基于GWR的湖北省社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素對(duì)生態(tài)服務(wù)價(jià)值的影響

陳 彧，李江風(fēng)，徐 佳

（1. 中國(guó)地質(zhì)大學(xué)（武漢）公共管理學(xué)院， 湖北 武漢 430074；2. 中國(guó)地質(zhì)大學(xué)（武漢）緊缺礦產(chǎn)資源勘查協(xié)同創(chuàng)新中心， 湖北 武漢 430074）

基于GWR的湖北省社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素對(duì)生態(tài)服務(wù)價(jià)值的影響

陳 彧1，李江風(fēng)1，徐 佳2

（1. 中國(guó)地質(zhì)大學(xué)（武漢）公共管理學(xué)院， 湖北 武漢 430074；2. 中國(guó)地質(zhì)大學(xué)（武漢）緊缺礦產(chǎn)資源勘查協(xié)同創(chuàng)新中心， 湖北 武漢 430074）

研究目的：掌握湖北省社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素對(duì)生態(tài)服務(wù)價(jià)值影響的空間分異情況，為湖北省不同區(qū)域的經(jīng)濟(jì)社會(huì)和生態(tài)環(huán)境的協(xié)調(diào)發(fā)展提供科學(xué)參考。研究方法：構(gòu)建地理加權(quán)回歸模型。研究結(jié)果：（1）第一產(chǎn)業(yè)對(duì)生態(tài)服務(wù)價(jià)值的負(fù)面影響由西至東逐漸減弱；（2）第二產(chǎn)業(yè)對(duì)鄂東地區(qū)生態(tài)服務(wù)價(jià)值負(fù)面影響較為顯著，鄂中地區(qū)較弱，在鄂西地區(qū)則表現(xiàn)出正面影響；（3）第三產(chǎn)業(yè)主要對(duì)鄂西北及鄂中地區(qū)生態(tài)服務(wù)價(jià)值呈現(xiàn)正面影響，其他地區(qū)則不太明顯；（4）城鎮(zhèn)化對(duì)生態(tài)服務(wù)價(jià)值的負(fù)面影響由西至東逐漸減弱，對(duì)鄂東地區(qū)負(fù)面影響十分微弱；（5）人口因素主要對(duì)湖北省人口比較集中的沿江平原地區(qū)造成顯著的負(fù)面影響。研究結(jié)論：應(yīng)根據(jù)不同地區(qū)社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素對(duì)生態(tài)服務(wù)功能影響的差異，采取適合當(dāng)?shù)氐牟顒e化發(fā)展方式。

土地評(píng)價(jià)；地理加權(quán)回歸模型；生態(tài)服務(wù)價(jià)值；社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素；湖北省

近年來(lái)中國(guó)社會(huì)經(jīng)濟(jì)步入“新常態(tài)”，從資源環(huán)境約束方面來(lái)看，表現(xiàn)為目前的環(huán)境承載能力已經(jīng)達(dá)到或者接近上限，因此必須調(diào)整發(fā)展思路，推進(jìn)形成生態(tài)環(huán)境與社會(huì)經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的新方式。鑒于此，本文旨在選取具有代表性的社會(huì)經(jīng)濟(jì)影響因素，分析各因素對(duì)生態(tài)服務(wù)價(jià)值影響的規(guī)律，對(duì)湖北省的可持續(xù)發(fā)展提供支撐。

現(xiàn)有研究中[1]，有學(xué)者從社會(huì)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)與生態(tài)系統(tǒng)協(xié)調(diào)度的角度，通過(guò)對(duì)兩者的時(shí)序發(fā)展曲線進(jìn)行擬合，對(duì)擬合度進(jìn)行分析從而判斷兩者是否協(xié)調(diào)發(fā)展[2-4]；也有學(xué)者對(duì)不同系統(tǒng)的關(guān)鍵性指標(biāo)進(jìn)行回歸建模，其回歸模型的應(yīng)用經(jīng)歷了從經(jīng)典多元線性回歸到考慮空間數(shù)據(jù)自相關(guān)因素的空間自回歸模型的演化過(guò)程[5-7]。這些研究總體上仍然是從研究區(qū)域的全局角度進(jìn)行分析或建模，其研究結(jié)果主要還是體現(xiàn)了研究區(qū)整體的一般性規(guī)律。然而地理空間數(shù)據(jù)具有空間非平穩(wěn)性，因此需要有能描述這種空間分異現(xiàn)象的局部空間模型，而地理加權(quán)回歸模型（GWR）則可以解決該問(wèn)題：該模型擴(kuò)展了多元線性回歸模型，其回歸系數(shù)可以隨地理位置變化而變化，因此可以反映影響因素的空間分異情況[8-9]。本文利用該模型，進(jìn)行地理加權(quán)回歸模型的構(gòu)建，對(duì)土地生態(tài)服務(wù)價(jià)值驅(qū)動(dòng)因素的空間分異特征進(jìn)行分析，為地區(qū)生態(tài)經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展提供參考。

