馮 強(qiáng)， 趙文武， 段寶玲

（1.山西財(cái)經(jīng)大學(xué)資源環(huán)境學(xué)院，山西 太原 030006；2.北京師范大學(xué)地理科學(xué)學(xué)部地表過程與資源生態(tài)國家重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，北京 100875）

生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)是指人類從生態(tài)系統(tǒng)中直接或間接獲得的所有收益［1］。生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)權(quán)衡是指一種生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)供給水平的增強(qiáng)以其他生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)供給水平的降低為代價(jià)［2-4］。權(quán)衡分析提供了一個(gè)綜合且辯證的視角來認(rèn)識(shí)生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)之間關(guān)系，受到地理學(xué)、生態(tài)學(xué)、社會(huì)學(xué)等多學(xué)科研究者的關(guān)注。因此，權(quán)衡分析已經(jīng)成為生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)研究的重要方向并取得了一系列進(jìn)展［5-8］。權(quán)衡研究涵蓋了小流域、流域、區(qū)域、國家、全球等空間尺度，涉及到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、植被恢復(fù)、城市規(guī)劃與城市群建設(shè)等諸多領(lǐng)域，而且權(quán)衡研究已經(jīng)從本地分析拓展到了遠(yuǎn)程耦合［9-10］?？梢姡鷳B(tài)系統(tǒng)服務(wù)權(quán)衡理論在國土空間治理中發(fā)揮著越來越重要的作用。

生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)權(quán)衡研究的核心問題是權(quán)衡的形成機(jī)制與驅(qū)動(dòng)因素。目前，權(quán)衡的驅(qū)動(dòng)因素可以歸納為土地利用和氣候變化兩大類，其中土地利用在短時(shí)序內(nèi)更為普遍［8］。圍繞這兩大類驅(qū)動(dòng)因素，學(xué)者們利用相關(guān)分析、回歸分析、冗余分析、地理探測(cè)器、隨機(jī)森林分析、結(jié)構(gòu)方程模型、貝葉斯網(wǎng)絡(luò)、數(shù)據(jù)包絡(luò)分析等方法，確定了權(quán)衡對(duì)不同驅(qū)動(dòng)因素的響應(yīng)方向、程度、快慢和閾值［11-18］。盡管如此，以往權(quán)衡強(qiáng)度研究往往忽視兩項(xiàng)服務(wù)的變化方向與相對(duì)優(yōu)勢(shì)，不利于權(quán)衡驅(qū)動(dòng)機(jī)制的揭示。因此，有必要依據(jù)兩項(xiàng)服務(wù)的消長(zhǎng)方向區(qū)分權(quán)衡類型，并在此基礎(chǔ)上揭示其驅(qū)動(dòng)機(jī)制。此外，已有權(quán)衡研究從生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)供給權(quán)衡、需求權(quán)衡、服務(wù)流權(quán)衡、供給與需求權(quán)衡等角度分別展開［13,19-20］，或者是基于人類需求估算生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)實(shí)際供給，探討實(shí)際供給之間的權(quán)衡［21］，但對(duì)權(quán)衡強(qiáng)度與供需關(guān)系的整合分析尚不充分。

生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)的持續(xù)供給是自然與社會(huì)賴以維持的基礎(chǔ)，人類利用生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)來滿足需求并提高自身福祉。對(duì)供給與需求關(guān)系的研究有助于闡釋生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)產(chǎn)生與使用的空間差異，并從空間上刻畫生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)從自然生態(tài)系統(tǒng)流向人類社會(huì)系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)過程。因此供需關(guān)系研究成為近年來生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)研究的前沿和熱點(diǎn)［22-25］。生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)供需研究亟待解決的關(guān)鍵問題是如何實(shí)現(xiàn)供需匹配，權(quán)衡特征及其驅(qū)動(dòng)機(jī)制為解決該問題提供了可能途徑，這已經(jīng)引起相關(guān)學(xué)者的關(guān)注。例如，Li 等［26］估算了潮白河城市帶5 種生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)的供給量，通過權(quán)衡分析確定該區(qū)域關(guān)鍵生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)是產(chǎn)水量，然后對(duì)其進(jìn)行了供需關(guān)系研究，但該研究中權(quán)衡分析僅是供需研究的前期基礎(chǔ)工作；王壯壯等［27］提出了將供需匹配特征、供需動(dòng)態(tài)變化趨勢(shì)以及權(quán)衡/協(xié)同關(guān)系進(jìn)行綜合考慮的生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)風(fēng)險(xiǎn)評(píng)價(jià)框架，由于權(quán)衡/協(xié)同關(guān)系會(huì)對(duì)生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)供需風(fēng)險(xiǎn)產(chǎn)生影響，因此將定性識(shí)別的權(quán)衡/協(xié)同關(guān)系作為劃分供需風(fēng)險(xiǎn)的條件；Wang等［28］提出了一個(gè)基于權(quán)衡/協(xié)同特征的生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)供需匹配框架并進(jìn)行了案例研究，該框架的核心思想是將權(quán)衡/協(xié)同分析作為解決供需不匹配的途徑，推動(dòng)了供需關(guān)系與權(quán)衡強(qiáng)度的整合研究與應(yīng)用，該框架通過權(quán)衡/協(xié)同分析提出了3類供需調(diào)控方案：“雙贏”途徑、“小損失-大收益”途徑、“替代”途徑。可見，已有研究只是將權(quán)衡作為供需關(guān)系研究的前期準(zhǔn)備、約束條件或調(diào)控途徑，尚未定量闡明生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)供需與權(quán)衡的關(guān)聯(lián)特征。

