景觀生態視角下草地生態質量的空間差異及其影響因素
——以內蒙古四子王旗為例

高藝寧,趙萌莉,*,王宏亮,熊 梅,趙天啟

1 內蒙古農業大學草原與資源環境學院,呼和浩特 010019 2 內蒙古大學公共管理學院,呼和浩特 010010 3 呼和浩特市國土資源局,呼和浩特 010010

景觀是空間上廣闊而又異質的復雜系統,自然生態系統的復雜特征與非線性科學需要借助景觀生態學加以闡明和檢驗[1- 2]。作為陸地生態系統的重要組成,草地生態系統為人類提供了多種生態產品和功能服務,包括凈初級物質生產、碳蓄積與碳匯、調節氣候、涵養水源、水土保持、防風固沙、改良土壤以及維持生物多樣性等[3- 4]。但由于超載過牧、違規采礦等不合理的資源利用[5- 6],導致原本脆弱的草地生態系統不斷受到沖擊,直接造成草地退化、草產量減產以及牧草品質下降等生態問題,并從根本上改變草地生態系統的結構與功能,嚴重威脅農牧地區的生態安全[7]。有效保育及可持續利用的草原生態,是維持區域生態系統格局、功能和農牧業可持續發展的關鍵[8]。就草地生態系統而言,草地生態質量評價[9]能夠反映生態系統的結構與功能,反饋對抗外源干擾所呈現出的格局狀態,是衡量草地生態系統穩定程度的重要方面。因此,科學開展草地生態質量評價及其影響因素分析,有助于探討人為干擾下草地生態質量空間差異的響應,為改善草地生態系統環境和防治草原荒漠化提供理論基礎。

隨著自然資源與生態建設關注度的不斷升溫,草地生態質量逐漸納入學者的研究視野。查閱已有文獻發現,關于生態質量的研究諸以耕地[10- 11]、森林[12- 13]、濕地[14- 16]、海域[17- 18]以及鄉村景觀[19]等方面為主,而以草地為主題的生態質量研究卻并不多見?，F有相關研究主要側重于草地生態質量指標體系的構建[20- 21]、草地生態質量的基本框架與評價方法[22- 23]以及草地生態質量的動態變化[9]等,其研究內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評價法[21]、動態評價法[23]以及綜合指數法[24],研究方法相對局限；在研究地域上,多以青藏高寒自然保護區為主,較少關注生態脆弱的荒漠草原區；研究尺度多以流域、區域或省域等大尺度為主,缺少村域等中小尺度的研究[25]。值得說明的是,在以傳統生態學或統計學為基礎的生態質量評價中,學者們很少考慮自然要素在空間分析中尺度選擇的適用性,也極少關注空間變量的數據質量和精度驗證[26]。事實上大部分地區的景觀生態問題是以行政村為載體而發生的,且由于空間數據的非平穩性和空間依賴[27- 28],對于草地生態質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學方法,采用綜合指數法評價草地生態質量并劃分類型,引入地理加權回歸模型并對比最小二乘回歸模型的估計參數后,評估外源壓力對草地生態質量的影響。

荒漠草原區位于我國北方生態安全屏障的核心區域,草地是當地特有的生態景觀。氣候條件的惡劣、風沙環境的侵蝕以及草原生態的敏感,致使該區草地景觀呈現出明顯的破碎、退化及同質化。本文所研究的四子王旗位于荒漠草原帶,該區既是京津風沙源治理工程的實施縣,也是草原禁牧補償推行的示范區,承載著國家生態安全與生態保育的重要功能。鑒于此,本文選擇典型荒漠草原區的四子王旗作為研究案例開展上述相關研究。

1 研究區概況

四子王旗隸屬于內蒙古烏蘭察布市境內,地理坐標為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,西與包頭市達爾罕茂明安聯合旗相連,北與蒙古國接壤,轄區總面積為24036 km2,現有草地面積為20516 km2,林地面積為1235 km2,耕地面積為1417 km2,建設用地面積為125 km2,沙化荒漠面積為738 km2,其中草地為優勢地類,約占土地總面積的85.36%。截止2016年末,四子王旗的國民生產總值為57.4億元,其中,農業總產值約為15億元,工業總產值為19.2億元,三大產值比例為15∶19∶23,人均地區生產總值為26959元,全旗總人口數為213129人,年牧業牲畜存欄數為161.93萬頭。全旗現有鄉鎮、蘇木及國有牧場共13個,有行政村或嘎查共130個。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 內蒙古四子王旗區位及土地利用現狀圖Fig.1 Map of location and land use of Siziwang Banner in Inner Mongolia