1 研究區(qū)域概況

湖北省鄂西地區(qū)主要以山地為主，中間是雄奇壯美的長(zhǎng)江三峽；鄂中地區(qū)則是坦蕩寬闊的江漢平原，其間湖泊密布，大片田洋分布其中。往北則是大洪山低山丘陵區(qū)，漢水由此而過(guò)，其間形成鄂北平原崗地；鄂東地區(qū)兩側(cè)主要為桐柏—大別山系和幕阜山脈，中間長(zhǎng)江橫貫而過(guò)，江湖沖擊形成平坦的沿江平原。

十八大首次將“生態(tài)文明建設(shè)”提升到國(guó)家建設(shè)和發(fā)展總布局的高度。由過(guò)去的經(jīng)濟(jì)建設(shè)、政治建設(shè)、文化建設(shè)、社會(huì)建設(shè)“四位一體”，變成現(xiàn)在的“五位一體”。湖北省響應(yīng)國(guó)家發(fā)展戰(zhàn)略，先后提出了“兩型社會(huì)—武漢城市圈”、“鄂西生態(tài)文化旅游圈”以及“長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶”的戰(zhàn)略構(gòu)想。“兩圈一帶”的發(fā)展戰(zhàn)略以生態(tài)環(huán)境和社會(huì)經(jīng)濟(jì)的協(xié)同發(fā)展為核心，強(qiáng)調(diào)區(qū)域間的統(tǒng)籌發(fā)展以及生態(tài)環(huán)境的約束，構(gòu)成湖北省發(fā)展的基本框架。因此，本文即以2012年為切入點(diǎn)，深入分析社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素對(duì)土地生態(tài)服務(wù)價(jià)值的影響，揭示其中規(guī)律，為湖北省可持續(xù)發(fā)展提供參考。

2 數(shù)據(jù)來(lái)源和研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源與處理

生態(tài)服務(wù)功能是指生態(tài)系統(tǒng)和生態(tài)過(guò)程所形成和所維持的人類賴以生存的自然效用。生態(tài)服務(wù)價(jià)值則是其功能效用的價(jià)值化體現(xiàn)[10]。近年來(lái)研究已證實(shí)，利用土地利用/覆蓋來(lái)評(píng)價(jià)生態(tài)服務(wù)價(jià)值是可行的[11-13]。因此，本文借助謝高地等提出的中國(guó)生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)價(jià)值當(dāng)量因子表[12]，對(duì)湖北省各縣、市的生態(tài)服務(wù)價(jià)值進(jìn)行評(píng)估，并利用歸一化植被指數(shù)（NDVI）進(jìn)行生物量修正。生態(tài)服務(wù)價(jià)值計(jì)算使用的2012年土地利用數(shù)據(jù)來(lái)自湖北省國(guó)土資源廳提供的土地利用變更調(diào)查數(shù)據(jù)，其縣級(jí)尺度上采用的是1∶1萬(wàn)的比例尺，數(shù)據(jù)精度可靠。NDVI值來(lái)源于SPOT_Vegetation（2012年）的逐旬?dāng)?shù)據(jù)（數(shù)據(jù)來(lái)源于黑河計(jì)劃數(shù)據(jù)管理中心）。社會(huì)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)來(lái)源于湖北省農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒。本文以湖北省91個(gè)縣（市、區(qū)）為評(píng)價(jià)單元，按縣分別統(tǒng)計(jì)上述各項(xiàng)數(shù)據(jù)。

另外，由于不同背景的學(xué)科對(duì)城鎮(zhèn)化相關(guān)概念和定義的理解存在差異，一般從統(tǒng)計(jì)口徑得到的城鎮(zhèn)化率指標(biāo)主要反映的是人口城鎮(zhèn)化水平，而本研究更傾向于表達(dá)城鎮(zhèn)化的綜合發(fā)展水平，而目前多數(shù)研究所采用的復(fù)合指標(biāo)法對(duì)于指標(biāo)的確定和數(shù)據(jù)的采集均存在操作上的困難性，因此本文采用遙感領(lǐng)域經(jīng)常應(yīng)用的夜間燈光指數(shù)來(lái)反映城鎮(zhèn)化的綜合發(fā)展程度，該數(shù)據(jù)可以在大尺度范圍內(nèi)進(jìn)行全方位的獲取，克服了數(shù)據(jù)采集上的困難。該數(shù)據(jù)是1976年發(fā)射的美國(guó)軍事氣象衛(wèi)星DMSP攜帶的OLS傳感器探測(cè)到夜間低強(qiáng)度燈光，其空間分辨率為1 km，可以綜合反映人類的活動(dòng)信息，其值越高表示人類生產(chǎn)活動(dòng)越頻繁，可以反映城鎮(zhèn)化綜合發(fā)展的強(qiáng)度大小[14]。

