徐夢冉，張 靖，鮑雅靜，李政海，劉 睿，張貽龍

(大連民族大學 環(huán)境與資源學院，遼寧 大連 116605)

生態(tài)系統(tǒng)服務是指生態(tài)系統(tǒng)形成和所維持的人類賴以生存和發(fā)展的環(huán)境條件與效用[1]，它支撐與維持了地球的生命過程，為人類提供生活、生產所需的原料[2]。在過去幾十年，由于人類對生態(tài)系統(tǒng)服務及其重要性缺乏充分認識及科學而有效的管理[3]，如對供給服務(如糧食)的過分追求[4]，導致除供給服務以外的大多數(shù)生態(tài)系統(tǒng)服務呈不同程度的降低[5,6]。生態(tài)系統(tǒng)服務的退化和喪失必將對人類的福祉產生不利的影響，直接威脅區(qū)域和國家,甚至全球的生態(tài)安全[2]。在這種情況下，生態(tài)系統(tǒng)服務作為生態(tài)系統(tǒng)管理的有效工具，受到學術界越來越高的關注。而生態(tài)系統(tǒng)服務管理的關鍵在于明確其空間分布特征及聚集程度，以把握服務供給、明晰空間異質性。因此，研究人類活動影響下的生態(tài)系統(tǒng)服務空間格局，對人類生存空間與生態(tài)環(huán)境可持續(xù)發(fā)展具有重要意義。

國內外學者評估生態(tài)系統(tǒng)服務的方法主要分為物質量評估法[7]和價值量評估法[8]，傳統(tǒng)的價值量評估雖然簡單實用，但科學性較低，例如，僅估算生態(tài)系統(tǒng)服務的價值，則會忽略其空間異質性[9]；而物質量評估法可以根據(jù)生態(tài)系統(tǒng)服務的形成機制進行評價，結果可靠，解釋力高，因而應用廣泛[10]。隨著對生態(tài)系統(tǒng)服務研究的深入和3S技術的發(fā)展，眾多模型應運而生。InVEST模型(Integrated valuation of ecosystem services and trade-offs)是由美國資本項目組研發(fā)的生態(tài)系統(tǒng)服務評估模型，它廣泛應用于各種尺度的評估，其結果空間可視化、評估精度方面更具優(yōu)勢，可用于量化多種生態(tài)系統(tǒng)服務功能(如產水量、土壤保持、碳固持和生物多樣性)[11-14]。例如，Leh等運用InVEST模型中的水源涵養(yǎng)、碳固持、土壤保持和生境質量模塊，分析了科特迪瓦和加納地區(qū)的生態(tài)系統(tǒng)服務功能空間分布和時間變化情況[15]。Himlal Baral等人利用InVEST模型評價了澳大利亞維多利亞州不同土地覆蓋情景下生物多樣性的變化情況[16]。國內學者對InVEST模型的應用多位于長江上游、北京等地，基于農牧交錯區(qū)的研究較為罕見。例如，方露露等人對比長江和黃河流域2000年-2015年植被凈初級生產力(Net Primary Productivity, NPP)、產水服務和土壤保持的時空變化規(guī)律[17]。吳丹等人基于遙感影像和InVEST模型，探究了長江經(jīng)濟帶的產水量、土壤保持、碳固持與生物多樣性的生態(tài)系統(tǒng)服務功能[18]。如今，基于InVEST模型關于生態(tài)系統(tǒng)服務功能的研究非常成熟。

農牧交錯帶是農業(yè)和牧業(yè)兩種生產方式間的交錯區(qū)。近年來，在不合理人類活動和全球變化的雙重影響下，蒙遼農牧交錯帶的草地退化明顯、土地荒漠化現(xiàn)象加劇，給當?shù)厝嗣裆a、生活帶來了極大危害，并對我國東部地區(qū)的生態(tài)環(huán)境和經(jīng)濟發(fā)展帶來了不良影響[19]。為此，分析和評估人類活動對生態(tài)系統(tǒng)服務的影響是十分必要的。因此，本文以蒙遼農牧交錯區(qū)為研究對象，采用InVEST模型定量評估該地區(qū)產水量、土壤保持、碳固持及生物多樣性保護等4項生態(tài)系統(tǒng)服務指標，并利用Moran's I指數(shù)描繪出各生態(tài)系統(tǒng)服務的空間聚集特征，探究人類活動對生態(tài)系統(tǒng)服務空間格局的影響，以期為蒙遼農牧交錯區(qū)及其他區(qū)域的可持續(xù)發(fā)展提供科學的數(shù)據(jù)。

