高藝寧,趙萌莉,*,王宏亮,熊 梅,趙天啟

1 內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)大學(xué)草原與資源環(huán)境學(xué)院,呼和浩特 010019 2 內(nèi)蒙古大學(xué)公共管理學(xué)院,呼和浩特 010010 3 呼和浩特市國(guó)土資源局,呼和浩特 010010

景觀是空間上廣闊而又異質(zhì)的復(fù)雜系統(tǒng),自然生態(tài)系統(tǒng)的復(fù)雜特征與非線性科學(xué)需要借助景觀生態(tài)學(xué)加以闡明和檢驗(yàn)[1- 2]。作為陸地生態(tài)系統(tǒng)的重要組成,草地生態(tài)系統(tǒng)為人類提供了多種生態(tài)產(chǎn)品和功能服務(wù),包括凈初級(jí)物質(zhì)生產(chǎn)、碳蓄積與碳匯、調(diào)節(jié)氣候、涵養(yǎng)水源、水土保持、防風(fēng)固沙、改良土壤以及維持生物多樣性等[3- 4]。但由于超載過(guò)牧、違規(guī)采礦等不合理的資源利用[5- 6],導(dǎo)致原本脆弱的草地生態(tài)系統(tǒng)不斷受到?jīng)_擊,直接造成草地退化、草產(chǎn)量減產(chǎn)以及牧草品質(zhì)下降等生態(tài)問題,并從根本上改變草地生態(tài)系統(tǒng)的結(jié)構(gòu)與功能,嚴(yán)重威脅農(nóng)牧地區(qū)的生態(tài)安全[7]。有效保育及可持續(xù)利用的草原生態(tài),是維持區(qū)域生態(tài)系統(tǒng)格局、功能和農(nóng)牧業(yè)可持續(xù)發(fā)展的關(guān)鍵[8]。就草地生態(tài)系統(tǒng)而言,草地生態(tài)質(zhì)量評(píng)價(jià)[9]能夠反映生態(tài)系統(tǒng)的結(jié)構(gòu)與功能,反饋對(duì)抗外源干擾所呈現(xiàn)出的格局狀態(tài),是衡量草地生態(tài)系統(tǒng)穩(wěn)定程度的重要方面。因此,科學(xué)開展草地生態(tài)質(zhì)量評(píng)價(jià)及其影響因素分析,有助于探討人為干擾下草地生態(tài)質(zhì)量空間差異的響應(yīng),為改善草地生態(tài)系統(tǒng)環(huán)境和防治草原荒漠化提供理論基礎(chǔ)。

隨著自然資源與生態(tài)建設(shè)關(guān)注度的不斷升溫,草地生態(tài)質(zhì)量逐漸納入學(xué)者的研究視野。查閱已有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn),關(guān)于生態(tài)質(zhì)量的研究諸以耕地[10- 11]、森林[12- 13]、濕地[14- 16]、海域[17- 18]以及鄉(xiāng)村景觀[19]等方面為主,而以草地為主題的生態(tài)質(zhì)量研究卻并不多見?，F(xiàn)有相關(guān)研究主要側(cè)重于草地生態(tài)質(zhì)量指標(biāo)體系的構(gòu)建[20- 21]、草地生態(tài)質(zhì)量的基本框架與評(píng)價(jià)方法[22- 23]以及草地生態(tài)質(zhì)量的動(dòng)態(tài)變化[9]等,其研究?jī)?nèi)容上多以理論綜述為主,定量化分析較少；研究方法通常采用分級(jí)評(píng)價(jià)法[21]、動(dòng)態(tài)評(píng)價(jià)法[23]以及綜合指數(shù)法[24],研究方法相對(duì)局限；在研究地域上,多以青藏高寒自然保護(hù)區(qū)為主,較少關(guān)注生態(tài)脆弱的荒漠草原區(qū)；研究尺度多以流域、區(qū)域或省域等大尺度為主,缺少村域等中小尺度的研究[25]。值得說(shuō)明的是,在以傳統(tǒng)生態(tài)學(xué)或統(tǒng)計(jì)學(xué)為基礎(chǔ)的生態(tài)質(zhì)量評(píng)價(jià)中,學(xué)者們很少考慮自然要素在空間分析中尺度選擇的適用性,也極少關(guān)注空間變量的數(shù)據(jù)質(zhì)量和精度驗(yàn)證[26]。事實(shí)上大部分地區(qū)的景觀生態(tài)問題是以行政村為載體而發(fā)生的,且由于空間數(shù)據(jù)的非平穩(wěn)性和空間依賴[27- 28],對(duì)于草地生態(tài)質(zhì)量在村域尺度上形成的空間差異影響較大。因此,本研究基于中尺度空間顯示的景觀生態(tài)學(xué)方法,采用綜合指數(shù)法評(píng)價(jià)草地生態(tài)質(zhì)量并劃分類型,引入地理加權(quán)回歸模型并對(duì)比最小二乘回歸模型的估計(jì)參數(shù)后,評(píng)估外源壓力對(duì)草地生態(tài)質(zhì)量的影響。