生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)供需與權(quán)衡存在內(nèi)在關(guān)聯(lián)關(guān)系。一方面，由權(quán)衡的定義可知，一種生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)的增強(qiáng)以降低其他生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)為代價(jià)，降低的服務(wù)則很有可能因供給量不足而無法滿足需求，即引發(fā)供需矛盾，說明權(quán)衡特征會(huì)影響供需關(guān)系。另一方面，供需關(guān)系也會(huì)影響權(quán)衡，例如木材供給與需求出現(xiàn)矛盾時(shí)，人們通過森林采伐提高木材供給量，但降低了生態(tài)系統(tǒng)固碳能力，即出現(xiàn)了木材供給與固碳服務(wù)的權(quán)衡。以上分析說明供需與權(quán)衡的關(guān)聯(lián)在邏輯上成立，并且這種關(guān)聯(lián)既可以表現(xiàn)為兩者隨時(shí)間的同步、滯后或反向的變化，也可以表現(xiàn)為空間上權(quán)衡與供需的對(duì)應(yīng)規(guī)律（不同位置權(quán)衡與供需的關(guān)聯(lián)特征）。因此，厘清供需與權(quán)衡關(guān)聯(lián)機(jī)制，有助于深化生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)理論，為緩解供需矛盾與服務(wù)沖突提供解決方案［29］。

黃土高原地區(qū)生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)權(quán)衡與供需矛盾突出，新中國成立后為解決糧食供給問題而大量開墾坡耕地導(dǎo)致土壤保持服務(wù)下降，這是糧食供給服務(wù)的供需矛盾所引發(fā)權(quán)衡的實(shí)例。為提高土壤保持服務(wù)，1999 年國家實(shí)施了退耕還林（草）工程，使得生態(tài)系統(tǒng)調(diào)節(jié)與支持服務(wù)（水源涵養(yǎng)、土壤保持與碳固定等）增強(qiáng)，但部分供給服務(wù)（產(chǎn)水量）下降［11-12］，這是土壤保持服務(wù)供需矛盾引發(fā)權(quán)衡的又一實(shí)例。如果此類權(quán)衡進(jìn)一步增強(qiáng)，產(chǎn)水量持續(xù)降低，水資源供需矛盾將進(jìn)一步加劇。因此，黃土高原地區(qū)是生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)供需與權(quán)衡關(guān)聯(lián)性研究的合適場(chǎng)所。山西省全境位于黃土高原范圍內(nèi)，約占黃土高原總面積的四分之一，因此，本研究測(cè)算了2018年山西省生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)供給與需求，定義了2 種權(quán)衡類型，供給服務(wù)相對(duì)增強(qiáng)而支持服務(wù)相對(duì)降低的情況為1 型權(quán)衡，反之為2 型權(quán)衡。試圖解決如下問題：（1）生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)權(quán)衡強(qiáng)度與供需比的驅(qū)動(dòng)機(jī)制是什么？（2）生態(tài)系統(tǒng)權(quán)衡強(qiáng)度與供需比的關(guān)聯(lián)特征如何，其關(guān)聯(lián)的內(nèi)在原因是什么？