2 研究方法與數據來源

2.1 研究方法

2.1.1草地生態質量評價

(1)構建評價指標體系。草地生態質量取決于草地生態系統結構和功能2個方面。草地生態質量不斷變化的原因,既有來自生態系統內部自愈能力的影響,又受到系統外部人為因素的干擾[26]。通過分析草地生態系統結構和功能的穩定性與脆弱性,客觀評價研究區草地生態質量。基于此,本文從穩定性和脆弱性2個方面,結合已有對生態質量的相關研究[29- 30],構建四子王旗草地生態質量評價體系(表1)。

(2)指標處理。為消除指標之間的量綱差異,需對所選指標進行標準化處理。文中采用極差法對穩定性和脆弱性各類指標進行標準化處理。穩定性指標值為越大越好,脆弱性指標值為越小越好。式中,Rij為指標標準化值；Xij為指標值,Xjmin和Xjmax分別為第j個指標的最小值和最大值。

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

(1)

(3)權重確定。本文采用熵權法計算各指標的權重。

(2)

(3)

式中,Wj為指標權重,Hj為第j項指標的熵,n為草地按村域劃分的樣本數,m為穩定性或脆弱性分類下草地生態質量評價指標的項數,Pj表示j項指標的出現概率,K為玻爾茲曼常量；熵為發生概率的度量,當各項指標的發生概率相等時,即Pj=1/n,Hj取值最大,此時熵最大。

(4)草地生態質量綜合指數測算。結合指標標準化值和權重值,采用綜合指數法測算四子王旗各村域草地生態質量。

(4)

(5)

GLEQ=GLES/GLEF

(6)

式中,GLES和GLEF分別代表草地生態質量分類中的穩定性和脆弱性；n為樣本數；GLEQ代表草地生態質量評價指數。

(5)草地生態質量分類。本文采用自然間斷法[31]對四子王旗各村域草地生態質量進行類型劃分。該方法因其便于操作且處理速度快,被學者廣泛應用于生態系統評價當中。

表1 景觀生態視角的草地生態質量評價指標及其權重

2.1.2空間自相關

文中采用Moran′s I 空間自相關模型[32]分析四子王旗各村域草地生態質量的空間聚散性。空間自相關分為全局空間自相關I和局部空間自相關Ii。其中,全局空間自相關是檢驗研究區內各鄰近區域間是否存在空間相關性,局部空間自相關是檢驗觀測區域與周邊區域的空間關聯和空間差異(公式7和8)。

(7)

(8)

2.1.3地理加權回歸模型

(1)地理加權回歸模型(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據,能夠克服變量的空間異質和空間依賴。GWR模型不僅能夠對不同區域的影響因素進行估計,還允許局部參數估計,使變量間的相互關系隨空間位置的變化而變化,得到更貼近客觀現實的估計結果[33]。模型如下：

(9)

式中,Yi為第i個村域的草地生態質量；(μi,νi)是該村域中心地理坐標；βk(μi,νi)為第i個村域的回歸系數；εi為隨機誤差項。

為避免個別村域的鄰近區域樣本數據稀疏而導致的估計誤差,文中采用高斯核函數確定權重。

(10)

式中,dij是回歸點i與數據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Stephen等最優帶寬的確定經驗,GWR模型赤池信息(Akaike)最小,帶寬b最佳。同時,考慮村域樣本數量相對較少等情形,文中結合AICc確定最終帶寬。

(2)變量選取。因變量草地生態質量主要采用綜合指數法進行定量化測算；影響草地生態質量的自變量來源于人口、經濟、環境和資源等4個方面的壓力。結合四子王旗數據獲取的實際情況,確定壓力變量為：人口壓力的人口密度和勞動人口比,經濟壓力的人均GDP和至城鎮中心距離,環境壓力的生態用地比和土地城鎮化率,資源壓力的人均耕地面積和草地載畜量。

表2 變量的描述性統計分析

2.2 數據來源與處理

數據主要來源有：研究單元是四子王旗13個鄉鎮、蘇木(含牧場)中的130個行政村或嘎查；地理空間數據來源于2016年四子王旗土地利用現狀數據；社會經濟數據來源于2017年編制的《四子王旗統計年鑒》。