荒漠草原區(qū)位于我國(guó)北方生態(tài)安全屏障的核心區(qū)域,草地是當(dāng)?shù)靥赜械纳鷳B(tài)景觀。氣候條件的惡劣、風(fēng)沙環(huán)境的侵蝕以及草原生態(tài)的敏感,致使該區(qū)草地景觀呈現(xiàn)出明顯的破碎、退化及同質(zhì)化。本文所研究的四子王旗位于荒漠草原帶,該區(qū)既是京津風(fēng)沙源治理工程的實(shí)施縣,也是草原禁牧補(bǔ)償推行的示范區(qū),承載著國(guó)家生態(tài)安全與生態(tài)保育的重要功能。鑒于此,本文選擇典型荒漠草原區(qū)的四子王旗作為研究案例開展上述相關(guān)研究。

1 研究區(qū)概況

四子王旗隸屬于內(nèi)蒙古烏蘭察布市境內(nèi),地理坐標(biāo)為110°19′53″—112°59′37″E和41°11′32″—43°22′31″N,東與錫林郭勒盟蘇尼特右旗毗鄰,南與呼和浩特市武川縣交界,西與包頭市達(dá)爾罕茂明安聯(lián)合旗相連,北與蒙古國(guó)接壤,轄區(qū)總面積為24036 km2,現(xiàn)有草地面積為20516 km2,林地面積為1235 km2,耕地面積為1417 km2,建設(shè)用地面積為125 km2,沙化荒漠面積為738 km2,其中草地為優(yōu)勢(shì)地類,約占土地總面積的85.36%。截止2016年末,四子王旗的國(guó)民生產(chǎn)總值為57.4億元,其中,農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值約為15億元,工業(yè)總產(chǎn)值為19.2億元,三大產(chǎn)值比例為15∶19∶23,人均地區(qū)生產(chǎn)總值為26959元,全旗總?cè)丝跀?shù)為213129人,年牧業(yè)牲畜存欄數(shù)為161.93萬(wàn)頭。全旗現(xiàn)有鄉(xiāng)鎮(zhèn)、蘇木及國(guó)有牧場(chǎng)共13個(gè),有行政村或嘎查共130個(gè)。由于地處溫帶,屬典型大陸性干旱氣候,該旗全年日平均氣溫為3.6℃,平均海拔為1400 m。四子王旗全境丘陵起伏,平原相間,南部為山地丘陵,北部為荒漠草原。

圖1 內(nèi)蒙古四子王旗區(qū)位及土地利用現(xiàn)狀圖Fig.1 Map of location and land use of Siziwang Banner in Inner Mongolia

2 研究方法與數(shù)據(jù)來(lái)源

2.1 研究方法

2.1.1草地生態(tài)質(zhì)量評(píng)價(jià)

(1)構(gòu)建評(píng)價(jià)指標(biāo)體系。草地生態(tài)質(zhì)量取決于草地生態(tài)系統(tǒng)結(jié)構(gòu)和功能2個(gè)方面。草地生態(tài)質(zhì)量不斷變化的原因,既有來(lái)自生態(tài)系統(tǒng)內(nèi)部自愈能力的影響,又受到系統(tǒng)外部人為因素的干擾[26]。通過(guò)分析草地生態(tài)系統(tǒng)結(jié)構(gòu)和功能的穩(wěn)定性與脆弱性,客觀評(píng)價(jià)研究區(qū)草地生態(tài)質(zhì)量?；诖?本文從穩(wěn)定性和脆弱性2個(gè)方面,結(jié)合已有對(duì)生態(tài)質(zhì)量的相關(guān)研究[29- 30],構(gòu)建四子王旗草地生態(tài)質(zhì)量評(píng)價(jià)體系(表1)。

(2)指標(biāo)處理。為消除指標(biāo)之間的量綱差異,需對(duì)所選指標(biāo)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。文中采用極差法對(duì)穩(wěn)定性和脆弱性各類指標(biāo)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。穩(wěn)定性指標(biāo)值為越大越好,脆弱性指標(biāo)值為越小越好。式中,Rij為指標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)化值；Xij為指標(biāo)值,Xjmin和Xjmax分別為第j個(gè)指標(biāo)的最小值和最大值。