1 數(shù)據(jù)與方法

1.1 研究區(qū)概況

山西省地處我國第二階梯，東西兩側(cè)由太行山和呂梁山與外界分隔，中部汾河谷地發(fā)育，形成“兩山夾一川”的地形。山西省山地與丘陵占全省總面積的80.1%，平川與河谷占比19.9%。山西省屬大陸性季風(fēng)氣候，年均氣溫4.2～14.2 ℃，年均降水量?jī)H468.3 mm，60%集中于夏季。植被從南到北依次為：暖溫帶落葉闊葉林、暖溫帶針葉林、落葉闊葉林、溫帶、暖溫帶干草原。山西省53%的地面被原生黃土或次生黃土覆蓋，是我國水土流失最嚴(yán)重的省份之一；山西省礦產(chǎn)資源豐富，資源的開采帶來一系列生態(tài)環(huán)境問題?？紤]本研究的空間尺度以及城區(qū)的相似性，若地級(jí)市存在多個(gè)城區(qū)則將其合并，最終將山西省分為108 個(gè)區(qū)縣，作為本研究的空間分析單元（圖1）。

圖1 山西省區(qū)縣分布示意圖Fig.1 Districts and counties in Shanxi province

1.2 生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)價(jià)值評(píng)估

基于Costanza 等［1］的生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)價(jià)值理論，謝高地等［30-31］提出了用于生態(tài)系統(tǒng)服價(jià)值評(píng)估的當(dāng)量因子法，在國內(nèi)得到了廣泛應(yīng)用。首先，計(jì)算一個(gè)當(dāng)量的生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)價(jià)值（ESV），公式如下：

式中：mi表示第i種糧食作物播種面積（hm2）；vi表示該種糧食作物的價(jià)格（元·kg-1）；yi表示糧食單產(chǎn)（kg·hm-2）；M表示糧食作物總面積（hm2）。利用2018年山西省主要糧食作物小麥、玉米和谷子計(jì)算一個(gè)當(dāng)量生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)價(jià)值（ESV）為1412.6元·hm-2。其次，利用山西省凈初級(jí)生產(chǎn)力和降水量與全國平均數(shù)據(jù)的比值計(jì)算調(diào)節(jié)因子（分別為0.562 和0.782），利用調(diào)節(jié)因子對(duì)謝高地等［31］建立的當(dāng)量因子表進(jìn)行修正。最后，基于山西省土地利用數(shù)據(jù)，利用Arc-GIS柵格計(jì)算器的賦值功能將生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)價(jià)值空間化。

1.3 生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)權(quán)衡強(qiáng)度計(jì)算

已有研究發(fā)現(xiàn)，供給服務(wù)與調(diào)節(jié)或支持服務(wù)之間存在權(quán)衡關(guān)系。本研究初步分析發(fā)現(xiàn)調(diào)節(jié)服務(wù)與支持服務(wù)之間存在顯著正相關(guān)，因此，本文僅研究供給服務(wù)與支持服務(wù)之間的權(quán)衡關(guān)系。權(quán)衡強(qiáng)度通過均方根偏差（RMSD）法［32］計(jì)算，公式如下：

式中：RMSD 為權(quán)衡強(qiáng)度；ESi為某項(xiàng)生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)極差標(biāo)準(zhǔn)化值；ESm為某項(xiàng)生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)的數(shù)學(xué)期望。均方根偏差法的實(shí)質(zhì)是計(jì)算標(biāo)準(zhǔn)化后2項(xiàng)生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)組成的坐標(biāo)點(diǎn)距1:1線的距離。

均方根偏差法的優(yōu)點(diǎn)是豐富了權(quán)衡內(nèi)涵，不僅能夠衡量2 項(xiàng)服務(wù)之間的反向變化程度，還能衡量同向變化但步調(diào)不一致的情況，因此得到了廣泛的應(yīng)用［12,33-35］。但是以往研究往往不區(qū)分2 項(xiàng)服務(wù)的具體消長(zhǎng)方向，對(duì)權(quán)衡驅(qū)動(dòng)機(jī)制的揭示不夠充分。因此，本研究將權(quán)衡關(guān)系進(jìn)一步細(xì)分為1型權(quán)衡與2型權(quán)衡，1 型權(quán)衡是指供給服務(wù)增強(qiáng)的同時(shí)支持服務(wù)降低，2型權(quán)衡消長(zhǎng)方向與1型權(quán)衡相反。依據(jù)上述坐標(biāo)點(diǎn)在1:1線的下方和上方分別計(jì)算RMSD，用來表示1型權(quán)衡與2型權(quán)衡的強(qiáng)度值［36］。

1.4 生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)供需比計(jì)算

很多學(xué)者將生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)總價(jià)值作為生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)供給量（ESS）［37-39］，用來反映生態(tài)系統(tǒng)提供服務(wù)的整體趨勢(shì)。彭建等［39］將生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)需求（ESD）理解為被人類社會(huì)消耗或者希望獲得的生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)數(shù)量，并構(gòu)建了ESD核算公式。該公式能夠反映區(qū)域ESD的總體趨勢(shì)，得到了廣泛的應(yīng)用［37-38,40-42］。公式如下：

