基于AMF-HXA的长株潭空气质量指数互相关性分析
基于因子分析法的长株潭城市群投资环境动态评价研究

区域发展基于因子分析法的长株潭城市群投资环境动态评价研究湖南大学金融与统计学院 文诗博摘 要:本文主要针对长株潭城市群投资环境评价的研究,利用指标选取原则选定一级指标、二级指标,建立投资环境评价指标体系。
首先通过综合因子评价法对长株潭城市群投资环境进行动态评价,挖掘长沙、株洲、湘潭三座城市投资环境差别以及关键影响因素,并参考评价结果给出未来发展的合理建议。
其次投资环境的优劣直接影响到投资者的投资意愿,而优质的资源往往伴随着资本的流动而流入被投资区域,进而影响投资资本的利用效率与成果,最终影响投资地的经济发展。
最后国家大力推动城市群的发展,重点共享不同城市各自的优势资源,通过各自分工协作以提高办事效率,从而实现城市的共赢发展,最终达到提高区域整体竞争力的目的。
关键词:因子分析法;长株潭城市群;SPSS;投资环境评价中图分类号:F832.48 文献标识码:A目前,关于区域投资环境评价的研究,国内学者进行了多角度的论述。
从实证角度进行的研究有:韩金红、潘莹采用因子分析法,在建立投资环境指标体系的基础上,从基础环境、经济环境、人力资源、政府行为以及社会服务水平五个方面,建立了“一带一路”沿线城市投资环境综合评价模型。
梁家豪、唐波、彭永超依托综合因子评价法,从经济、市场、交通、科技、人力、环境,社会七大要素层面对广佛肇经济圈建立了投资环境综合评价模型,该模型所得结果分析从静态与动态两个层面出发,前者对应于该区域三大城市之间同一时期的比较,后者对应各城市内部的比较,挖掘不同城市内部投资环境的差异。
祝长华、董浩、郑华基于统计方法建立起长江经济带投资环境评价模型,首先建立起综合评价指标体系,从而用于对长江经济带各个城市投资环境的综合评价,然后使用聚类分析找到核心的辐射城市,最后结合熵权法和有序probit模型得到各个城市的综合指数。
1 指标体系的构建与数据来源区域投资环境评价大多依托于综合因子评价法,因此本文对长株潭城市群投资环境的评价模型主要依托综合因子评价法,该方法操作简便,既能保留原始数据大部分信息,保证分析结果客观与准确,还能达到降维的效果,简化分析过程。
长株潭城市群生态宜居水平综合评价

第40卷第1期2021年2月四川环境SIHUAN ENVIRONMENTVol.40,No.1Febeuaey2021•生态环境-DOI:10.14034/j.ckd schj.2021.01.024长株潭城市群生态宜居水平综合评价李霞1,韩信悦1,丰良维1,李静芝1!2(1.长沙理工大学建筑学院,长沙410076; 2.洞庭湖水环境治理与生态修复湖南省重点实验室,长沙410114)摘要:随着长株潭城市群工业化进程加快,其经济发展水平和城镇化水平得到飞速的提升,但是生态环境和宜居环境受到较大影响。
基于层次分析法,从生态环境、资源节约、公共配套、社会民生4个维度构建生态宜居综合评价指标体系,综合测度2010-2018年长株潭城市群的生态宜居水平。
结果显示2010-2018年间,长株潭城市群生态宜居综合水平呈总体上升趋势,生态环境质量先降后升,资源利用效率得到有效提升,公共配套水平逐年提高,社会民生保障持续增长。
未来长株潭城市群需深化“两型社会”建设,保护生态环境,建设和谐宜居城市,形成良好的生态宜居环境,实现城市的可持续发展。
关键词:生态宜居;长株潭城市群;层次分析法中图分类号:X820.2文献标识码:A文章编号:1001-3644(2021)01-016336Comprehensive Evaluation of Ecological Livability Level ofChangsha-Zhuzhou-Xiangtan UrCan AgglomerationLI Xia1,HAN Xin-yuv1,FENG Liang-Nel1,LI Jing-zhi1,2(1.Changsha University O Science&TecOnology,Changsha410076,China; 2.Key Leeorator)O WalesEnvironment Management&Ecological Rehabilitatiog i Dongting Lake Hunan Provicc,Changsha410114,China)Abetract:Woth the acceeeeatoon ofondusteoaeoaatoon on Changsha-Zhuahou-Xoangtan ueban aggeomeeatoon,otseconomoc deeeeopmenteeeeeand uebanoaatoon eeeeehaeebeen eapodeyompeoeed,buttheecoeogocaeeneoeonmentand eoeabeeeneoeonment haeebeen geeateya f ected.Based on theanaeytochoeeaechypeocess(AHP),thospapeeconsteucted acompeehensoeeeeaeuatoon index system of ecological livabilim from four dimensions of ecological environment,resource conservation,public support and socoaeeoeeeohood,and compeehensoeeeymeasueed bheecoeogocaeeoeaboeoyeeeeeofChangsha-Zhuahou-Xoangan ueban aggeomeeaoon feom2010to2018.The eesuets showed thatfeom2010to2018,the compeehensoee eeeeeofecoeogocaeeoeaboeoty on Changsha-Zhuahou-Xoangtan ueban aggeomeeatoon showed an oeeea e upwaed teend,thequaeotyofecoeogocaeeneoeonmentfoest deceeased and then eose,thee f ocoencyofeesoueceutoeoaatoon wase f ectoeeeyompeoeed,thepubeocsuppoetongeeeeewasompeoeed yeaebyyeae,and thesocoaeeoeeeohood secueotycontonuouseyonceeased.In thefutuee,Changsha-Zhuahou-Xoangtan ueban agglomeration shoulO deepen the construction of"two-type society",protect the ecological environment,build a harmonious eoeabeecoty,foem agood ecoeogocaeeoeabeeeneoeonment,and eeaeoaethesustaonabeedeeeeopmentofthecoty.K$yworde:Ecoeogocaeeoeabee;Changsha-Zhuahou-Xoangtan Ueban aggeomeeatoon;anaeytochoeeaechypeocess引言随着生态环境质量的改善和居民生活水平的提高,人们对精神文明和生态文明的建设要求也不断提高,对城市的“生态性”和“宜居性”产生了迫切的需要[1]。
长株潭区域生态地球化学评价系统设计与开发

关健词 :生态地球化学 ;G S 1 ;系统分析与设计 ; 长株 潭
