王書可 李順龍

(東北林業(yè)大學(xué)，哈爾濱，150040)

基于SEM三江平原濕地生態(tài)系統(tǒng)健康與擾動(dòng)因素分析

王書可 李順龍

(東北林業(yè)大學(xué)，哈爾濱，150040)

依據(jù)三江平原濕地生態(tài)系統(tǒng)特點(diǎn)，用SPSS20.0和Lisrel8.7軟件建立了結(jié)構(gòu)方程模型。根據(jù)結(jié)構(gòu)方程模型分析，確定濕地生態(tài)系統(tǒng)健康的主要影響因子及其相互關(guān)系。結(jié)果表明：自然擾動(dòng)和人類擾動(dòng)，直接影響濕地自我免疫與抗擾動(dòng)能力的發(fā)揮；濕地自我免疫與抗擾動(dòng)能力，又影響濕地滿足人類社會(huì)需求能力，具有中介變量的屬性。濕地滿足人類社會(huì)需求能力，是濕地生態(tài)系統(tǒng)健康的直接表現(xiàn)；濕地自我免疫與抗擾動(dòng)能力，是濕地生態(tài)系統(tǒng)健康的間接反映。

三江平原；濕地生態(tài)系統(tǒng)；生態(tài)系統(tǒng)健康；結(jié)構(gòu)方程模型

On the basis of Sanjiang Plain Wetland ecological system characteristics, we established structural equation model with SPSS20.0 and Lisrel8.7 software. According to the structural equation model analysis, we determined the main factors that influence the wetland ecosystem health and its relationship to each other. Natural disturbance and human disturbance directly affected the wetlands immune and ability to resist disturbance. Wetlands’ immunity and its ability to resist disturbance of self-ability affected the demand of human society, and it possessed the property of the intermediary variable. Wetland ability to meet the demand of human society was the direct expression of wetland ecosystem health, and wetlands’ immunity and its ability to resist disturbance were the indirect reflection of wetland ecosystem health.

三江平原濕地是我國濕地面積最大、集中連片的淡水濕地分布區(qū)，是《中國生物多樣性保護(hù)行動(dòng)計(jì)劃》和《中國濕地保護(hù)行動(dòng)計(jì)劃》列出的優(yōu)先地區(qū)，也是全球及其生物多樣性最豐富和關(guān)鍵地區(qū)之一，具有重要國際意義；其中洪河、三江、興凱湖濕地自然保護(hù)區(qū)，已被列入國際重要濕地名錄。三江平原作為我國糧食主產(chǎn)區(qū)，兼具商品糧生產(chǎn)基地和戰(zhàn)備糧儲(chǔ)存基地雙重任務(wù)，對(duì)我國的糧食安全起到穩(wěn)壓器和調(diào)節(jié)器的重要作用。60 a來，由于人類過度使用自然資源，恣意改變濕地用途，導(dǎo)致生態(tài)環(huán)境巨變、自然資源喪失。從而引發(fā)三江平原濕地面積逐漸減小、濕地生態(tài)功能明顯下降、生物多樣性降低、自然災(zāi)害頻發(fā)、社會(huì)經(jīng)濟(jì)嚴(yán)重受損等一系列嚴(yán)重的生態(tài)危機(jī)和社會(huì)危機(jī)。面對(duì)人口與農(nóng)業(yè)壓力，變化的自然環(huán)境，人才與社會(huì)資源的外流。如何合理利用濕地資源；如何在確保糧食安全的同時(shí)，保障區(qū)域生態(tài)環(huán)境安全和區(qū)域經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展，追求最佳綜合效益；是該區(qū)目前面臨的主要社會(huì)經(jīng)濟(jì)管理問題。

