王泉泉,王 行,張衛(wèi)國,王志保,肖德榮

西南林業(yè)大學國家高原濕地研究中心/濕地學院, 昆明 650224

自20世紀50年代以來,由于自然因素和人為活動干擾,全球濕地面積急劇減少[1]。我國第二次全國濕地資源調(diào)查結(jié)果顯示,在2003—2013年10年間,我國濕地面積減少了339.63萬hm2,減少率達8.82%[2]。研究發(fā)現(xiàn),以氣候變化為主導的自然因素、以社會經(jīng)濟發(fā)展為表征的人為活動干擾,是導致濕地分布面積不斷減少的主要驅(qū)動因素[3-4]。研究自然因子變化與人為活動干擾在濕地生態(tài)系統(tǒng)演化過程中的作用與貢獻,是掌握兩大驅(qū)動因子對濕地生態(tài)系統(tǒng)的作用途徑與機制的基礎(chǔ)。

高原濕地為我國“兩屏三帶”生態(tài)安全格局的重要組成,在水源涵養(yǎng)、生物多樣性保護和碳固定等方面發(fā)揮著不可替代的作用[5]。但是,高原濕地生態(tài)系統(tǒng)極為脆弱,易受外界的干擾而導致濕地結(jié)構(gòu)改變和生態(tài)功能退化[6]。近幾十年來,以氣溫升高和降水減少為主要特征的全球氣候變化,導致高原湖泊水位下降、面積減少[7],雅魯藏布江徑流減少[8],沼澤濕地萎縮退化[9],一些區(qū)域沼澤濕地停止發(fā)育,部分地段沼澤泥炭地出現(xiàn)干燥裸露的現(xiàn)象,甚至沙化和荒漠化[10]。同時,過度放牧、排水墾殖、泥炭開采以及濕地旅游資源的無序開發(fā)等[11- 12],進一步加劇了高原濕地生態(tài)系統(tǒng)破壞,致使高原沼澤濕地發(fā)生逆向演替[11]。因此,氣候變化與人為活動干擾,已導致我國高原濕地面積分布總量下降、濕地生境改變、功能退化,嚴重威脅著濕地區(qū)域人類生存環(huán)境和生物多樣性保護[13- 15]。

滇西北高原濕地地處青藏高原東南緣,是我國“川滇生態(tài)屏障”的重要組成部分,對氣候變化高度敏感[16]。自1960—2011年,滇西北高原地區(qū)大氣年均氣溫上升了1.3 ℃,氣溫上升率達22.9%,其氣候變暖的總體趨勢與全球變化趨勢一致,但顯著高于云南其他地區(qū)[17]。另外,隨著該區(qū)域社會經(jīng)濟的快速發(fā)展,人為經(jīng)濟活動對濕地生態(tài)系統(tǒng)的干擾類型不斷增多、干擾強度也不斷加大。其中,過度放牧、排水圍墾、濕地旅游資源的無序開發(fā)等人為干擾活動,直接導致濕地分布面積不斷萎縮,濕地土壤理化性質(zhì)和養(yǎng)分,以及植物組成、類型等發(fā)生改變[18-20]；匯水區(qū)森林植被的破壞,致使?jié)竦貐^(qū)泥沙淤積、水文改變[21]。氣候變化與人為經(jīng)濟活動的干擾,威脅著該區(qū)域濕地生物多樣性的保護。

本研究選取滇西北高原濕地納帕海為研究對象,基于面向?qū)ο蟮姆指罴夹g(shù)、結(jié)合目視解譯和實地驗證方法,并收集當?shù)?8年(1987—2015年)來的氣溫、降水等自然因子,以及社會經(jīng)濟發(fā)展指標等人為活動干擾因子,研究納帕海匯水區(qū)(1)濕地類型及分布,(2)景觀多樣性,(3)濕地分布面積與景觀多樣性變化和氣候因子、社會經(jīng)濟發(fā)展指標的相互關(guān)系及解釋度。通過研究,擬掌握滇西北高原納帕海濕地分布及景觀變化的自然與人為貢獻率,為揭示兩大驅(qū)動因子對濕地生態(tài)系統(tǒng)的作用機制奠定基礎(chǔ)。