Rij=(Xij-minXij)/(maxXij-minXij)

(1)

(3)權(quán)重確定。本文采用熵權(quán)法計(jì)算各指標(biāo)的權(quán)重。

(2)

(3)

式中,Wj為指標(biāo)權(quán)重,Hj為第j項(xiàng)指標(biāo)的熵,n為草地按村域劃分的樣本數(shù),m為穩(wěn)定性或脆弱性分類下草地生態(tài)質(zhì)量評(píng)價(jià)指標(biāo)的項(xiàng)數(shù),Pj表示j項(xiàng)指標(biāo)的出現(xiàn)概率,K為玻爾茲曼常量；熵為發(fā)生概率的度量,當(dāng)各項(xiàng)指標(biāo)的發(fā)生概率相等時(shí),即Pj=1/n,Hj取值最大,此時(shí)熵最大。

(4)草地生態(tài)質(zhì)量綜合指數(shù)測(cè)算。結(jié)合指標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)化值和權(quán)重值,采用綜合指數(shù)法測(cè)算四子王旗各村域草地生態(tài)質(zhì)量。

(4)

(5)

GLEQ=GLES/GLEF

(6)

式中,GLES和GLEF分別代表草地生態(tài)質(zhì)量分類中的穩(wěn)定性和脆弱性；n為樣本數(shù)；GLEQ代表草地生態(tài)質(zhì)量評(píng)價(jià)指數(shù)。

(5)草地生態(tài)質(zhì)量分類。本文采用自然間斷法[31]對(duì)四子王旗各村域草地生態(tài)質(zhì)量進(jìn)行類型劃分。該方法因其便于操作且處理速度快,被學(xué)者廣泛應(yīng)用于生態(tài)系統(tǒng)評(píng)價(jià)當(dāng)中。

表1 景觀生態(tài)視角的草地生態(tài)質(zhì)量評(píng)價(jià)指標(biāo)及其權(quán)重

2.1.2空間自相關(guān)

文中采用Moran′s I 空間自相關(guān)模型[32]分析四子王旗各村域草地生態(tài)質(zhì)量的空間聚散性?？臻g自相關(guān)分為全局空間自相關(guān)I和局部空間自相關(guān)Ii。其中,全局空間自相關(guān)是檢驗(yàn)研究區(qū)內(nèi)各鄰近區(qū)域間是否存在空間相關(guān)性,局部空間自相關(guān)是檢驗(yàn)觀測(cè)區(qū)域與周邊區(qū)域的空間關(guān)聯(lián)和空間差異(公式7和8)。

(7)

(8)

2.1.3地理加權(quán)回歸模型

(1)地理加權(quán)回歸模型(GWR模型)。不同于最小二乘回歸模型(OLS模型),GWR模型更適用于空間數(shù)據(jù),能夠克服變量的空間異質(zhì)和空間依賴。GWR模型不僅能夠?qū)Σ煌瑓^(qū)域的影響因素進(jìn)行估計(jì),還允許局部參數(shù)估計(jì),使變量間的相互關(guān)系隨空間位置的變化而變化,得到更貼近客觀現(xiàn)實(shí)的估計(jì)結(jié)果[33]。模型如下：

(9)

式中,Yi為第i個(gè)村域的草地生態(tài)質(zhì)量；(μi,νi)是該村域中心地理坐標(biāo)；βk(μi,νi)為第i個(gè)村域的回歸系數(shù)；εi為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

為避免個(gè)別村域的鄰近區(qū)域樣本數(shù)據(jù)稀疏而導(dǎo)致的估計(jì)誤差,文中采用高斯核函數(shù)確定權(quán)重。

(10)

式中,dij是回歸點(diǎn)i與數(shù)據(jù)j的歐式距離；b為帶寬,其值大小影響GWR模型的空間變量。根據(jù)Stephen等最優(yōu)帶寬的確定經(jīng)驗(yàn),GWR模型赤池信息(Akaike)最小,帶寬b最佳。同時(shí),考慮村域樣本數(shù)量相對(duì)較少等情形,文中結(jié)合AICc確定最終帶寬。

(2)變量選取。因變量草地生態(tài)質(zhì)量主要采用綜合指數(shù)法進(jìn)行定量化測(cè)算；影響草地生態(tài)質(zhì)量的自變量來(lái)源于人口、經(jīng)濟(jì)、環(huán)境和資源等4個(gè)方面的壓力。結(jié)合四子王旗數(shù)據(jù)獲取的實(shí)際情況,確定壓力變量為：人口壓力的人口密度和勞動(dòng)人口比,經(jīng)濟(jì)壓力的人均GDP和至城鎮(zhèn)中心距離,環(huán)境壓力的生態(tài)用地比和土地城鎮(zhèn)化率,資源壓力的人均耕地面積和草地載畜量。