1 研究區(qū)概況

本文依據(jù)史文嬌等[20]劃定的北方農牧交錯帶界線確定蒙遼農牧交錯區(qū)位于內蒙古自治區(qū)和遼寧省的交界處，坐標范圍：E119°05′-E122°31′，N41°37′-N44°36，具體包含遼西北的10個半農半牧縣(康平、彰武、阜蒙、建平、北票、喀左、義縣、凌源、朝陽、建昌)，內蒙古通遼的7個旗縣(開魯、科左中旗、科左后旗、庫倫、通遼縣、扎魯特、奈曼)和赤峰的9個旗縣(翁牛特、巴林左、巴林右、林西、敖漢、阿魯科爾沁、喀喇沁、克什克騰、寧城)。研究區(qū)總面積13.9×104km2，其中草地面積5.7×104km2。

2 數(shù)據(jù)與方法

2.1 數(shù)據(jù)來源與處理

以蒙遼農牧交錯區(qū)為研究對象，通過InVEST模型計算2000年-2019年逐年蒙遼農牧交錯區(qū)的產水量、土壤保持、碳固持和生物多樣性保護等4種生態(tài)系統(tǒng)服務。數(shù)據(jù)來源如下：歸一化植被指數(shù)(Normalized Difference Vegetation Index, NDVI)，采用MODIS MOD13Q1 NDVI (2000～2019年，時間分辨率16 d、空間分辨率250 m，數(shù)據(jù)獲取地址：https://ladsweb.modaps.eosdis. nasa.gov/search/)；年降水量、>10 ℃積溫、降水侵蝕力(R)、潛在蒸散發(fā)(Potential Evapotranspiration, PET)和陸表太陽輻射(Rs)等氣候參數(shù)來源于《中國地面氣候資料日值數(shù)據(jù)集(V3.0)》，下載地址：http://data.cma.cn/，經(jīng)在MySQL8.0和ArcGIS中處理獲得；土壤參數(shù)，如沙粒、粉粒、黏粒、有機碳、碳酸鹽的比率或含量來源于Harmonized World Soil Database V1.2，下載地址http://westdc.westgis. ac.cn/；土地利用圖，基于中國科學院資源環(huán)境科學與數(shù)據(jù)中心每5年更新的土地利用數(shù)據(jù)，分辨率30 m。

2.2 生態(tài)系統(tǒng)服務計算與空間格局分析

2.2.1 生態(tài)系統(tǒng)服務計算

(1)產水量，由InVEST產水模型計算獲得，公式如下：

Yieldxj=(1-AETxj/Px)Px；

(1)

AETxj/Px=1+PETxj/Px-[1+(PETxj/Px)ωx]1/ωx。

(2)

式中：Yieldxj為某一柵格中土地覆蓋類型年單位區(qū)域產生的徑流量,mm;Px為柵格的一年中平均降水量(mm)，AETxj為柵格中土地覆蓋類型包括植被蒸騰、土壤水分蒸發(fā)等真正失去水分量,mm；ωx為自然氣候等非物理參數(shù)；PETxj為柵格中土地覆蓋類型j的年有可能會蒸散量，mm[21]。

(2)土壤保持服務，采用土壤保持服務量來表示，計算公式如下：

SC=R×K×L×S×(1-P×C)。

(3)

式中：SC為土壤保持服務量，t·(hm2·a)-1，R是降雨侵蝕力因子，MJ·(mm·hm2·h·a)-1，K是土壤可蝕性因子，MJ·(mm·hm2·h·a)-1，L為一定坡度下單位面積土壤流失量與標準坡度流失量的比值；S為定坡度下單位面積土壤流失量與標準坡度流失量的矢量之比(無量綱)，C為作物覆蓋的比率和人為管理的因素(無量綱)；P為水土保持所做的措施的數(shù)量因子(無量綱)。降水侵蝕力(R)指的是一個時間跨度內降水侵蝕力，通過月尺度的降雨量可以估算出一個降雨侵蝕力的模型[22]。土壤可蝕性(K)反映土壤遭受侵蝕的敏感程度，本文利用土壤可蝕性因子K值的估算方法來測算[23]。

(3)碳固持，與NPP有關，計算采用CASA模型，其計算公式[24]如下：

NPP(x,t)=APAR(x,t)×ε(x,t)；

(4)

APAR(x,t)=SOL(x,t)×FPAR(x,t)×0.5；

(5)

ε(x,t)=Tε1(x,t)×Tε2(x,t)×Wε(x,t)×εmax。

(6)

