèi)，大部分因子間交互作用方式主要為非線性增強(qiáng)，雙因子增強(qiáng)作用方式逐漸增多。特殊的是1998年間，坡度分別與第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值和城鎮(zhèn)化率的交互作用呈現(xiàn)單因子非線性減弱作用方式，表明其交互作用對人地協(xié)調(diào)度的解釋力不高。1998—2004年部分自然資源稟賦、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和自然環(huán)境特征指標(biāo)因子間交互作用為雙因子增強(qiáng)，例如人均耕地面積分別與人均建設(shè)用地面積和年均降水量交互作用、DEM分別與人均耕地面積、城鎮(zhèn)化率、GDP和年均降水量交互作用、年均降水量與GDP交互作用、人均建設(shè)用地面積和植被覆蓋率交互作用等。至2018年，人均水資源與除人均耕地面積和第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值外其他因子，人均建設(shè)用地面積與人口、DEM與人均耕地面積、第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值、財政收入、人口交互作用結(jié)果均為雙因子增強(qiáng)，表明自然資源稟賦、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與自然環(huán)境特征因子間交互作用對人地協(xié)調(diào)度影響程度逐步提升，人均水資源、人均建設(shè)用地面積、DEM與其他部分因子間交互作用對人地協(xié)調(diào)度解釋力越來越高。

4 討論與結(jié)論

4.1 討 論

本文基于耦合協(xié)調(diào)度模型與地理探測器探討了1998—2018年黃河三角洲人地協(xié)調(diào)度時空分布，發(fā)現(xiàn)近20年來黃河三角洲人地協(xié)調(diào)度水平較低，但整體呈上升趨勢。部分學(xué)者應(yīng)用區(qū)域開發(fā)強(qiáng)度RDI與資源環(huán)境水平指數(shù)REI之間的耦合協(xié)調(diào)度[40]，反映黃河三角洲地區(qū)人地協(xié)調(diào)度。雖選取進(jìn)行耦合評估的變量有所差異，但研究結(jié)果均一致表明黃河三角洲人地關(guān)系處于低級協(xié)調(diào)水平以及良性發(fā)展的趨勢。

人地協(xié)調(diào)度是人類活動與自然環(huán)境之間相互作用的結(jié)果，是對區(qū)域人地關(guān)系與可持續(xù)發(fā)展現(xiàn)狀的定量評價。黃河三角洲人地協(xié)調(diào)度空間分布結(jié)果表明，隨著黃河流域以及黃河三角洲相關(guān)政策的規(guī)劃，人地矛盾逐步緩和。驅(qū)動力結(jié)果表明自然環(huán)境相關(guān)因子在其演化過程中占主體地位，隨著經(jīng)濟(jì)水平的提高，人類活動在人地協(xié)調(diào)關(guān)系中的重要程度不斷上升，有逐步占據(jù)主體地位的趨勢。根據(jù)人地關(guān)系的基本理論演進(jìn)過程，人類活動與自然環(huán)境在人地關(guān)系中的主體地位是不斷變化的，即從自然環(huán)境占主體地位—人類活動占主體地位—人與環(huán)境地位平等?？梢钥闯鲅芯繒r段內(nèi)黃河三角洲人地關(guān)系處于第一階段到第二階段的過渡時期，雖人地關(guān)系逐步緩和，但距人地協(xié)調(diào)發(fā)展仍有一段距離。

