徐夢(mèng)冉，張 靖，鮑雅靜，李政海，劉 睿，張貽龍

(大連民族大學(xué) 環(huán)境與資源學(xué)院，遼寧 大連 116605)

生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)是指生態(tài)系統(tǒng)形成和所維持的人類賴以生存和發(fā)展的環(huán)境條件與效用[1]，它支撐與維持了地球的生命過程，為人類提供生活、生產(chǎn)所需的原料[2]。在過去幾十年，由于人類對(duì)生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)及其重要性缺乏充分認(rèn)識(shí)及科學(xué)而有效的管理[3]，如對(duì)供給服務(wù)(如糧食)的過分追求[4]，導(dǎo)致除供給服務(wù)以外的大多數(shù)生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)呈不同程度的降低[5,6]。生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)的退化和喪失必將對(duì)人類的福祉產(chǎn)生不利的影響，直接威脅區(qū)域和國家,甚至全球的生態(tài)安全[2]。在這種情況下，生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)作為生態(tài)系統(tǒng)管理的有效工具，受到學(xué)術(shù)界越來越高的關(guān)注。而生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)管理的關(guān)鍵在于明確其空間分布特征及聚集程度，以把握服務(wù)供給、明晰空間異質(zhì)性。因此，研究人類活動(dòng)影響下的生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)空間格局，對(duì)人類生存空間與生態(tài)環(huán)境可持續(xù)發(fā)展具有重要意義。

國內(nèi)外學(xué)者評(píng)估生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)的方法主要分為物質(zhì)量評(píng)估法[7]和價(jià)值量評(píng)估法[8]，傳統(tǒng)的價(jià)值量評(píng)估雖然簡單實(shí)用，但科學(xué)性較低，例如，僅估算生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)的價(jià)值，則會(huì)忽略其空間異質(zhì)性[9]；而物質(zhì)量評(píng)估法可以根據(jù)生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)的形成機(jī)制進(jìn)行評(píng)價(jià)，結(jié)果可靠，解釋力高，因而應(yīng)用廣泛[10]。隨著對(duì)生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)研究的深入和3S技術(shù)的發(fā)展，眾多模型應(yīng)運(yùn)而生。InVEST模型(Integrated valuation of ecosystem services and trade-offs)是由美國資本項(xiàng)目組研發(fā)的生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)評(píng)估模型，它廣泛應(yīng)用于各種尺度的評(píng)估，其結(jié)果空間可視化、評(píng)估精度方面更具優(yōu)勢(shì)，可用于量化多種生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)功能(如產(chǎn)水量、土壤保持、碳固持和生物多樣性)[11-14]。例如，Leh等運(yùn)用InVEST模型中的水源涵養(yǎng)、碳固持、土壤保持和生境質(zhì)量模塊，分析了科特迪瓦和加納地區(qū)的生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)功能空間分布和時(shí)間變化情況[15]。Himlal Baral等人利用InVEST模型評(píng)價(jià)了澳大利亞維多利亞州不同土地覆蓋情景下生物多樣性的變化情況[16]。國內(nèi)學(xué)者對(duì)InVEST模型的應(yīng)用多位于長江上游、北京等地，基于農(nóng)牧交錯(cuò)區(qū)的研究較為罕見。例如，方露露等人對(duì)比長江和黃河流域2000年-2015年植被凈初級(jí)生產(chǎn)力(Net Primary Productivity, NPP)、產(chǎn)水服務(wù)和土壤保持的時(shí)空變化規(guī)律[17]。吳丹等人基于遙感影像和InVEST模型，探究了長江經(jīng)濟(jì)帶的產(chǎn)水量、土壤保持、碳固持與生物多樣性的生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)功能[18]。如今，基于InVEST模型關(guān)于生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)功能的研究非常成熟。