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析

2.2 數(shù)據(jù)來(lái)源與處理

數(shù)據(jù)主要來(lái)源有：研究單元是四子王旗13個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)、蘇木(含牧場(chǎng))中的130個(gè)行政村或嘎查；地理空間數(shù)據(jù)來(lái)源于2016年四子王旗土地利用現(xiàn)狀數(shù)據(jù)；社會(huì)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)來(lái)源于2017年編制的《四子王旗統(tǒng)計(jì)年鑒》。

數(shù)據(jù)處理過(guò)程如下：(1)結(jié)合土地利用現(xiàn)狀圖,提取四子王旗境內(nèi)所有草地斑塊,通過(guò)套合行政區(qū)界線,篩選草地斑塊面積≥400 m2進(jìn)行上圖分析；(2)采用ArcGIS 10.2軟件,對(duì)地理空間數(shù)據(jù)進(jìn)行柵格化處理,分辨率為30×30 m,形成可供Fragstats 4.2處理的GIFF數(shù)據(jù),進(jìn)而運(yùn)算得到草地生態(tài)質(zhì)量評(píng)價(jià)的相關(guān)指標(biāo),包括草地斑塊密度、景觀蔓延度、景觀多樣性指數(shù)、景觀鄰近度、景觀優(yōu)勢(shì)度、景觀分形維數(shù)、景觀分離度、景觀破碎度、道路切割度和景觀變異系數(shù)；(3)景觀干擾度和景觀污染度采用ArcGIS 10.2多環(huán)緩沖區(qū)和空間統(tǒng)計(jì)進(jìn)行提取,景觀覆被指數(shù)和景觀結(jié)構(gòu)指數(shù)通過(guò)統(tǒng)計(jì)計(jì)算得到；(4)草地生態(tài)質(zhì)量評(píng)價(jià)指數(shù)利用SPSS 22.0進(jìn)行處理計(jì)算。

3 結(jié)果與分析

3.1 草地生態(tài)質(zhì)量的評(píng)價(jià)結(jié)果與類型劃分

文中采用極差法對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理,采用熵權(quán)法計(jì)算指標(biāo)權(quán)重,并運(yùn)用綜合指數(shù)法測(cè)算四子王旗130個(gè)行政村的草地生態(tài)質(zhì)量,通過(guò)自然間斷法對(duì)各村域草地生態(tài)質(zhì)量進(jìn)行劃分,最終得到研究區(qū)草地生態(tài)質(zhì)量評(píng)價(jià)結(jié)果和劃分類型(表3和圖2)。

2016年四子王旗草地生態(tài)質(zhì)量的指數(shù)變化為0.003—0.756,不同區(qū)域空間分布差異明顯,北部牧區(qū)指數(shù)較高,南部農(nóng)區(qū)指數(shù)較低,呈現(xiàn)出北高南低的空間特征。四子王旗草地生態(tài)質(zhì)量的總體評(píng)價(jià)為敏感脆弱型。其中,劃分類型為穩(wěn)定型的村域有5個(gè),面積為2944.59 km2,占四子王旗總面積的12.25%,主要分布在江岸蘇木、鬧木更蘇木和紅格爾蘇木；劃分類型為一般型的村域有9個(gè),所占面積比約為5.32%,主要分布在烏蘭花鎮(zhèn)和查干補(bǔ)力格蘇木；劃分類型為敏感型的村域有107個(gè),占四子王旗村域個(gè)數(shù)的82.3%,總面積為19598.74 km2,主要分布在旗界邊緣并向內(nèi)包圍其他劃分類型。另外,草地生態(tài)質(zhì)量為脆弱型的村域主要分散于東八號(hào)鄉(xiāng)、庫(kù)倫圖鎮(zhèn)和供濟(jì)堂鎮(zhèn)。文中,四子王旗草地生態(tài)質(zhì)量最大指數(shù)值(0.756)的村域?yàn)榻短K木的江岸嘎查,草地生態(tài)質(zhì)量最小指數(shù)值(0.003)的村域位于烏蘭花鎮(zhèn)的文北路社區(qū)。

表3 草地生態(tài)質(zhì)量劃分標(biāo)準(zhǔn)及類型

圖2 四子王旗草地生態(tài)質(zhì)量類型及LISA聚散圖Fig.2 Grassland ecological quality type and LISA cluster map in Siziwang Banner