ESD=ConL×lg(RKMD)×lg(DJGDP) （3）式中：ESD代表生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)需求；ConL代表建設(shè)用地比例（%）；RKMD代表人口密度（人·km-2）；DJGDP代表地均國內(nèi)生產(chǎn)總值（104元·km-2）。

生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)供需匹配度可以用供給量與需求量的比值衡量［40］。將生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)供給量與需求量分別進(jìn)行極差標(biāo)準(zhǔn)化，生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)供需比為兩者標(biāo)準(zhǔn)化后的比值，公式如下：

式中：GXB表示生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)供需比；ESSs和ESDs分別表示標(biāo)準(zhǔn)化之后的生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)供給量與需求量。

為了與權(quán)衡類型相對(duì)應(yīng)，本研究1 型權(quán)衡區(qū)縣相應(yīng)的供需比稱為1型供需比，2型權(quán)衡區(qū)縣相應(yīng)的供需比稱為2型供需比。

盆腔器官脫垂是盆底支持結(jié)構(gòu)缺陷、損傷與功能障礙造成的主要后果，可以表現(xiàn)為子宮脫垂、穹窿脫垂、陰道前壁脫垂和（或）后壁脫垂?；颊叱３Ｗ晕腋杏X有塊狀腫物脫出陰道，腰酸下墜，長(zhǎng)久站立和激烈活動(dòng)后或腹壓增加時(shí)塊狀腫物增大，下墜感更明顯，并伴有排尿或排便困難。

1.5 數(shù)據(jù)來源

2018年山西省土地利用（1 km×1 km）與歸一化植被指數(shù)數(shù)據(jù)（1 km×1 km）來自中國科學(xué)院資源環(huán)境科學(xué)與數(shù)據(jù)中心（https://www.resdc.cn/lds.aspx）；降水與氣溫?cái)?shù)據(jù)來自中國氣象數(shù)據(jù)網(wǎng)（http://data.cma.cn）；土壤有機(jī)質(zhì)數(shù)據(jù)來自全國第二次土壤普查數(shù)據(jù)；DEM數(shù)據(jù)通過地理空間數(shù)據(jù)云平臺(tái)下載獲得（http://www.gscloud.cn/）；主要糧食作物播種面積與產(chǎn)量、國內(nèi)生產(chǎn)總值、人均收入、人口密度、社會(huì)消費(fèi)品總額數(shù)據(jù)來自《山西統(tǒng)計(jì)年鑒》；糧食價(jià)格數(shù)據(jù)來自《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》。

1.6 數(shù)據(jù)分析

利用GeoDa軟件雙變量局部空間自相關(guān)模型揭示生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)供給與需求的空間聚集特征。將環(huán)境因子分為自然因素（氣溫、降水、歸一化植被指數(shù)、土壤有機(jī)質(zhì)含量、坡度）、社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素（人均GDP、人口密度、人均收入、社會(huì)消費(fèi)品總額）、土地利用（因土地利用既包括林草地等自然因素，也包括耕地與建設(shè)用地等社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素，將其單列一類）3 大類因素，以區(qū)縣數(shù)據(jù)為樣本，利用Canoco 軟件進(jìn)行方差分解，揭示生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)權(quán)衡與供需的主導(dǎo)因素。然后采用冗余分析（DCA 排序軸Lengths of gradient＜3）的簡(jiǎn)單效應(yīng)闡明生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)權(quán)衡與供需的具體影響因素。利用R 軟件segmented package 進(jìn)行分段線性回歸，揭示生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)權(quán)衡強(qiáng)度與供需比對(duì)自然與社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素的響應(yīng)閾值。利用Stata軟件進(jìn)行分位數(shù)回歸，揭示權(quán)衡強(qiáng)度與供需比在不同強(qiáng)度下的關(guān)聯(lián)特征。

2 結(jié)果與分析

2.1 生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)權(quán)衡空間分異

由圖2 可知，山西省各區(qū)縣生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)總量差異較大，生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)高值區(qū)主要位于太岳山、中條山、呂梁山等高植被覆蓋區(qū)域，生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)低值區(qū)主要位于運(yùn)城盆地、臨汾盆地、長(zhǎng)治盆地的城區(qū)及農(nóng)產(chǎn)品主產(chǎn)區(qū)。