數據處理過程如下：(1)結合土地利用現狀圖,提取四子王旗境內所有草地斑塊,通過套合行政區界線,篩選草地斑塊面積≥400 m2進行上圖分析；(2)采用ArcGIS 10.2軟件,對地理空間數據進行柵格化處理,分辨率為30×30 m,形成可供Fragstats 4.2處理的GIFF數據,進而運算得到草地生態質量評價的相關指標,包括草地斑塊密度、景觀蔓延度、景觀多樣性指數、景觀鄰近度、景觀優勢度、景觀分形維數、景觀分離度、景觀破碎度、道路切割度和景觀變異系數；(3)景觀干擾度和景觀污染度采用ArcGIS 10.2多環緩沖區和空間統計進行提取,景觀覆被指數和景觀結構指數通過統計計算得到；(4)草地生態質量評價指數利用SPSS 22.0進行處理計算。

3 結果與分析

3.1 草地生態質量的評價結果與類型劃分

文中采用極差法對數據進行標準化處理,采用熵權法計算指標權重,并運用綜合指數法測算四子王旗130個行政村的草地生態質量,通過自然間斷法對各村域草地生態質量進行劃分,最終得到研究區草地生態質量評價結果和劃分類型(表3和圖2)。

2016年四子王旗草地生態質量的指數變化為0.003—0.756,不同區域空間分布差異明顯,北部牧區指數較高,南部農區指數較低,呈現出北高南低的空間特征。四子王旗草地生態質量的總體評價為敏感脆弱型。其中,劃分類型為穩定型的村域有5個,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,所占面積比約為5.32%,主要分布在烏蘭花鎮和查干補力格蘇木；劃分類型為敏感型的村域有107個,占四子王旗村域個數的82.3%,總面積為19598.74 km2,主要分布在旗界邊緣并向內包圍其他劃分類型。另外,草地生態質量為脆弱型的村域主要分散于東八號鄉、庫倫圖鎮和供濟堂鎮。文中,四子王旗草地生態質量最大指數值(0.756)的村域為江岸蘇木的江岸嘎查,草地生態質量最小指數值(0.003)的村域位于烏蘭花鎮的文北路社區。

表3 草地生態質量劃分標準及類型

圖2 四子王旗草地生態質量類型及LISA聚散圖Fig.2 Grassland ecological quality type and LISA cluster map in Siziwang Banner

3.2 草地生態質量空間自相關分析結果

基于Geoda軟件,計算四子王旗村域草地生態質量的空間相關性。全局空間自相關計算結果顯示：四子王旗草地生態質量的全局Moran′s I指數為0.137,在5%顯著性水平下,Z(I)為3.06,其值高于臨界值1.96,通過了顯著性檢驗,表明四子王旗草地生態質量空間格局并非呈現完全的隨機分布,而是具有一定的空間聚散特征,即生態質量鄰近的區域相對集聚。為了解四子王旗各村域間草地生態質量的空間相關,通過繪制LISA顯著性分布圖,進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,四子王旗草地生態質量呈現出高高集聚區主要分布在北部的江岸蘇木和鬧木更蘇木,而低低集聚區則分散于位于東南部的東八號鄉、中部的烏蘭花鎮和西南部的供濟堂鎮,說明上述區域的草地生態質量的空間集聚效應明顯,空間分布的差異程度較小,具有空間正相關性；低高集聚區主要分布于紅格爾蘇木和查干補力格蘇木,表明該區域的草地生態質量較低,與周邊區域生態質量的空間差異顯著,存在明顯的空間負相關。

3.3 OLS與GWR的模型比較

為避免線性相關,在構建回歸模型前先進行指標共線性檢驗。當解釋變量之間存在較為嚴重的多重共線性時,將會造成偽回歸的計量結果。為此,本文采用容差和方差因子進行多重共線性檢驗,檢驗標準為：如果某一變量的容差值近似為零,方差因子大于10,那么認為指標間存在多重共線性。結果顯示(表2)有人口密度和土地城鎮化率的容差趨于0,方差因子分別為113.94和119.12,說明該類指標間存在較為嚴重的多重共線性。