De i n a d De e o m e t fCh n s a・ u h u・ a g a g o a sg n v l p n a gh — o Zh z o — Xi n t n Re i n l
[ ywo d lrgo aboo ygo hmit ; S ss m ayia ddsg ; h n saZ u huXi ga Ke r s ein l ilg ec e s y GI;y t a ls ein C a gh- h zo ‘ a t r e n s n n n
1 概述
摘
要 : 长株潭 区域 生态地球化学评价系统 的背景与需 求分析基础上 , 循软件 工程理 论、面 向对象方法与开放式 GS标准 , 在 遵 I 对系统结
构、功能 、数据 组织与数据库进行 了总体设计 。基于 Malf p pnoMaX组件采用 VSNe 进行 了系统开发 ,对开发 中的集成显示 、组件编程与 . t
Bi l g o h m it y Ev l a i n S s e o o Ge c e s r a u t y t m o
D NG J- i, U Qin h n , I - o E i u W a - o g L U Het q a
( c o l f oc n e n n i n naE gn eig Cet l o t U iesy C a gh 0 8 ) S ho si c dE vr metl n ie r , nr uh nvri , h n sa 0 3 o Ge e a o n aS t 41
近年来,随着工业化、城 市化 、农业产业化 步伐 的加快 , 长株潭城市区域内地质 、地球化学背景、地理条件等均发生 了较大变化 。土壤重金属 、残 留农药污染呈蔓延之势 ,严重 9 危害农作物 ,破坏 农产 品品质 ,给人类健康带来危害 ;特别 是酸雨污 染加剧、土壤 质量下降等 生态环境问题 日益突出。 长株潭 区域生态地球 化学评 价系统( h n saZ uh u C agh —h z o —
长株潭城市群土地利用碳排放与生态系统服务价值时空关系分析

第37卷第5期2023年10月水土保持学报J o u r n a l o f S o i l a n d W a t e rC o n s e r v a t i o nV o l .37N o .5O c t .,2023收稿日期:2023-03-21资助项目:湖南省社科重大项目(X S P 22Z D A 008);湖南省自然科学基金项目(2021J J 50057);湖南省教育厅重点项目(22A 0419);国家级大学生创新训练计划项目(202111535013) 第一作者:赵先超(1983 ),男,山东郓城人,教授,主要从事低碳生态规划与低碳发展模拟研究㊂E -m a i l :z h a o x i a n c h a o @h u t .e d u .c n 通信作者:赵先超(1983 ),男,山东郓城人,教授,主要从事低碳生态规划与低碳发展模拟研究㊂E -m a i l :z h a o x i a n c h a o @h u t .e d u .c n长株潭城市群土地利用碳排放与生态系统服务价值时空关系分析赵先超,田一豆,张潇湘(湖南工业大学城市与环境学院,湖南株洲412007)摘要:在 双碳 目标和保护生态环境的双重约束下,研究土地利用变化引起的碳排放与生态系统服务价值之间的交互关系对促进碳中和目标实现与区域高质量发展具有重要意义㊂选取长株潭城市群主城区为研究对象,以2000 2020年5期土地利用㊁能源消耗和社会经济等数据为基础,综合运用网格分析法和双变量空间自相关模型探索土地利用碳排放与生态系统服务价值的时空演变特征及交互作用规律㊂结果表明:(1)2000 2020年各土地利用类型间发生不同程度的转移,其中,耕地与林地分别减少392.77,268.10k m 2,建设用地增加661.80k m 2㊂(2)2000 2020年长株潭城市群的净碳排放量为正,整体表现为碳排放,且净碳排放量显著增加,由1099.84ˑ104t 增长到4109.21ˑ104t ;碳排放强度呈现中心高㊁边缘低的空间分布特征㊂(3)E S V 缓慢降低,由392.06ˑ108元下降到292.86ˑ108元,下降幅度为5.34%;E S V 强度整体呈现湘江流域高㊁周边区域低的空间分布特征㊂(4)土地利用碳排放强度与E S V 强度之间存在明显的负相关性;二者的局部集聚类型可分为高高㊁低低㊁低高㊁高低4种,其空间分布范围各异㊂研究结果为揭示土地利用变化引起的碳排放与生态系统服务价值时空关系提供了参考㊂关键词:生态系统服务价值;土地利用碳排放;双变量空间自相关;长株潭城市群中图分类号:X 24 文献标识码:A 文章编号:1009-2242(2023)05-0215-11D O I :10.13870/j.c n k i .s t b c x b .2023.05.026S p a t i o -t e m p o r a lR e l a t i o n s h i p B e t w e e nL a n dU s eC a r b o nE m i s s i o n s a n d E c o s y s t e mS e r v i c eV a l u e i nC h a n g z h u t a nU r b a nA g gl o m e r a t i o n Z H A O X i a n c h a o ,T I A N Y i d o u ,Z H A N G X i a o x i a n g(C o l l e g e o f U r b a na n dE n v i r o n m e n t a lS c i e n c e s ,H u n a nU n i v e r s i t y o f T e c h n o l o g y ,Z h u z h o u ,H u n a n 412007)A b s t r a c t :U n d e r t h ed u a lc o n s t r a i n t so f"d u a lc a r b o n "g o a la n de c o l o gi c a le n v i r o n m e n t p r o t e c t i o n ,i t i s o f g r e a t s i g n i f i c a n c e t os t u d y t h e i n t e r a c t i o nb e t w e e nc a r b o ne m i s s i o n sc a u s e db y l a n du s ec h a n g ea n dt h e v a l u e o f e c o s y s t e m s e r v i c e st o p r o m o t et h er e a l i z a t i o no fc a r b o nn e u t r a l i t yg o a l sa n dr e g i o n a lh i g h -q u a l i t yd e v e l o p m e n t .S e l e c t i n g t h em a i nu r b a na r e a o f t h eC h a n g z h u t a nu r b a na g g l o m e r a t i o na s t h e r e s e a r c ho b j e c t ,b a s e do n t h e d a t a o f l a n du s e ,e n e r g y c o n s u m p t i o n a n d s o c i o -e c o n o m yi n t h e f i v e p e r i o d s f r o m2000t o 