2.2 生態(tài)服務(wù)價(jià)值的評(píng)估方法

2.2.1 生態(tài)服務(wù)價(jià)值當(dāng)量因子表 生態(tài)服務(wù)價(jià)值的估算方法中影響最廣泛的當(dāng)屬謝高地[12]在Costanza等的評(píng)估方法基礎(chǔ)上制定的中國(guó)生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)價(jià)值當(dāng)量因子表。該表定義1hm2的農(nóng)田食物生產(chǎn)的生態(tài)服務(wù)價(jià)值當(dāng)量為1，其他生態(tài)系統(tǒng)各類生態(tài)服務(wù)價(jià)值的當(dāng)量因子則是其相對(duì)于農(nóng)田食物生產(chǎn)服務(wù)功能的貢獻(xiàn)大小。

2.2.2 單位面積農(nóng)田食物生產(chǎn)生態(tài)服務(wù)價(jià)值 根據(jù)謝高地等[15-16]的研究，單位面積農(nóng)田食物生產(chǎn)生態(tài)服務(wù)價(jià)值（即1個(gè)當(dāng)量因子的價(jià)值）相對(duì)于當(dāng)年研究區(qū)域平均糧食單產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)值的1/7，可用如下公式計(jì)算：

式1中，Ea為單位農(nóng)田生態(tài)系統(tǒng)提供食物生產(chǎn)服務(wù)功能的經(jīng)濟(jì)價(jià)值（元/hm2）；i為作物種類，湖北省主要糧食作物有水稻、小麥、油菜等；pi為i種糧食作物平均價(jià)格（元/t）；qi為i種糧食作物單產(chǎn)（t）；mi為第i種糧食作物面積（hm2）；M為糧食作物總面積。

2.2.3 湖北省各區(qū)域生態(tài)服務(wù)價(jià)值的確定 根據(jù)當(dāng)量因子表中各類土地利用類型生態(tài)服務(wù)價(jià)值所相對(duì)于農(nóng)田食物生產(chǎn)服務(wù)價(jià)值的大小（即當(dāng)量因子），可計(jì)算出每種地類的單位面積生態(tài)服務(wù)價(jià)值（表1）。土地類型與生態(tài)系統(tǒng)按相應(yīng)關(guān)系對(duì)應(yīng)，其中園地取林地和草地的平均值，建設(shè)用地生態(tài)服務(wù)價(jià)值計(jì)為0。

最后以縣為單位根據(jù)每種地類的面積對(duì)生態(tài)服務(wù)價(jià)值進(jìn)行匯總，得到各縣總的生態(tài)服務(wù)價(jià)值。

表1 各土地利用類型單位面積生態(tài)服務(wù)價(jià)值 單位：元/hm2·aTab.1 The ecosystem service values per unit area of each type of land use unit: yuan/hm2·a

2.3 生態(tài)服務(wù)價(jià)值的修訂方法

實(shí)際上，由于生態(tài)服務(wù)價(jià)值的空間異質(zhì)性，即使相同的生態(tài)系統(tǒng)其內(nèi)部的生態(tài)服務(wù)價(jià)值也會(huì)有差異，已有的研究結(jié)果表明[12,15]，生態(tài)服務(wù)價(jià)值與其生物量成正比關(guān)系，因此可根據(jù)各地區(qū)生物量的差異對(duì)上述土地生態(tài)服務(wù)價(jià)值進(jìn)行修訂，公式如下：

式2中，Ej′為生物量修正后的生態(tài)服務(wù)價(jià)值；E1為未修正之前的生態(tài)服務(wù)價(jià)值；bj為j類評(píng)價(jià)單元的生物量；B為研究區(qū)平均生物量。

直接計(jì)算生物量比較困難，而各項(xiàng)研究表明[17-18]，生物量與植被覆蓋度成正比關(guān)系，而植被覆蓋度可由歸一化植被指數(shù)（NDVI）用對(duì)應(yīng)關(guān)系計(jì)算得到，因此本文首先對(duì)各縣的NDVI數(shù)值進(jìn)行匯總，然后利用如下公式對(duì)生態(tài)服務(wù)價(jià)值進(jìn)行修正：

式3—式5中，f為植被覆蓋度，F(xiàn)i為第i個(gè)縣的植被覆蓋度修訂系數(shù)，fi為第i個(gè)縣的植被覆蓋度總和，為研究區(qū)的植被覆蓋度平均值，Ei為修訂前的生態(tài)服務(wù)價(jià)值，E為修訂后的生態(tài)服務(wù)價(jià)值。由此，可得到各個(gè)縣的生態(tài)服務(wù)價(jià)值的修訂值。