1 材料與方法

1.1 研究區(qū)域概況

納帕海位于滇西北橫斷山脈中段香格里拉市境內(nèi)(99°37′—99°41′E,27°49′—27°55′N),最低海拔為3260 m(圖1)。該區(qū)域?qū)俸疁貛Ц咴撅L氣候區(qū),受青藏高原寒流影響,干濕季分明。其中,6—10月份為雨季,11月—翌年5月為干季。年均降雨量619.9 mm,年均溫為5.4℃,最冷月1月的月均溫-2.5℃,最熱月7月的月均溫11.4 ℃。納帕海為典型的季節(jié)性湖泊,雨季湖水上漲,干季湖水通過西北角落水洞,最終匯入金沙江[16]。沿海拔高程,納帕海在空間上形成湖泊、原生沼澤、沼澤化草甸、草甸等空間分布格局。

納帕海具有重要的生物多樣性與特有性保護價值,分布有全球15種鶴類中唯一生活在高原的國家Ⅰ級保護鳥類黑頸鶴(Grusnigricollis)和黑鸛(Ciconianigra),以及滇西北高原特有魚類中甸葉須魚(Ptychobarbuschungtienensis)等。1984年,經(jīng)云南省政府批準在其主要區(qū)域建立納帕海省級自然保護區(qū)；2005年,其核心區(qū)域被指定為國際重要濕地,成為國內(nèi)外關(guān)注生物多樣性保護的熱點區(qū)域[16]。近年來,由于當?shù)厝丝诘目焖僭鲩L以及對濕地資源的依賴與不合理利用,濕地生態(tài)系統(tǒng)受到了諸如排水墾殖、過度放牧、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等人為活動干擾,以及降水與氣溫等氣候因子變化的影響,濕地生態(tài)系統(tǒng)的結(jié)構(gòu)與功能受到較大的威脅[22]。

圖1 研究區(qū)域位置及研究范圍Fig.1 Location of study area and study region

1.2 研究技術(shù)與方法

1.2.1 景觀類型劃分及技術(shù)方法

基于景觀的定義,結(jié)合研究區(qū)域具體的生態(tài)環(huán)境特征,以及各自然要素相互作用的關(guān)系,以反映景觀的內(nèi)在屬性及其差異[23]。依據(jù)納帕海匯水區(qū)的海拔高程、水文狀況、植被類型及其空間分布,將研究區(qū)域劃分為濕地類景觀和非濕地類景觀兩大類。其中,濕地景觀類型劃分為湖泊、原生沼澤、沼澤化草甸、草甸,具體的劃分依據(jù)見表1。非濕地景觀主要包括耕地、建筑用地、林地和灌叢。

1.2.2 數(shù)據(jù)來源及處理

選取1987年至2015年時段的10期Landsat影像(表2),使用30 m分辨率的 DEM 數(shù)據(jù)提取納帕海的匯水區(qū),作為研究范圍。影像數(shù)據(jù)預處理包括影像數(shù)據(jù)讀取-數(shù)據(jù)輻射校正-幾何精校正-圖像增強,根據(jù)提取的匯水區(qū)范圍進行圖像裁剪。所有的空間數(shù)據(jù)的投影參考系統(tǒng)為通用橫軸墨卡托投影,參考橢球體為WGS84。在確定各年度景觀單元的區(qū)劃之后,在E-Cognition軟件支持下,基于遙感影像顏色、紋理、形狀,以及數(shù)字高程和其他矢量數(shù)據(jù)進行自動區(qū)劃,得到形狀與圖像光譜特征具有同質(zhì)性的生態(tài)景觀多邊形單元[24]。根據(jù)野外遙感建標結(jié)果,對各年度生態(tài)景觀單元進行目視解譯分類判讀,得到不同年度的生態(tài)景觀分類結(jié)果。2016年11月,運用GPS對研究區(qū)域內(nèi)分類結(jié)果進行野外驗證及校正,總計驗證點達121個,包含研究區(qū)域8種景觀類型,驗證分類精度達85%以上。結(jié)合研究區(qū)域基礎(chǔ)地理數(shù)據(jù),繪制研究區(qū)域內(nèi)景觀類型圖。

表1 納帕海濕地景觀類型及劃分依據(jù)

表2 1987年至2015年所用遙感影像的信息

1.2.3 景觀格局指數(shù)計算

運用ArcGIS 10以及Fragstats 3.4分析研究區(qū)域內(nèi)濕地28年來景觀類型組成及其空間格局變化,景觀空間格局特征主要選取斑塊數(shù)目(number of patch, NP)、香農(nóng)多樣性指數(shù)(Shannon′s diversity index, SHDI)和集聚度指數(shù)(contagion index, CONTAG)以反映研究區(qū)域景觀多樣性特征[25]。