關(guān)于生態(tài)系統(tǒng)健康的研究，起源于20世紀(jì)80年代后期Schaeffer和Rapport的研究。Schaeffer認(rèn)為，生態(tài)系統(tǒng)健康，是指生態(tài)系統(tǒng)沒有疾??；而生態(tài)系統(tǒng)疾病，是指生態(tài)系統(tǒng)的組織受到損害或減弱[1]。目前，對(duì)于濕地生態(tài)系統(tǒng)健康的研究，主要集中于生態(tài)技術(shù)領(lǐng)域的評(píng)價(jià)[2]，對(duì)于濕地生態(tài)系統(tǒng)健康內(nèi)涵的定義也未形成統(tǒng)一認(rèn)識(shí)。在評(píng)價(jià)過程中，重視技術(shù)，忽視人和社會(huì)心理等人文因素。對(duì)于濕地生態(tài)系統(tǒng)管理的研究，則主要集中于立法、管理體制和政策方面[3]，忽視技術(shù)因素。一方面，技術(shù)發(fā)展與管理變革相互割裂，生態(tài)技術(shù)的進(jìn)步并未惠及管理手段更新，在為政府提供決策依據(jù)方面欠缺自成體系的理論和有說服力的評(píng)價(jià)實(shí)證[4]；另一方面，技術(shù)領(lǐng)域與管理領(lǐng)域，均出現(xiàn)重技術(shù)、重自然，忽視人文關(guān)懷的趨勢(shì)，合理利用濕地與保護(hù)濕地的臨界點(diǎn)不明晰。三江平原濕地生態(tài)系統(tǒng)管理的側(cè)重點(diǎn)，從建國初期，如何利用濕地資源轉(zhuǎn)變到如何限制使用濕地資源，影響當(dāng)?shù)鼐用竦纳?。保護(hù)濕地、保護(hù)自然的根本目的，為人類社會(huì)提供和諧發(fā)展的空間，滿足人類社會(huì)生存、繁衍和發(fā)展的需要。本文綜合自然與人類社會(huì)因素，根據(jù)崔保山等[1，5]對(duì)濕地生態(tài)系統(tǒng)健康的界定，將三江平原濕地生態(tài)系統(tǒng)健康內(nèi)涵分類界定；根據(jù)調(diào)查問卷結(jié)果，分析社會(huì)認(rèn)知；通過構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型，評(píng)定三江平原濕地生態(tài)系統(tǒng)健康的主要影響因素。旨在為管理目標(biāo)的價(jià)值取向提供參考。

1 研究區(qū)域概況

三江平原位于黑龍江省東北部，北緯45°29′～48°30′，東經(jīng)130°20′～135°05′。天然濕地，主要分布在沿黑龍江、烏蘇里江、松花江，及其支流(撓力河、穆棱河、別拉洪河、阿布沁河、七虎林河、濃江、鴨綠河、樓肯河、嘟嚕河、安邦河等)的河漫灘、古河道、階地上低洼地各類湖泊(如大小興凱湖、東北泡、大力加湖等)和湖濱洼地。三江平原濕地類型有4種，即河流濕地、湖泊濕地、沼澤、沼澤化草甸濕地及庫塘，分別為1.24×105、2.04×105、1.159×106、2.97×104km2[5]。濕地總面積為1.518×106hm2，占三江平原地區(qū)總面積的13.95%，占全國濕地總面積的36%；其中，沼澤和沼澤化草甸濕地占三江平原濕地總面積的76.38%[6]。

2 結(jié)構(gòu)方程模型

2.1 理論模型的構(gòu)建

濕地生態(tài)系統(tǒng)健康，是生態(tài)系統(tǒng)沒有疾病[1]，系統(tǒng)內(nèi)關(guān)鍵生態(tài)組分和有機(jī)組織保存完整，既可以自我持續(xù)發(fā)展，又具有功能整合性[7]，包括“濕地自我免疫與抗擾動(dòng)能力”和“濕地滿足人類社會(huì)需求能力”。濕地生態(tài)系統(tǒng)無時(shí)無刻都受到擾動(dòng)，是一種不可避免的現(xiàn)象，直接影響著濕地生態(tài)系統(tǒng)健康及生態(tài)系統(tǒng)的形成、發(fā)育和演變過程。擾動(dòng)分為自然擾動(dòng)和人類擾動(dòng)，同時(shí)對(duì)濕地生態(tài)系統(tǒng)健康產(chǎn)生影響，因此可以得出濕地生態(tài)系統(tǒng)健康與擾動(dòng)因素的理論模型(見圖1)。由圖1可見：無論自然擾動(dòng)，還是人類擾動(dòng)，都屬于外生潛變量，濕地生態(tài)系統(tǒng)健康屬于內(nèi)生潛變量。