農(nóng)牧交錯(cuò)帶是農(nóng)業(yè)和牧業(yè)兩種生產(chǎn)方式間的交錯(cuò)區(qū)。近年來，在不合理人類活動(dòng)和全球變化的雙重影響下，蒙遼農(nóng)牧交錯(cuò)帶的草地退化明顯、土地荒漠化現(xiàn)象加劇，給當(dāng)?shù)厝嗣裆a(chǎn)、生活帶來了極大危害，并對(duì)我國東部地區(qū)的生態(tài)環(huán)境和經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來了不良影響[19]。為此，分析和評(píng)估人類活動(dòng)對(duì)生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)的影響是十分必要的。因此，本文以蒙遼農(nóng)牧交錯(cuò)區(qū)為研究對(duì)象，采用InVEST模型定量評(píng)估該地區(qū)產(chǎn)水量、土壤保持、碳固持及生物多樣性保護(hù)等4項(xiàng)生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)指標(biāo)，并利用Moran's I指數(shù)描繪出各生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)的空間聚集特征，探究人類活動(dòng)對(duì)生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)空間格局的影響，以期為蒙遼農(nóng)牧交錯(cuò)區(qū)及其他區(qū)域的可持續(xù)發(fā)展提供科學(xué)的數(shù)據(jù)。

1 研究區(qū)概況

本文依據(jù)史文嬌等[20]劃定的北方農(nóng)牧交錯(cuò)帶界線確定蒙遼農(nóng)牧交錯(cuò)區(qū)位于內(nèi)蒙古自治區(qū)和遼寧省的交界處，坐標(biāo)范圍：E119°05′-E122°31′，N41°37′-N44°36，具體包含遼西北的10個(gè)半農(nóng)半牧縣(康平、彰武、阜蒙、建平、北票、喀左、義縣、凌源、朝陽、建昌)，內(nèi)蒙古通遼的7個(gè)旗縣(開魯、科左中旗、科左后旗、庫倫、通遼縣、扎魯特、奈曼)和赤峰的9個(gè)旗縣(翁牛特、巴林左、巴林右、林西、敖漢、阿魯科爾沁、喀喇沁、克什克騰、寧城)。研究區(qū)總面積13.9×104km2，其中草地面積5.7×104km2。

2 數(shù)據(jù)與方法

2.1 數(shù)據(jù)來源與處理

以蒙遼農(nóng)牧交錯(cuò)區(qū)為研究對(duì)象，通過InVEST模型計(jì)算2000年-2019年逐年蒙遼農(nóng)牧交錯(cuò)區(qū)的產(chǎn)水量、土壤保持、碳固持和生物多樣性保護(hù)等4種生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)。數(shù)據(jù)來源如下：歸一化植被指數(shù)(Normalized Difference Vegetation Index, NDVI)，采用MODIS MOD13Q1 NDVI (2000～2019年，時(shí)間分辨率16 d、空間分辨率250 m，數(shù)據(jù)獲取地址：https://ladsweb.modaps.eosdis. nasa.gov/search/)；年降水量、>10 ℃積溫、降水侵蝕力(R)、潛在蒸散發(fā)(Potential Evapotranspiration, PET)和陸表太陽輻射(Rs)等氣候參數(shù)來源于《中國地面氣候資料日值數(shù)據(jù)集(V3.0)》，下載地址：http://data.cma.cn/，經(jīng)在MySQL8.0和ArcGIS中處理獲得；土壤參數(shù)，如沙粒、粉粒、黏粒、有機(jī)碳、碳酸鹽的比率或含量來源于Harmonized World Soil Database V1.2，下載地址http://westdc.westgis. ac.cn/；土地利用圖，基于中國科學(xué)院資源環(huán)境科學(xué)與數(shù)據(jù)中心每5年更新的土地利用數(shù)據(jù)，分辨率30 m。

2.2 生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)計(jì)算與空間格局分析

2.2.1 生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)計(jì)算

(1)產(chǎn)水量，由InVEST產(chǎn)水模型計(jì)算獲得，公式如下：

Yieldxj=(1-AETxj/Px)Px；

(1)

AETxj/Px=1+PETxj/Px-[1+(PETxj/Px)ωx]1/ωx。

(2)

式中：Yieldxj為某一柵格中土地覆蓋類型年單位區(qū)域產(chǎn)生的徑流量,mm;Px為柵格的一年中平均降水量(mm)，AETxj為柵格中土地覆蓋類型包括植被蒸騰、土壤水分蒸發(fā)等真正失去水分量,mm；ωx為自然氣候等非物理參數(shù)；PETxj為柵格中土地覆蓋類型j的年有可能會(huì)蒸散量，mm[21]。

(2)土壤保持服務(wù)，采用土壤保持服務(wù)量來表示，計(jì)算公式如下：

SC=R×K×L×S×(1-P×C)。

(3)

