王琦 劉子剛 周雋伊

摘要 研究三江平原沼澤濕地變化的影響因素及其空間效應(yīng)，對于促進濕地區(qū)域間的協(xié)同治理以及因地制宜地開展?jié)竦乇Ｗo具有重要意義。基于三江平原22個縣區(qū)1990—2020年的土地利用數(shù)據(jù)以及自然和社會經(jīng)濟數(shù)據(jù)，采用莫蘭指數(shù)探究濕地的空間關(guān)聯(lián)特征，并運用空間杜賓模型和偏微分分解方法對三江平原沼澤濕地的影響因素和空間效應(yīng)進行分析。結(jié)論如下：①1990—2020年，三江平原沼澤濕地面積下降了31. 37%。三江平原沼澤濕地多分布在平原東部地區(qū)，呈現(xiàn)出一定的集聚效應(yīng)。②三江平原沼澤濕地呈顯著的全局空間正相關(guān)，局部空間關(guān)系以H-H、L-L兩種類型為主，呈現(xiàn)為“東高西低”的特征。③沼澤濕地面積會受到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、濕地保護地面積占比、城鎮(zhèn)化率的空間溢出效應(yīng)影響。④年均氣溫、化肥施用量會對本縣區(qū)濕地面積產(chǎn)生顯著負向影響；人均GDP會對本縣區(qū)濕地面積產(chǎn)生顯著正向影響；濕地保護地面積占比對本縣區(qū)和鄰近縣區(qū)濕地面積均呈現(xiàn)顯著正向影響；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城鎮(zhèn)化率對鄰近縣區(qū)濕地面積具有顯著的負向溢出效應(yīng)。因此，建議注重濕地保護區(qū)域協(xié)同與因地制宜相結(jié)合，建立跨行政區(qū)的濕地保護機制；促進農(nóng)業(yè)綠色高質(zhì)量發(fā)展，加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級，減少化肥和農(nóng)藥施用量；完善濕地保護地體系，建立三江平原濕地國家公園；加強國土空間規(guī)劃和用途管制，避免城鎮(zhèn)盲目擴張。

關(guān)鍵詞 三江平原；沼澤濕地；影響因素；空間效應(yīng)；空間杜賓模型

中圖分類號 F205；X37 文獻標志碼 A 文章編號 1002-2104（2023）07-0044-11 DOI：10. 12062/cpre. 20230207

濕地具有多種生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)功能，是全球最重要的生態(tài)系統(tǒng)之一，也是自然生態(tài)空間的重要組成部分［1］。三江平原是中國最大的平原淡水沼澤濕地集中分布區(qū)［2］，在全球溫帶濕地生態(tài)系統(tǒng)中具有典型性和代表性［3］。同時，三江平原也是中國重要的商品糧基地，20世紀50年代以來，由于大規(guī)模農(nóng)業(yè)開發(fā)，導(dǎo)致三江平原沼澤濕地面積大幅減少，破碎化嚴重，生態(tài)功能顯著下降［2，4-7］。據(jù)統(tǒng)計，1950—2020年，三江平原沼澤濕地面積減少了約80%（中國科學院資源環(huán)境科學與數(shù)據(jù)中心土地利用數(shù)據(jù)）。

1992年中國加入《關(guān)于特別是作為水禽棲息地的國際重要濕地公約》（簡稱《濕地公約》）以后，三江平原濕地保護管理工作不斷加強。1998年，黑龍江省出臺《關(guān)于加強濕地保護的決定》，全面停止開墾濕地。2003年，《黑龍江省濕地保護條例》頒布，《全國濕地保護工程規(guī)劃（2002—2030年）》將三江平原作為重點區(qū)域開展?jié)竦乇Ｗo和恢復(fù)。截至2015 年，三江平原地區(qū)先后建立了近40 處［8］各級濕地自然保護區(qū)，其中國家級濕地自然保護區(qū)有9個［9］。

三江平原沼澤濕地的變化受到多種因素的影響，且濕地分布具有明顯的集中連片特征。然而，已有研究缺乏對濕地變化影響因素空間效應(yīng)的分析。因此，該研究通過三江平原沼澤濕地變化的影響因素及其空間效應(yīng)分析，試圖為三江平原濕地保護和恢復(fù)提供科學依據(jù)。

1 文獻綜述

已有研究表明濕地變化是自然與社會經(jīng)濟因素共同作用的結(jié)果。自然因素包括氣候、水文、地形等［10］，社會經(jīng)濟因素包括人口、經(jīng)濟、政策等［11-12］，而社會經(jīng)濟因素是造成濕地變化的主要影響因素［13］。