由圖2 與圖3 可知，主要提供供給服務(wù)的區(qū)縣數(shù)量（65個(gè)）明顯多于提供支持服務(wù)的區(qū)縣（43個(gè)），1型權(quán)衡強(qiáng)度（0.156）＞2型權(quán)衡強(qiáng)度（0.094）。1型權(quán)衡坐標(biāo)點(diǎn)相對(duì)分散（圖3 中黑點(diǎn)），說明權(quán)衡強(qiáng)度的多樣化，2 型權(quán)衡坐標(biāo)點(diǎn)靠近1:1 線分布（圖3 中紅點(diǎn)），權(quán)衡強(qiáng)度差異不大。1型權(quán)衡強(qiáng)度處于前五位的是潞州區(qū)、臨猗縣、曲沃縣、侯馬市、萬榮縣，2 型權(quán)衡強(qiáng)度位于前五位的是：沁源縣、和順縣、五臺(tái)縣、交口縣、左權(quán)縣，權(quán)衡強(qiáng)度較低的區(qū)縣為：晉城城區(qū)、嵐縣、平魯區(qū)、太谷區(qū)、汾西縣?？梢姡? 型權(quán)衡高值區(qū)主要位于長(zhǎng)治盆地、臨汾盆地、運(yùn)城盆地與大同盆地，2 型權(quán)衡高值區(qū)位于太岳山與太行山區(qū)。

圖2 山西省生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)價(jià)值（a）與權(quán)衡強(qiáng)度分布（b）Fig.2 Map of ecosystem service value(a)and trade-offs intensity(b)in Shanxi province

圖3 生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)標(biāo)準(zhǔn)值散點(diǎn)圖與權(quán)衡強(qiáng)度（RMSD）Fig.3 Scatter plot of ecosystem service standard values and trade-offs intensities(RMSD)

2.2 生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)供需匹配的空間分異

由圖4 可知，供需比高值區(qū)主要位于人口較少的山地，供需比低值區(qū)主要位于人口集聚的盆地。對(duì)生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)供給與需求進(jìn)行局部雙變量空間自相關(guān)分析，Moran’sI指數(shù)為-0.022。88個(gè)區(qū)縣表現(xiàn)為自相關(guān)不顯著，4 個(gè)區(qū)縣表現(xiàn)為高-高聚集型（澤州縣、壺關(guān)縣、平順縣、長(zhǎng)子縣），10 個(gè)區(qū)縣表現(xiàn)為低-低聚集型（大寧縣、嵐縣、永和縣等），2個(gè)區(qū)縣表現(xiàn)為低-高聚集型（上黨區(qū)、清徐縣），4 個(gè)區(qū)縣表現(xiàn)為高-低聚集型（左權(quán)縣、方山縣、興縣、岢嵐縣）?？梢?，多數(shù)區(qū)縣生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)供給與需求的空間聚集不顯著，即便局部發(fā)生集聚現(xiàn)象，也以低-低聚集為主，即生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)供給低，與之相對(duì)應(yīng)的需求也低，主要位于晉西黃土丘陵區(qū)。

圖4 生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)供需比（a）與空間相關(guān)性（b）Fig.4 Ecosystem services supply-demand ratio(a)and spatial correlation(b)

2.3 生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)權(quán)衡與供需關(guān)系的影響因素

2.3.1 基于方差分解與冗余分析的主導(dǎo)因素分析影響因素對(duì)1 型權(quán)衡的解釋率之和達(dá)到91.7%，其中土地利用的單獨(dú)解釋率最高（49.9%），土地利用與自然因素的共同解釋率次之（29.7%），三類因素的共同解釋率再次（10.2%），自然因素與社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素的單獨(dú)解釋率很低，僅為0.5%與1.0%（圖5）。影響因素對(duì)2 型權(quán)衡的影響與1 型權(quán)衡相似，土地利用的獨(dú)立影響最大，自然因素與社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素的獨(dú)立影響很小，兩者主要通過與土地利用的交互作用對(duì)權(quán)衡產(chǎn)生影響。

圖5 權(quán)衡強(qiáng)度與供需比影響因素的方差分解Fig.5 Variation partitioning of influencing factors of trade-offs and supply-demand ratio

影響因素對(duì)1 型供需比的解釋率之和為34.5%，其中，土地利用與社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素的共同解釋率最高（13.5%），土地利用的獨(dú)立影響次之（7.0%），土地利用與自然因素的交互作用再次（5.0%），自然因素與社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素的獨(dú)立影響很?。▋H為0.2%與0.5%），兩者的交互作用稍高但僅為3.8%。影響因素對(duì)2型供需比的解釋率之和很低，僅為17.6%，主要是土地利用的影響（9.2%）。