1.2.4 人為與自然因子的收集與處理

區(qū)域社會經(jīng)濟發(fā)展指標可綜合反映人為活動對自然資源干擾的類型和強度[26]。因此,本研究選擇社會經(jīng)濟發(fā)展的主要經(jīng)濟指標,作為人為活動對研究區(qū)域濕地生態(tài)系統(tǒng)的干擾指標,主要是第一、二、三產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟指標。近30年來,研究區(qū)域社會經(jīng)濟總量不斷增加,國民生產(chǎn)總值(GDP)由1987年的7956萬元增至2015年的585163萬元,增長73.5倍。其中,自2006年始,第二、三產(chǎn)業(yè)總值呈快速增長,而第一產(chǎn)業(yè)總值增長相對緩慢(圖2)。

基于該區(qū)域自然因子變化特征,以及有關(guān)數(shù)據(jù)的可獲得性,本研究選擇降水、溫度作為自然因子的指標。近30年來,納帕海地區(qū)氣溫呈現(xiàn)顯著增加的趨勢,氣溫上升率為0.43 ℃/10 a(圖3)；降水量呈現(xiàn)先升高后降低的趨勢,降低的趨勢在2002年后變?yōu)楦用黠@(圖3)。

1.2.5 數(shù)據(jù)統(tǒng)計分析

運用Sigmaplot 10,分析濕地分布面積、斑塊數(shù)量、香農(nóng)多樣性指數(shù)、聚集度指數(shù)與第一、二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值,以及年均溫和降水量的線性關(guān)系。運用Canoco 4.2分析軟件,通過冗余分析(RDA)方法,分析第一、二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值,以及年均溫和降水量對濕地分布面積、斑塊數(shù)量、香農(nóng)多樣性指數(shù)、聚集度指數(shù)的影響差異；并依據(jù)偏蒙卡羅特檢驗來評估每個因子對濕地面積、斑塊數(shù)量、香農(nóng)多樣性指數(shù)、聚集度指數(shù)的解釋貢獻,分析人為活動干擾、自然因子變化對研究區(qū)域濕地分布面積和景觀多樣性變化的影響與作用貢獻。

圖2 1987—2015年研究區(qū)域社會經(jīng)濟發(fā)展動態(tài)Fig.2 Dynamic of GDPs in study area from 1987 to 2015

圖3 1960—2015年研究區(qū)域5年滑動年均氣溫與年均降水量 Fig.3 Dynamic of annual mean temperature and precipitation in study area from 1960 to 2015

2 結(jié)果

2.1 濕地類型及面積變化

在1987—2015年期間,研究區(qū)域的濕地面積及其空間分布發(fā)生了明顯的變化(圖4、圖5)。研究區(qū)域濕地總面積由9194.45 hm2減小為6737.79 hm2,減少率達到26.72%。其中,原生沼澤與沼澤化草甸減少的面積分別為1152.07 hm2和1257.72 hm2(圖4)；湖泊面積略有增加,由1987年362.30 hm2增加到2015年的518.37 hm2；草甸面積略有減少,由1987年的5649.28 hm2減少到2015年的5446.54 hm2(圖4、圖5)。

在濕地類型間的轉(zhuǎn)化中,草甸主要來源于湖泊、原生沼澤和沼澤化草甸,共計1449.42 hm2；而草甸轉(zhuǎn)化為湖泊、原生沼澤和沼澤化草甸僅有152.07 hm2。湖泊面積的增加,主要源于原生沼澤與沼澤化草甸,共計211.98 hm2。另外,由濕地類型轉(zhuǎn)換為非濕地類型的面積共計3088.92 hm2,占濕地總面積的33.60%(表3)。

圖4 1987—2015研究區(qū)域濕地類型與非濕地類型分布面積的變化Fig.4 Changes in wetland types and non-wetland type in study area from 1987 to 2015

2.2 景觀多樣性及變化

在1987—2005年間,研究區(qū)域斑塊數(shù)量增加,在2005—2015年間其斑塊數(shù)量下降,最大值為299(2005年)、最小值為200(1990年)(圖6)。在1987—1999年間,香農(nóng)多樣性指數(shù)呈現(xiàn)增加趨勢,而在1999—2015年間卻呈現(xiàn)下降的趨勢,最大值為1.84(1999年)、最小值為1.75(2015年)(圖6)。聚集度指數(shù)總體呈先降低后增加的趨勢；其中,最小值為52.02(1999年)、最大值為53.85(2012年)(圖6)。