已有的關(guān)于濕地變化影響因素的研究主要采用以下兩類方法：一是篩選與濕地相關(guān)度較高的因素并確定這些因素相對重要性的方法，包括相關(guān)分析［14］、灰色關(guān)聯(lián)度［15］、主成分分析［16］、因子分析［17］、地理探測器［11，18］等。二是判斷變量間關(guān)系的回歸分析方法，包括多元回歸［19］、Logistic回歸［20］、偏最小二乘回歸［21-22］、Tobit模型［13］、地理加權(quán)回歸（GWR）［23］等。近幾年，空間分析方法逐漸被應(yīng)用于濕地的空間關(guān)聯(lián)性和濕地變化的驅(qū)動機制研究。例如，在空間關(guān)聯(lián)性方面，周婷等［24］、劉吉平等［25］、Zhou等［23］采用莫蘭指數(shù)揭示了濕地分布具有空間關(guān)聯(lián)特征。在空間計量模型的應(yīng)用方面，萬慧琳等［7］運用雙變量空間自相關(guān)模型揭示了三江平原濕地不同時間尺度下生態(tài)風險的空間集聚效應(yīng)。王雯等［26］利用不同年份的截面數(shù)據(jù)建立空間滯后模型（SLM）和空間誤差模型（SEM）研究河流海洋動力作用、社會經(jīng)濟因素、政策因素和區(qū)位因素對江蘇省濱海濕地演變的驅(qū)動作用。

綜上，盡管在濕地變化影響因素研究取得了較為豐富的成果，但仍有一些不足之處：首先，當前研究主要在國家［24］、省級［17］、地級市［12］或某濕地區(qū)域［5，10］等尺度上開展，缺乏縣域尺度的研究；其次，雖然已有文獻已關(guān)注到濕地的空間關(guān)聯(lián)特征，但僅限于空間自相關(guān)分析和基于截面數(shù)據(jù)的空間計量分析，尚未有將空間面板計量模型應(yīng)用于濕地變化影響因素研究，忽略了各影響因素的空間溢出效應(yīng)；再次，隨著近年來濕地保護力度的不斷加大，濕地保護政策的影響越來越大，而已有研究對此關(guān)注較少。該研究可能的邊際貢獻在于：第一，縣區(qū)是國民生產(chǎn)生活的最基本單元，是各項政策的具體執(zhí)行者［27］，采用縣域?qū)用娴臄?shù)據(jù)能夠更精準地把握該尺度上濕地變化的影響因素，拓展?jié)竦氐目臻g溢出效應(yīng)與影響因素的研究視角。第二，運用空間面板計量模型可以更好地反映各影響因素的空間動態(tài)變化，并采用偏微分方法對各影響因素對濕地的空間溢出效應(yīng)進行測度和檢驗，進一步豐富了濕地影響因素與空間效應(yīng)的研究，同時為區(qū)域間共同協(xié)作保護濕地提供證據(jù)。第三，將保護政策與自然、社會經(jīng)濟因素放入同一研究框架，能更加全面地評估引起濕地變化的原因與因素，同時將濕地保護政策變量納入計量模型，進一步提升模型的解釋力與研究的科學性。

2 研究方法

2. 1 空間自相關(guān)檢驗

空間自相關(guān)檢驗是一種探究地理要素空間關(guān)聯(lián)性的空間統(tǒng)計分析方法，是建立空間計量模型的前提條件，包括全局空間自相關(guān)和局部空間自相關(guān)。常用指標有莫蘭指數(shù)（Moran’s Index）、吉爾里指數(shù)（Geary’s C）和G?O 指數(shù)［28］。該研究采用莫蘭指數(shù)來測度三江平原沼澤濕地的空間關(guān)聯(lián)性。全局莫蘭指數(shù)（Global Moran’s Index， GMI）用以考察觀測變量整體上是否存在空間相關(guān)關(guān)系，表達式見式（1）：

式中：為全局莫蘭指數(shù)，取值介于-1～1，大于0表示正相關(guān)，小于0表示負相關(guān)，接近于0表示空間分布是隨機的，不存在空間自相關(guān)；2 為樣本方差；為空間權(quán)重矩陣；、分別是區(qū)域和的觀測值；ˉ為觀測值的均值。由于全局莫蘭指數(shù)無法反映局部出現(xiàn)的相關(guān)情況，因此有必要采用局部關(guān)聯(lián)指標進行進一步分析。莫蘭散點圖能夠反映觀測變量的高值或低值的空間集聚情況。

第一、二、三、四象限分別對應(yīng)四種局部空間聯(lián)系，即高高集聚區(qū)（H-H）、低高集聚區(qū)（L-H）、低低集聚區(qū)（L-L）、高低集聚區(qū)（H-L）。當相鄰地區(qū)觀測變量的高值或低值在空間上出現(xiàn)集聚傾向時，則存在空間正相關(guān)：其中，若是高值集聚，則稱該區(qū)域為熱點區(qū)域，反之為冷點區(qū)域。而當?shù)乩韰^(qū)域被觀測變量為相異值的鄰區(qū)所包圍時，則存在空間負相關(guān)。當觀測變量的高值和低值呈現(xiàn)完全的隨機分布時，則不存在空間相關(guān)。