圖6 權(quán)衡強(qiáng)度與供需比的冗余分析Fig.6 Redundancy analysis diagram of trade-offs and supply-demand ratio

表1 影響因素對(duì)權(quán)衡強(qiáng)度與供需比影響的簡(jiǎn)單效應(yīng)（SimE）Tab.1 Simple effects of factors on trade-offs and supply-demand ratio

對(duì)于1型供需比，人均收入、耕地、建設(shè)用地、人均GDP、人口密度具有負(fù)效應(yīng)，這些因素會(huì)增加生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)需求，從而導(dǎo)致生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)供給的相對(duì)不足。草地、坡度與林地對(duì)1 型供需比具有正效應(yīng)，這些因素能夠提高生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)供給水平，進(jìn)而滿足人類需求。影響因素對(duì)2型供需比的影響相對(duì)較小，僅人口密度與消費(fèi)品總額達(dá)到了顯著水平，但解釋率僅為7.1%與5.3%，說明還存在其他因素對(duì)2型供需比產(chǎn)生影響，需要進(jìn)一步研究。

2.3.2 基于分段回歸的影響因素閾值分析 大部分環(huán)境因子對(duì)權(quán)衡的影響存在閾值，土壤有機(jī)質(zhì)、坡度、林地與草地首先表現(xiàn)為明顯抑制1型權(quán)衡，超過閾值（分別為1.2%、2.2°、23.1%、27.6%）后表現(xiàn)為輕微促進(jìn)或抑制權(quán)衡（圖7）。年均氣溫能夠加劇1 型權(quán)衡，超過12.8 ℃后加劇作用更強(qiáng)。降水小于閾值（590 mm）時(shí)能夠促進(jìn)權(quán)衡，超過后開始抑制權(quán)衡，因?yàn)榻涤炅浚?90 mm 的區(qū)域主要分布在高海拔山地，以自然植被為主。建設(shè)用地比例在8.2%以下時(shí)強(qiáng)烈促進(jìn)權(quán)衡，超過閾值后該作用變得十分微弱，原因是盡管建設(shè)用地比例增加，但其他土地利用類型（如林地）削弱了建設(shè)用地對(duì)權(quán)衡的正效應(yīng)。人均收入低于閾值時(shí)，隨著收入增加1型權(quán)衡增強(qiáng)，這是因?yàn)楦呤杖胍馕吨?jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)，資源開發(fā)利用程度高，供給服務(wù)相對(duì)強(qiáng)于支持服務(wù)。超過閾值后人均收入對(duì)權(quán)衡具有負(fù)效應(yīng)，這主要體現(xiàn)在晉城與太原城區(qū)，2 個(gè)城區(qū)建設(shè)用地比例高達(dá)43.5%與32.9%，供給服務(wù)與支持服務(wù)均很低，因此權(quán)衡較低。人口密度與人均收入類似，低于閾值時(shí)（1878人·km-2）促進(jìn)權(quán)衡，超過后抑制權(quán)衡。大部分因素對(duì)2 型權(quán)衡未表現(xiàn)出明顯的閾值效應(yīng)，只有林地、耕地與人口密度分段回歸顯著。林地對(duì)權(quán)衡具有促進(jìn)作用，林地比例超過24%后該作用減弱。耕地對(duì)權(quán)衡具有抑制作用，耕地比例超過32%后該作用減弱。人口密度低于457 人·km-2時(shí)抑制權(quán)衡，超過后促進(jìn)權(quán)衡，但是僅表現(xiàn)在洪洞縣與陽泉城區(qū)，2個(gè)區(qū)縣林地比例較低而建設(shè)用地比例相對(duì)較高，因此影響方向出現(xiàn)了轉(zhuǎn)折。

圖7 權(quán)衡強(qiáng)度與影響因素的分段線性回歸Fig.7 Piecewise linear regression between trade-offs intensities and influencing factors

影響因素對(duì)供需比的影響也存在閾值，除草地外，影響因素對(duì)供需比的影響具有相似的規(guī)律（圖8）。小于閾值時(shí)，耕地、建設(shè)用地、人均收入、人口密度、消費(fèi)品總額對(duì)1 型或2 型供需比具有明顯的負(fù)效應(yīng)，即這些因素能快速降低供需比（供需矛盾急速增加）。超過閾值后，這些因素的負(fù)效應(yīng)變?。ǚ侄涡甭屎艿停?。草地對(duì)1 型供需比具有正效應(yīng)，超過閾值后正效應(yīng)加劇。