2020,t h e g r i d a n a l y s i sm e t h o d a n d b i v a r i a t e s p a t i a l a u t o c o r r e l a t i o nm o d e l w e r e c o m p r e h e n s i v e l y u s e d t o e x p l o r e t h e t e m p o r a l a n ds p a t i a le v o l u t i o nc h a r a c t e r i s t i c sa n di n t e r a c t i o nb e t w e e nl a n du s ec a r b o ne m i s s i o n sa n de c o s y s t e m s e r v i c e v a l u e .T h e r e s u l t s s h o w e d t h a t :(1)F r o m2000t o2020,d i f f e r e n td e g r e e so f t r a n s f e ro c c u r r e da m o n g v a r i o u s l a n du s et y p e s ,a m o n g w h i c hc u l t i v a t e dl a n da n df o r e s t l a n dd e c r e a s e db y 392.77k m 2a n d268.10k m 2,r e s p e c t i v e l y ,a n d c o n s t r u c t i o n l a n d i n c r e a s e db y 661.80k m 2.(2)F r o m2000t o2020,t h en e t c a r b o n e m i s s i o n so f C h a n g z h u t a n u r b a n a g g l o m e r a t i o n w a s p o s i t i v e ,a n dt h e o v e r a l l p e r f o r m a n c e w a sc a r b o n e m i s s i o n s ,a n d t h en e t c a r b o n e m i s s i o n s i n c r e a s e d s i g n i f i c a n t l y f r o m1099.84ˑ104t t o 4109.21ˑ104t .T h e c a r b o ne m i s s i o n i n t e n s i t y s h o w e d t h e s p a t i a l d i s t r i b u t i o n c h a r a c t e r i s t i c o f h i g h c e n t e r a n d l o we d g e .(3)E S V d e c r e a s e d s l o w l y f r o m392.06ˑ108y u a n t o 292.86ˑ108y u a n ,w i t had e c r e a s e o f 5.34%.T h eE S Vi n t e n s i t ys h o w e d t h e s p a t i a l d i s t r i b u t i o n c h a r a c t e r i s t i c o f h i g h i n t h eX i a n g j i a n g R i v e r b a s i n a n d l o w i n t h e s u r r o u n d i n gCopyright ©博看网. All Rights Reserved.a r e a.(4)T h e r ew a sas i g n i f i c a n tn e g a t i v ec o r r e l a t i o nb e t w e e n l a n du s ec a r b o ne m i s s i o n i n t e n s i t y a n dE S V i n t e n s i t y,a nd t he l o c a l a g g l o m e r a t i o n t y p e sof t h e mc o u l db ed i v i d e d i n t o f o u r t y p e s,w h i c hw e r eh ig ha n dhi g h,l o wl o w,l o w h i g h,h i g ha n d l o w,r e s p e c t i v e l y,a n dt h e i rs p a t i a ld i s t r i b u t i o nr a n g e sw e r ed i f f e r e n t. T h e r e s u l t s p r o v i d e a r e f e r e n c e f o r r e v e a l i n g t h e s p a t i o t e m p o r a l r e l a t i o n s h i p b e t w e e n c a r b o n e m i s s i o n s c a u s e d b y l a n du s e c h a n g e a n d t h e v a l u e o f e c o s y s t e ms e r v i c e s.K e y w o r d s:e c o s y s t e ms e r v i c e v a l u e;l a n du s e c a r b o ne m i s s i o n s;b i v a r i a t e s p a t i a l a u t o c o r r e l a t i o n;C h a n g z h u t a n u r b a na g g l o m e r a t i o n生态系统服务(e c o s y s t e ms e r v i c e)是指人类从生态系统中获得的供给服务㊁调节服务㊁文化服务和支持服务等各种惠益㊂生态系统服务价值(e c o s y s-t e ms e r v i c ev a l u e,E S V)通常指使用经济价值来衡量人类从生态系统中所获得的利益,使得不同区域具有可比性[1],可以用于评价生态环境质量㊂土地利用/覆被变化(l a n d u s e/c o v e r c h a n g e,L U C C)作为人类利用自然㊁改造自然的重要手段,其对生态系统和碳排放的影响表现在多个层面,成为地理学㊁生态学等多个学科关注的焦点[2-4]㊂首先,各土地利用类型因其表面特征和功能不同,所产生的碳排放也不同;其次,土地利用方式的转变影响生态系统的空间分布及其范围,间接影响生态系统所提供的服务与价值㊂我国在2020年9月宣布中国的 双碳 目标后,出台一系列应对气候变化的政策,其中在2021年‘中共中央国务院关于完整准确全面贯彻新发展理念做好碳达峰碳中和工作的意见“中提出,要持续巩固提升生态系统碳汇能力㊂可见生态系统与碳排放之间存在重要的相关关系㊂因此,在此背景下,研究城市群在发展过程中土地利用变化引起的生态系统服务价值变化和土地利用碳排放变化二者之间是否存在时空关联关系,以及存在怎样的关联关系,对碳达峰与碳中和有着重要意义㊂国内外学者分别对土地利用碳排放与E S