式中：為區(qū)域和的空間關(guān)聯(lián)程度；是區(qū)域和的地理質(zhì)心坐標距離，采用歐式距離法計算得出。、代表不同的區(qū)域。

3 研究區(qū)與變量選取

3. 1 研究區(qū)概況

三江平原位于黑龍江省東北部，位于北緯45°01'—48°28'，東經(jīng)130°13'—135°05'［7］，是由黑龍江、松花江和烏蘇里江沖積而成的低平原，面積10. 89×106 hm2［27］。行政區(qū)域包括佳木斯、雞西、鶴崗、雙鴨山、七臺河、牡丹江、哈爾濱7個地級市所轄的22個縣①（市轄區(qū)、縣級市）（以下簡稱“縣區(qū)”）。該區(qū)屬于溫帶濕潤、半濕潤大陸性季風氣候［5］，年均溫2. 5～3. 6 ℃，年平均降水量500～600 mm［31］。地勢平坦低洼，西南高東北低。區(qū)內(nèi)河流眾多，縱比降小，彎曲系數(shù)較大。由于地表長期過濕，積水較多，土壤黏重，廣泛分布沼澤和沼澤化草甸植被［12］。

3. 2 變量選取和數(shù)據(jù)來源

3. 2. 1 變量選取

選取三江平原各縣區(qū)沼澤濕地面積（）為被解釋變量，該變量可反映沼澤濕地在不同縣區(qū)的分布與變化情況。考慮指標選取的科學性和數(shù)據(jù)可得性，解釋變量的選取包括自然和社會經(jīng)濟兩個方面，前者主要指氣候因素，后者包括經(jīng)濟總量和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、農(nóng)業(yè)活動、城鄉(xiāng)建設(shè)活動和保護政策等因素。

（1）自然因素。氣溫和降水是影響濕地變化的主要氣候因素［32］，選取年降水量（）和年平均氣溫（）來表征［13，19］。氣溫對濕地的影響在不同地區(qū)有所不同，在半濕潤地區(qū)，氣溫上升導(dǎo)致蒸發(fā)量增大，濕地因水分喪失加速而減少［33］。大氣降水是濕地的主要補給水源，降水量下降會造成濕地來水量減少，從而對濕地產(chǎn)生負面影響［22］。

（2）經(jīng)濟發(fā)展水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。經(jīng)濟發(fā)展水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)可能對濕地造成影響［13］。①選取人均地區(qū)生產(chǎn)總值（）表示經(jīng)濟發(fā)展水平。采用GDP平減指數(shù)將現(xiàn)價GDP轉(zhuǎn)化為以1978年為基期的實際GDP，剔除價格因素干擾。在經(jīng)濟發(fā)展初期，農(nóng)用地與建設(shè)用地需求較大，濕地大量被占用［13］，隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，濕地保護逐漸受到重視，濕地保護投入增加，使得濕地喪失的趨勢可能會得到有效遏制。②采用第二產(chǎn)業(yè)增加值與第三產(chǎn)業(yè)增加值的比值（）表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)狀況［34］。第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展會增加建設(shè)用地和用水需求，可能導(dǎo)致濕地被占用，工業(yè)廢水排放也會污染濕地［17］。第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展對濕地的影響具有雙重性，一方面，適度地發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)可能會促進濕地保護和恢復(fù)；另一方面，超過環(huán)境承載力的第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展則會給濕地帶來負面影響［17］。

（3）農(nóng)業(yè)活動。農(nóng)業(yè)活動是三江平原地區(qū)濕地變化的主要影響因素［13，25］。①選取農(nóng)業(yè)機械總動力（）反映農(nóng)業(yè)機械化水平［13，31］。農(nóng)業(yè)機械化對濕地的影響有兩面性，一方面，機械化水平的提高可能提高了濕地開墾能力［35］，導(dǎo)致過去難以開發(fā)的重度沼澤地得到進一步開墾［20］；另一方面，也可能使得農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率提升，減少對濕地的壓力［19］。②農(nóng)用化肥施用量（）用來表征農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的環(huán)境污染因素［13］，化肥施用后的農(nóng)田尾水排放加速了濕地水體富營養(yǎng)化進程［36］，可能導(dǎo)致沼澤濕地的消亡。

（4）城鄉(xiāng)建設(shè)。城鄉(xiāng)建設(shè)導(dǎo)致的土地利用方式改變也是導(dǎo)致濕地變化的重要原因［37］。①選擇城鎮(zhèn)化率（）衡量城鎮(zhèn)化建設(shè)水平，用城鎮(zhèn)建成區(qū)面積與縣級行政區(qū)總面積的比值［38-39］表示。城鎮(zhèn)化率增加存在兩方面的效應(yīng)，一方面會增加建設(shè)用地需求［37］，導(dǎo)致濕地被占用［13］；另一方面也會使分散的鄉(xiāng)村人口向城鎮(zhèn)集聚，產(chǎn)生規(guī)模效應(yīng)，減少對濕地的壓力。②選擇農(nóng)村居民點占地率（）反映農(nóng)村居民點占地情況［25］，用農(nóng)村居民點面積與縣級行政區(qū)總面積的比值表示。農(nóng)村居民點建設(shè)可能帶來直接的競爭性用地需求，導(dǎo)致濕地被占用和破碎化［32］。