圖5 1987—2015年研究區(qū)域景觀變化Fig.5 Changes in landscapes of study area from 1987 to 2015

圖6 1987—2015年納帕海景觀多樣性指數(shù)的變化Fig.6 Landscape diversities in the study area from 1987 to 2015

2.3 濕地景觀變化與自然、社會經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系

濕地分布面積與第一、二、三產(chǎn)業(yè)呈顯著的線性負相關(guān)(圖7),并隨著經(jīng)濟發(fā)展指標的增加而呈下降趨勢。濕地分布面積與年均溫呈顯著的線性負相關(guān)(圖7),與降水呈正相關(guān)但相關(guān)性不顯著(圖7)。RDA分析結(jié)果表明(圖8),濕地與社會經(jīng)濟和自然因子相關(guān)性的大小表現(xiàn)為第三產(chǎn)業(yè)>第二產(chǎn)業(yè)>第一產(chǎn)業(yè)>年均溫>降水。

圖7 濕地分布面積與主要社會經(jīng)濟和氣候指標的相關(guān)性Fig.7 Linear relationship linking wetland area and social economic and natural indexes from 1987 to 2015

圖8 冗余分析 (RDA)下濕地分布及景觀多樣性與研究區(qū)域社會、自然關(guān)鍵因子的相關(guān)關(guān)系Fig.8 The correlations between wetland distribution, landscape diversity indexes and local social-economic and natural factors revealed by the RDA analysisWA: 濕地分布面積, the distribution of wetland area；NP: 斑塊數(shù)量,number of patch；SHDI: 香農(nóng)多樣性指數(shù),Shannon Diversity Index；CONTAG: 聚集度指數(shù),the contagion index；PI: 第一產(chǎn)業(yè),the primary industry； SI: 第二產(chǎn)業(yè),the second industry；TI: 第三產(chǎn)業(yè),the third industry；T: 年溫度 the annual temperature；P: 年降水,the annual precipitation

斑塊數(shù)量與第一、二、三產(chǎn)業(yè)值呈正相關(guān)(圖9),但未達到顯著性；與年均溫(正相關(guān))、降水(負相關(guān))線性相關(guān)性不顯著(圖9)。RDA分析結(jié)果表明(圖8),斑塊數(shù)量與社會經(jīng)濟和自然因子相關(guān)性的大小表現(xiàn)為年均溫>第一產(chǎn)業(yè)>降水>第三產(chǎn)業(yè)>第二產(chǎn)業(yè)。

圖9 斑塊數(shù)量與社會經(jīng)濟指與自然因子關(guān)鍵指標的相關(guān)性Fig.9 Linear relationship between number of patch and local social-economic and natural factors from 1987 to 2015

香農(nóng)多樣性指數(shù)與第一、二、三產(chǎn)業(yè)指標呈顯著的負相關(guān)(圖10)；與年均溫(正相關(guān))、降水(負相關(guān))線性相關(guān)性不顯著(圖10)。RDA分析結(jié)果表明(圖8),香農(nóng)多樣性指數(shù)與社會經(jīng)濟和自然因子相關(guān)性的大小表現(xiàn)為第一產(chǎn)業(yè)>年均溫>第三產(chǎn)業(yè)>第二產(chǎn)業(yè)>降水。

表3 1987—2015年濕地景觀類型面積轉(zhuǎn)移矩陣/hm2

圖10 香農(nóng)多樣性指數(shù)與社會經(jīng)濟、年均溫、年均降水的相關(guān)性Fig.10 Linear relationship between Shannon′s Diversity Index and local social-economic and natural factors from 1987 to 2015

聚集度指數(shù)與第一、二、三產(chǎn)業(yè)值呈正相關(guān),但未達到顯著性(圖11)；與年均溫(正相關(guān))、降水(負相關(guān))線性相關(guān)性不顯著(圖11)。RDA分析結(jié)果表明(圖8),香農(nóng)多樣性指數(shù)與社會經(jīng)濟和自然因子相關(guān)性的大小表現(xiàn)為年均溫>第一產(chǎn)業(yè)>第三產(chǎn)業(yè)>第二產(chǎn)業(yè)>降水。

圖11 聚集度指數(shù)與社會經(jīng)濟、年均溫、年均降水的相關(guān)性Fig.11 Linear relationship between contagion index and local social-economic and natural factors from 1987 to 2015