3.2 草地生態(tài)質(zhì)量空間自相關(guān)分析結(jié)果

基于Geoda軟件,計(jì)算四子王旗村域草地生態(tài)質(zhì)量的空間相關(guān)性。全局空間自相關(guān)計(jì)算結(jié)果顯示：四子王旗草地生態(tài)質(zhì)量的全局Moran′s I指數(shù)為0.137,在5%顯著性水平下,Z(I)為3.06,其值高于臨界值1.96,通過(guò)了顯著性檢驗(yàn),表明四子王旗草地生態(tài)質(zhì)量空間格局并非呈現(xiàn)完全的隨機(jī)分布,而是具有一定的空間聚散特征,即生態(tài)質(zhì)量鄰近的區(qū)域相對(duì)集聚。為了解四子王旗各村域間草地生態(tài)質(zhì)量的空間相關(guān),通過(guò)繪制LISA顯著性分布圖,進(jìn)一步了解空間格局的分布差異(圖2)。四子王旗空間聚散特征呈現(xiàn)出明顯的高高集聚、低低集聚和低高集聚。從圖3看出,四子王旗草地生態(tài)質(zhì)量呈現(xiàn)出高高集聚區(qū)主要分布在北部的江岸蘇木和鬧木更蘇木,而低低集聚區(qū)則分散于位于東南部的東八號(hào)鄉(xiāng)、中部的烏蘭花鎮(zhèn)和西南部的供濟(jì)堂鎮(zhèn),說(shuō)明上述區(qū)域的草地生態(tài)質(zhì)量的空間集聚效應(yīng)明顯,空間分布的差異程度較小,具有空間正相關(guān)性；低高集聚區(qū)主要分布于紅格爾蘇木和查干補(bǔ)力格蘇木,表明該區(qū)域的草地生態(tài)質(zhì)量較低,與周邊區(qū)域生態(tài)質(zhì)量的空間差異顯著,存在明顯的空間負(fù)相關(guān)。

3.3 OLS與GWR的模型比較

為避免線性相關(guān),在構(gòu)建回歸模型前先進(jìn)行指標(biāo)共線性檢驗(yàn)。當(dāng)解釋變量之間存在較為嚴(yán)重的多重共線性時(shí),將會(huì)造成偽回歸的計(jì)量結(jié)果。為此,本文采用容差和方差因子進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn),檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)為：如果某一變量的容差值近似為零,方差因子大于10,那么認(rèn)為指標(biāo)間存在多重共線性。結(jié)果顯示(表2)有人口密度和土地城鎮(zhèn)化率的容差趨于0,方差因子分別為113.94和119.12,說(shuō)明該類指標(biāo)間存在較為嚴(yán)重的多重共線性。

3.3.1OLS模型結(jié)果分析

通過(guò)剔除引起共線性的相關(guān)變量,以表4中的6個(gè)指標(biāo)為自變量,以草地生態(tài)質(zhì)量為因變量,創(chuàng)建OLS回歸模型。結(jié)果顯示僅有至城鎮(zhèn)中心距離、生態(tài)用地比和草地載畜量3個(gè)變量通過(guò)了顯著性檢驗(yàn),明顯與預(yù)期結(jié)果不符。為了消除指數(shù)趨勢(shì),對(duì)6個(gè)變量進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理,其中,勞動(dòng)人口比和生態(tài)用地比2個(gè)自變量采用工具變量ln(LB+1)和ln(UR+1)進(jìn)行處理,分析得到人均GDP和人均耕地面積未能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。綜上,基于OLS模型的回歸估計(jì)對(duì)草地生態(tài)質(zhì)量空間分布與其影響因素之間的解釋性相對(duì)較差。