式中：APAR(x,t)為在t時間內x中能被植被光合作用吸收的有效光譜成分，gC·(m2·month)-1，ε(x,t)為植被對光能資源利用效率的指標數(shù)值，gC·MJ-1；SOL(x,t)是t時間內x平面上太陽照射量的累計值，MJ·(m2·month)-1；0.5是指植被吸收有效的光譜成分與總太陽照射值的比率；FPAR(x,t)為植被利用太陽輻射的利用比例；εmax為植被可以利用的太陽輻射的最大值的比率，gC·MJ-1；Tε1(x,t)和Tε2(x,t)表示低高兩種極端溫度情況下光能利用的應力影響；Wε(x,t)為水分威脅程度常數(shù)。

(4)生物多樣性保護，采用NPP定量指標的方法來評估該地區(qū)生物多樣性保護服務，計算公式[25]如下：

Sbio=NPPmean×Fpre×Ftem×(1-Falt)。

(7)

式中：Sbio為評價生物多樣性維護服務的重要指標；NPPmean為植被通過光合作用所吸收的碳除去自身呼吸消耗的量的平均值；Fpre為所研究年份降水均值；Ftem為所研究年份當?shù)氐囊荒隁鉁氐木?；Falt為當?shù)氐暮０胃叨葘ι鷳B(tài)環(huán)境影響的值，采用極限大小值的方法將這三個數(shù)歸一到0～1之間。

2.2.2 生態(tài)系統(tǒng)服務變化趨勢分析

采用Theil-Sen median趨勢分析，分析20年間蒙遼農牧交錯區(qū)生態(tài)系統(tǒng)服務變化趨勢，這種方法是一種非常合理的用來統(tǒng)計趨勢計算方法[26]，計算公式如下：

(8)

式中：10時，說明在固定時間以內的植被數(shù)據(jù)或生態(tài)系統(tǒng)服務的各項指標呈增強趨勢；反之，則說明該區(qū)域生態(tài)系統(tǒng)往相反的方向發(fā)展。

2.2.3 生態(tài)系統(tǒng)服務空間關系

采取使用全局 Moran's I 測算出各生態(tài)系統(tǒng)服務的空間自相關性以及各生態(tài)系統(tǒng)服務之間彼此功能的影響，公式如下：

(9)

式中：wij為斑塊i與斑塊j之間不同研究區(qū)間的權重，xi、xj為一個區(qū)間內的屬性值，n為研究區(qū)內劃分出的區(qū)間數(shù)量，S2為方差。莫蘭指數(shù)值的范圍是-1.0-1.0之間。Moran's I>0意味著研究區(qū)內各空間內成正相關，莫蘭指數(shù)越大，空間之間的相關性就越明顯，Moran's I <0表示研究區(qū)內各空間內成負相關，Moran's I=0，意味著空間無規(guī)律性。

2.2.4 人類活動與生態(tài)系統(tǒng)服務空間格局分析

在評價人類活動強度時，通?？紤]人類足跡指數(shù)。探索人類足跡指數(shù)與生態(tài)系統(tǒng)服務之間的相互關系，計算人類活動強度同各生態(tài)系統(tǒng)服務間相關性。人類足跡指數(shù)可以將指數(shù)將人類影響與影響區(qū)域的相互作用考慮在內，計算公式如下：

(12)

式中：HFi為人類足跡指數(shù)；hij為人類活動項得分；n為人類活動類型數(shù)。根據(jù)連喜紅等人[27]的賦值標準對多期土地利用類型進行賦值見表1。將人類活動足跡指數(shù)按照0、0～0.4、0.4～0.6、0.6～0.85、>0.85劃分為無、低、中、高、極高五個等級，應用ArcGIS 10.3 隨機采樣工具獲得采樣點，在SPSS 22.0中采用皮爾遜相關分析，統(tǒng)計出人類活動強度與各個生態(tài)系統(tǒng)服務之間的相關程度。

表1 各人類活動類型得分標準

3 結果與分析

3.1 生態(tài)系統(tǒng)服務空間格局

由圖1、圖2可知，2000年～2019年蒙遼農牧交錯區(qū)產水量空間分布差異明顯，東南部地區(qū)較高、西北部地區(qū)較低；全域單位面積的產水量服務年均值為369.39mm·m-2，平均生態(tài)系統(tǒng)服務量為5.08×1016t。研究區(qū)南部產水服務能力較高，西部地區(qū)產水服務能力較低。其中，產水服務分布較高的區(qū)域以林地為主，而產水服務較低的區(qū)域以草地為主。研究區(qū)產水量總體上呈現(xiàn)增加趨勢，生態(tài)系統(tǒng)服務量由2000年的4.48×1016t增加至2010年的5.68×1016t。其中蒙遼農牧交錯區(qū)的東南部產水量出現(xiàn)降低的情況，而東北部產水量增加量最高，其它區(qū)域產水量自東向西增加量減少。