2.4 湖北省生態(tài)服務(wù)價(jià)值的空間分異

通過(guò)上述方法得到湖北省各縣的土地生態(tài)服務(wù)價(jià)值，為消除面積的影響，采用地均生態(tài)服務(wù)價(jià)值進(jìn)行地區(qū)間的橫向比較，在ArcGIS中通過(guò)自然分等法將2012年湖北省各縣的地均生態(tài)服務(wù)價(jià)值分為5個(gè)等級(jí)：高等級(jí)區(qū)主要位于鄂西地區(qū)的秦巴山區(qū)；較高等級(jí)區(qū)也主要位于鄂西和鄂東的幾大山系以及沿江湖泊群集中的區(qū)域；而江漢平原和襄陽(yáng)崗地則是生態(tài)服務(wù)價(jià)值較低等級(jí)分布集中的區(qū)域。總體上看，湖北省土地生態(tài)服務(wù)價(jià)值呈現(xiàn)出西高中低，東部南北高中間低的基本格局。

圖1 湖北省2012年生態(tài)服務(wù)價(jià)值空間分異情況Fig.1 Spatial variation of ecological service value of Hubei Province in 2012

2.5 社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素對(duì)生態(tài)服務(wù)功能影響的機(jī)理及自變量的選取

2.5.1 社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素對(duì)生態(tài)服務(wù)功能影響的機(jī)理 人類社會(huì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)是影響生態(tài)環(huán)境的重要驅(qū)動(dòng)力。近年來(lái)，城鎮(zhèn)化水平提升，用地需求也隨之加劇，不合理的用地?cái)U(kuò)張導(dǎo)致生態(tài)用地大幅減少，生態(tài)服務(wù)功能大幅減弱。其次，人口增長(zhǎng)使得人類向自然界索取的資源也越來(lái)越多，大大影響了生態(tài)系統(tǒng)本身的自我調(diào)節(jié)服務(wù)功能，生態(tài)環(huán)境加劇惡化。再次，不同類型產(chǎn)業(yè)在發(fā)展過(guò)程中，從自然環(huán)境中吸取所需要的資源，釋放出各種產(chǎn)品和廢棄物，對(duì)生態(tài)環(huán)境產(chǎn)生了破壞。例如第一產(chǎn)業(yè)會(huì)對(duì)植被覆蓋度產(chǎn)生巨大影響，造成水土保持等生態(tài)服務(wù)功能的減弱。第二產(chǎn)業(yè)對(duì)其他生態(tài)用地的占用，排出的污染物等均會(huì)對(duì)各種生態(tài)服務(wù)功能產(chǎn)生巨大影響。第三產(chǎn)業(yè)是城市化進(jìn)程中發(fā)展較快的產(chǎn)業(yè)，反映居民生活質(zhì)量的重要指標(biāo)，對(duì)用地結(jié)構(gòu)也產(chǎn)生深刻影響，進(jìn)而影響土地生態(tài)服務(wù)功能。綜上，本文考慮地均GDP、人口、城鎮(zhèn)化水平以及第一、二、三產(chǎn)業(yè)作為回歸模型的備選自變量。

2.5.2 回歸自變量的遴選 建立回歸模型前，必須通過(guò)備選自變量之間的多重共線性檢驗(yàn)來(lái)對(duì)回歸模型的自變量進(jìn)行遴選。通常判斷一個(gè)變量是否應(yīng)該排除在外可以用容忍度（TOLERANCE = 1 - R2）的倒數(shù)VIF來(lái)檢驗(yàn)，當(dāng)VIF＞10時(shí)表示該變量的多重共線性很嚴(yán)重，檢驗(yàn)結(jié)果如表2。

表2 回歸方程自變量的多重共線性檢驗(yàn)Tab.2 The multi-collinearity diagnostics of regression equation

模型1表明當(dāng)自變量為第一、二、三產(chǎn)業(yè)以及地均GDP、人口、城鎮(zhèn)化水平時(shí)的多重共線性檢驗(yàn)結(jié)果，可以看到地均GDP的VIF＞10，說(shuō)明地均GDP與其他變量之間存在嚴(yán)重的多重共線性，可以考慮刪除這個(gè)冗余變量（從實(shí)際意義上看，地均GDP也隱含了產(chǎn)業(yè)類型的影響，因此在理論上各個(gè)產(chǎn)業(yè)也可以替代表達(dá)其實(shí)際意義），因此筆者再用刪除后的5個(gè)變量再進(jìn)行一次多重共線性檢驗(yàn)，得到模型2所示結(jié)果：去除地均GDP后，每個(gè)變量的VIF均小于10，多重共線性變得不再嚴(yán)重，屬于模型可接受的范圍。鑒于此，本文最終采用第一、二、三產(chǎn)業(yè)以及人口、城鎮(zhèn)化水平作為回歸模型的自變量。

2.6 地理加權(quán)回歸建模

本文采用地理加權(quán)回歸模型建模，該模型是一種局域回歸模型，是在經(jīng)典多元線性回歸的基礎(chǔ)上進(jìn)行的空間局域擴(kuò)展，相對(duì)于傳統(tǒng)的全局回歸模型，優(yōu)勢(shì)在于其回歸系數(shù)對(duì)于每個(gè)樣點(diǎn)對(duì)象都有一個(gè)單獨(dú)的值，因此對(duì)于存在非平穩(wěn)性的空間數(shù)據(jù)，該模型可反映不同地理位置每個(gè)變量對(duì)該區(qū)域的影響程度，由此可了解研究區(qū)域各因素對(duì)解釋變量影響的空間分異特征[8-9]。其回歸模型如下：