V都进行了大量的研究㊂在土地利用碳排放方面[5-13],学者主要从不同尺度对土地利用碳排放的作用机理㊁碳排放测算㊁碳排放的影响因素及效应㊁碳排放的时空格局及特征等方面展开研究,并在此基础上分析土地利用碳排放与经济的脱钩关系㊁低碳优化研究等,呈现出从单一研究方向到多方面多学科研究的趋势㊂在土地利用变化对E S V的影响方面[14-17],主要集中在时空演变分析㊁E S V评估㊁相互作用关系以及情景模拟预测等方面,对E S V进行空间格局量化的成果较少;另外,其研究尺度主要是行政区㊁流域等宏观尺度,为了弥补微观尺度研究的不足,有学者基于不同大小的公里网格开展E S V研究[1,18],得到较为精细的结果㊂通过对现有研究成果的梳理发现,目前学者对土地利用碳排放与E S V二者之间关系的研究相对较少㊂因此,本文从网格尺度,运用双变量空间自相关分析法对土地利用变化引起的碳排放与E S V之间的时空关系进行分析㊂长株潭城市群中的长沙㊁株洲㊁湘潭3市作为全国低碳试点城市,在城市化快速发展与双碳目标的背景下,对控制碳排放㊁增加E S V的需求较大,平衡碳排放与E S V之间的空间异质性对城市群的高质量发展十分重要㊂综上所述,本文以长株潭城市群为研究对象,运用土地利用㊁能源消耗㊁经济社会等数据对城市群2000 2020年的土地利用变化㊁碳排放及E S V 进行空间量化,分析其时空分布特征和演变规律,在此基础上运用双变量空间自相关分析和网格分析法,探索二者之间是否存在空间关联关系,及其空间交互特征和局部集聚规律,以期为促进长株潭城市群碳中和目标的实现和高质量发展提供理论依据㊂1理论框架与研究方法1.1理论框架土地是人与自然相互作用之间重要的连接桥梁,土地利用变化通过改变地表结构和覆被从而对生态系统服务和碳排放产生影响,其作用机制见图1㊂土地利用变化主要包括利用方式变化㊁空间格局变化和管理方式变化等,通过用地类型㊁植被覆盖㊁生态格局㊁景观类型㊁生态效率和资源分布等对生态系统的功能㊁结构和生态过程产生影响,作用于E S V,最终决定区域生态环境质量㊂另外,土地利用变化通过碳源/碳汇结构和碳循环系统对区域净碳排放量产生影响㊂具体分析为:(1)土地利用方式与E S V有着密切关系,主要体现在其变化导致用地类型和地表植被覆盖随之变化,从而影响生态系统功能,进而作用于E S V㊂不同的用地类型对应不同的生态系统,其在生态系统服务功能上侧重点存在差异,耕地主要为农田生态系统,侧重于食物生产等供给服务功能;林地主要为森林生态系统,侧重于气候调节㊁水土保持等调节服务和支持服务功能;水域主要为湿地生态系统,侧重于水资源供给和水文调节等供给服务和调节服务功能㊂通常情况下,受人类干扰程度较高的生态系统,如农田生态系统等,供给服务价值较高,而森林㊁灌草地等受人612水土保持学报第37卷Copyright©博看网. All Rights Reserved.类干扰程度较低的生态系统调节和支持服务价值较高㊂土地利用方式变化造成区域E S V 的冲突,例如,将灌草地等开发为耕地增加其供给服务价值,同时降低调节和支持服务价值,最终影响生态系统总体E S V [19]㊂因此,本文通过长株潭城市群2000 2020年5期土地利用数据,分析城市群21年间土地利用变化对E S V 的影响及其演变特征,为城市群国土空间规划提供理论支撑㊂图1 土地利用变化对区域E S V 和碳排放的作用机制(2)土地利用空间格局变化影响景观中的种群动态和生物多样性等,从而影响生态系统格局和景观类型分布,改变生态系统结构㊂不同的土地利用空间格局产生不同的生态效应,并影响区域E S V ㊂关键景观类型比例的增加和景观连通性的增强促进区域E S V 增加,而景观斑块破碎化和分离度的增加导致区域E S V 减少㊂也有学者[20]认为,土地利用空间格局变化引起的景观破碎化导致生物栖息地生态环境质量下降,影响景观中生物的生存和土壤中微生物的运动,同时也破坏农田和森林等生态系统的生境廊道,降低其E S V ,并对碳吸收和碳固定效率产生不利影响㊂因此,本文通过分析长株潭城市群2000 2020年的E S V 强度空间分布,进一步探索其时空演变规律㊂(3)土地管理方式的变化影响生态系统的生态效率和资源分布,从而造成生态过程变化,最终影响E S V ㊂采取集约高效的土地管理方式,能够根据土地的不同资源禀赋条件进行合理的开发利用,并且通过采取工程措施㊁生物措施等,改善土地蓄水㊁防洪㊁抗旱等能力,改良其土壤结构,构建合理的生态系统,从而提高生态效率,优化资源分布,增加区域E S V ;而粗放低效的土地管理方式则造成相反的结果,对区域E S V 产生负面影响㊂(4)城市群社会经济发展迅速,土地利用的频繁变化直接影响土地利用碳排放量和人为活动碳排放量㊂土地利用方式㊁空间格局㊁管理方式的变化不仅对生态系统产生影响,同时也影响碳源/碳汇结构和碳循环系统平衡,从而影响净碳排放量㊂因此,本文通过分析土地利用碳排放的碳源/碳汇格局和碳排放强度空间分布来揭示土地利用变化对碳排放的影响㊂此外,通过分析土地利用碳排放与E S V 之间的空间相关性及其局部空间集聚特征和演变规律,以此探寻二者之间的关联性,以期为城市群提升生态环境质量㊁降低碳排放提供参考㊂1.2 研究方法1.2.1 土地利用碳排放测算 土地利用碳排放从整体上可以分为直接碳排放和间接碳排放2种㊂参考相关研究,对耕地㊁林地㊁草地㊁水域和未利用地采用直接碳排放系数法进行测算,即通过利用某种土地利用类型的面积与其对应的碳排放系数相乘,直接计算其产生的碳排放或碳吸收量㊂结合长株潭城市群实际情况,耕地㊁林地㊁草地的碳排放系数参考苏雅丽等[21]研究经验数据,未利用地参考方精云等[9]的研712第5期 赵先超等:长株潭城市群土地利用碳排放与生态系统服务价值时空关系分析Copyright ©博看网. All Rights Reserved.究,水域参考赖力[22]的研究㊂计算公式为:E 直=ðe i =ðS i ˑβi (1)式中:E 直为碳排放总量;e i 为第i 种土地利用类型的碳排放量;S i 为第i 种土地利用类型的面积;βi 为第i 种土地利用类型对应的碳排放系数㊂城市群建设用地采用间接碳排放系数法㊂由于数据的可获得性,考虑到城市群的第2产业值和第3产业值主要来自城市群建设用地,单位G D P 能耗可以较为准确地反映城市群能源利用情况,因此,参考王桂波等[23]的研究,利用2,3产业值与单位G D P 能耗来间接计算长株潭城市群建设用地的碳排放量,计算公式为:E 间=G D P 2,3ˑH ˑK(2)式中:E 间为建设用地碳排放量;G D P 2,3为第2,3产业产值;H 为单位G D P 能耗;K 为折标准煤系数㊂土地利用净碳排放量计算公式为:E =E 直+E 间(3)为验证计算所得碳排放数据的准确性,将长株潭城市群各区县的碳排放总量与中国碳核算数据库(C E A D )中的县域碳排放数据进行精度验证,数据整体的误差在允许范围以内,并且与现有相关研究成果比较结果显示,碳排放总量的变动趋势相同,数据差异较小㊂土地利用碳排放强度,与网格内各用地类型的面积和碳排放系数有关,可以反映各地类单位面积碳排放量㊂计算公式为:C =ðni =1S iP i S(4)式中:C 为碳排放强度;S 为网格面积;S i ㊁P i 分别表示网格内各地类i 的面积和碳排放系数㊂1.2.2 生态系统服务价值估算(1)单位面积农田生态系统服务价值计算㊂参考谢高地等[24]2015年制订的中国陆地生态系统服务价值当量表,综合考虑长株潭城市群生态系统实际情况,计算得出2000 2020年长株潭城市群的平均粮食单产量为6838.18k g /h m 2,全国的平均粮食单产量为4982.00k g/h m 2,以2000 2020年全国稻谷㊁小麦㊁玉米3种主要农作物的平均收购价为基本单价数据,计算得到长株潭城市群的E S V 单位当量为1432.10(元㊃h m 2/a ),计算公式为:E a =17ˑ(ð2020i =2000P i ˑQ i )/21(5)式中:E a 为单位农田生态系统每年生产食物的经济价值;P