3.3.2GWR模型結(jié)果分析

為比較不同模型的估計(jì)參數(shù),GWR模型選用OLS模型篩選的相同變量進(jìn)行估計(jì)。文中采用SAM軟件,以四子王旗各村域的重心坐標(biāo)構(gòu)建GWR模型。結(jié)果表明(表5)影響草地生態(tài)質(zhì)量的自變量均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn),與草地生態(tài)質(zhì)量變化呈正相關(guān)的因素依次是生態(tài)用地比、人均耕地面積和草地載畜量。其中,在其他條件不變的前提下,生態(tài)用地占區(qū)域面積比例每增加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)單位,草地生態(tài)質(zhì)量將增加0.142倍；而與草地生態(tài)質(zhì)量呈負(fù)相關(guān)的因素依次是至城鎮(zhèn)中心距離、勞動(dòng)人口比和人均GDP,其中,在其他條件不變的前提下,村域中心至城鎮(zhèn)中心的距離每增加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)單位,草地生態(tài)質(zhì)量將下降0.202倍。分析發(fā)現(xiàn),經(jīng)濟(jì)壓力和環(huán)境壓力對(duì)于四子王旗草地生態(tài)質(zhì)量的影響明顯高于人口壓力和資源壓力?？赡艿慕忉屖遣莸厣鷳B(tài)質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)發(fā)展和環(huán)境狀況更密切。四子王旗屬于國(guó)家級(jí)貧困縣,各鄉(xiāng)鎮(zhèn)、蘇木經(jīng)濟(jì)發(fā)展不均衡,經(jīng)濟(jì)驅(qū)動(dòng)與環(huán)境狀況對(duì)村域草地生態(tài)質(zhì)量空間分布的影響較大。對(duì)于草地載畜量與草地生態(tài)質(zhì)量呈正相關(guān)的結(jié)論,可能的解釋是生態(tài)系統(tǒng)的尺度敏感問題。地理學(xué)研究對(duì)象的尺度依賴同樣適用于景觀生態(tài)學(xué),以往景觀生態(tài)學(xué)研究多是在省域或流域等大尺度上開展的,而本文采用村域尺度更加體現(xiàn)了景觀生態(tài)系統(tǒng)對(duì)尺度的敏感特征。

表4 最小二乘回歸模型的估計(jì)結(jié)果

*、**和***分別表示在90%、95%和99%置信水平的顯著性

表5 地理加權(quán)回歸模型的估計(jì)結(jié)果

3.3.3回歸模型結(jié)果比較

表6 基于OLS模型與GWR模型的參數(shù)估計(jì)比較

3.4 基于GWR模型的影響因素分析

采用ArcGIS10.2軟件,對(duì)6個(gè)自變量的回歸系數(shù)進(jìn)行空間顯示(圖3),反映四子王旗草地生態(tài)質(zhì)量與各影響因素之間的復(fù)雜關(guān)系。

(1)人口壓力對(duì)草地生態(tài)質(zhì)量的影響。勞動(dòng)人口比所反映的人口問題是影響草地生態(tài)質(zhì)量的一個(gè)重要方面。勞動(dòng)人口比與草地生態(tài)質(zhì)量呈負(fù)相關(guān)關(guān)系,意味著每增加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)單位的勞動(dòng)人口比,草地生態(tài)質(zhì)量將下降0.070倍。從回歸系數(shù)的空間分布上看,該區(qū)呈現(xiàn)出由西北向東南逐漸遞減的趨勢(shì),其中最大值出現(xiàn)在江岸蘇木的達(dá)賴嘎查,最小值位于白音朝克圖鎮(zhèn)的太吉敖包嘎查。四子王旗西北地區(qū)是圍墾和禁牧的重點(diǎn)區(qū)域,生態(tài)移民及其人口外遷所導(dǎo)致的勞動(dòng)人口輸出明顯減少了人為因素對(duì)于草原環(huán)境的破壞。

(2)經(jīng)濟(jì)壓力對(duì)草地生態(tài)質(zhì)量的影響。經(jīng)濟(jì)壓力通過(guò)經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)能力和交通區(qū)位條件2個(gè)方面予以體現(xiàn),以人均GDP和至城鎮(zhèn)中心距離的回歸系數(shù)來(lái)反映其對(duì)草地生態(tài)質(zhì)量的影響?？傮w上,人均GDP與草地生態(tài)質(zhì)量呈負(fù)相關(guān)關(guān)系,其負(fù)高值位于紅格爾蘇木-查干補(bǔ)力格蘇木-白音朝克圖鎮(zhèn)的橫向軸線上,回歸系數(shù)值分布在-8.729—-5.604之間,由于該區(qū)是農(nóng)區(qū)與牧區(qū)的分界線,差異性的禁牧政策使得該區(qū)農(nóng)牧經(jīng)濟(jì)活動(dòng)較為頻繁,外部性因素對(duì)草場(chǎng)的干擾較為明顯；交通區(qū)位影響下草地生態(tài)質(zhì)量呈現(xiàn)出條帶狀的分布特征,條帶中心的半牧區(qū)是最強(qiáng)干擾區(qū)域,干擾強(qiáng)度由此向兩邊弱化。

圖3 基于GWR模型的2016年四子王旗草地生態(tài)質(zhì)量影響因素回歸系數(shù)空間分布圖Fig.3 Spatial distribution of the regression coefficients of driving factors of grassland ecological quality based on GWR model in Siziwang Banner

