王立明

(新賓滿族自治縣自然資源發(fā)展中心，遼寧 新賓 113200)

森林作為生態(tài)系統(tǒng)的有機組成部分，承載著生態(tài)建設(shè)與經(jīng)濟發(fā)展的雙重責(zé)任。我國森林資源豐富，主要分布于東南、西南和東北等地區(qū)，其中東南和西南地區(qū)以速生豐產(chǎn)林為主，而東北地區(qū)以大徑材用材林為主。此外，森林資源還是林業(yè)發(fā)展的載體，其具有創(chuàng)造生態(tài)效益、社會效益和經(jīng)濟效益的功能，也是國民經(jīng)濟永續(xù)發(fā)展的保障。尤其森林資源變化與區(qū)域經(jīng)濟增長、社會發(fā)展、生態(tài)環(huán)境以及生態(tài)安全息息相關(guān)。

針對森林資源變化，我國對其管理方向已經(jīng)由靜態(tài)規(guī)劃轉(zhuǎn)變?yōu)閯討B(tài)監(jiān)管?！?S”技術(shù)被成功地應(yīng)用到森林資源管理中，基于已有時間和空間數(shù)據(jù)庫，動態(tài)監(jiān)測森林資源數(shù)量與類型變化[1]。福建省最早借助ArcGIS強大地理數(shù)據(jù)的管理功能，構(gòu)建Web GIS網(wǎng)站，建立縣級森林資源數(shù)據(jù)庫，發(fā)布林地資源信息。將變化的林地資源數(shù)據(jù)入庫并不斷更新，監(jiān)測林地資源動態(tài)變化情況，為編寫因地制宜的林地利用規(guī)劃和林地資源分類經(jīng)營管理提供依據(jù)[2]。

森林資源變化受諸多因素影響，主要包括光照、氣溫、水分、土壤等自然條件和人口、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r、居民收入等社會經(jīng)濟條件。從長遠(yuǎn)來看，自然因素是影響森林資源發(fā)生變化的主要驅(qū)動力；在短期內(nèi)，社會經(jīng)濟因素對森林資源變化起著決定作用[3]。張少宇等以江西為例，借助2000-2018年遙感數(shù)據(jù)，分析森林資源變化成因，結(jié)合所選擇的社會經(jīng)濟指標(biāo)，得出城鎮(zhèn)人口，第一、二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值和人均總產(chǎn)值是影響森林資源變化的主要驅(qū)動因素[4]。彭博基于主成分分析法對長沙市森林變化驅(qū)動力進(jìn)行分析，結(jié)果表明：城市人口數(shù)量、經(jīng)濟發(fā)展水平與基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投資等是長沙市森林資源發(fā)生變化的主要驅(qū)動因素[5]。本研究借助逐步回歸分析方法，篩選出主要影響因素，通過建立森林資源變化驅(qū)動模型，分析新賓縣森林資源變化的驅(qū)動因素。

1 研究方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)主要來源于2006-2017年的《新賓滿族自治縣統(tǒng)計年鑒》、2006-2017年的《新賓滿族自治縣人民政府工作報告》、2006-2017年的《撫順統(tǒng)計年鑒》和《撫順市林業(yè)統(tǒng)計年鑒》。

1.2 研究方法

由于所選指標(biāo)的量綱不同，運用SPSS統(tǒng)計軟件對其進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理；分析森林資源變化與社會經(jīng)濟因素之間的相關(guān)性；借助逐步回歸分析方法，篩選出主要影響因素；最后，建立森林資源變化驅(qū)動模型，分析新賓縣森林資源變化的驅(qū)動因素。

2 結(jié)果與分析

2.1 新賓縣森林動態(tài)變化狀況

從新賓縣森林面積的數(shù)量變化看(表1)，森林面積由2006年的292 311 hm2上升到2017年的322 476 hm2，森林面積增加了30 165 hm2，增長率為9.35%。

由表1可知，2006-2017年新賓縣森林資源面積呈持續(xù)上升趨勢，其原因是遼寧省東部山區(qū)重點實施生態(tài)環(huán)境保護，政府大面積營造人工林。新賓縣作為東部山區(qū)森林資源覆蓋率較高的地區(qū)，在涵養(yǎng)水源和保持水土等生態(tài)服務(wù)功能中發(fā)揮著重要作用。隨著生態(tài)補償制度的提出，新賓縣被納入生態(tài)補償?shù)姆秶?，增強林農(nóng)保護森林資源的積極性。

表1 2006-2017年森林面積變化

2.2 新賓縣森林變化驅(qū)動因素分析

2.2.1 驅(qū)動因素選取

本研究探究新賓縣森林資源動態(tài)變化，選擇森林面積(Y)為其衡量指標(biāo)，即因變量；由于森林資源變化短期主要受社會經(jīng)濟因素影響，根據(jù)已有資料選擇具有代表性的指標(biāo)進(jìn)行驅(qū)動因素分析，其中包括商品林面積(X1)、第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值(X2)、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值(X3)、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值(X4)、人口總數(shù)(X5)與人均收入(X6)(表2)。