圖1 濕地生態(tài)系統(tǒng)健康與擾動(dòng)因素的理論模型

根據(jù)濕地生態(tài)系統(tǒng)健康的內(nèi)涵，可將其分解為2個(gè)潛變量，即：“濕地自我免疫與抗擾動(dòng)能力”和“濕地滿足人類社會(huì)需求能力”，屬于內(nèi)生潛變量。“濕地滿足人類社會(huì)需求能力”是“濕地自我免疫與抗擾動(dòng)能力”的目標(biāo)，“濕地自我免疫與抗擾動(dòng)能力”是“濕地滿足人類社會(huì)需求能力”的前提和基礎(chǔ)；所以，“濕地自我免疫與抗擾動(dòng)能力”影響“濕地滿足人類社會(huì)需求能力”。由此，可以推導(dǎo)出濕地生態(tài)系統(tǒng)健康與擾動(dòng)因素的因果模型(見圖2)。

根據(jù)濕地生態(tài)系統(tǒng)健康內(nèi)涵和理論模型，提出總假設(shè)：擾動(dòng)(擾動(dòng)的健康性)對(duì)于三江平原濕地生態(tài)系統(tǒng)健康具有直接的正效應(yīng)。根據(jù)總假設(shè)和圖2中的因果關(guān)系，衍生出5項(xiàng)假設(shè)：H1——自然擾動(dòng)，對(duì)于濕地自我免疫與抗擾動(dòng)能力，具有直接正效應(yīng)；H2——人類擾動(dòng)，對(duì)于濕地自我免疫與抗擾動(dòng)能力，具有直接正效應(yīng)；H3——自然擾動(dòng)，對(duì)于濕地滿足人類社會(huì)需求能力，具有直接正效應(yīng)；H4——人類擾動(dòng)，對(duì)于濕地滿足人類社會(huì)需求的能力，具有直接正效應(yīng)；H5——濕地自我免疫能力與抗擾動(dòng)能力，對(duì)于濕地滿足人類社會(huì)需求能力，具有正效應(yīng)。

圖2 濕地生態(tài)系統(tǒng)健康與擾動(dòng)因素的因果模型

2.2 探索性因子

探索性因子分析，試圖揭示一套相對(duì)比較大的變量的內(nèi)在結(jié)構(gòu)[8]。本文使用SPSS20.0對(duì)變量進(jìn)行信度和效度檢驗(yàn)；選取指示度較高的觀測(cè)變量，提取公共因子；通過因子載荷，推斷數(shù)據(jù)的因子結(jié)構(gòu)。

2.2.1 調(diào)查問卷

在問卷衡量工具上，利用評(píng)分方式打分。采用李克特5級(jí)量表的形式，采用描述性語言為受訪者主觀感受或評(píng)價(jià)定級(jí)。李克特量表，是評(píng)分加總式量表，由美國社會(huì)心理學(xué)家李克特于1932年在原有的總加量表基礎(chǔ)上改進(jìn)而成[9]。該量表由一組陳述組成，每一陳述有非常同意、同意、不一定、不同意、非常不同意5種回答，分別記為1、2、3、4、5；每個(gè)被調(diào)查者的態(tài)度總分，是他對(duì)各道題的回答所得分?jǐn)?shù)的加總，這一總分可說明他的態(tài)度強(qiáng)弱或他在這一量表上的不同狀態(tài)。

本文的調(diào)查問卷，主要回答以下4方面的問題：對(duì)于三江平原濕地生態(tài)系統(tǒng)自然擾動(dòng)因素、人類擾動(dòng)因素、三江平原濕地自我免疫與抗擾動(dòng)能力、濕地滿足人類社會(huì)需求能力的評(píng)價(jià)如何。根據(jù)研究的需要和可操作性要求，本文以三江平原地區(qū)行政區(qū)劃中市縣的濕地自然保護(hù)區(qū)的管理者及當(dāng)?shù)鼐用駷檎{(diào)查對(duì)象，采訪區(qū)域包括依蘭縣、湯原縣、撫遠(yuǎn)縣、富錦市、雙鴨山市寶清縣。本課題的調(diào)研，共計(jì)發(fā)放調(diào)查問卷300份，調(diào)研結(jié)束后共回收問卷263份；經(jīng)統(tǒng)計(jì)后，有效的調(diào)查問卷為224份，所占比例為88%。調(diào)查過程中，調(diào)查涉及變量最大值為5，最小值為1。關(guān)于調(diào)查的問題，接受調(diào)查的人員，對(duì)每個(gè)問題只有一項(xiàng)最滿意，其他指標(biāo)都不存在最滿意的情況。調(diào)查問卷有一定的普遍性，說明對(duì)于三江平原濕地生態(tài)系統(tǒng)健康及擾動(dòng)因素還具有提升的空降，說明預(yù)期與現(xiàn)實(shí)還存在較大差距，需要全面改進(jìn)和提升。