i 为第i 年全国3种主要粮食作物的平均收购价(元);Q i 为第i 年全国平均粮食单产量(k g /h m 2)㊂(2)E S V 区域差异系数修正㊂考虑到谢高地等[24]研究得到的E S V 价值当量表是以全国为研究范围,与长株潭城市群实际情况存在一定差异,因此,在此基础上参考刘海等[25]㊁言恩萍等[26]研究成果,通过湖南省生物量修正系数(1.95)和长株潭城市群与全国粮食单产量的比值对E S V 系数进行修正,得到长株潭城市群E S V 系数表(表1)㊂计算公式为:Z =Q 长株潭2ˑQ 全国+1.95/2(6)E r =E a ˑZ (7)式中:Z 为长株潭城市群的区域差异修正系数;Q 长株潭和Q 全国分别为长株潭城市群和全国的平均粮食单产量;E r 为修正后的生态系统服务价值系数㊂生态系统服务价值及其强度计算公式为:E S V=ðni =1A i j ˑE r (8)E S V=E S VS(9)式中:E S V 为生态系统服务价值;E S V 为生态系统服务价值强度;A i j 为网格j 中i 地类面积;S 为网格面积;n 为土地利用类型㊂表1 长株潭城市群生态系统服务价值系数生态系统服务耕地林地草地水域建设用地未利用地供给服务食物生产2626.90600.26554.701557.1200原料生产582.441378.83816.20867.7100水资源供给-3102.36713.19451.6812932.4400调节服务气体调节2115.784534.672868.593173.68047.55气候调节1105.4413568.367583.547001.1100净化环境320.933976.012504.0710876.080237.73水文调节3554.048879.165554.92150327.68071.32支持服务土壤保持1236.195521.253494.613851.20047.55维持养分368.48421.97269.43297.1600生物多样性404.145027.963177.6412385.66047.55文化服务美学景观178.302204.931402.607868.82023.77 合计9390.2846826.5928677.99211138.660475.46812水土保持学报 第37卷Copyright ©博看网. All Rights Reserved.1.2.3双变量空间自相关分析双变量空间自相关是在单变量M o r a n I指数基础上的延伸和拓展,可反映2个不同属性变量之间的空间集聚关系㊂全局双变量M o r a n I指数用于研究长株潭城市群碳排放强度与E S V强度之间的空间相关性及其程度,局部双变量M o r a n I指数用于二者在单个网格上的空间相关性㊂计算公式为:I=ðn i=1ðn j=1w i j(x i-x)(x j-x)S2ðn i=1ðn j=1w i j(10)I i=(x i-x)ðn j=1w i j(x i-x)S2(11)式中:I和I i分别为全局双变量M o r a n I指数和局部双变量M o r a n I指数;n为网格总数;w i j为nˑn的空间权重矩阵;x i和x j分别为网格i和j的属性值; x和S2为属性值的均值和方差㊂2研究区概况与数据说明2.1研究区概况长株潭城市群由长沙㊁株洲㊁湘潭3市组成,位于湖南省中东部,长江中游城市群中西部,是长江中游城市群的重要组成部分,是湖南省经济发展的核心增长极㊂截至2020年末,总人口为1668.94万人,在湖南省总人口中占比达25.10%,G D P为17591.46亿元㊂长株潭城市群主城区是整个城市群中土地利用变化和碳排放最活跃的区域,人造地表的占比较大,生态环境较为脆弱,其对E S V的需求较高,能够较好地反映土地利用变化碳排放对E S V的影响㊂因此,参考城市群最新区域规划及学者[16]的相关研究成果,选取长株潭城市群主城区为研究区,包括长沙㊁株洲㊁湘潭3市的市区以及长沙县㊁渌口区和湘潭县(图2),研究区行政区划面积为8629k m2,建成区面积为901.12k m2㊂2.2数据来源及预处理国内外大量研究成果表明,土地利用数据可以表征城市群土地利用情况以及生态系统变化情况,能源消耗数据可以间接表征城市群建设用地的碳排放情况,经济社会数据可以表征城市群的经济发展水平以及生态系统服务价值高低㊂在此基础上,特别是重点参考王丹等[1]㊁傅伯杰等[4]学者的相关研究成果,于2022年6 12月采用长株潭城市群2000 2020年的5期土地利用数据㊁能源消耗数据及社会经济数据等相关数据对长株潭城市群中心城区2000 2020年土地利用变化引起的碳排放与生态系统服务价值变化关系进行研究㊂(1)土地利用数据:2000 2015年土地利用数据来源于湖南省国土资源厅,比例为1ʒ10000,2020年数据采用地理国情监测云平台L a n d-s a t8遥感影像通过目视解译获得,分辨率为1k m;参照国家土地利用现状分类标准,将用地类型分为耕地㊁林地㊁草地㊁水域㊁建设用地和未利用地6大类,未利用地主要是指除建设用地㊁耕地㊁林地㊁草地和水域5种用地类型外,植被覆盖度较低的荒草地和表层为土质㊁基本无植被覆盖的裸地等其他用地类型,运用E N V I5.1软件,在6种用地类型中随机选取250个点进行验证,验证精度达到92.50%,主要用于分析城市群土地利用变化情况以及土地利用碳排放的测算;(2)能源消耗数据:来源于‘中国能源统计年鉴“和‘湖南省统计年鉴“,主要用于建设用地碳排放量的测算;(3)社会经济数据:主要包括G D P㊁第2,3产业产值和农作物播种面积㊁产量㊁价格等,来源于对应年份的‘湖南省统计年鉴“‘全国农产品成本收益资料汇编“㊁长株潭3市统计年鉴等统计资料,主要用于城市群E S V的估算㊂为便于研究,采用3k mˑ3k m的公里网格对所有数据实现空间化,共1114个网格单元㊂图2长株潭城市群区位3结果与分析3.1土地利用转化分析运用A r c G I S空间分析工具对城市群2000 2020年5期土地利用数据进行叠加分析,得到2000 2020年长株潭土地利用转移空间分布图,在此基础上借助E x c e l数据透视表构建土地利用转移矩阵(表2),分析长株潭城市群2000 2020年各时间段土地利用类型间的转化关系及转化特征㊂从长株潭城市群2000 2020土地利用转移矩阵(表2~表5)和长株潭城市群2000 2020土地利用变化空间分布图(图3)可以看出,2000 2020年长株潭城市912第5期赵先超等:长株潭城市群土地利用碳排放与生态系统服务价值时空关系分析Copyright©博看网. All Rights Reserved.群各土地利用类型间的相互转化情况各异,在不同时期㊁不同用地类型间表现出不同特征㊂整体来看,2000 2020年总转化面积为910.71k m 2,占城市群总面积的10.56%;耕地㊁林地和建设用地为主要的转化地类㊂其中,耕地总转出面积为488.36k m 2,转入面积为95.64k m 2,总面积由3360.21k m 2下降到2967.44k m2;林地转出面积376.79k m 2,转入面积108.69k m 2,总面积由4551.95k m 2下降到4283.85k m2,二者的转出面积大于转入面积,总面积呈递减趋势;建设用地转出㊁转入面积分别为60.27,722.07k m 2,转入大于转出,总面积由376.71k m 2增长到1038.51k m 2,呈现明显上升趋势,其中建设用地转出的主要类型为耕地和林地㊂分时间段来看,2010 2015年各用地面积转化幅度最大,总转化面积为489.38k m 2,2005 2010年转化幅度最小,总转化面积为67.02k m 2,仅占20102015年转化面积的1/7㊂通过分析可知,2000 