RDA分析表明,第一、二、三產(chǎn)業(yè)對濕地面積和景觀多樣性變化的影響權(quán)重大于年均溫和降水,其中,社會經(jīng)濟對濕地面積、景觀多樣性變化整體的解釋度為63.50%,氣候因子對其的解釋度36.50%(圖8)。

3 討論

3.1 人為活動干擾與濕地景觀

本研究表明,近30年來研究區(qū)域濕地分布總面積呈現(xiàn)減少的趨勢,斑塊數(shù)量總體呈現(xiàn)先增加后減少的趨勢,香農(nóng)多樣性指數(shù)也呈先升高后降低的趨勢,聚集度指數(shù)呈先降低后升高的趨勢。

濕地面積的減少和景觀多樣性的變化趨勢與本區(qū)域社會經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)鍵指標密切相關(guān),其中,濕地面積和香農(nóng)多樣性指數(shù)與第一、二、三產(chǎn)業(yè)值、年均溫均呈負相關(guān),與降水呈正相關(guān)；斑塊數(shù)量和聚集度指數(shù)與第一、二、三產(chǎn)業(yè)、年均溫均呈正相關(guān),與降水呈負相關(guān)。綜合來看,社會經(jīng)濟因子對濕地面積和景觀多樣性的解釋度為63.50%,自然因子的解釋度為36.50%。

納帕海草甸、沼澤化草甸是香格里拉天然的牧場,放牧成為該地區(qū)第一產(chǎn)業(yè)值中的主體。近30年來香格里拉牧業(yè)產(chǎn)值從1987年到2015年,增加了22639萬元,增加率達1524.51%。隨著牧業(yè)經(jīng)濟快速發(fā)展,過度放牧成為影響該區(qū)域濕地的重要人為干擾活動。據(jù)研究,納帕海地區(qū)理論載畜量為1567黃牛單位,而當前實際載畜量(主要以牦牛、馬和豬統(tǒng)計)為7486黃牛單位,超載率377.73%[12]。過度放牧通過牲畜的采食、踐踏影響該地區(qū)植物的生長、發(fā)育,以及種間關(guān)系；另外,過度放牧也致使土壤容重的增加,含水量的降低,土壤養(yǎng)分的降低以及濕地生境不斷喪失,進而影響原有濕地植物的棲息生境,導致原有植物群落結(jié)構(gòu)改變,直接影響濕地景觀的類型與空間分布。自2009年該區(qū)域藏香豬放牧超載率達300%[27],藏香豬在覓食過程中不斷拱翻土壤,形成大片條狀、帶狀或片狀的裸露土地,不斷改變濕地植被組成及其空間分布,也影響了濕地景觀。

排水墾殖為主的種植業(yè)發(fā)展,是第一產(chǎn)業(yè)中改變濕地景觀的另一重要因素。近30年來,研究區(qū)域種植業(yè)產(chǎn)值從1987年的1311萬元增長到2015年的30778萬元。由于濕地區(qū)居民對濕地的排水墾殖活動,使得濕地分布面積不斷萎縮,濕地的類型及空間分布格局隨之發(fā)生變化[28]。另外,不斷增加的農(nóng)業(yè)灌溉用水也使得流入濕地的水量減少,導致濕地分布面積萎縮。過度放牧、排水墾殖等活動,直接導致小斑塊數(shù)量減少、大斑塊面積增大,即景觀的空間異質(zhì)性降低、同質(zhì)性增加,進而導致整個區(qū)域景觀的類型多樣性降低、集聚度指數(shù)增大。

1987年到2015年,研究區(qū)域第二產(chǎn)業(yè)值得到快速發(fā)展,從2241萬元增加到235510萬元。在第二產(chǎn)業(yè)快速增長的過程中,其主要依托是不斷擴張的香格里拉市區(qū)及基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。研究表明,整個城市建筑面積從1987年的604.01 hm2增長到2015年的4047.48 hm2?？焖俚某鞘邪l(fā)展,直接導致了濕地分布面積的減少、類型的改變,以及空間分布格局的改變。在研究的前期(1987—1999年),城市的擴展與基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)相對較慢,對建筑用地面積的需求相對較小,但到了后期(1999年—2015年),城市與基礎(chǔ)施設(shè)建設(shè)不斷增強,導致空間異質(zhì)性降低、同質(zhì)性增加,進而導致景觀類型降低、聚集度指數(shù)增加。