式6中，（ui，vi）為第i個(gè)樣本點(diǎn)空間坐標(biāo)；xik為第k個(gè)自變量在第i個(gè)樣本點(diǎn)的值，k為自變量個(gè)數(shù)，i為樣本點(diǎn)個(gè)數(shù)；εi為殘差；βk（ui，vi）為連續(xù)函數(shù)βk（u，v）在i點(diǎn)的值。

3 結(jié)果與分析

從回歸診斷結(jié)果來(lái)看（表3），擬合優(yōu)度R2包括調(diào)整R2均比較大，說(shuō)明了回歸方程能夠解釋因變量的70%以上，其擬合度較高；F統(tǒng)計(jì)量值也很大，P值極小，說(shuō)明該回歸方程的聯(lián)合顯著性較高。

3.1 第一產(chǎn)業(yè)對(duì)生態(tài)服務(wù)價(jià)值影響的空間分異特征

湖北省第一產(chǎn)業(yè)較發(fā)達(dá)的地區(qū)主要位于沿江平原地區(qū)。總體上第一產(chǎn)業(yè)對(duì)生態(tài)服務(wù)價(jià)值的影響為負(fù)效應(yīng)，其影響程度由西至東逐漸減弱（圖2）。可以看到，第一產(chǎn)業(yè)對(duì)山區(qū)的影響比平原地區(qū)的影響更為顯著，這是由于第一產(chǎn)業(yè)對(duì)植被覆蓋度會(huì)產(chǎn)生較大影響，在山區(qū)更容易造成水土流失，從而對(duì)水土保持服務(wù)功能造成破壞，而對(duì)平原地區(qū)的水土保持影響則相對(duì)較小。因此鄂西地區(qū)的第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展要更加注意對(duì)生態(tài)環(huán)境的影響。

圖2 第一產(chǎn)業(yè)回歸系數(shù)空間分布圖Fig.2 Spatial variation of the coeffcient of the primary industry

圖 3 第二產(chǎn)業(yè)回歸系數(shù)空間分布圖Fig.3 Spatial variation of the coeffcient of the second industry

3.2 第二產(chǎn)業(yè)對(duì)生態(tài)服務(wù)價(jià)值影響的空間分異特征

湖北省第二產(chǎn)業(yè)主要分布于鄂北十堰—襄陽(yáng)—武漢和長(zhǎng)江沿線兩條工業(yè)走廊上。總體來(lái)看，第二產(chǎn)業(yè)對(duì)武漢城市圈地區(qū)的負(fù)面影響比較顯著，鄂中地區(qū)較弱，而在鄂西地區(qū)則表現(xiàn)出正面影響（圖3）。這說(shuō)明，在第二產(chǎn)業(yè)比較集中的武漢城市圈地區(qū)，其負(fù)面影響比較顯著；而鄂中和鄂西地區(qū)的第二產(chǎn)業(yè)總量較小且相對(duì)分散，因此負(fù)面效應(yīng)并不明顯。特別的，第二產(chǎn)業(yè)在鄂西地區(qū)表現(xiàn)出了正面影響，這一方面是由于該地區(qū)的第二產(chǎn)業(yè)總量不太大，另一方面也說(shuō)明該地區(qū)以水力、風(fēng)力以及汽車產(chǎn)業(yè)為代表的第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展并不一定會(huì)帶來(lái)生態(tài)服務(wù)功能的減弱，其發(fā)展所帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)效益可以及時(shí)的反饋于對(duì)生態(tài)環(huán)境保護(hù)和治理的投入中，反而可以促進(jìn)當(dāng)?shù)厣鷳B(tài)環(huán)境的改善。

3.3 第三產(chǎn)業(yè)對(duì)生態(tài)服務(wù)價(jià)值影響的空間分異特征

第三產(chǎn)業(yè)對(duì)生態(tài)服務(wù)價(jià)值總體影響是正面的（圖4）。表現(xiàn)為顯著影響的地區(qū)主要集中于鄂西北及鄂中地區(qū)，在其他地區(qū)不太明顯。第三產(chǎn)業(yè)尤其是現(xiàn)代服務(wù)業(yè)的提高有助于當(dāng)?shù)貙?shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型，可以減少對(duì)生態(tài)環(huán)境影響較大的第一、二產(chǎn)業(yè)的依賴。結(jié)果說(shuō)明，相比較第三產(chǎn)業(yè)更為發(fā)達(dá)的鄂東地區(qū)，第三產(chǎn)業(yè)對(duì)相對(duì)落后的鄂中西地區(qū)的正面影響更為顯著，未來(lái)該地區(qū)應(yīng)該積極推動(dòng)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展，提高第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口比例，通過(guò)優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)帶動(dòng)地區(qū)生態(tài)環(huán)境改善。