2.2.2 信度檢驗(yàn)

信度指測(cè)量數(shù)據(jù)結(jié)果的可靠性，意義是指測(cè)量值的一致性和穩(wěn)定性程度[10]。一份可靠性高的調(diào)查問卷，其信度系數(shù)應(yīng)在0.8以上。統(tǒng)計(jì)計(jì)算過程中，本文用基于Cronbach’sα的方法進(jìn)行變量信度分析；通過項(xiàng)總計(jì)相關(guān)系數(shù)(CITC)，對(duì)涉及問題的單個(gè)指標(biāo)進(jìn)行可靠性分析。在常規(guī)統(tǒng)計(jì)分析中，CITC系數(shù)一般要求在0.5以上；假如出現(xiàn)單個(gè)指標(biāo)的CITC小于0.5，而另一方面，總量統(tǒng)計(jì)表中的CITC在0.6以下，說明該項(xiàng)分析的指標(biāo)要進(jìn)行必要的修改或刪除。

使用SPSS20.0，對(duì)“濕地自我免疫與抗擾動(dòng)能力”、“濕地滿足人類社會(huì)需求能力”、“自然擾動(dòng)”、“人類擾動(dòng)”4個(gè)潛變量進(jìn)行信度分析，得出4個(gè)潛變量的Cronbach’sα系數(shù)值，分別為0.892、0.922、0.736、0.731，均滿足大于0.7的標(biāo)準(zhǔn)，說明變量內(nèi)部具有相當(dāng)?shù)男哦?。由?可見：除了NS2、NS4的校正的項(xiàng)，總相關(guān)性的系數(shù)值小于0.5，其他選項(xiàng)的系數(shù)均大于0.5，可以將此2項(xiàng)剔除；除了RN3的校正的項(xiàng)，總相關(guān)性的系數(shù)值小于0.5，其他選項(xiàng)的系數(shù)均大于0.5，可以將此項(xiàng)剔除。調(diào)查問卷總共有20個(gè)觀測(cè)變量，使用SPSS20.0進(jìn)行信度分析，得出Cronbach’sα系數(shù)為0.907。

2.2.3 效度檢驗(yàn)

效度是指研究得到的測(cè)量值和真實(shí)值的接近程度[10]。調(diào)查問卷的KMO(Kaiser Meyer Olkin)和Barlett檢驗(yàn)，取樣足夠度的KMO度量為0.829(驗(yàn)證值)、Bartlett的球形度檢驗(yàn)近似χ2為3 842.773、df為120、Sig為0。結(jié)合KMO的取值范圍解釋(見表2)，可以得出，該項(xiàng)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)的結(jié)果科學(xué)合理，可以作為因子分析檢測(cè)；同時(shí)，也說明可以對(duì)該項(xiàng)指標(biāo)的因子進(jìn)行分析，而且能夠應(yīng)用模型假設(shè)進(jìn)行驗(yàn)證研究。由表3可見：通過引入主成分分析法，結(jié)果歸結(jié)到4個(gè)公共因子(主成分)，而且經(jīng)計(jì)算得出其累計(jì)方差的共效率達(dá)到了80.777%。由表4可見：經(jīng)過旋轉(zhuǎn)，在5次迭代后，各觀測(cè)變量只在一個(gè)公共因子上有較大的因子載荷，提取RN1、RN2從屬于第4個(gè)公共因子，RH1、RH2、RH3從屬于第3個(gè)公共因子，HS1、HS3、HS5、HS6、HS7、HS8從屬于第2個(gè)公共因子，NS1、NS2、NS3、NS4、NS5從屬于第1個(gè)公共因子。這種從屬關(guān)系，是變量的內(nèi)部因子結(jié)構(gòu)。探索性因子分析，致力于找出事物內(nèi)在的本質(zhì)結(jié)構(gòu)[8]，因此，以上揭示觀測(cè)變量與公共因子的從屬關(guān)系的過程，也是探索性因子分析的過程；從數(shù)據(jù)中尋找因子結(jié)構(gòu)，驗(yàn)證我們的假設(shè)。