(3)環(huán)境壓力對(duì)草地生態(tài)質(zhì)量的影響。環(huán)境壓力對(duì)于四子王旗草地生態(tài)質(zhì)量的影響主要反映在資源配置方面；生態(tài)用地比例越高,來(lái)自生態(tài)環(huán)境的壓力就越低。生態(tài)用地比與草地生態(tài)質(zhì)量呈正相關(guān)關(guān)系,該指標(biāo)每增加1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)單位,草地生態(tài)質(zhì)量提升0.142倍,其回歸系數(shù)的高值中心主要位于江岸蘇木和鬧木更蘇木。因地處國(guó)家生態(tài)安全屏障保護(hù)區(qū),北部天然草場(chǎng)受外部性干擾影響較小。京津風(fēng)沙源治理工程和退耕還林還草政策的推動(dòng),致使該區(qū)生態(tài)用地比例不斷提升,生態(tài)結(jié)構(gòu)趨于穩(wěn)定,草地生態(tài)系統(tǒng)的自愈能力得到了極大的提高。

(4)資源壓力對(duì)草地生態(tài)質(zhì)量的影響。資源壓力是影響四子王旗草地生態(tài)質(zhì)量空間分布的重要方面,通過(guò)人均耕地面積和草地載畜量予以體現(xiàn)。人均耕地面積與草地生態(tài)質(zhì)量呈正相關(guān)關(guān)系,該指標(biāo)每增加1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)單位,草地生態(tài)質(zhì)量將提高0.049倍,其高值中心位于江岸蘇木的衛(wèi)境嘎查,低值中心位于鬧木更蘇木的山達(dá)賴嘎查；草地載畜量與草地生態(tài)質(zhì)量呈正相關(guān)關(guān)系,其高值中心位于白音朝克圖鎮(zhèn)的巴音朱日河嘎查,低值中心位于鬧木更蘇木的寶日花嘎查。以上地區(qū)是草原禁牧和生態(tài)移民的實(shí)施區(qū)域,當(dāng)?shù)啬撩裢ㄟ^(guò)圈養(yǎng)牲畜或移民耕種,轉(zhuǎn)變了傳統(tǒng)超載過(guò)牧的生產(chǎn)方式,降低了資源過(guò)耗對(duì)草地生態(tài)系統(tǒng)傳遞的壓力。

4 討論

地處北方荒漠草原區(qū)的四子王旗,屬我國(guó)重要的生態(tài)安全屏障區(qū)。自然因素和人為擾動(dòng)致使該區(qū)草地生態(tài)系統(tǒng)更具脆弱性和敏感性,村域草地生態(tài)質(zhì)量的空間差異更為明顯。本文的改進(jìn)是立足于草地生態(tài)系統(tǒng)的結(jié)構(gòu)與功能,將相對(duì)抽象的景觀變量引入草地生態(tài)質(zhì)量評(píng)價(jià)中,對(duì)比OLS與GWR模型估計(jì)參數(shù),選擇較高精度的回歸方法對(duì)引起草地生態(tài)質(zhì)量差異性空間分布的影響因素進(jìn)行分析。由于傳統(tǒng)最小二乘回歸模型僅適用于全局回歸或平均估計(jì),難以克服草地生態(tài)質(zhì)量影響因素的異質(zhì)性和不穩(wěn)定特征,造成壓力變量對(duì)草地生態(tài)質(zhì)量解釋精度的降低。文中經(jīng)濟(jì)壓力指標(biāo)的人均GDP和資源壓力指標(biāo)的人均耕地面積對(duì)草地生態(tài)質(zhì)量空間分布影響不顯著的結(jié)果證實(shí)了這一結(jié)論；而地理加權(quán)回歸模型能夠克服空間數(shù)據(jù)的非平穩(wěn)特征,允許參數(shù)估計(jì)隨空間位置的變化而變化,提高評(píng)價(jià)結(jié)果的估計(jì)精度,使結(jié)果分析更能符合客觀實(shí)際。