3.4 城鎮(zhèn)化水平對(duì)生態(tài)服務(wù)價(jià)值影響的空間分異特征

湖北省城鎮(zhèn)化水平最高的地區(qū)位于武漢城市圈，其他地區(qū)則相對(duì)較低，總體上城鎮(zhèn)化水平由東至西逐漸減弱（圖5）。回歸結(jié)果顯示，城鎮(zhèn)化對(duì)生態(tài)服務(wù)價(jià)值的總體影響是負(fù)面的，程度由西至東逐漸減弱，對(duì)鄂東地區(qū)負(fù)面影響十分微弱。這說(shuō)明，處于城鎮(zhèn)化初期階段的地區(qū)其城鎮(zhèn)化對(duì)生態(tài)環(huán)境仍然是具有負(fù)面影響的，但隨著城鎮(zhèn)化向更高程度的發(fā)展，其積極作用開(kāi)始體現(xiàn)，可以帶動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、就業(yè)人口結(jié)構(gòu)等的優(yōu)化，減輕資源環(huán)境承載壓力，促進(jìn)地區(qū)生態(tài)經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展。

3.5 人口對(duì)生態(tài)服務(wù)價(jià)值影響的空間分異特征

人口對(duì)生態(tài)服務(wù)價(jià)值具有顯著負(fù)面影響的區(qū)域主要位于鄂中和鄂東北地區(qū)，而在其他地區(qū)不具有統(tǒng)計(jì)顯著性（圖6）。原因在于，湖北省的人口主要分布于沿江地區(qū)，人口的集中使得人類向自然界索取的資源也越多，加重了周圍的生態(tài)環(huán)境承載壓力，土地的生態(tài)服務(wù)功能減弱。因此，人口對(duì)這些人口密集地區(qū)的生態(tài)服務(wù)價(jià)值負(fù)面影響更大。

圖4 第三產(chǎn)業(yè)回歸系數(shù)Fig.4 Spatial variation of the coeffcient of tertiary industry

圖5 城鎮(zhèn)化水平回歸系數(shù)空間分布圖Fig.5 Spatial variation of the coeffcient of the light index

4 結(jié)論及建議

圖6 人口回歸系數(shù)空間分布圖Fig.6 Spatial variation of the coeffcient of population

本文通過(guò)構(gòu)建地理加權(quán)回歸模型，分析湖北省社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素對(duì)土地生態(tài)服務(wù)價(jià)值影響的空間分異特征及內(nèi)在原因，得到如下結(jié)論：第一產(chǎn)業(yè)對(duì)生態(tài)服務(wù)價(jià)值的負(fù)面影響由西至東逐漸減弱；第二產(chǎn)業(yè)對(duì)武漢城市圈地區(qū)的生態(tài)服務(wù)價(jià)值負(fù)面影響較為顯著，鄂中地區(qū)較弱，而在鄂西地區(qū)則表現(xiàn)出正面影響；第三產(chǎn)業(yè)主要對(duì)鄂西北及鄂中地區(qū)生態(tài)服務(wù)價(jià)值呈現(xiàn)正面影響，其他地區(qū)則不太明顯；城鎮(zhèn)化對(duì)生態(tài)服務(wù)價(jià)值的負(fù)面影響由西至東逐漸減弱，對(duì)鄂東地區(qū)負(fù)面影響十分微弱；人口因素主要對(duì)湖北省人口比較集中的沿江平原地區(qū)造成顯著的負(fù)面影響。湖北省區(qū)域間地形地貌和社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的差異決定了上述空間分異現(xiàn)象。鄂西山區(qū)主要為林區(qū)，第一產(chǎn)業(yè)和城鎮(zhèn)化易對(duì)其植被覆蓋度造成損害，因此這兩者對(duì)該地區(qū)生態(tài)服務(wù)功能的負(fù)面影響更大，而第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展可以減少對(duì)該地區(qū)林地破壞較嚴(yán)重的第一、二產(chǎn)業(yè)的依賴，通過(guò)優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)保護(hù)當(dāng)?shù)厣鷳B(tài)環(huán)境；鄂中地區(qū)是傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)區(qū)，農(nóng)業(yè)人口密集，因此人口總量對(duì)該地區(qū)產(chǎn)生較大負(fù)面影響，而第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展可以吸納農(nóng)村過(guò)剩人口，并帶動(dòng)城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)化的協(xié)同發(fā)展，減輕農(nóng)村資源環(huán)境壓力，因此表現(xiàn)出正面影響，是未來(lái)該地區(qū)重點(diǎn)發(fā)展的方向；鄂東地區(qū)林地、水網(wǎng)交錯(cuò)，生態(tài)本底較好，并且城鎮(zhèn)化發(fā)展處于相對(duì)較高的水平，其帶動(dòng)產(chǎn)業(yè)升級(jí)和優(yōu)化就業(yè)人口的積極效應(yīng)開(kāi)始顯現(xiàn)，因此城鎮(zhèn)化對(duì)該區(qū)域的負(fù)面影響較小。