圖8 供需比與影響因素的分段線性回歸Fig.8 Piecewise linear regression between supply-demand ratio and influencing factors

2.4 生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)權(quán)衡強(qiáng)度與供需匹配度的關(guān)聯(lián)特征

通過分位數(shù)回歸研究生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)權(quán)衡強(qiáng)度與供需比的關(guān)系，由表2可知，各分位數(shù)下1型權(quán)衡強(qiáng)度對(duì)供需比均表現(xiàn)為負(fù)效應(yīng)，這種負(fù)效應(yīng)隨著分位數(shù)增加有增強(qiáng)的趨勢(shì)，但只有50%、60%、70%分位數(shù)下顯著。1型權(quán)衡表示供給服務(wù)相對(duì)占優(yōu)而支持服務(wù)相對(duì)不足，此時(shí)生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)總量無法滿足需求，權(quán)衡強(qiáng)度越高，供需矛盾越大（供需比越?。?。回歸系數(shù)隨分位數(shù)的變化指出了供需矛盾對(duì)權(quán)衡強(qiáng)度的響應(yīng)情況：供需矛盾較?。ü┬璞认鄬?duì)較大）的情況下，供需比對(duì)權(quán)衡的響應(yīng)較為強(qiáng)烈，隨著供需矛盾加深，這種響應(yīng)反而變?nèi)?。原因可能是在供需矛盾達(dá)到一定水平后，本地的生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)沖突已經(jīng)不再重要，域外流入的生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)開始起作用。因此，1 型權(quán)衡與供需比的關(guān)系展現(xiàn)了生態(tài)上的困境：人類需求增加-開發(fā)強(qiáng)度增加-1 型權(quán)衡增強(qiáng)-供需矛盾加劇。

表2 權(quán)衡強(qiáng)度與供需比的分位數(shù)回歸Tab.2 Quantile regression between trade-offs intensities and supply-demand ratio

2 型權(quán)衡對(duì)供需比主要表現(xiàn)為正效應(yīng)（10%～70%分位數(shù)），并且正效應(yīng)隨分位數(shù)增加而增加，但僅50%與60%分位數(shù)下顯著。在高供需比情況下（80%～90%分位數(shù)）表現(xiàn)為負(fù)效應(yīng)。2型權(quán)衡表示支持服務(wù)相對(duì)占優(yōu)而供給服務(wù)相對(duì)不足，權(quán)衡強(qiáng)度越大，生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)總量越大，越有利于緩解生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)供需矛盾。2型權(quán)衡與供需比的關(guān)系與上述1型權(quán)衡相反，展現(xiàn)了生態(tài)上盈余的局面。

3 討論

3.1 生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)權(quán)衡強(qiáng)度與供需匹配度的內(nèi)在關(guān)聯(lián)

生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)權(quán)衡是指一項(xiàng)生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)供給水平的增加以另一項(xiàng)服務(wù)的降低為代價(jià)，可能引起該服務(wù)供需比增加，而導(dǎo)致另一項(xiàng)服務(wù)供需比降低，甚至出現(xiàn)供需矛盾。因此，生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)權(quán)衡與供需的關(guān)聯(lián)在邏輯上成立。本研究生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)權(quán)衡與供需關(guān)系受土地利用、地形、氣候、土壤、以及社會(huì)經(jīng)濟(jì)因子的影響，其中權(quán)衡的主導(dǎo)因素是土地利用與自然環(huán)境條件，供需關(guān)系的主導(dǎo)因素是土地利用與社會(huì)經(jīng)濟(jì)條件。主導(dǎo)因素存在部分重疊，這是權(quán)衡與供需關(guān)聯(lián)的內(nèi)在因素。本研究發(fā)現(xiàn)耕地、建設(shè)用地、人均收入與人口密度對(duì)1型權(quán)衡具有顯著正效應(yīng)但對(duì)供需比存在顯著負(fù)效應(yīng)，草地、林地與坡度對(duì)1型權(quán)衡具有顯著負(fù)效應(yīng)但對(duì)供需比具有存在正效應(yīng)。影響因素對(duì)權(quán)衡與供需比具有相反作用，是兩者負(fù)向關(guān)聯(lián)的內(nèi)在原因。2 型權(quán)衡與供需比存在較弱的正向關(guān)聯(lián)，盡管NDVI、降水與林地對(duì)兩者具有正效應(yīng)，耕地、建設(shè)用地與人口密度對(duì)兩者具有負(fù)效應(yīng)，但是并未出現(xiàn)共同且顯著的影響因素，這也是兩者弱關(guān)聯(lián)的原因。從拐點(diǎn)分析來看，僅草地比例對(duì)1 型權(quán)衡與供需比的影響閾值接近，為30%左右。其他因素對(duì)權(quán)衡與供需比的影響閾值存在較大差異，說明權(quán)衡與供需比內(nèi)在關(guān)聯(lián)的影響因素相對(duì)復(fù)雜，即使影響方向整體出現(xiàn)一致或相反的規(guī)律，但其影響的具體過程也存在差異性。鑒于目前國內(nèi)外尚缺乏權(quán)衡強(qiáng)度與供需匹配度之間定量關(guān)系的研究，無法進(jìn)行類比分析，厘清該具體過程差異性的形成機(jī)制尚需要進(jìn)一步研究。