圖1 蒙遼農牧交錯區(qū)不同年份生態(tài)系統(tǒng)服務空間分布圖

圖2 2000年～2019年蒙遼農牧交錯區(qū)生態(tài)系統(tǒng)服務變化趨勢

20a間該區(qū)單位面積的土壤保持服務均值為72.35 t·(hm2·a)-1，平均生態(tài)系統(tǒng)服務量為0.99×1015t，空間分布差異明顯。土壤保持服務較高的區(qū)域集中于研究區(qū)的南部、西南部及北部，地形多為山地、丘陵，雖然坡度較大土壤易被侵蝕，但地表植被茂密，林草地居多，對土壤有更好的持留作用。與土地利用圖對比分析發(fā)現(xiàn)林地的土壤保持量最高，而耕地、草地和未利用土地的土壤保持較低，表明農田開墾、過度放牧等人類活動會引起土地退化和沙化，導致土壤保持服務減少。研究區(qū)土壤保持總體上呈現(xiàn)增加趨勢，2000年土壤保持量為57.82 t·(hm2·a)-1，2010年的土壤保持量為86.89 t·(hm2·a)-1。同時生態(tài)系統(tǒng)服務量也是增長的趨勢，由7.92×1014t 增長至1.19×1015t 。土壤保持增長的區(qū)域主要為蒙遼農牧交錯區(qū)的南部、西北部及西南部。其余區(qū)域均無明顯變化，面積占比為54.67%。

研究區(qū)碳固持量整體偏低，年均值為190.59 g C·m-2，平均生態(tài)系統(tǒng)服務量為2.61×1013t C。碳固持的最小值集中于研究區(qū)西部、北部和中部，東部地區(qū)碳固持值相對較高。研究區(qū)的碳固持整體呈減少趨勢，由2000年的204.36 g C/m2減少為2010年的176.81 g C·m-2，生態(tài)系統(tǒng)服務的量也出現(xiàn)減少，由2.82×1013t C減少至2.42×1013t C。其中，研究區(qū)的東北部碳固持明顯減少，主要原因為該區(qū)域為草地生態(tài)系統(tǒng)，草地的退化、沙化可能導致了碳固持服務的減少。其西北部和南部的部分區(qū)域也有減少的情況。而蒙遼交界處的多個城市如建平縣、敖漢旗等地碳固持量則為增加趨勢。

2000年～2019年蒙遼農牧交錯區(qū)生態(tài)系統(tǒng)多樣性保護服務由東南向西北部遞減，年均值為75.41(無量綱)，平均生態(tài)系統(tǒng)服務為1.03×1019。其空間分布與產水量相似，其高值集中于研究區(qū)的南部及東部，土地利用以林地為主，加上研究區(qū)處于暖溫帶半干旱半濕潤氣候區(qū)，夏季炎熱多雨，東南部地區(qū)雨量充沛，水熱條件好，而水熱條件又是限制植被生長的重要因素，所以該地區(qū)草地生態(tài)系統(tǒng)完整，生物種類豐富，生物多樣性功能較高。生物多樣性保護較低的區(qū)域大多為林草交界處。該服務上呈現(xiàn)降低的趨勢，由85.34降低為65.49，服務量由1.17×1019降低至0.90×1019。研究區(qū)東部生態(tài)系統(tǒng)多樣性保護服務減少最為顯著，這可能是由于該地區(qū)草地的退化，使生態(tài)環(huán)境惡化，植被減少，其南部的部分地區(qū)也出現(xiàn)了生態(tài)系統(tǒng)多樣性保護減少的情況，蒙遼交界處的多個城市如建平縣、敖漢旗等地生態(tài)系統(tǒng)多樣性保護服務增加并不明顯，研究區(qū)的西北部無明顯變化。

3.2 生態(tài)系統(tǒng)服務空間關系

2000年～2019年蒙遼農牧交錯區(qū)4項生態(tài)系統(tǒng)服務呈現(xiàn)不同程度的空間正向自相關性(圖3)。2000年和2010年產水服務具有較強的空間聚集性(全局Moran's I分別為0.697 9和0.680 7)，但在時間上該服務聚集性有減少的趨勢；土壤保持服務聚集性2010年比2000年有所增加，分別為0.676 5和0.682 3；碳固持的全局Moran's I則由2000年的0.557 9增加至2010年的0.649 9；生物多樣性保護的全局Moran's I增加明顯，由2000年的0.59增加至2010年的0.731。