3.3.1OLS模型結果分析

通過剔除引起共線性的相關變量,以表4中的6個指標為自變量,以草地生態質量為因變量,創建OLS回歸模型。結果顯示僅有至城鎮中心距離、生態用地比和草地載畜量3個變量通過了顯著性檢驗,明顯與預期結果不符。為了消除指數趨勢,對6個變量進行對數化處理,其中,勞動人口比和生態用地比2個自變量采用工具變量ln(LB+1)和ln(UR+1)進行處理,分析得到人均GDP和人均耕地面積未能通過顯著性檢驗。綜上,基于OLS模型的回歸估計對草地生態質量空間分布與其影響因素之間的解釋性相對較差。

3.3.2GWR模型結果分析

為比較不同模型的估計參數,GWR模型選用OLS模型篩選的相同變量進行估計。文中采用SAM軟件,以四子王旗各村域的重心坐標構建GWR模型。結果表明(表5)影響草地生態質量的自變量均通過了顯著性檢驗,與草地生態質量變化呈正相關的因素依次是生態用地比、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,生態用地占區域面積比例每增加一個標準單位,草地生態質量將增加0.142倍；而與草地生態質量呈負相關的因素依次是至城鎮中心距離、勞動人口比和人均GDP,其中,在其他條件不變的前提下,村域中心至城鎮中心的距離每增加一個標準單位,草地生態質量將下降0.202倍。分析發現,經濟壓力和環境壓力對于四子王旗草地生態質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質量與經濟發展和環境狀況更密切。四子王旗屬于國家級貧困縣,各鄉鎮、蘇木經濟發展不均衡,經濟驅動與環境狀況對村域草地生態質量空間分布的影響較大。對于草地載畜量與草地生態質量呈正相關的結論,可能的解釋是生態系統的尺度敏感問題。地理學研究對象的尺度依賴同樣適用于景觀生態學,以往景觀生態學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了景觀生態系統對尺度的敏感特征。

表4 最小二乘回歸模型的估計結果

*、**和***分別表示在90%、95%和99%置信水平的顯著性

表5 地理加權回歸模型的估計結果

3.3.3回歸模型結果比較

表6 基于OLS模型與GWR模型的參數估計比較

3.4 基于GWR模型的影響因素分析

采用ArcGIS10.2軟件,對6個自變量的回歸系數進行空間顯示(圖3),反映四子王旗草地生態質量與各影響因素之間的復雜關系。

(1)人口壓力對草地生態質量的影響。勞動人口比所反映的人口問題是影響草地生態質量的一個重要方面。勞動人口比與草地生態質量呈負相關關系,意味著每增加一個標準單位的勞動人口比,草地生態質量將下降0.070倍。從回歸系數的空間分布上看,該區呈現出由西北向東南逐漸遞減的趨勢,其中最大值出現在江岸蘇木的達賴嘎查,最小值位于白音朝克圖鎮的太吉敖包嘎查。四子王旗西北地區是圍墾和禁牧的重點區域,生態移民及其人口外遷所導致的勞動人口輸出明顯減少了人為因素對于草原環境的破壞。

(2)經濟壓力對草地生態質量的影響。經濟壓力通過經濟生產能力和交通區位條件2個方面予以體現,以人均GDP和至城鎮中心距離的回歸系數來反映其對草地生態質量的影響。總體上,人均GDP與草地生態質量呈負相關關系,其負高值位于紅格爾蘇木-查干補力格蘇木-白音朝克圖鎮的橫向軸線上,回歸系數值分布在-8.729—-5.604之間,由于該區是農區與牧區的分界線,差異性的禁牧政策使得該區農牧經濟活動較為頻繁,外部性因素對草場的干擾較為明顯；交通區位影響下草地生態質量呈現出條帶狀的分布特征,條帶中心的半牧區是最強干擾區域,干擾強度由此向兩邊弱化。

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

(3)環境壓力對草地生態質量的影響。環境壓力對于四子王旗草地生態質量的影響主要反映在資源配置方面；生態用地比例越高,來自生態環境的壓力就越低。生態用地比與草地生態質量呈正相關關系,該指標每增加1個標準單位,草地生態質量提升0.142倍,其回歸系數的高值中心主要位于江岸蘇木和鬧木更蘇木。因地處國家生態安全屏障保護區,北部天然草場受外部性干擾影響較小。京津風沙源治理工程和退耕還林還草政策的推動,致使該區生態用地比例不斷提升,生態結構趨于穩定,草地生態系統的自愈能力得到了極大的提高。