2020年长株潭城市群6种土地利用类型的转化间,建设用地面积扩张明显大于其他土地利用类型,耕地和林地是其主要来源,扩张速率在2015年之前呈上升趋势,2015年之后开始下降㊂主要原因是自1997年长株潭 一体化 发展战略被提出后,城市群进入快速发展期,2005年长株潭城市群区域规划的出台促进城市群在外商直接投资㊁出口和消费的带动下迅速发展,建设用地也快速向外扩张,占用大量的林地和耕地面积,2007年长株潭城市群获批 两型社会综改示范区 后,建设用地扩张速度有所下降,2017年长沙㊁株洲㊁湘潭3市获批国家低碳城市试点,为积极推进 双碳 目标,在生活㊁生产㊁生态等各方面采取一系列措施,如长沙市为防止城市无序蔓延于2018年开展城市开发边界研究等,在这些措施的控制下,城市群建设用地扩张的速率进一步下降㊂另外,2000 2015年城市群3期房地产开发建设施工面积的增长率分别为239.80%,30.14%和235.44%,均为正值,2015 2020增长率为-39.88%,与2000 2015年相比出现较大幅度下降;且2000 2015年城市群城镇化水平较低,经过快速发展后,到2015年城市群整体城镇化率达到70%以上,15个区县中除望城区㊁渌口区㊁长沙县和湘潭县外,其余区县城镇化率均达到75%以上,2015年之后城市群整体城镇化率发展趋于平缓,符合城市发展约瑟姆曲线的规律㊂表2 长株潭城市群2000-2005土地利用转移矩阵单位:k m 2年份土地利用类型2005年草地耕地建设用地林地水域未利用地转出总计草地32.2900.4800.0300.50耕地03308.4046.421.144.030.2251.81建设用地00376.430.28000.282000年林地00.0148.154503.340.410.0648.61水域00.094.460297.060.214.76未利用地0000.030.172.580.20转入总计0.1099.501.454.640.49106.17表3 长株潭城市群2005-2010土地利用转移矩阵单位:k m 2年份土地利用类型2010年草地耕地建设用地林地水域未利用地转出总计草地32.2900000耕地03274.5731.010.562.36033.92建设用地00475.140.010.7700.792005年林地0029.544474.980.26029.80水域002.140.18299.310.072.39未利用地000.0600.072.940.12转入总计0.0262.730.743.450.0767.02表4 长株潭城市群2010-2015土地利用转移矩阵单位:k m 2年份土地利用类型2015年草地耕地建设用地林地水域未利用地转出总计草地29.2600.801.780.4503.02耕地1.413019.91216.7417.9318.410.21254.69建设用地0.058.92513.6011.253.890.1724.282010年林地0.035.10158.194305.864.132.42169.87水域0.3212.7820.683.37265.550.0637.22未利用地000.0300.282.710.30转入总计1.8126.80396.4334.3327.152.86489.38022水土保持学报 第37卷Copyright ©博看网. All Rights Reserved.表5 长株潭城市群2015-2020土地利用转移矩阵单位:k m 2年份土地利用类型2020年草地耕地建设用地林地水域未利用地转出总计草地29.990.310.280.460.0301.08耕地0.292898.7788.0455.554.030.03147.94建设用地0.1111.47875.1113.559.79034.922015年林地0.4253.8672.224211.671.940.08128.51水域0.033.062.681.99284.900.047.80未利用地00.040.180.630.044.680.89转入总计0.8568.72163.4172.1815.830.16321.14图3 长株潭城市群2000-2020年土地利用变化空间分布3.2 土地利用碳排放分析根据长株潭城市群各土地利用类型的面积和碳排放系数,运用公式(1)~公式(3),计算得到城市群2000 2020年各地类的碳排放量及碳源㊁碳汇和净碳排放量(表6),进一步运用公式(4)计算各网格单元的碳排放强度,分别从碳源/碳汇角度和碳排放强度时空特征2个方面对城市群碳排放效应进行分析㊂3.2.1 碳源/碳汇分析 从长株潭土地利用碳排放量核算表(表6)可以看出,2000 2020年城市群的净碳排放量均为正值,整体表现为碳排放,且由2000年的1099.84ˑ104t 增长到2020年的4109.21ˑ104t,增长趋势显著,其中碳源变化趋势与净碳排放量相似,碳汇呈小幅度下降趋势㊂从碳源构成来看,建设用地碳排放量由1057.91ˑ104t 增加至4125.12ˑ104t ,是主要碳源,其增长速率在2000 2010年增加,之后变缓,主要原因是2000 2005年研究区在长株潭城市群 一体化 的推动下,城市化水平迅速提高,建设用地面积和能源消耗量大幅度增加,导致建设用地碳排放量大幅度上升,2007年城市群获批 两型社会综改示范区 后,城市群加强对建设用地扩张的限制,实施能源结构优化调整,建设用地碳排放量得到有效控制;耕地的碳排放量由72.09ˑ104t 下降至12.52ˑ104t,主要原因是耕地面积的减少㊂从碳汇构成来看,林地是主要的碳汇用地,其贡献率占96.91%,林地的碳吸收量呈缓慢下降趋势,年均下降速率为1.00%,草地和水域基本保持不变,未利用地呈缓慢上升趋势,主要原因是城市群快速城镇化导致部分林地转变为建设用地, 两型社会 的实施和长沙㊁株洲㊁湘潭3市 低碳试点城市 建设,加强对生态环境的保护,此现象有所缓解㊂通过分析可知,建设用地对碳排放的贡献率较大,通过控制建设用地面积的扩张可以有效降低碳排放量,林地是主要的碳汇用地,其次为水域㊁草地和未利用地,城市群内碳源和碳汇的差值较大㊂为促进 双碳目标 的实现,城市群未来在土地利用方面应继续控制建设用地的扩张,提高土地资源集约节约利用效率,减少碳源;另外应增加林地㊁水域等用地面积,提高碳汇能力㊂3.2.2 碳排放强度分析 为更加直观地分析长株潭城市群土地利用碳排放的时空演变规律,借助渔网分122第5期 赵先超等:长株潭城市群土地利用碳排放与生态系统服务价值时空关系分析Copyright ©博看网. 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长沙空气污染研究报告

长沙空气污染研究报告
研究目的:本研究旨在调查长沙的空气污染状况,分析其主要污染物和来源,并提出相关的改善建议。
研究方法:本研究采用了多种方法来获取数据,包括长期的空气质量监测数据、大气模型模拟以及现场采样分析等。
研究结果:根据数据分析,长沙的空气质量普遍较差。
主要污染物包括PM2.5、PM10、臭氧、二氧化硫和氮氧化物等。
其中,工业废气排放、汽车尾气和扬尘等是主要的污染源。
尤其是工业废气排放对空气质量的影响较大。
研究讨论:长沙的空气污染与城市化、工业化进程密切相关。
随着人口增加和工业活动不断增多,空气污染问题进一步凸显。
需要加强排放管控和治理措施,同时推动清洁能源的使用,减少对化石燃料的依赖。
研究建议:为了改善长沙的空气质量,建议采取以下措施:加强环境监测与数据共享,提高公众的环境意识;推动工业结构的转型升级,减少污染物排放;加大交通管理和绿化建设力度,减少汽车尾气和扬尘的产生;鼓励研发和应用清洁能源技术,减少化石燃料的使用。
研究局限:本研究的数据采集范围有限,受制于时间和资源的限制,可能存在一定的局限性。
此外,由于空气污染问题的复杂性,解决问题需要多方协同努力。
结论:长沙的空气污染问题严重,需要采取有力的措施来改善。