圖3 不同年份蒙遼農牧交錯區(qū)生態(tài)系統(tǒng)服務局部 Moran's I指數(shù)

通過局部Moran's I分析，產水量在研究區(qū)北部出現(xiàn)低低聚集，在南部喀喇沁左翼蒙古族自治縣出現(xiàn)高高聚集，在2010年新增了彰武縣為高高聚集，相比2000年新增了赤峰市市轄區(qū)為低低聚集區(qū)，而克什克騰旗不再有低低聚集的情況。土壤保持2000年與2010年相比并無變化，在該區(qū)南部出現(xiàn)高-高聚集，東北部出現(xiàn)低低聚集。碳固持聚集情況變化較大，高高聚集除了南部的三個城市之外還新增了蒙遼交界處的喀喇沁旗、寧城縣和建平縣，另外，科爾沁旗左翼后旗由原來的高高聚集變?yōu)榈偷途奂?，低低聚集由原來的林西縣、巴林左旗、巴林右旗和翁牛特旗變?yōu)闁|北部的扎魯特旗、科爾沁左翼中旗、開魯縣、通遼市，而阿魯科爾沁旗還是為低低聚集沒有變化。生物多樣性保護聚集區(qū)域有增加，相較2000年而言2010年低低聚集增加了扎魯特旗和開魯縣，減少了赤峰市，高高聚集增加了凌源市和朝陽縣，而蒙遼交界處的建平縣出現(xiàn)了特殊的低高異常區(qū)。說明遼農牧交錯區(qū)南部生態(tài)在恢復，北部在退化。

3.3 人類活動與生態(tài)系統(tǒng)服務空間格局分析

人類活動強度同各生態(tài)系統(tǒng)服務間相關性見表2。

表2 不同年份蒙遼農牧交錯區(qū)生態(tài)系統(tǒng)服務與人類足跡指數(shù)相關系數(shù)

結果表明，人類足跡指數(shù)與產水量和土壤保持在2000年～2019年沒有顯著相關性。碳固持與人類足跡指數(shù)相關性在2000年有極顯著相關(相關系數(shù)為-0.077)，在2010年人類足跡指數(shù)同碳固持呈弱負相關，即碳固持量隨人類活動強度的增加呈遞減趨勢，人類活動較強的區(qū)域存在大量耕地，且人類活動最強的區(qū)域存在城鎮(zhèn)和工業(yè)用地，植被覆蓋較少，碳固持低。生物多樣性保護與人類足跡指數(shù)相關性在2000年呈現(xiàn)顯著負相關，人類活動越強的區(qū)域對生物多樣性保護越弱。人類活動較強的區(qū)域會進行城鎮(zhèn)建設、耕地種植等造成生境破壞，一定程度上會導致生物多樣性降低。

4 結 論

本文計算2000年～2019年逐年蒙遼農牧交錯區(qū)的產水量、土壤保持、碳固持和生物多樣性保護等4種生態(tài)系統(tǒng)服務，分析了各種生態(tài)系統(tǒng)服務的相關程度、以及人類活動強弱對生態(tài)系統(tǒng)服務空間格局的影響，得出以下結論：

(1)2000年～2019年蒙遼農牧交錯區(qū)各項生態(tài)服務的空間分布相似，產水量和生物多樣性保護服務整體呈現(xiàn)出“東南高、西北低”的分布格局，全區(qū)大部分碳固持量的空間分布較為平均，高值區(qū)主要分布在林地，研究結果對農牧交錯區(qū)的減排增匯政策的制定以及生態(tài)系統(tǒng)碳庫管理提供了一定的參考。

(2)蒙遼農牧交錯區(qū)的產水量、土壤保持、碳固持、生物多樣性保護服務均呈現(xiàn)出不同程度的空間正向自相關性。2000年的碳固持、生物多樣性保護的生態(tài)系統(tǒng)服務量隨人類活動的增強呈現(xiàn)顯著遞減趨勢，因此協(xié)調人類活動與生態(tài)環(huán)境之間的關系，對蒙遼農牧交錯區(qū)的生態(tài)保護具有重要意義。

該研究是分析人類活動需求與生態(tài)系統(tǒng)服務供給之間反饋機制的關鍵，但缺乏生態(tài)系統(tǒng)服務空間異質性的歸因分析，未來研究將著力于分析蒙遼農牧交錯區(qū)各生態(tài)系統(tǒng)服務空間異質性的主要影響因素，為該區(qū)域制定生態(tài)保護政策提供依據(jù)。