基于上述結(jié)論，對(duì)各區(qū)域的發(fā)展分別提出如下建議：（1）鄂西地區(qū)在發(fā)展過(guò)程中必須對(duì)林地進(jìn)行嚴(yán)格保護(hù)，保持退耕還林良好勢(shì)頭；發(fā)展具有區(qū)域特色的第一、二產(chǎn)業(yè)：做大做強(qiáng)恩施富硒農(nóng)產(chǎn)品品牌，適度擴(kuò)大三峽庫(kù)區(qū)蜜橘、臍橙和茶葉特色農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)規(guī)模，促進(jìn)水利、風(fēng)力等清潔能源的發(fā)展，強(qiáng)化十堰汽車產(chǎn)業(yè)的研發(fā)和創(chuàng)新，將需要大量占地的生產(chǎn)環(huán)節(jié)向武漢、襄陽(yáng)等地區(qū)轉(zhuǎn)移；加快第三產(chǎn)業(yè)，尤其是旅游業(yè)的發(fā)展，提升當(dāng)?shù)芈糜螛I(yè)品質(zhì)；城鎮(zhèn)空間發(fā)展必須以保障生態(tài)安全為前提進(jìn)行適度擴(kuò)張，積極推進(jìn)生態(tài)敏感地區(qū)的生態(tài)移民。（2）鄂中地區(qū)要在保護(hù)基本農(nóng)田的基礎(chǔ)上繼續(xù)實(shí)施退田還湖，加強(qiáng)濕地的保護(hù)力度，發(fā)揮水資源優(yōu)勢(shì)，促進(jìn)現(xiàn)代漁業(yè)發(fā)展；依托鄂北襄陽(yáng)—隨州—孝感汽車產(chǎn)業(yè)走廊和沿江船舶工業(yè)走廊形成產(chǎn)業(yè)集聚優(yōu)勢(shì)；加快以物流為主體的第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展，提高第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口比重，引導(dǎo)農(nóng)村過(guò)剩人口向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移，分散農(nóng)村資源環(huán)境承載壓力，促使工業(yè)化、信息化、城鎮(zhèn)化和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化“四化同步”發(fā)展。（3）鄂東地區(qū)要以農(nóng)業(yè)深加工為依托推動(dòng)農(nóng)業(yè)規(guī)模化和產(chǎn)業(yè)化發(fā)展；加快產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)，積極發(fā)展生物科技、電子信息等高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)，逐步推進(jìn)第二產(chǎn)業(yè)向武漢外圍地區(qū)轉(zhuǎn)移，以此為契機(jī)促進(jìn)城市圈一體化發(fā)展；積極推進(jìn)大別山和幕阜山地區(qū)紅色旅游和生態(tài)旅游，以此帶動(dòng)服務(wù)業(yè)整體發(fā)展，優(yōu)化經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，促進(jìn)生態(tài)經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展。

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［1］ 馮廣京，林堅(jiān)，胡振琪，等. 2013年土地科學(xué)研究重點(diǎn)進(jìn)展評(píng)述及2014年展望［J］ . 中國(guó)土地科學(xué)，2014，28（1）：3 - 19.

［2］ 劉瓊，吳斌，歐名豪，等. 揚(yáng)州市土地利用與經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的協(xié)調(diào)發(fā)展評(píng)價(jià)［J］ . 中國(guó)土地科學(xué)，2013，27（6）：28 - 34.

［3］ 梁紅梅，劉衛(wèi)東，劉會(huì)平，等. 土地利用社會(huì)經(jīng)濟(jì)效益與生態(tài)環(huán)境效益的耦合關(guān)系——以深圳市和寧波市為例［J］ . 中國(guó)土地科學(xué)，2008，22（2）：42 - 48.

［4］ 吳建寨，李波，張新時(shí). 生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)價(jià)值變化在生態(tài)經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展評(píng)價(jià)中的應(yīng)用［J］ . 應(yīng)用生態(tài)學(xué)報(bào)，2007，（11）：2554 -2558.

［5］ 許恒周，吳冠岑，郭玉燕. 耕地非農(nóng)化與中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的庫(kù)茲涅茨曲線假說(shuō)及驗(yàn)證——基于空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的實(shí)證分析［J］ . 中國(guó)土地科學(xué)，2014，28（1）：75 - 81.

［6］ 謝花林. 基于Logistic回歸模型的區(qū)域生態(tài)用地演變影響因素分析——以京津冀地區(qū)為例［J］ . 資源科學(xué)，2011，（11）：2063 -2070.

［7］ 陳利根，龍開(kāi)勝. 耕地資源數(shù)量與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系的計(jì)量分析［J］ . 中國(guó)土地科學(xué)，2007，21（4）：4 - 10.