（5）濕地保護政策。近年來，濕地保護工作越來越受到重視，生態(tài)與環(huán)境保護政策［25］對濕地變化的影響也逐漸顯現(xiàn)出來。運用濕地保護地面積占比（）反映濕地保護政策的影響，用濕地保護地面積與縣級行政區(qū)面積的比值表示。濕地保護地面積為各級濕地自然保護區(qū)和濕地公園的面積之和。濕地保護地面積占比越大，人類活動對濕地的占用和干擾越少［40］，有利于濕地生態(tài)系統(tǒng)的保護和恢復(fù)。

3. 2. 2 數(shù)據(jù)來源

沼澤濕地、水田、旱地、城鎮(zhèn)建成區(qū)和農(nóng)村居民點面積數(shù)據(jù)來自中國科學院資源環(huán)境科學與數(shù)據(jù)中心（https：//www. resdc. cn/）。該數(shù)據(jù)是基于1990、1995、2000、2005、2010、2015 及2020 年美國陸地衛(wèi)星LandsatTM影像，通過人工目視解譯得到的土地利用數(shù)據(jù)（分辨率為1 km×1 km）。自然與社會經(jīng)濟變量數(shù)據(jù)來自《黑龍江統(tǒng)計年鑒》《中國城市統(tǒng)計年鑒》《中國縣城建設(shè)統(tǒng)計年鑒》《中國城市建設(shè)統(tǒng)計年鑒》、各地市及縣區(qū)的統(tǒng)計年鑒及當年的國民經(jīng)濟與社會發(fā)展統(tǒng)計公報。濕地自然保護區(qū)和濕地公園名錄、建立年份、地理位置和面積等數(shù)據(jù)來自各級政府網(wǎng)站。

以縣區(qū)為單元，變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表1。從均值來看，各縣區(qū)的濕地面積平均值為389. 517 km2。從標準差可以看出，各縣區(qū)間濕地面積、人均GDP、農(nóng)用化肥施用量相差較大；而農(nóng)村居民點占地率、城鎮(zhèn)化率、濕地保護地面積占比相差較小。為了保持數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，減小異方差與變量間共線性對估計結(jié)果產(chǎn)生的影響，除產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、農(nóng)村居民點占地率、濕地保護地面積占比、城鎮(zhèn)化率外，對其他變量數(shù)值進行取自然對數(shù)處理。

4 三江平原沼澤濕地時空分布特征和空間關(guān)聯(lián)性

4. 1 時空變化特征

根據(jù)各縣區(qū)沼澤濕地面積及占比數(shù)據(jù)分析三江平原濕地1990—2020年的時空分布情況。在時間變化方面，由圖1可見，1990—2020年，三江平原沼澤濕地面積整體上減少了31. 37%。具體可分為三個階段：第一階段為1990—1995 年，沼澤濕地減少幅度最大，年均減少3. 29%。這是因為20世紀90年代初期黑龍江省鼓勵開荒種田的政策引發(fā)了第四次濕地開發(fā)高潮，導(dǎo)致大面積沼澤濕地被開墾。第二階段為1995—2015年，沼澤濕地減少趨勢有所減緩，年均減少1. 12%。表明在這一階段雖然濕地保護開始受到重視，但無法從整體上遏制濕地減少的趨勢。第三階段為2015—2020年，沼澤濕地面積增加了5. 79%，表明濕地保護越來越受到重視。通過建立濕地自然保護區(qū)和濕地公園，三江平原地區(qū)濕地保護地面積占比由1990 年的0. 06% 增加到2020 年的14%。從各縣區(qū)的沼澤濕地變化情況來看，1990—2015年，除雙鴨山、雞西、雞東三個縣區(qū)沼澤濕地面積增加或不變之外，大部分縣區(qū)的沼澤濕地面積均呈下降趨勢，平原東部地區(qū)下降較為劇烈。2015—2020年，各縣區(qū)面積均呈現(xiàn)不同程度的增加。

在空間分布方面，由圖1可知，沼澤濕地主要分布在三江平原東部地區(qū)，主要包括撫遠市、同江市、富錦市、寶清縣、虎林市、饒河縣。因此，初步推測三江平原沼澤濕地可能存在空間關(guān)聯(lián)性，需要進行空間自相關(guān)檢驗以得出確定的結(jié)論。