表1 項(xiàng)總計(jì)統(tǒng)計(jì)量

注：NS為濕地自我免疫及抗擾動(dòng)能力；NS1為棲息地，NS2為生物量，NS3為水質(zhì)，NS4為河道情況，NS5為凈化能力，NS6為多樣性，NS7為洪水調(diào)蓄能力，NS8為侵蝕控制能力。HS為濕地滿足人類社會(huì)需求能力；HS1為人口健康狀況，HS2為物質(zhì)產(chǎn)品生產(chǎn)能力，HS3為居民預(yù)期健康壽命，HS4為休閑娛樂，HS5為物質(zhì)生活指數(shù)。RN為自然擾動(dòng)；RN1為氣候適宜條件，RN2為外來物種，RN3為土壤肥力。RH為人類擾動(dòng)；RH1為工業(yè)擾動(dòng)強(qiáng)度，RH2為城鎮(zhèn)化擾動(dòng)強(qiáng)度，RH3為農(nóng)業(yè)擾動(dòng)強(qiáng)度，RH4為人類擾動(dòng)強(qiáng)度。

表2 KMO的取值范圍解釋

2.3 驗(yàn)證性因子

驗(yàn)證性因子的分析方法與探索性因子分析不同，其主要是基于假設(shè)因子模型的擬合能力進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析計(jì)算，通過已知因子對(duì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，對(duì)于觀測(cè)變量因子的數(shù)量以及因子載荷兩者之間的預(yù)期一致性進(jìn)行檢測(cè)分析[11]。在結(jié)構(gòu)方程模型分析時(shí)，一般都是兩種分析方法結(jié)合使用。本文分析中，主要基于探索性因子分析的統(tǒng)計(jì)結(jié)果，引入Lisrel8.7軟件，進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析檢測(cè)。由圖3見：基于Standardized Solution方法的因子載荷，所有觀測(cè)變量的S值都在0.5之上。

表3 總方差解釋

注：提取方法為主成分分析。t為方差特征值合計(jì)；p為解釋方差占總方差的比例；c為因子方差占總方差比例的累積；tj為解釋方差特征值合計(jì)。

表4 旋轉(zhuǎn)矩陣

注：旋轉(zhuǎn)方法為具有Kaiser標(biāo)準(zhǔn)化的正交旋轉(zhuǎn)法，旋轉(zhuǎn)在5次迭代后收斂。RN1為氣候適宜條件，RN2為外來物種；RH1為工業(yè)擾動(dòng)強(qiáng)度，RH2為城鎮(zhèn)化擾動(dòng)強(qiáng)度，RH3為農(nóng)業(yè)擾動(dòng)強(qiáng)度；NS1為棲息地，NS3為水質(zhì)，NS5為凈化能力，NS6為多樣性，NS7為洪水調(diào)蓄能力，NS8為侵蝕控制能力；HS1為人口健康狀況，HS2為物質(zhì)產(chǎn)品生產(chǎn)能力，HS3為居民預(yù)期健康壽命，HS4為休閑娛樂，HS5為物質(zhì)生活指數(shù)。

2.4 結(jié)構(gòu)方程模型修正及假設(shè)檢驗(yàn)

通過驗(yàn)證性因子分析后，依據(jù)前文對(duì)模型的設(shè)計(jì)以及假設(shè)，結(jié)合擾動(dòng)三江平原濕地生態(tài)系統(tǒng)健康關(guān)系的模型，進(jìn)行結(jié)構(gòu)方程模擬。