3.2 研究不足與展望

本研究通過當(dāng)量因子法［30-31］計(jì)算生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)供給量，利用彭建等［39］構(gòu)建的公式計(jì)算生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)需求量（將需求理解為被人類社會(huì)消耗或者希望獲得的生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)數(shù)量）。已有研究表明，該方法能夠反映生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)供給與需求關(guān)系的整體趨勢(shì)［37-42］，本研究在此基礎(chǔ)上開展權(quán)衡與供需的關(guān)聯(lián)性分析，發(fā)現(xiàn)了二者關(guān)聯(lián)的整體特征與內(nèi)在原因。本研究是權(quán)衡與供需關(guān)系的探索性分析，采用的方法與數(shù)據(jù)相對(duì)宏觀，旨在揭示權(quán)衡與供需關(guān)聯(lián)的宏觀趨勢(shì)，期望更多學(xué)者開展相關(guān)研究。未來研究中可利用監(jiān)測(cè)或模型手段量化具體服務(wù)的權(quán)衡強(qiáng)度與供需匹配度，進(jìn)一步精細(xì)刻畫二者關(guān)聯(lián)特征并厘清其影響機(jī)制。

4 結(jié)論

生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)高值區(qū)主要位于太岳山、中條山、呂梁山等高植被覆蓋區(qū)域，低值區(qū)主要位于運(yùn)城盆地、臨汾盆地與長(zhǎng)治盆地的城區(qū)及農(nóng)產(chǎn)品主產(chǎn)區(qū)。1型權(quán)衡強(qiáng)度大于2型權(quán)衡，1型權(quán)衡高值區(qū)主要位于各大盆地，2 型權(quán)衡高值區(qū)位于太岳山與太行山區(qū)。供需比的高值區(qū)主要位于人口較少的山地，低值區(qū)主要位于人口集聚的盆地。

1 型權(quán)衡主要受耕地、草地、年均氣溫、林地與水域等因素的影響（解釋率在25%以上），其中草地與林地對(duì)權(quán)衡具有負(fù)效應(yīng)，其他因素具有正效應(yīng)。影響2 型權(quán)衡的因素僅為耕地、林地、NDVI 與土壤有機(jī)質(zhì)，這些因素對(duì)2 型權(quán)衡的作用方向與1 型權(quán)衡相反。人均收入、耕地、建設(shè)用地等因素對(duì)1型供需比具有負(fù)效應(yīng)，而草地、坡度與林地具有正效應(yīng)。因子對(duì)2型供需比的影響相對(duì)較小。大部分因子對(duì)1 型權(quán)衡的影響存在閾值，土壤有機(jī)質(zhì)、坡度、林地與草地比例首先表現(xiàn)為抑制1 型權(quán)衡，超過閾值后則對(duì)權(quán)衡影響很小。林地和耕地對(duì)2型權(quán)衡的影響存在閾值，林地比例超過24%，其對(duì)權(quán)衡的促進(jìn)作用減弱。耕地比例超過32%，其對(duì)權(quán)衡的抑制作用減弱。

影響因素對(duì)1 型權(quán)衡與供需比的作用方向相反，是兩者負(fù)向關(guān)聯(lián)的內(nèi)在原因。供需矛盾較小的情況下，供需比對(duì)權(quán)衡的響應(yīng)較為強(qiáng)烈，隨著供需矛盾加深，這種響應(yīng)反而變?nèi)?，該關(guān)聯(lián)特征指示了生態(tài)上的困境。2型權(quán)衡與供需比存在較弱的正向關(guān)聯(lián)，指示了生態(tài)盈余的局面。本研究從宏觀上闡釋了生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)權(quán)衡與供需的影響因素及二者的關(guān)聯(lián)特征，能夠?yàn)閲量臻g治理提供決策參考。