表2 2006-2017年新賓縣森林變化驅(qū)動因素

2.2.2 數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化

由于所選擇驅(qū)動因素的單位和取值范圍存在差異性，難以綜合分析，需要對不同驅(qū)動因素進(jìn)行無綱量化處理，通過統(tǒng)一各指標(biāo)量綱，消除指標(biāo)之間的數(shù)量級差異，具體公式[6]如下：

Ei=(Xi-Xmin)/(Xmax-Xmin)

(1)

式中：Ei為第i個指標(biāo)的標(biāo)準(zhǔn)化值；Xi為標(biāo)準(zhǔn)化前第i個指標(biāo)的指標(biāo)值；Xmax為標(biāo)準(zhǔn)化前第i個指標(biāo)的最大值；Xmin為標(biāo)準(zhǔn)化前第i個指標(biāo)的最小值。

根據(jù)公式(1)，得到標(biāo)準(zhǔn)化處理結(jié)果(表3)。

2.2.3 驅(qū)動模型建立

通過所選影響新賓縣森林面積變化的驅(qū)動因素，構(gòu)建森林面積動態(tài)變化的驅(qū)動模型，公式為：

(2)

式中：Y為森林資源面積；Xi為影響森林資源面積變化的驅(qū)動因素；ai為影響因素的回歸系數(shù)；b為隨機干擾項。

2.2.4 相關(guān)性分析

通過統(tǒng)計軟件SPSS，對于影響新賓縣森林利用變化的6個驅(qū)動因素分別在5%和10%的置信水平上進(jìn)行相關(guān)性分析。根據(jù)新賓縣森林變化與驅(qū)動因素之間相關(guān)系數(shù)矩陣顯示，所選6個因素中，商品林面積、第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值、人口總數(shù)與森林面積變化顯著相關(guān)(表4)。驅(qū)動因素與新賓縣森林面積的相關(guān)系數(shù)大小排序為：商品林面積(X1)>第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值(X3)>第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值(X2)>第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值(X4)>人口總數(shù)(X5)。

表3 新賓縣森林變化驅(qū)動要素標(biāo)準(zhǔn)化指標(biāo)

2.2.5 驅(qū)動因素分析和顯著性檢驗

利用統(tǒng)計軟件SPSS進(jìn)行逐步回歸分析，建立標(biāo)準(zhǔn)化逐步回歸方程，依據(jù)公式(2)，得到新賓縣森林資源動態(tài)變化驅(qū)動模型：

Y=0.551X1+0.455X3+11 983.24

(3)

式中：Y為森林資源面積；X1為商品林面積；X3為第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值。

表4 森林變化與驅(qū)動要素之間相關(guān)系數(shù)

注：**、*分別表示回歸系數(shù)在5%和10%的水平顯著。

3 結(jié)論與討論

新賓縣森林資源面積變化總體呈增加趨勢，由2006年的292 311 hm2上升到2017年的322 476 hm2，森林面積增加了30 165 hm2，增長率為9.35%。

本研究選擇商品林面積、第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值、人口總數(shù)與人均收入6個社會經(jīng)濟指標(biāo)作為新賓縣森林資源面積發(fā)生變化的影響因素，通過逐步回歸分析，其中商品林面積和第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值對森林資源動態(tài)變化有顯著影響且呈正相關(guān)關(guān)系，是影響森林面積發(fā)生變化的主要驅(qū)動因子。

引起新賓縣森林資源面積發(fā)生變化的主要原因在于政府重視生態(tài)環(huán)境建設(shè)，通過對未成林地、無立木林地和非林地進(jìn)行造林更新，増加森林面積。隨著城鎮(zhèn)化進(jìn)程加快，部分林農(nóng)進(jìn)入城鎮(zhèn)生活或者從事非林業(yè)生產(chǎn)，將林地進(jìn)行流轉(zhuǎn)。獲得流轉(zhuǎn)林地的林農(nóng)利用集中連片的林地資源發(fā)展林下經(jīng)濟，收入增加，進(jìn)一步擴大營林規(guī)模，間接增加了森林資源。此外，工業(yè)化推動林產(chǎn)品加工企業(yè)高效運營，間接提升了第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值，對新賓縣森林資源產(chǎn)生重要影響。

森林資源面積變化受諸多因素影響，人為因素也不可忽視。本研究僅從社會經(jīng)濟方面選擇影響新賓縣森林資源的驅(qū)動因素，人為因素尚未在驅(qū)動模型中加以考慮 。由于林農(nóng)保護森林資源意愿加強，可以減少亂砍濫伐，生態(tài)補償制度能夠提升林農(nóng)種植和保護森林積極性。因此，人為因素對森林資源動態(tài)變化的影響在今后研究還有待進(jìn)一步補充完善。