4. 2 空間關(guān)聯(lián)性

為驗證三江平原各縣區(qū)沼澤濕地分布是否存在空間自相關(guān)性，對三江平原22個縣區(qū)1990—2020年的沼澤濕地面積進行全局空間自相關(guān)檢驗，結(jié)果見表2。1990—2020年全局莫蘭指數(shù)（Moran’s ）介于0. 070～0. 119，且均在1%的水平下顯著，初步表明三江平原沼澤濕地在空間上并非隨機分布，而是具有顯著的空間關(guān)聯(lián)特征。從時間變化來看，莫蘭指數(shù)先下降后上升，說明研究區(qū)沼澤濕地的空間關(guān)聯(lián)性呈現(xiàn)先減弱后增強的特征，其全局空間自相關(guān)關(guān)系尚未形成穩(wěn)態(tài)。此外，通過吉里爾指數(shù)（Geary’s ）檢驗發(fā)現(xiàn)濕地變化確實會受到鄰近區(qū)域的顯著影響。由此可見，三江平原各縣區(qū)沼澤濕地分布存在空間關(guān)聯(lián)性。

為進一步分析各縣區(qū)與其鄰近縣區(qū)沼澤濕地的局部空間關(guān)聯(lián)模式、空間分布格局與集聚變化規(guī)律，繪制各年份的局部莫蘭散點圖（圖2）。橫坐標為觀測值的離差，縱坐標為空間滯后項。總體上，在歷年的散點圖中散點多于分布在第一、三象限，說明歷年來各縣區(qū)沼澤濕地面積均呈現(xiàn)空間正相關(guān)。從空間分布來看，三江平原沼澤濕地的局部空間關(guān)聯(lián)模式可歸為四類，即H-H型、H-L型、L-H型和L-L型集聚區(qū)。其中，H-H型集聚區(qū)（即熱點區(qū)域）主要分布在三江平原東部，包括撫遠市、同江市、饒河縣、寶清縣、虎林市，此類縣區(qū)與周圍縣區(qū)的沼澤濕地面積均處于高位。L-H 型集聚區(qū)包括綏濱縣、友誼縣，此類縣區(qū)沼澤濕地面積較小，但周邊地區(qū)沼澤濕地面積較大。H?L型集聚區(qū)包括密山市、富錦市，此類縣區(qū)沼澤濕地面積較大，但周邊地區(qū)沼澤濕地面積較小。L?L集聚區(qū)（即冷點區(qū)域）分布在三江平原的中西部地區(qū)，包括鶴崗市轄區(qū)、樺川縣、集賢縣、雙鴨山市轄區(qū)、樺南縣、樺川縣、佳木斯市轄區(qū)、雞西市轄區(qū)、雞東縣、湯原縣、七臺河市轄區(qū)、勃利縣，此類縣區(qū)與周圍地區(qū)的濕地面積均處于低位。在三江平原地區(qū)，H?H型與L?L型是主要集聚形式，表現(xiàn)出較強的空間關(guān)聯(lián)特征，且以正向空間關(guān)聯(lián)為主。從時間上來看，四種集聚形式均具有較強的“時間慣性”，除少數(shù)縣區(qū)如蘿北縣以外，其他縣區(qū)在散點圖中的象限位置均未發(fā)生改變，形成較為穩(wěn)定的局部空間關(guān)系。

5 三江平原沼澤濕地的空間效應(yīng)

5. 1 模型檢驗與選擇

以上分析表明，三江平原各縣區(qū)沼澤濕地存在顯著的空間正相關(guān)性，需要進一步運用空間計量模型估計沼澤濕地的空間效應(yīng)，以避免忽略空間效應(yīng)帶來的偏誤。模型檢驗與選擇步驟如下：①在進行建模估計前，采用拉格朗日乘子（LM）及穩(wěn)健的拉格朗日乘子檢驗（RobustLM）進行模型適用性選擇。由表3可知，基于無空間效應(yīng)的線性模型，R?LM?lag和R?LM?err在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，表明空間誤差和空間滯后效應(yīng)可能同時存在，SDM同時考慮兩種效應(yīng)，因此傾向于選擇SDM。②利用Hausman檢驗確定采用隨機效應(yīng)或者固定效應(yīng)模型。根據(jù)檢驗結(jié)果，在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，選用固定效應(yīng)模型更為合理。③選擇LR與Wald檢驗對模型形式進行事后檢驗。當=0且≠0時，SDM 模型轉(zhuǎn)化為SAR模型；當=-×時，SDM模型轉(zhuǎn)化為SEM模型。由結(jié)果可知，在5％的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，表明SDM模型不能被SAR模型和SEM模型所替代，故應(yīng)選擇SDM模型。④選取LR檢驗對時間固定、個體固定、雙固定效應(yīng)進行選擇。LR個體固定檢驗和LR時間固定檢驗結(jié)果均為在5％的水平上拒絕原假設(shè)，表明應(yīng)采用雙固定效應(yīng)模型。因此，選擇雙固定效應(yīng)下的SDM模型三江平原沼澤濕地的空間效應(yīng)進行分析。