除了改進(jìn)方法提升精度外,還需說(shuō)明的是研究視角和評(píng)價(jià)體系。從研究角度上看,不同視角的草地生態(tài)質(zhì)量評(píng)價(jià)所反映的評(píng)價(jià)目標(biāo)不同。其中,生產(chǎn)角度主要體現(xiàn)草地生產(chǎn)力的高低或草地資源的優(yōu)劣,經(jīng)濟(jì)角度體現(xiàn)了草地資源的經(jīng)濟(jì)價(jià)值或經(jīng)濟(jì)水平,生態(tài)角度著重反映草地生態(tài)服務(wù)價(jià)值或景觀生態(tài)功能。Dyksterhuis[34]通過(guò)草原植被和草原基況來(lái)評(píng)價(jià)草地生產(chǎn)價(jià)值；任繼周[35]基于草地生產(chǎn)特性,從“用途-農(nóng)業(yè)化-系統(tǒng)化”方面評(píng)價(jià)草地經(jīng)濟(jì)價(jià)值；謝高地等[36]基于草地生態(tài)屬性對(duì)中國(guó)自然草地生態(tài)系統(tǒng)的服務(wù)價(jià)值進(jìn)行核算。隨著生態(tài)功能與景觀服務(wù)關(guān)注度的提升,瞄準(zhǔn)景觀生態(tài)視角的草地生態(tài)質(zhì)量評(píng)價(jià)已逐步應(yīng)用于草地修復(fù)、草原保護(hù)以及草地生態(tài)環(huán)境等方面。故本文采用景觀生態(tài)視角,圖譜分析草地生態(tài)質(zhì)量空間差異及其影響因素,用以反映和表達(dá)研究區(qū)草地資源的生態(tài)屬性和地理特征。從評(píng)價(jià)體系上看,草地生態(tài)質(zhì)量的脆弱敏感特征綜合體現(xiàn)在草地生態(tài)系統(tǒng)的結(jié)構(gòu)與功能等方面,所以科學(xué)、客觀并針對(duì)性地構(gòu)建指標(biāo)評(píng)價(jià)體系是草地生態(tài)質(zhì)量評(píng)價(jià)的重要環(huán)節(jié)。不同于Borja等[37]為突出生態(tài)系統(tǒng)功能所建立的評(píng)價(jià)框架,也區(qū)別于吳海燕等[38]所強(qiáng)調(diào)的生態(tài)系統(tǒng)結(jié)構(gòu),本研究并重草地生態(tài)系統(tǒng)結(jié)構(gòu)與功能,從穩(wěn)定性和脆弱性兩個(gè)方面選取景觀變量來(lái)構(gòu)建指標(biāo)體系,這對(duì)草地生態(tài)質(zhì)量評(píng)價(jià)更具有實(shí)踐意義。

5 結(jié)論

本文以內(nèi)蒙古四子王旗為例,基于景觀生態(tài)視角并采用景觀生態(tài)質(zhì)量評(píng)價(jià)理論與方法,分析荒漠草地生態(tài)質(zhì)量的空間差異,通過(guò)地理加權(quán)回歸模型對(duì)影響草地生態(tài)質(zhì)量的非均衡因素進(jìn)行回歸估計(jì),評(píng)估外源壓力對(duì)草地生態(tài)質(zhì)量的影響。

(1)通過(guò)對(duì)草地生態(tài)質(zhì)量綜合評(píng)價(jià)和類型劃分得知,2016年四子王旗各村域草地生態(tài)質(zhì)量綜合指數(shù)的變化范圍為0.003—0.765,敏感脆弱型的村域約占研究區(qū)域的82.73%,且在空間分布上存在北部高南部低的區(qū)域差異；Moran′s I 指數(shù)分析可知,草地生態(tài)質(zhì)量存在一定的空間自相關(guān),局部空間相關(guān)性表現(xiàn)在高高集聚、低低集聚和低高集聚,反映出研究區(qū)草地生態(tài)質(zhì)量空間分布的非均衡性與空間依賴。

(2)利用篩選后的6個(gè)變量與草地生態(tài)質(zhì)量分別進(jìn)行OLS和GWR回歸估計(jì),GWR模型在處理非平穩(wěn)空間變量具有明顯優(yōu)勢(shì),較比以平穩(wěn)性假設(shè)嵌入的全局最小二乘線性估計(jì),克服了精度不足的缺陷。對(duì)比發(fā)現(xiàn),GWR模型對(duì)草地生態(tài)質(zhì)量變異解釋程度為49%,明顯高于OLS模型的估計(jì)精度。

(3)從GWR模型對(duì)四子王旗草地生態(tài)質(zhì)量影響因素回歸系數(shù)的空間分布上看,草地生態(tài)質(zhì)量變化具有明顯的空間差異。經(jīng)濟(jì)壓力和環(huán)境壓力對(duì)于草地生態(tài)質(zhì)量的影響明顯高于人口壓力和資源壓力；與草地生態(tài)質(zhì)量變化呈正相關(guān)的因素依次是生態(tài)用地比、人均耕地面積和草地載畜量,而呈負(fù)相關(guān)的因素依次是至城鎮(zhèn)中心距離、勞動(dòng)人口比和人均GDP。