式中：SC為土壤保持服務(wù)量，t·(hm2·a)-1，R是降雨侵蝕力因子，MJ·(mm·hm2·h·a)-1，K是土壤可蝕性因子，MJ·(mm·hm2·h·a)-1，L為一定坡度下單位面積土壤流失量與標(biāo)準(zhǔn)坡度流失量的比值；S為定坡度下單位面積土壤流失量與標(biāo)準(zhǔn)坡度流失量的矢量之比(無量綱)，C為作物覆蓋的比率和人為管理的因素(無量綱)；P為水土保持所做的措施的數(shù)量因子(無量綱)。降水侵蝕力(R)指的是一個(gè)時(shí)間跨度內(nèi)降水侵蝕力，通過月尺度的降雨量可以估算出一個(gè)降雨侵蝕力的模型[22]。土壤可蝕性(K)反映土壤遭受侵蝕的敏感程度，本文利用土壤可蝕性因子K值的估算方法來測(cè)算[23]。

(3)碳固持，與NPP有關(guān)，計(jì)算采用CASA模型，其計(jì)算公式[24]如下：

NPP(x,t)=APAR(x,t)×ε(x,t)；

(4)

APAR(x,t)=SOL(x,t)×FPAR(x,t)×0.5；

(5)

ε(x,t)=Tε1(x,t)×Tε2(x,t)×Wε(x,t)×εmax。

(6)

式中：APAR(x,t)為在t時(shí)間內(nèi)x中能被植被光合作用吸收的有效光譜成分，gC·(m2·month)-1，ε(x,t)為植被對(duì)光能資源利用效率的指標(biāo)數(shù)值，gC·MJ-1；SOL(x,t)是t時(shí)間內(nèi)x平面上太陽照射量的累計(jì)值，MJ·(m2·month)-1；0.5是指植被吸收有效的光譜成分與總太陽照射值的比率；FPAR(x,t)為植被利用太陽輻射的利用比例；εmax為植被可以利用的太陽輻射的最大值的比率，gC·MJ-1；Tε1(x,t)和Tε2(x,t)表示低高兩種極端溫度情況下光能利用的應(yīng)力影響；Wε(x,t)為水分威脅程度常數(shù)。

(4)生物多樣性保護(hù)，采用NPP定量指標(biāo)的方法來評(píng)估該地區(qū)生物多樣性保護(hù)服務(wù)，計(jì)算公式[25]如下：

Sbio=NPPmean×Fpre×Ftem×(1-Falt)。

(7)

式中：Sbio為評(píng)價(jià)生物多樣性維護(hù)服務(wù)的重要指標(biāo)；NPPmean為植被通過光合作用所吸收的碳除去自身呼吸消耗的量的平均值；Fpre為所研究年份降水均值；Ftem為所研究年份當(dāng)?shù)氐囊荒隁鉁氐木?；Falt為當(dāng)?shù)氐暮０胃叨葘?duì)生態(tài)環(huán)境影響的值，采用極限大小值的方法將這三個(gè)數(shù)歸一到0～1之間。

2.2.2 生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)變化趨勢(shì)分析

采用Theil-Sen median趨勢(shì)分析，分析20年間蒙遼農(nóng)牧交錯(cuò)區(qū)生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)變化趨勢(shì)，這種方法是一種非常合理的用來統(tǒng)計(jì)趨勢(shì)計(jì)算方法[26]，計(jì)算公式如下：

(8)

式中：10時(shí)，說明在固定時(shí)間以內(nèi)的植被數(shù)據(jù)或生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)的各項(xiàng)指標(biāo)呈增強(qiáng)趨勢(shì)；反之，則說明該區(qū)域生態(tài)系統(tǒng)往相反的方向發(fā)展。

2.2.3 生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)空間關(guān)系

采取使用全局 Moran's I 測(cè)算出各生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)的空間自相關(guān)性以及各生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)之間彼此功能的影響，公式如下：

(9)

式中：wij為斑塊i與斑塊j之間不同研究區(qū)間的權(quán)重，xi、xj為一個(gè)區(qū)間內(nèi)的屬性值，n為研究區(qū)內(nèi)劃分出的區(qū)間數(shù)量，S2為方差。莫蘭指數(shù)值的范圍是-1.0-1.0之間。Moran's I>0意味著研究區(qū)內(nèi)各空間內(nèi)成正相關(guān)，莫蘭指數(shù)越大，空間之間的相關(guān)性就越明顯，Moran's I <0表示研究區(qū)內(nèi)各空間內(nèi)成負(fù)相關(guān)，Moran's I=0，意味著空間無規(guī)律性。