圖3 1998-2018年黃河三角洲人地協(xié)調(diào)度空間分異影響因子探測結(jié)果

屆時研究區(qū)域內(nèi)人地協(xié)調(diào)度仍處于較低水平，人地關(guān)系等同于工業(yè)革命前后人類活動逐步占據(jù)主體地位時期。為提高人地協(xié)調(diào)度水平，可提高人均水資源擁有量、植被覆蓋率，同時控制人口數(shù)量增長、平衡產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。在今后的人地關(guān)系發(fā)展中，需保持自然環(huán)境主體地位的同時合理控制人類活動增長趨勢，根據(jù)區(qū)域發(fā)展現(xiàn)狀以及主要人類活動方式制定合理政策進(jìn)行宏觀調(diào)控，從而加速人地關(guān)系進(jìn)程。同時，在未來的人地關(guān)系研究中，應(yīng)用耦合協(xié)調(diào)度模型對人地關(guān)系的量化評估前，可先對區(qū)域人地關(guān)系現(xiàn)狀進(jìn)行初步評估以確定α與β值，由于不同研究區(qū)域人地關(guān)系發(fā)展階段不同，人類活動與自然環(huán)境的主體地位也不同，恰當(dāng)?shù)恼{(diào)整α，β參數(shù)值，可更加確切的反映區(qū)域內(nèi)人地關(guān)系的變化。

4.2 結(jié) 論

(1) 1998—2018年黃河三角洲人地協(xié)調(diào)度格局演變劇烈，失調(diào)區(qū)域面積逐步下降，協(xié)調(diào)區(qū)域面積逐漸上升，整體呈良好協(xié)調(diào)水平。其中良好協(xié)調(diào)區(qū)域面積增加幅度最大，共增加512.44 km2。嚴(yán)重失調(diào)區(qū)域面積縮減最為顯著，至2018年減少至493.63 km2，共減少了715.06 km2。人地協(xié)調(diào)度空間格局呈自內(nèi)陸向沿海遞減的特點，協(xié)調(diào)區(qū)域逐漸擴(kuò)張且愈發(fā)集中連片，人地關(guān)系逐步緩和。

(2) 研究時段內(nèi)，各鄉(xiāng)鎮(zhèn)協(xié)調(diào)度水平等級較高，協(xié)調(diào)水平變化較為穩(wěn)定，但鄉(xiāng)鎮(zhèn)間協(xié)調(diào)等級差異明顯且協(xié)調(diào)水平差距逐漸減小。1998年各鄉(xiāng)鎮(zhèn)人地協(xié)調(diào)度極差值達(dá)0.51，至2018年縮減至0.24。其中六合鎮(zhèn)、勝坨鎮(zhèn)、墾利街道、永安鎮(zhèn)、河口街道、六戶鎮(zhèn)以及鹽窩鎮(zhèn)協(xié)調(diào)水平呈上升趨勢，除新戶鎮(zhèn)外，其他鄉(xiāng)鎮(zhèn)協(xié)調(diào)水平均呈下降趨勢，下降幅度不大。各鄉(xiāng)鎮(zhèn)協(xié)調(diào)度空間分布特征呈自黃河沿岸向四周遞減的分布特征，且逐漸有上升趨勢。

表8 1998-2018年黃河三角洲人地協(xié)調(diào)度影響因子變化

圖4 1998-2018年黃河三角洲人地協(xié)調(diào)度因子交互作用探測結(jié)果

(3) 黃河三角洲人地協(xié)調(diào)度演變的主要影響因子是人均水資源、年均降水量、植被覆蓋率與人口數(shù)量。研究時段內(nèi)各影響因子對人地協(xié)調(diào)度空間分異的解釋能力變化明顯，GDP、人均建設(shè)用地面積、城鎮(zhèn)化率、第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值、人均水資源、DEM、年均蒸發(fā)量與年均降水量q值呈上升趨勢，其余因子q值結(jié)果均下降。其中，人均建設(shè)用地面積、DEM、人均水資源q值增長最為顯著，較1998年分別上升了0.026 7，0.018 2，0.012 3。

(4) 1998—2018年各因子間交互作用對研究區(qū)人地協(xié)調(diào)度的解釋力均呈增強(qiáng)趨勢，主要作用結(jié)果有非線性增強(qiáng)、雙因子增強(qiáng)和單因子非線性減弱3種方式。大部分因子間交互作用為非線性增強(qiáng)，僅在1998年間出現(xiàn)單因子非線性減弱作用。2004—2018年，雙因子增強(qiáng)作用逐步增多。至2018年，人均水資源與除人均耕地面積和第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值外的其他因子；人均建設(shè)用地面積與人口；DEM與人均耕地面積、第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值、財政收入、人口交互作用結(jié)果均為雙因子增強(qiáng)。