5. 2 基準估計結(jié)果

表4顯示了不同模型的基準估計結(jié)果。其中，列（1）和列（2）為不考慮空間溢出效應(yīng)時面板回歸模型結(jié)果。列（1）為未控制時間固定效應(yīng)和個體固定效應(yīng)時的回歸結(jié)果，人均GDP、濕地保護地面積占比、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、農(nóng)村居民點占地率、城鎮(zhèn)化率的影響均較顯著；列（2）為面板雙固定效應(yīng)模型結(jié)果，只有年均氣溫與人均GDP影響較顯著。列（3）和列（4）為考慮空間溢出效應(yīng)時SDM模型的結(jié)果。列（3）顯示年均氣溫、人均GDP、濕地保護地面積占比、化肥施用量在10%的顯著性水平下通過檢驗。其中，年均氣溫與沼澤濕地面積呈顯著負相關(guān)關(guān)系，表明氣溫升高會增加濕地面積的下降。人均GDP對沼澤濕地面積的影響在10%的顯著水平下呈現(xiàn)正相關(guān)，表明在研究時段內(nèi)三江平原地區(qū)的經(jīng)濟增長有利于濕地保護措施的有效落實?；适┯昧繉φ訚蓾竦孛娣e的影響在10%的顯著性水平下呈現(xiàn)負相關(guān)，說明化肥施用量的增加會加速濕地消亡。濕地保護地面積占比對沼澤濕地面積的影響在5%的顯著性水平下呈現(xiàn)正相關(guān)，說明濕地自然保護區(qū)和濕地公園建設(shè)會促進濕地的保護和恢復(fù)。與SDM模型結(jié)果相比，不控制時間和個體固定效應(yīng)的面板回歸模型各種因素影響的大小、方向與顯著性均有所不同；而面板雙固定效應(yīng)模型影響因素方向與大小較為一致，但顯著性不同。這說明不考慮空間溢出效應(yīng)的模型設(shè)定會存在誤差。

列（4）為SDM模型的空間滯后項，濕地保護地面積占比、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城鎮(zhèn)化率的空間效應(yīng)均在10%的顯著性水平下通過檢驗，說明沼澤濕地面積會受到上述因素的空間溢出效應(yīng)影響。具體來說，濕地保護地面積占比越大，會對鄰近區(qū)域濕地面積有正向影響；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對周圍地區(qū)濕地面積為顯著負向影響，說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理能對周圍地區(qū)的濕地造成負向影響；城鎮(zhèn)化率對周圍地區(qū)濕地面積為顯著負向影響，說明城鎮(zhèn)化率的負向效應(yīng)會擴散到鄰近區(qū)域。

5. 3 空間效應(yīng)分解

SDM模型包含空間滯后項，模型回歸系數(shù)β 包含對本區(qū)域與鄰近區(qū)域被解釋變量的影響，不能準確反映變量對被解釋變量的邊際效應(yīng)。根據(jù)Lesage等［41］提出的空間回歸模型偏微分方法將解釋變量對被解釋變量的空間效應(yīng)分解為直接效應(yīng)與間接效應(yīng)。將SDM模型一般形式進行移項，改寫為式（5）：

式中：表示區(qū)域的第個解釋變量，表示區(qū)域的被解釋變量。當= 時，（）為區(qū)域的解釋變量對本區(qū)域被解釋變量的平均直接效應(yīng)，即矩陣對角線元素的均值；≠ 時，（）為區(qū)域的解釋變量對其他區(qū)域被解釋變量的平均空間溢出效應(yīng)，即矩陣非對角線元素的均值，總效應(yīng)為二者之和。

表5顯示了不同空間權(quán)重矩陣下SDM模型空間效應(yīng)分解結(jié)果。將空間總效應(yīng)分解為直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)［41-42］。前者反映本縣區(qū)的各影響因素對本縣區(qū)沼澤濕地面積的影響；后者反映本縣區(qū)各影響因素對鄰近縣區(qū)沼澤濕地面積的影響。其中，列（1）、列（4）、列（7）是基于空間反距離權(quán)重矩陣的空間效應(yīng)分解結(jié)果。

（1）氣候因素中：年均氣溫的直接效應(yīng)為-1. 236 8，在10%的顯著水平顯著為負，溢出效應(yīng)為正，但未通過10%的顯著水平檢驗，說明氣溫升高導(dǎo)致蒸發(fā)量增加，從而對濕地產(chǎn)生負面影響。年平均降水量的直接和溢出效應(yīng)均為正，但未通過10%的顯著性水平檢驗，表明降水對濕地面積無統(tǒng)計學意義上的影響，這與魏強等［13］的研究結(jié)果一致?？赡艿脑蚴茄芯繒r段內(nèi)三江平原地區(qū)的降水量變化不明顯，相對于氣溫的負面影響，降水對濕地生態(tài)的促進作用有限［43］。