2.2.4 人類活動(dòng)與生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)空間格局分析

在評(píng)價(jià)人類活動(dòng)強(qiáng)度時(shí)，通常考慮人類足跡指數(shù)。探索人類足跡指數(shù)與生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)之間的相互關(guān)系，計(jì)算人類活動(dòng)強(qiáng)度同各生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)間相關(guān)性。人類足跡指數(shù)可以將指數(shù)將人類影響與影響區(qū)域的相互作用考慮在內(nèi)，計(jì)算公式如下：

(12)

式中：HFi為人類足跡指數(shù)；hij為人類活動(dòng)項(xiàng)得分；n為人類活動(dòng)類型數(shù)。根據(jù)連喜紅等人[27]的賦值標(biāo)準(zhǔn)對(duì)多期土地利用類型進(jìn)行賦值見表1。將人類活動(dòng)足跡指數(shù)按照0、0～0.4、0.4～0.6、0.6～0.85、>0.85劃分為無、低、中、高、極高五個(gè)等級(jí)，應(yīng)用ArcGIS 10.3 隨機(jī)采樣工具獲得采樣點(diǎn)，在SPSS 22.0中采用皮爾遜相關(guān)分析，統(tǒng)計(jì)出人類活動(dòng)強(qiáng)度與各個(gè)生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)之間的相關(guān)程度。

表1 各人類活動(dòng)類型得分標(biāo)準(zhǔn)

3 結(jié)果與分析

3.1 生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)空間格局

由圖1、圖2可知，2000年～2019年蒙遼農(nóng)牧交錯(cuò)區(qū)產(chǎn)水量空間分布差異明顯，東南部地區(qū)較高、西北部地區(qū)較低；全域單位面積的產(chǎn)水量服務(wù)年均值為369.39mm·m-2，平均生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)量為5.08×1016t。研究區(qū)南部產(chǎn)水服務(wù)能力較高，西部地區(qū)產(chǎn)水服務(wù)能力較低。其中，產(chǎn)水服務(wù)分布較高的區(qū)域以林地為主，而產(chǎn)水服務(wù)較低的區(qū)域以草地為主。研究區(qū)產(chǎn)水量總體上呈現(xiàn)增加趨勢(shì)，生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)量由2000年的4.48×1016t增加至2010年的5.68×1016t。其中蒙遼農(nóng)牧交錯(cuò)區(qū)的東南部產(chǎn)水量出現(xiàn)降低的情況，而東北部產(chǎn)水量增加量最高，其它區(qū)域產(chǎn)水量自東向西增加量減少。

圖1 蒙遼農(nóng)牧交錯(cuò)區(qū)不同年份生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)空間分布圖

圖2 2000年～2019年蒙遼農(nóng)牧交錯(cuò)區(qū)生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)變化趨勢(shì)

20a間該區(qū)單位面積的土壤保持服務(wù)均值為72.35 t·(hm2·a)-1，平均生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)量為0.99×1015t，空間分布差異明顯。土壤保持服務(wù)較高的區(qū)域集中于研究區(qū)的南部、西南部及北部，地形多為山地、丘陵，雖然坡度較大土壤易被侵蝕，但地表植被茂密，林草地居多，對(duì)土壤有更好的持留作用。與土地利用圖對(duì)比分析發(fā)現(xiàn)林地的土壤保持量最高，而耕地、草地和未利用土地的土壤保持較低，表明農(nóng)田開墾、過度放牧等人類活動(dòng)會(huì)引起土地退化和沙化，導(dǎo)致土壤保持服務(wù)減少。研究區(qū)土壤保持總體上呈現(xiàn)增加趨勢(shì)，2000年土壤保持量為57.82 t·(hm2·a)-1，2010年的土壤保持量為86.89 t·(hm2·a)-1。同時(shí)生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)量也是增長的趨勢(shì)，由7.92×1014t 增長至1.19×1015t 。土壤保持增長的區(qū)域主要為蒙遼農(nóng)牧交錯(cuò)區(qū)的南部、西北部及西南部。其余區(qū)域均無明顯變化，面積占比為54.67%。