另外,隨著香格里拉旅游業(yè)的快速發(fā)展,研究區(qū)域濕地成為了香格里拉重要的旅游景點。自1987年到2015年,第三產(chǎn)業(yè)值由1954萬元增長到304257萬元。旅游生活污水的排放加劇了納帕海水體富營養(yǎng)化的過程,從而改變植物的分布格局；為了發(fā)展旅游業(yè)而修建的環(huán)湖公路影響濕地的水分補給過程,改變濕地原有的生境；無序旅游中馬匹和人的過度踐踏導致土壤表層物理性狀改變,增加土壤緊實度,破壞了沼澤土和泥炭土的草根層,加速了有機質(zhì)分解,促進了礦化作用,導致沼澤土壤養(yǎng)分含量衰減下降,影響了植物生長的土壤環(huán)境條件；踐踏作用也使植被稀少的面積增加,植物高度降低,踐踏也使原有的物種被耐磨物種取代[16],導致物種結(jié)構(gòu)和多樣性的改變,進而改變濕地景觀格局。

3.2 自然因子的變化與濕地景觀

本研究中,溫度與降水的變化對整個研究區(qū)域濕地類型、分布面積及景觀多樣性存在影響,但解釋度相對較小。通常情況下,溫度和降水變化可通過對濕地植物的生長、種間關(guān)系,土壤養(yǎng)分條件,濕地水文等直接與間接的作用,進而影響濕地分布面積、類型及空間分布格局。相關(guān)研究表明,在降水不足的情況下,濕地分布面積明顯萎縮[29],植物的生長受到抑制[30],也導致土壤由淹水的厭氧環(huán)境進入有氧環(huán)境,使土壤表層處于較干燥的氧化環(huán)境而利于有機質(zhì)礦化[31],影響植物的養(yǎng)分供給和生長,導致濕地地表景觀類型的最終變化。也有研究表明,氣溫升高對該區(qū)域湖濱帶優(yōu)勢植物水蔥(Scirpustabernaemontani) 和茭草(Zizaniacaduciflora)的生長有促進作用,而對劉氏荸薺(Heleocharisliouana)和小黑三棱(Sparganiumsimplex)的生長產(chǎn)生脅迫[32]。這種物種對氣溫上升的差異響應(yīng),將導致種間關(guān)系的變化,從而使得原有的濕地植被空間分布格局變化,最終影響濕地的景觀類型及其多樣性。

`3.3人為活動的干擾與自然因子的變化對濕地景觀作用的差異

本研究表明,人為活動的干擾和自然因子的變化對研究區(qū)域濕地面積和景觀變化的解釋度不同。其中人為活動是導致納帕海濕地分布面積減少、空間格局變化的主要驅(qū)動因子,這與其他地區(qū)研究結(jié)果相似[33- 34]。

解釋度的差異主要與人為干擾與自然變化對濕地生態(tài)系統(tǒng)的作用特征密切相關(guān)。通常情況下,人為活動對濕地的干擾主要作用于較小的空間尺度以及時間尺度,具有途徑多樣、強度高、速度快、持續(xù)時間相對較短等特點；而自然因子的影響主要在較大的時間尺度以及空間尺度上,具有影響范圍大、持續(xù)時間長,時滯性等特征[35]。本研究中,由于研究區(qū)域范圍有限時間跨度相對較短,人為活動干擾通過快速改變土地利用方式影響濕地景觀特征,本研究區(qū)域僅城市建設(shè)面積就增加了近5.70倍。而自然因子通常需要通過改變濕地水文過程,影響土壤養(yǎng)分,改變濕地植物的生長、發(fā)育以及濕地植物群落組成、種間關(guān)系等,進而對濕地類型及景觀造成影響,其過程具有明顯的滯后性[30]。因此,在較小時間和空間尺度上,相對于人為活動的干擾,自然因子的變化對濕地生態(tài)系統(tǒng)影的貢獻相對較小。

4 結(jié)論

人為活動的干擾、自然因子的變化,共同影響著滇西北高原濕地的類型、空間分布及景觀多樣性,但兩者對濕地生態(tài)系統(tǒng)的作用貢獻存在差異。人為活動干擾對濕地面積、景觀多樣性指數(shù)的解釋度為63.50%,自然因子變化的解釋度36.50%。研究進一步表明,近30年來,人為活動的干擾是影響滇西北高原地區(qū)濕地生態(tài)系統(tǒng)的關(guān)鍵驅(qū)動力,減緩人為活動對濕地生態(tài)系統(tǒng)的過度影響,是實現(xiàn)當?shù)貪竦乇Ｗo的關(guān)鍵。