（2）經(jīng)濟發(fā)展水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)因素中：①人均GDP的直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)均為正，但只有直接效應(yīng)通過了5%的顯著性水平檢驗，表明經(jīng)濟增長有利于本區(qū)域濕地面積的增加。隨著經(jīng)濟的增長，人們對濕地科研、教育、游憩等服務(wù)的需求增加，濕地保護投入增加，使得濕地減少的趨勢得到遏制［11，16］，但本地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展帶來的濕地保護效果并未擴散到其他區(qū)域。②產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的直接與溢出效應(yīng)為負，溢出效應(yīng)在10%顯著性水平下顯著。第二產(chǎn)業(yè)增加值比重增加會帶來用地結(jié)構(gòu)的改變，建設(shè)用地的擴張可能導(dǎo)致濕地被占用［11-12］。同時，工業(yè)廢水排放也會導(dǎo)致濕地受到污染，從而加劇濕地的萎縮［15］。相鄰區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相近且相互學習，從而產(chǎn)生負向溢出效應(yīng)。第三產(chǎn)業(yè)增加值比重增加對本縣區(qū)濕地面積有顯著正向影響，說明開展?jié)竦厣鷳B(tài)旅游有利于三江平原濕地保護與可持續(xù)利用，實現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展與濕地保護的雙贏［44］。濕地生態(tài)旅游的發(fā)展具有很強的本地特征，正向外溢性較弱，同時第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展帶來的負面效應(yīng)外溢性較強，使得鄰近區(qū)域濕地受到負向影響。

（3）農(nóng)業(yè)活動因素中：①農(nóng)業(yè)機械總動力直接效應(yīng)為正，溢出效應(yīng)均為負，但未通過10%的顯著性水平檢驗，均無統(tǒng)計學意義上的影響。②化肥施用量直接與間接效應(yīng)均為負，直接效應(yīng)為-0. 144 1，通過了5%的顯著性水平檢驗，說明化肥施用對本縣區(qū)的濕地面積產(chǎn)生負效應(yīng)，大量施用化肥會導(dǎo)致氮磷等營養(yǎng)元素大量排放，造成沼澤水體富營養(yǎng)化，從而加速濕地的萎縮和退化［45］。

（4）城鄉(xiāng)建設(shè)因素中：①農(nóng)村居民點占地率直接和溢出效應(yīng)均為負，但未通過10%的顯著性水平檢驗，均無統(tǒng)計學意義上的影響。②城鎮(zhèn)化率溢出效應(yīng)為-5. 1241，在5%的水下顯著為負。城鎮(zhèn)化建設(shè)導(dǎo)致對建設(shè)用地需求的增加，且地區(qū)間相互效仿，對濕地的占用導(dǎo)致濕地萎縮［37，46］。

（5）保護政策因素中：濕地保護地面積占比的增加會帶來濕地面積的顯著增加，其溢出效應(yīng)也顯著為正，為0. 716 9。建立濕地自然保護區(qū)與濕地公園可以減少人類活動對濕地的占用與干擾，是濕地保護與恢復(fù)的重要手段。由于沼澤濕地集聚分布的特征，區(qū)域濕地保護的作用也會外溢到其他行政區(qū)。

5. 4 穩(wěn)健性檢驗

由于空間權(quán)重矩陣對回歸結(jié)果有較大的影響，因此采用不同的空間權(quán)重矩陣對空間回歸模型進行穩(wěn)健性檢驗。選取K?nearest鄰近權(quán)重矩陣與空間鄰接權(quán)重矩陣0 - 1 進行穩(wěn)健性檢驗［47］?？臻g鄰接權(quán)重矩陣0 - 1 是一個×的0-1 矩陣且對角線元素為0。1 表示縣區(qū)相鄰，0表示縣區(qū)不相鄰。

K?nearest鄰近權(quán)重矩陣的設(shè)定如下：設(shè)定縣區(qū)具有4個鄰近縣區(qū)，鄰近縣區(qū)的空間權(quán)重為距離的倒數(shù)，不屬于鄰近縣區(qū)的空間權(quán)重為0。

式中：是縣區(qū)和縣區(qū)的地理質(zhì)心坐標距離，d（）表示縣區(qū)的臨近縣區(qū)。

K?nearest 鄰近權(quán)重矩陣結(jié)果見表5 中的列（2）、列（5）、列（8），空間鄰接權(quán)重矩陣結(jié)果見表5中的列（3）、列（6）、列（9）。結(jié)果表明，不同空間權(quán)重矩陣下的沼澤濕地的影響因素的方向與顯著性基本一致，說明模型估計結(jié)果較為穩(wěn)健。對比三種權(quán)重矩陣的影響因素分解結(jié)果，發(fā)現(xiàn)直接效應(yīng)的系數(shù)相差不大，而溢出效應(yīng)的系數(shù)差別比較明顯。可能的原因是K?nearest鄰近權(quán)重矩陣與空間鄰接權(quán)重矩陣將較多縣區(qū)的權(quán)重設(shè)置為0，溢出效應(yīng)估計值較小。