研究區(qū)碳固持量整體偏低，年均值為190.59 g C·m-2，平均生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)量為2.61×1013t C。碳固持的最小值集中于研究區(qū)西部、北部和中部，東部地區(qū)碳固持值相對(duì)較高。研究區(qū)的碳固持整體呈減少趨勢(shì)，由2000年的204.36 g C/m2減少為2010年的176.81 g C·m-2，生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)的量也出現(xiàn)減少，由2.82×1013t C減少至2.42×1013t C。其中，研究區(qū)的東北部碳固持明顯減少，主要原因?yàn)樵搮^(qū)域?yàn)椴莸厣鷳B(tài)系統(tǒng)，草地的退化、沙化可能導(dǎo)致了碳固持服務(wù)的減少。其西北部和南部的部分區(qū)域也有減少的情況。而蒙遼交界處的多個(gè)城市如建平縣、敖漢旗等地碳固持量則為增加趨勢(shì)。

2000年～2019年蒙遼農(nóng)牧交錯(cuò)區(qū)生態(tài)系統(tǒng)多樣性保護(hù)服務(wù)由東南向西北部遞減，年均值為75.41(無量綱)，平均生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)為1.03×1019。其空間分布與產(chǎn)水量相似，其高值集中于研究區(qū)的南部及東部，土地利用以林地為主，加上研究區(qū)處于暖溫帶半干旱半濕潤氣候區(qū)，夏季炎熱多雨，東南部地區(qū)雨量充沛，水熱條件好，而水熱條件又是限制植被生長的重要因素，所以該地區(qū)草地生態(tài)系統(tǒng)完整，生物種類豐富，生物多樣性功能較高。生物多樣性保護(hù)較低的區(qū)域大多為林草交界處。該服務(wù)上呈現(xiàn)降低的趨勢(shì)，由85.34降低為65.49，服務(wù)量由1.17×1019降低至0.90×1019。研究區(qū)東部生態(tài)系統(tǒng)多樣性保護(hù)服務(wù)減少最為顯著，這可能是由于該地區(qū)草地的退化，使生態(tài)環(huán)境惡化，植被減少，其南部的部分地區(qū)也出現(xiàn)了生態(tài)系統(tǒng)多樣性保護(hù)減少的情況，蒙遼交界處的多個(gè)城市如建平縣、敖漢旗等地生態(tài)系統(tǒng)多樣性保護(hù)服務(wù)增加并不明顯，研究區(qū)的西北部無明顯變化。

3.2 生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)空間關(guān)系

2000年～2019年蒙遼農(nóng)牧交錯(cuò)區(qū)4項(xiàng)生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)呈現(xiàn)不同程度的空間正向自相關(guān)性(圖3)。2000年和2010年產(chǎn)水服務(wù)具有較強(qiáng)的空間聚集性(全局Moran's I分別為0.697 9和0.680 7)，但在時(shí)間上該服務(wù)聚集性有減少的趨勢(shì)；土壤保持服務(wù)聚集性2010年比2000年有所增加，分別為0.676 5和0.682 3；碳固持的全局Moran's I則由2000年的0.557 9增加至2010年的0.649 9；生物多樣性保護(hù)的全局Moran's I增加明顯，由2000年的0.59增加至2010年的0.731。

圖3 不同年份蒙遼農(nóng)牧交錯(cuò)區(qū)生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)局部 Moran's I指數(shù)

通過局部Moran's I分析，產(chǎn)水量在研究區(qū)北部出現(xiàn)低低聚集，在南部喀喇沁左翼蒙古族自治縣出現(xiàn)高高聚集，在2010年新增了彰武縣為高高聚集，相比2000年新增了赤峰市市轄區(qū)為低低聚集區(qū)，而克什克騰旗不再有低低聚集的情況。土壤保持2000年與2010年相比并無變化，在該區(qū)南部出現(xiàn)高-高聚集，東北部出現(xiàn)低低聚集。碳固持聚集情況變化較大，高高聚集除了南部的三個(gè)城市之外還新增了蒙遼交界處的喀喇沁旗、寧城縣和建平縣，另外，科爾沁旗左翼后旗由原來的高高聚集變?yōu)榈偷途奂偷途奂稍瓉淼牧治骺h、巴林左旗、巴林右旗和翁牛特旗變?yōu)闁|北部的扎魯特旗、科爾沁左翼中旗、開魯縣、通遼市，而阿魯科爾沁旗還是為低低聚集沒有變化。生物多樣性保護(hù)聚集區(qū)域有增加，相較2000年而言2010年低低聚集增加了扎魯特旗和開魯縣，減少了赤峰市，高高聚集增加了凌源市和朝陽縣，而蒙遼交界處的建平縣出現(xiàn)了特殊的低高異常區(qū)。說明遼農(nóng)牧交錯(cuò)區(qū)南部生態(tài)在恢復(fù)，北部在退化。