2.4.1 模型檢驗(yàn)及修正

進(jìn)行模型修正時(shí)，主要采用路徑分析方法。可以分解為三個(gè)步驟：①根據(jù)理論假設(shè)，做出分析路徑圖；②通過路徑圖，列出相關(guān)系數(shù)與路徑系數(shù)方程；③對(duì)列出方程求解。根據(jù)假設(shè)的模型結(jié)構(gòu)進(jìn)行路徑分析，路徑系數(shù)見圖4，其對(duì)應(yīng)的T值見圖5。由圖5可以看出，如果T值的絕對(duì)值小于1.96，則認(rèn)為置信度α<0.05；只有當(dāng)T的絕對(duì)值大于1.96，才認(rèn)為置信度α>0.05，可以接受；RN—HS、RH—HS的T值絕對(duì)值都小于T值臨界標(biāo)準(zhǔn)值1.96，因此需要將這兩條關(guān)系路徑刪除。經(jīng)過刪除后的模型見圖6。

圖3 測(cè)量模型的路徑系數(shù)

圖7中，NS—HS1，濕地自我免疫與抗擾動(dòng)能力與人的健康之間的直接顯著關(guān)系并不明顯，而且在修正模型后，由于修正的路徑不多，不考慮添加路徑。通過T值檢驗(yàn)和MI值檢驗(yàn)，修正了初始的結(jié)構(gòu)方程模型，符合基本的擬合標(biāo)準(zhǔn)，得出修正后的結(jié)構(gòu)方程模型路徑圖(見圖8)。

圖4 濕地生態(tài)系統(tǒng)健康與擾動(dòng)因素結(jié)構(gòu)方程模型路徑系數(shù)

圖5 濕地生態(tài)系統(tǒng)健康與擾動(dòng)因素結(jié)構(gòu)方程模型T值

2.4.2 模型的再檢驗(yàn)

修正的濕地生態(tài)系統(tǒng)健康與擾動(dòng)因素結(jié)構(gòu)方程模型，符合基本的擬合標(biāo)準(zhǔn)后，還應(yīng)對(duì)其進(jìn)行整體擬合度評(píng)價(jià)。一般包括三大類指標(biāo)：絕對(duì)擬合指數(shù)、增殖指數(shù)、簡約擬合指數(shù)。由表5可見：模型有較佳的擬合程度，各個(gè)觀測(cè)指標(biāo)能夠較好的解釋對(duì)應(yīng)的潛變量。

2.4.3 研究假設(shè)驗(yàn)證

通過以上數(shù)理統(tǒng)計(jì)分析，得出的計(jì)算結(jié)果說明選定的模型整體擬合程度較高，方法科學(xué)合理。可以認(rèn)為：本文的各項(xiàng)假設(shè)條件，能夠在各潛在變量的回歸系數(shù)關(guān)系得到驗(yàn)證。觀測(cè)變量的S值基本都在0.5的顯著相關(guān)水平上，在本研究所列的5個(gè)假設(shè)中，其中的3個(gè)得到了驗(yàn)證。H1假設(shè)成立，說明自然擾動(dòng)的健康度與三江平原濕地的抗擾動(dòng)能力之間，具有直接的正相關(guān)性(β=0.24，T=3.05)；H2假設(shè)成立，說明人類擾動(dòng)的健康度與三江平原濕地的抗擾動(dòng)能力之間，具有直接的正相關(guān)性(β=0.65，T=7.67)；H3假設(shè)不成立，說明自然擾動(dòng)的健康度與三江平原濕地滿足人類社會(huì)需求的能力之間，具有不顯著的關(guān)系(β=-0.03，T=-0.29)；H4假設(shè)不成立，說明人類擾動(dòng)的健康度與三江平原濕地滿足人類社會(huì)需求的能力之間，具有不顯著的關(guān)系(β=-0.10，T=-0.78)；H5假設(shè)成立，說明濕地的抗擾動(dòng)能力與滿足人類社會(huì)需求的能力之間，具有直接的正相關(guān)性(β=0.65，T=6.26)。

圖6 濕地生態(tài)系統(tǒng)健康與擾動(dòng)因素結(jié)構(gòu)方程模型T值刪除路徑圖

圖7 濕地生態(tài)系統(tǒng)健康與擾動(dòng)因素因素結(jié)構(gòu)方程模型MI值

表5 結(jié)構(gòu)方程模型擬合指數(shù)