政府、企业和公众等各方应加强合作,共同努力解决空气污染问题,为城市的可持续发展做出贡献。
A题 长沙市空气中PM2问题的研究

A题长沙市空气中PM2.5问题的研究大气为地球上生命的繁衍与人类的发展提供了理想的环境。
它的状态和变化,直接影响着人类的生产、生活甚至生存。
空气质量问题始终是政府、环境保护部门和全国人民关注的热点问题。
中国国家发展和改革委员会(发改委)2013年7月11日在官方网站上公布的一份报告披露:自2013年初以来,中国发生大范围持续雾霾天气。
据统计,受影响的雾霾区域包括华北平原、黄淮、江淮、江汉、江南、华南北部等地区,受影响面积约占国土面积的1/4,受影响人口约6亿人(中新社北京7月11日电,记者:周锐)。
对空气质量监测,预报和控制等问题,国家和地方政府均制定了相应政策、法规和管理办法。
环境保护部于2012年2月29日颁布了新修订的《环境空气质量标准》(GB3095—2012)[1],还同步实施了《环境空气质量指数(AQI)技术规定(试行) 》(HJ633—2012)[2]。
规定中将空气质量指数AQI作为空气质量监测指标,它的分项监测指标包括6个基本监测指标(二氧化硫SO2、二氧化氮NO2、可吸入颗粒物PM10、细颗粒物PM2.5、臭氧O3和一氧化碳CO等)。
新标准首次将产生灰霾的主要因素——对人类健康危害极大的细颗粒物PM2.5的浓度指标作为空气质量监测指标[2]。
PM2.5的形成机理和过程比较复杂,主要来源有“自然源”(植物花粉和孢子、土壤扬尘、海盐、森林火灾、火山爆发等)和“人为源”(燃烧燃料、工业生产过程排放、交通运输排放等),可以分为一次颗粒物(即由排放源直接排放到大气中的颗粒物)和二次颗粒物(即通过与大气组成成分发生化学反应后生成的颗粒物)。
PM2.5的成分主要由水溶性离子、颗粒有机物和微量元素等组成。
有一种研究认为,AQI监测指标中的二氧化硫(SO2 ),二氧化氮(NO2 ),一氧化碳(CO)等是在一定环境条件下形成PM2.5前的主要气态物体。
由于细颗粒物PM2.5进入公众视线的时间还很短,在学术界也是新课题。
PM2.5与大气污染物的相关性分析

PM2.5与大气污染物的相关性分析通过对喀什和乌鲁木齐两地2016年不同季节的大气污染物监测数据分析发现,两地的大气污染物间的相关性具有显著地地域特征,分析显示风沙天气的存在会削减或抑制污染物对细颗粒物污染的加剧。
而通径分析结果显示:①对喀什和乌鲁木齐两地的PM2.5污染关系最密切的最主要气态污染物均为CO,且分别为冬季和春季影响最大,最大值分别为0.950和2.793。
②喀什地区除CO外,其余主要污染物对PM2.5的总作用系数均为负值,进一步印证了沙尘天气的发生会抑制PM2.5污染的加剧结论。
③乌鲁木齐夏季NO2对PM2.5浓度变化的总作用系数高达0.838,与其产业结构和经济地位决定的人口数量和汽车保有量相关。
④乌鲁木齐虽夏季温度不高,O3(8 h)等光化学氧化剂未对PM2.5污染产生极大影响,但其危害性仍然存在的。
⑤喀什和乌鲁木齐两地通径分析结果综合分析显示,4种大气污染物对PM2.5污染仍是直接作用影响起主导作用,但间接作用也不容忽视。
标签:PLS1;通径分析;沙尘;PM2.5;CO;NO2;O3(8 h)近年来城市化和现代化进程的快速发展,导致了我国新疆塔克拉玛干沙漠及周边地区沙尘天气频繁发生,严重污染当地环境[1-6]。
沙尘天气不仅严重影响着新疆塔克拉玛干沙漠附近地域的空气质量,更可在远距离传输的作用下不同程度的影响到在京津冀地区及其他的内陆地区[7-12],沙尘天气影响的大气污染问题已经受到国内外专家和学者的密切关注。
在沙尘天气的影响下,空气中颗粒物含量短时间内骤然上升、空气湿度下降、能见度降低,严重影响着人类的生产生活和身心健康[13-17]。
一些研究指出,沙尘天气是导致大气能见度降低、空气重度污染的主要原因,且长期生活在该环境下的人群会出现眼睛发干、咽部干痒、鼻阻塞、眼异物感等症状[18-22]。
因此,利用相关性分析定性定量的了解沙尘天发生率较高区域中PM2.5与其他大气污染物之间的相互作用与影响机制对于掌控和治理大气污染问题有着直接和高效的指导意义。
长株潭城市群区域臭氧浓度统计规律研究

i s h i g h e r t h a n we e k d a y .T h e s p a t i l a d i s t ib r u t i o n o f 03 s i g n i f i c a n t l y d i f f e s r s i n c e c o n c e n ra t t i o n o f t h e s u b u r b a n i s h i g h e r t h a n t h a t o f u r b n a a n d i n d u s t ia r l c i t y i s h i g h e r t h n a o r d i n a r y c i t y .I n he t s u mme r ,03 i s mo r e l i k e l y t o b e p r i ma y r a i r p o l l u t a n t s o f t h e u r b a n. Ke y wo r d s: o z o n e ;e n v i r o n me n t a l mo n i t o i r n g;t e mp o r l a a n d s p a t i l a d i s t ib r u t i o n;a i r p o l l u t i o n
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(3)
F也能提供与 q 阶依赖的波动函数的符号信息;2)
最后一步,考虑如下的尺度关系并得到尺度指数 λ × ( q ) ,如下式所示:
λ q q Fxy ( q, L ) ∝ L × ( ) . = ( L ) Fxy
1/ q
这里 sgn ( ∆ L X ( t ) Y ( t ) ) 表示函数 ∆ L X ( t ) Y ( t ) 的符号。加入了此符号算子的优点在于:1) 如此定义的 能得到正确的相关指数;
关键词
仿多重分形高度互相关分析,空气质量指数,PM2.5浓度,NO2浓度
Copyright © 2017 by authors and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). /licenses/by/4.0/
王访,范毅
基于AMF-HXA的长株潭空气质量 指数互相关性分析
王
1 2
访1*,范
毅2
理学院/农业数学建模与数据处理中心,湖南农业大学,湖南 长沙 国民经济核算与农村社会经济调查处,湖南省统计局,湖南 长沙
收稿日期:2017年11月12日;录用日期:2017年11月27日;发布日期:2017年12月5日
∆ L X (t )Y (t = ) X ( t ) − X ( t + L ) ⋅ Y ( t ) − Y ( t + L )
(2)
接着,对于每个 L 得到考虑符号算子的 q 阶协方差函数:
q Fxy ( L )= q/2 1 N −L ∑ sgn ( ∆ L X ( t ) Y ( t ) ) ∆ L X ( t ) Y ( t ) N − L t =1
Advances in Environmental Protection 环境保护前沿, 2017, 7(6), 443-452 Published Online December 2017 in Hans. /journal/aep https:///10.12677/aep.2017.76058
2. 方法与数据来源
2.1. 仿多重分形高度互相关分析(AMF-HXA)
假设两个时间序列{xt}和{yt}, t = 1, 2, , N 。首先计算它们的累积离差:
= i 1= i 1
X (t ) =
∑ xi −
t
x , Y ( t ) =
∑ yi −
t
y
(1)
这里 x 和 y 分别表示序列{xt}和{yt}在整个时间区间上的平均值。然后定义在时滞为 L 下的两个 累积离差序列的互增量如下:
DOI: 10.12677/aep.2017.76058 444 环境保护前沿
王访,范毅
开研究, 忽略了相邻城市间空气污染的相互影响[4] [5] [6]。 然而由于空气的自由流动造成了某一地区的雾霾 源将有可能污染其毗邻地区,导致这些地区出现空气质量统计指标联动现象的发生[2] [3]。因此,如何从统 计学的角度挖掘相邻城市空气质量指标的互相关性将有助于为我们确定污染源并重点对其治理提供依据。 在两个时间序列的相互关系的研究中,Podobnik 和 Stanley [7]提出了基于去趋势波动分析(DXA),这 种方法能有效处理非平稳时序的互相关关系。随后 Podobnik 等[8]基于 DXA 提出了多种检测两个非平稳 时序互相关关系的统计量,对人工生成的随机过程序列和真实世界的非平稳时间序列进行了检测。 Zebende 等[9]基于 DXA 构建了相应的相关系数, 该相关系数成为检测两个非平稳时序交叉相关的重要指 标。基于多重仿射分析[10],Wang 等在 2013 年[11]和 2016 年[12]分别报道了仿多重分形互相关分析 (AMF-XA)和仿多重分形高度互相关分析(AMF-HXA)。为了定量研究两个序列互相关性的程度,一些新 的互相关系数被提出[11] [12]。其中 Wang 等[12]提出的基于 AMF-HXA 的互相关系数 ρ ( L ) 能真实、准 确地定量刻画两个序列之间的互相关程度。 虽然现存的文献已经证实了 AQI 和 PM2.5 序列具有多重分形特性, 但很少有文献对不同城市间空气 污染因子的互相关性展开研究。因此本文利用 AMF-HXA 重点研究长沙、株洲和湘潭三个中国中部城市 间空气污染的相互影响,并分析 AQI 与传统工业污染物及细微颗粒物的波动变化差异。
th th th 1
Received: Nov. 12 , 2017; accepted: Nov. 27 , 2017; published: Dec. 5 , 2017
Abstract
As the economy soars, air pollution sweeps across the China in recent years. Industrial waste gas and life stove and heating are two main sources of the air pollution. How to uncover the relationship between the air quality index (AQI) and traditional air pollution factors, such as industrial pollutants, NO 2 and fine particles, such as PM2.5 for different cities has become a key point we care about. In this paper, we apply the popular analogous multifractal height cross-correlation analysis (AMF-HXA) into investigating the air quality in neighboring Changsha city, Zhuzhou city and Xiangtan city in Central China, which includes that the scale free of AQI, PM2.5 concentration and NO2 concentration, the fluctuation difference between the AQI and PM2.5 as well as NO2, respectively, the cross-correlation of the two pollution factors in each two cities, and the cross-correlations together with the significance between the AQI and above two pollution factors in each cities. The main conclusions are: 1) the fluctuation of AQI is consistent with that of PM2.5 concentration but disagreed with that of NO2 in different seasons; 2) there is high cross-correlation significance of PM2.5 between each two cities in all of seasons but the significance of the cross-correlation of NO2 is different in different seasons. These conclusions can provide a new insight to unveil the variation tendency of air pollution between different cities.
Open Access
1. 引言
随着改革开放的红利席卷整个中国大陆,近 30 年来中国的经济飞速发展的同时,空气污染也成为了各 级政府不容忽视的问题。污染源也由传统的 NO2、SO2 等工业废弃排放物转化为能直接威胁人类健康的细微 颗粒物,如 PM2.5 (直径 ≤ 2.5 µm)、PM10 (直径 ≤ 10 µm) [1] [2] [3]。如何正确认识空气污染,如何掌握空 气污染的传播规律,最终治理空气污染是社会各界人士共同探讨的话题。其中,从统计学的视角来挖掘空气 质量参数的统计规律并合理预测其运行规律是一个有趣且正确的研究方向。如 Shen 和 Li [4] [5]利用去趋势 偏互相关分析(DPCCA) 和去趋势半偏互相关分析(DSPCCA) 分别研究了南京、厦门和石家庄每个城市的 API(空气污染指数)与气温等 6 种气象因子的偏相关关系;Kang 等[6]利用去趋势互相关分析(DCCA)研究了 韩国仁川、木浦等 8 个城市的 PM10 指数与风速等 4 种气候因子的互相关显著性。然而,目前大多数报道都 针对于各种污染物指标(如 NO2、SO2、CO、PM2.5、API 等)和气象因子(如温度、气压、风速等)的相关性展
摘
要
随着我国经济的飞速发展,近年来我国的空气污染问题越来越严重。工业污染物和生活供暖产生的细微 颗粒物成为了空气污染的两大源泉。如何揭露不同城市间空气质量指数(Air Quality Index, AQI)与传统 空气污染因子如工业污染物NO2和细微颗粒物如PM2.5的关系,成为了我们必须考虑的关键问题。本文 利用流行的仿多重分形高度互相关分析研究了长株潭每个城市的上述三个指标的无标度性、AQI与两种 污染指标的波动差异性及两两城市间的PM2.5浓度与NO2浓度的互相关及其显著性、 每个城市AQI与这两 种污染指标在春夏秋冬四个季节里的互相关及其显著性。结果表明每个城市的AQI与PM2.5的波动情况 基本吻合,而AQI与NO2的波动具有较大差异;四个季节里长株潭两两城市间PM2.5都具有极显著的互相 关性,而NO2在不同季节里互相关性不同。这些结论为探寻长株潭影响空气质量的相互影响提供了一个 新视角。