(4)資源壓力對草地生態質量的影響。資源壓力是影響四子王旗草地生態質量空間分布的重要方面,通過人均耕地面積和草地載畜量予以體現。人均耕地面積與草地生態質量呈正相關關系,該指標每增加1個標準單位,草地生態質量將提高0.049倍,其高值中心位于江岸蘇木的衛境嘎查,低值中心位于鬧木更蘇木的山達賴嘎查；草地載畜量與草地生態質量呈正相關關系,其高值中心位于白音朝克圖鎮的巴音朱日河嘎查,低值中心位于鬧木更蘇木的寶日花嘎查。以上地區是草原禁牧和生態移民的實施區域,當地牧民通過圈養牲畜或移民耕種,轉變了傳統超載過牧的生產方式,降低了資源過耗對草地生態系統傳遞的壓力。

4 討論

地處北方荒漠草原區的四子王旗,屬我國重要的生態安全屏障區。自然因素和人為擾動致使該區草地生態系統更具脆弱性和敏感性,村域草地生態質量的空間差異更為明顯。本文的改進是立足于草地生態系統的結構與功能,將相對抽象的景觀變量引入草地生態質量評價中,對比OLS與GWR模型估計參數,選擇較高精度的回歸方法對引起草地生態質量差異性空間分布的影響因素進行分析。由于傳統最小二乘回歸模型僅適用于全局回歸或平均估計,難以克服草地生態質量影響因素的異質性和不穩定特征,造成壓力變量對草地生態質量解釋精度的降低。文中經濟壓力指標的人均GDP和資源壓力指標的人均耕地面積對草地生態質量空間分布影響不顯著的結果證實了這一結論；而地理加權回歸模型能夠克服空間數據的非平穩特征,允許參數估計隨空間位置的變化而變化,提高評價結果的估計精度,使結果分析更能符合客觀實際。

除了改進方法提升精度外,還需說明的是研究視角和評價體系。從研究角度上看,不同視角的草地生態質量評價所反映的評價目標不同。其中,生產角度主要體現草地生產力的高低或草地資源的優劣,經濟角度體現了草地資源的經濟價值或經濟水平,生態角度著重反映草地生態服務價值或景觀生態功能。Dyksterhuis[34]通過草原植被和草原基況來評價草地生產價值；任繼周[35]基于草地生產特性,從“用途-農業化-系統化”方面評價草地經濟價值；謝高地等[36]基于草地生態屬性對中國自然草地生態系統的服務價值進行核算。隨著生態功能與景觀服務關注度的提升,瞄準景觀生態視角的草地生態質量評價已逐步應用于草地修復、草原保護以及草地生態環境等方面。故本文采用景觀生態視角,圖譜分析草地生態質量空間差異及其影響因素,用以反映和表達研究區草地資源的生態屬性和地理特征。從評價體系上看,草地生態質量的脆弱敏感特征綜合體現在草地生態系統的結構與功能等方面,所以科學、客觀并針對性地構建指標評價體系是草地生態質量評價的重要環節。不同于Borja等[37]為突出生態系統功能所建立的評價框架,也區別于吳海燕等[38]所強調的生態系統結構,本研究并重草地生態系統結構與功能,從穩定性和脆弱性兩個方面選取景觀變量來構建指標體系,這對草地生態質量評價更具有實踐意義。

5 結論

本文以內蒙古四子王旗為例,基于景觀生態視角并采用景觀生態質量評價理論與方法,分析荒漠草地生態質量的空間差異,通過地理加權回歸模型對影響草地生態質量的非均衡因素進行回歸估計,評估外源壓力對草地生態質量的影響。

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

(2)利用篩選后的6個變量與草地生態質量分別進行OLS和GWR回歸估計,GWR模型在處理非平穩空間變量具有明顯優勢,較比以平穩性假設嵌入的全局最小二乘線性估計,克服了精度不足的缺陷。對比發現,GWR模型對草地生態質量變異解釋程度為49%,明顯高于OLS模型的估計精度。

(3)從GWR模型對四子王旗草地生態質量影響因素回歸系數的空間分布上看,草地生態質量變化具有明顯的空間差異。經濟壓力和環境壓力對于草地生態質量的影響明顯高于人口壓力和資源壓力；與草地生態質量變化呈正相關的因素依次是生態用地比、人均耕地面積和草地載畜量,而呈負相關的因素依次是至城鎮中心距離、勞動人口比和人均GDP。