［8］ Fotheringham. Geographically weighted regression［M］ . U.K.West Sussex：John Wiley&Sons Ltd，2002.

［9］ 羅罡輝. 基于GWR模型的城市住宅地價(jià)空間結(jié)構(gòu)研究［D］ . 杭州：浙江大學(xué)，2007：165.

［10］ 李文華. 生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)功能價(jià)值評(píng)估的理論、方法與應(yīng)用［M］ . 北京：中國(guó)人民大學(xué)出版社，2008.

［11］ 畢曉麗，葛劍平. 基于IGBP土地覆蓋類型的中國(guó)陸地生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)功能價(jià)值評(píng)估［J］ . 山地學(xué)報(bào)，2004，22（1）：48 - 53.

［12］ 謝高地，甄霖，魯春霞，等. 一個(gè)基于專家知識(shí)的生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)價(jià)值化方法［J］ . 自然資源學(xué)報(bào)，2008，23（5）：911 - 919.

［13］ Costanza R.，D’Arge R.，de Groot R.，et al. The value of the world’s ecosystem services and natural capital［J］ . Nature，1997，387：253 - 260.

［14］ 陳晉，卓莉，史培軍，等. 基于DMSP/OLS數(shù)據(jù)的中國(guó)城市化過(guò)程研究——反映區(qū)域城市化水平的燈光指數(shù)的構(gòu)建［J］ . 遙感學(xué)報(bào)，2003，7（3）：168 - 175.

［15］ 謝高地，魯春霞，冷允法，等. 青藏高原生態(tài)資產(chǎn)的價(jià)值評(píng)估［J］ . 自然資源學(xué)報(bào)，2003，18（2）：189 - 196.

［16］ 肖玉，謝高地，安凱. 莽措湖流域生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)功能經(jīng)濟(jì)價(jià)值變化研究［J］ . 應(yīng)用生態(tài)學(xué)報(bào)，2003，14（5）：676 - 680.

［17］ 徐麗芬，許學(xué)工，羅濤，等. 基于土地利用的生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)價(jià)值當(dāng)量修訂方法——以渤海灣沿岸為例［J］ . 地理研究，2012，31（10）：1775 - 1784.

［18］ 霍天陽(yáng). 基于生物量的十堰市森林生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)價(jià)值評(píng)價(jià)［D］ . 北京：北京林業(yè)大學(xué)，2009：53.

（本文責(zé)編：陳美景）

李燦文中圖

圖3 順義區(qū)建設(shè)用地空間安全預(yù)警Fig.3 Spatial early warning of construction land expansion in Shunyi District

孟成文中圖

The Impact of Socio-economic Factors on Ecological Service Value in Hubei Province: A Geographically Weighted Regression Approach

CHEN Yu1, LI Jiang-feng1, XU Jia2
（1. School of Public Administration , China University of Geosciences（Wuhan）, Wuhan 430074, China; 2. Collaborative Innovation Center for Exploration of Strategic Mineral Resources, China University of Geosciences（Wuhan）, Wuhan 430074, China）

The purpose of this paper is to reveal spatial variation of the impact of socio-economic factors on ecological service value, which may serve as a reference in coordinated development of economy and ecology in Hubei Province. Geographically weighted regression model was employed to analyze the dataset. The results indicated that: 1）The negative impact of primary industry on ESV diminished from west to east.2）The impact of secondary industry on ESV is obviously negative in the Western Hubei, weak in the Central Hubei, but positive in the Eastern Hubei. 3）The significantly positive impact of tertiary industry is mainly in northwestern and the central Hubei. 4）The negative impact of urbanization level on ESV diminished from west to east, but weak in eastern Hubei. 5）The negative impact of population on ESV mainlyfocus on the Jianghan Plain in the central Hubei and the Plain along the Yangtze River in east of Hubei, which are the most populated areas. The conclusion is that physiographic condition and level of social economic development are varied from different areas in Hubei, which decide the spatial variation of the above phenomenon. Finally, some proposals on sustainable developmentare given to different areas of Hubei Province according to the main impact factorsof each region.

land assessment; GWR; ecological service value; spatial socio-economic factor; Hubei Province

圖5 2012年武漢市土地模擬結(jié)果與真實(shí)結(jié)果對(duì)比圖Fig.5 The simulation results and practical landuse of Wuhan in 2012

F301.2

A

1001-8158（2015）06-0089-08

10.13708/j.cnki.cn11-2640.2015.06.012

2014-12-19

2015-02-16

湖北省國(guó)土資源廳科技項(xiàng)目（GTZYKJ201302）；中國(guó)地質(zhì)調(diào)查局地質(zhì)調(diào)查項(xiàng)目（1212011220096）。

陳彧（1985-），男，湖北荊州人，博士研究生。主要研究方向?yàn)橥恋乩米兓吧鷳B(tài)效應(yīng)。E-mail: 376392214@qq.com