3.3 人類活動(dòng)與生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)空間格局分析

人類活動(dòng)強(qiáng)度同各生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)間相關(guān)性見表2。

表2 不同年份蒙遼農(nóng)牧交錯(cuò)區(qū)生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)與人類足跡指數(shù)相關(guān)系數(shù)

結(jié)果表明，人類足跡指數(shù)與產(chǎn)水量和土壤保持在2000年～2019年沒有顯著相關(guān)性。碳固持與人類足跡指數(shù)相關(guān)性在2000年有極顯著相關(guān)(相關(guān)系數(shù)為-0.077)，在2010年人類足跡指數(shù)同碳固持呈弱負(fù)相關(guān)，即碳固持量隨人類活動(dòng)強(qiáng)度的增加呈遞減趨勢(shì)，人類活動(dòng)較強(qiáng)的區(qū)域存在大量耕地，且人類活動(dòng)最強(qiáng)的區(qū)域存在城鎮(zhèn)和工業(yè)用地，植被覆蓋較少，碳固持低。生物多樣性保護(hù)與人類足跡指數(shù)相關(guān)性在2000年呈現(xiàn)顯著負(fù)相關(guān)，人類活動(dòng)越強(qiáng)的區(qū)域?qū)ι锒鄻有员Ｗo(hù)越弱。人類活動(dòng)較強(qiáng)的區(qū)域會(huì)進(jìn)行城鎮(zhèn)建設(shè)、耕地種植等造成生境破壞，一定程度上會(huì)導(dǎo)致生物多樣性降低。

4 結(jié) 論

本文計(jì)算2000年～2019年逐年蒙遼農(nóng)牧交錯(cuò)區(qū)的產(chǎn)水量、土壤保持、碳固持和生物多樣性保護(hù)等4種生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)，分析了各種生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)的相關(guān)程度、以及人類活動(dòng)強(qiáng)弱對(duì)生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)空間格局的影響，得出以下結(jié)論：

(1)2000年～2019年蒙遼農(nóng)牧交錯(cuò)區(qū)各項(xiàng)生態(tài)服務(wù)的空間分布相似，產(chǎn)水量和生物多樣性保護(hù)服務(wù)整體呈現(xiàn)出“東南高、西北低”的分布格局，全區(qū)大部分碳固持量的空間分布較為平均，高值區(qū)主要分布在林地，研究結(jié)果對(duì)農(nóng)牧交錯(cuò)區(qū)的減排增匯政策的制定以及生態(tài)系統(tǒng)碳庫管理提供了一定的參考。

(2)蒙遼農(nóng)牧交錯(cuò)區(qū)的產(chǎn)水量、土壤保持、碳固持、生物多樣性保護(hù)服務(wù)均呈現(xiàn)出不同程度的空間正向自相關(guān)性。2000年的碳固持、生物多樣性保護(hù)的生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)量隨人類活動(dòng)的增強(qiáng)呈現(xiàn)顯著遞減趨勢(shì)，因此協(xié)調(diào)人類活動(dòng)與生態(tài)環(huán)境之間的關(guān)系，對(duì)蒙遼農(nóng)牧交錯(cuò)區(qū)的生態(tài)保護(hù)具有重要意義。

該研究是分析人類活動(dòng)需求與生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)供給之間反饋機(jī)制的關(guān)鍵，但缺乏生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)空間異質(zhì)性的歸因分析，未來研究將著力于分析蒙遼農(nóng)牧交錯(cuò)區(qū)各生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)空間異質(zhì)性的主要影響因素，為該區(qū)域制定生態(tài)保護(hù)政策提供依據(jù)。