注：標(biāo)準(zhǔn)值來源于文獻(xiàn)[12]。

2.5 模型結(jié)果

這些假設(shè)僅僅驗(yàn)證了4個(gè)潛變量之間的直接作用，并沒有清晰的揭示潛變量之間的間接作用。在本文所涉及的4個(gè)潛變量中，為了全面分析其影響作用的大小、方向、機(jī)制等方面，在研究中把各潛變量之間的直接與間接效應(yīng)和總效應(yīng)關(guān)系進(jìn)行分析(見表7)。

表7 潛變量之間的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)

濕地生態(tài)系統(tǒng)健康的根本目的，在于人類健康及區(qū)域經(jīng)濟(jì)社會(huì)的可持續(xù)發(fā)展。因此，“濕地滿足人類社會(huì)需求的能力”，是濕地生態(tài)系統(tǒng)健康的直接表現(xiàn)；“濕地滿足人類社會(huì)需求的能力”，又受其他3個(gè)潛變量的影響?？梢酝瞥觯褐苯咏】抵笖?shù)=三江平原濕地滿足人類需求的能力。在擾動(dòng)與三江平原濕地生態(tài)系統(tǒng)健康的結(jié)構(gòu)方程模型分析中，由于類需求的能力=0.15×自然擾動(dòng)+0.42×人類擾動(dòng)+0.65×濕地抗擾動(dòng)能力，即間接健康指數(shù)。三江平原濕地生態(tài)系統(tǒng)健康指數(shù)，是由直接健康指數(shù)和間接健康指數(shù)共同決定的。

圖8 修正的濕地生態(tài)系統(tǒng)健康與擾動(dòng)因素結(jié)構(gòu)方程模型路徑系數(shù)

3 結(jié)束語

通過三江平原濕地生態(tài)系統(tǒng)健康與擾動(dòng)因素結(jié)構(gòu)方程模型的分析，可以看出：自然擾動(dòng)和人類擾動(dòng)，直接影響濕地自我免疫與抗擾動(dòng)能力的發(fā)揮；同時(shí)，濕地自我免疫與抗擾動(dòng)能力，又影響濕地滿足人類社會(huì)需求能力，具有中介變量的屬性。濕地生態(tài)系統(tǒng)健康的根本目的，在于人類健康及區(qū)域經(jīng)濟(jì)社會(huì)的可持續(xù)發(fā)展；濕地滿足人類社會(huì)需求的能力，是濕地生態(tài)系統(tǒng)健康的直接表現(xiàn)，是直接健康指數(shù)。濕地滿足人類社會(huì)需求的能力，間接受到自然擾動(dòng)和人類擾動(dòng)的影響；濕地自我免疫與抗擾動(dòng)能力，是實(shí)現(xiàn)濕地滿足人類社會(huì)需求能力的基礎(chǔ)；他們共同影響濕地滿足人類社會(huì)需求能力的發(fā)揮，是濕地生態(tài)系統(tǒng)健康的間接反映，也是間接健康指數(shù)。三江平原濕地生態(tài)系統(tǒng)健康指數(shù)，是直接健康指數(shù)和間接健康指數(shù)之和。實(shí)現(xiàn)三江平原濕地生態(tài)系統(tǒng)健康，要以提高濕地滿足人類社會(huì)需求能力為根本目的，不單純追求生態(tài)技術(shù)指標(biāo)的數(shù)字化完美，也非以區(qū)域經(jīng)濟(jì)指標(biāo)為唯一衡量標(biāo)準(zhǔn)；它是技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)與社會(huì)認(rèn)知的統(tǒng)一，是自然與人類社會(huì)健康發(fā)展的綜合體現(xiàn)。

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Wetland Ecosystem Health and Disturbance Factors Analysis on the Sanjiang Plain Based on SEM Theory

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Sanjiang Plain; Wetland ecosystem; Ecosystem health; Structural equation model

王書可，女，1981年12月生，東北林業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，博士研究生。現(xiàn)工作于黑龍江省科學(xué)院。E-mail：kingbooke@163.com。

李順龍，東北林業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，教授。E-mail：shlli2001@yahoo.com.cn。

2014年9月25日。

X171.1； X821

責(zé)任編輯：張 玉。