6 結(jié)論與建議

該研究基于三江平原22個縣區(qū)1990—2020年的面板數(shù)據(jù)，運用空間自相關(guān)分析與雙固定SDM模型及偏微分分解法分析三江平原沼澤濕地的空間關(guān)聯(lián)性及其空間效應(yīng)，結(jié)論如下。

（1）1990—2020 年，三江平原沼澤濕地面積下降了31. 37%。其中，1990—1995年，沼澤濕地減少幅度最大，1995—2015年下降速度變緩，2015—2020年則呈現(xiàn)上升趨勢。三江平原沼澤濕地多分布在東部地區(qū)，呈現(xiàn)出一定的集聚效應(yīng)。

（2）三江平原各縣區(qū)的沼澤濕地面積呈顯著的全局空間正相關(guān)。局部空間關(guān)系中，H-H型與L-L型是主要集聚形式，呈現(xiàn)為“東高西低”的特征。

（3）沼澤濕地面積會受到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、濕地保護地面積占比、城鎮(zhèn)化率的空間溢出效應(yīng)影響。

（4）SDM 模型的空間效應(yīng)分解結(jié)果表明，年平均氣溫、化肥施用量對本縣區(qū)濕地面積產(chǎn)生顯著負向影響，對相鄰縣區(qū)影響不顯著；人均GDP對本縣區(qū)濕地面積產(chǎn)生顯著正向影響，對相鄰縣區(qū)影響不顯著；濕地保護地面積占比對本縣區(qū)和相鄰縣區(qū)濕地面積均呈現(xiàn)顯著正向影響；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城鎮(zhèn)化率對鄰近縣區(qū)濕地面積具有顯著的負向溢出效應(yīng)。

根據(jù)以上研究結(jié)論，為進一步加強三江平原沼澤濕地的保護和恢復(fù)提出以下幾點建議。

（1）注重濕地保護區(qū)域協(xié)同與因地制宜相結(jié)合，建立跨行政區(qū)的濕地保護機制。三江平原地區(qū)現(xiàn)存的濕地多沿河分布，具有連通性和空間相關(guān)性。分散的保護和割裂的管理體制不利于濕地生態(tài)系統(tǒng)的整體性保護。因此，各行政區(qū)應(yīng)加強區(qū)域聯(lián)動，打破行政區(qū)域的限制，探索建立跨區(qū)域濕地保護機制。同時，根據(jù)區(qū)域濕地生態(tài)功能和價值的不同，劃分保育區(qū)、修復(fù)區(qū)和利用區(qū)，實施差異化保護。劃定生態(tài)保護紅線，對重點濕地實施嚴格保護和生態(tài)修復(fù)。保持平原東部的濕地集聚優(yōu)勢，增強區(qū)域輻射能力，將集聚效應(yīng)擴展至增濕潛力大的縣區(qū)。

（2）促進農(nóng)業(yè)綠色高質(zhì)量發(fā)展，加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級，減少化肥和農(nóng)藥使用量。三江平原地區(qū)的高質(zhì)量發(fā)展應(yīng)以綠色為底色，以濕地保護為基礎(chǔ)，大力發(fā)展綠色無公害農(nóng)業(yè)，盡量減少化肥和農(nóng)藥施用量，建設(shè)綠色食品生產(chǎn)基地。調(diào)整和優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和布局，適當發(fā)展?jié)竦厣鷳B(tài)旅游，結(jié)合當?shù)靥厣l(fā)展綠色食品加工業(yè)，打造綠色優(yōu)質(zhì)產(chǎn)品品牌，以實現(xiàn)濕地保護與經(jīng)濟發(fā)展的雙贏。

（3）完善濕地保護地體系，建立三江平原濕地國家公園。今后應(yīng)進一步加大對該區(qū)域的濕地保護和恢復(fù)投入，整合現(xiàn)有的自然保護區(qū)和濕地公園，完善濕地保護地體系，建立濕地類型的國家公園，統(tǒng)籌規(guī)劃，系統(tǒng)修復(fù)，綜合治理，推進山水林田湖草一體化治理，促進經(jīng)濟發(fā)展模式的轉(zhuǎn)變和社區(qū)參與濕地保護。

（4）加強國土空間規(guī)劃和用途管制，避免城鎮(zhèn)盲目擴張。濕地作為自然生態(tài)空間的重要組成部分，應(yīng)將其納入國土空間規(guī)劃并進行用途管制，編制生態(tài)環(huán)境準入清單，嚴禁淘汰類項目建設(shè)，嚴格控制在濕地及其周邊區(qū)域的開發(fā)行為，減少工農(nóng)業(yè)發(fā)展和城鎮(zhèn)化建設(shè)對濕地的負面影響，確保濕地面積不減少，生態(tài)功能不降低。

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