胡 鑫，吳成亮

（北京林業(yè)大學 經濟管理學院，北京 100083）

關鍵字：濕地生態(tài)系統(tǒng)服務；人類福祉；結構方程模型；京津冀

濕地是全球水陸生態(tài)系統(tǒng)相互作用而形成的具有獨特土壤、水文、生物和植被特征的生態(tài)系統(tǒng)，與森林、海洋一起并稱為全球三大生態(tài)系統(tǒng)[1]。根據有關濕地保護的國際條約，濕地的定義為“不問其為天然或人工、長久或暫時性的沼澤地、泥炭地、水域地帶，靜止或流動的淡水、半咸水、咸水體，包括低潮時水深不超過6 米的水域[2]?！睗竦貙τ诰S護生態(tài)安全起著十分重要的作用，濕地不僅為眾多野生動植物的生存和繁衍提供棲息地，而且還為人類社會的發(fā)展提供多種生態(tài)系統(tǒng)服務，這些生態(tài)系統(tǒng)服務包括供給食物和燃料、調蓄洪水、補給地下水、改善氣候、維持區(qū)域生態(tài)系統(tǒng)平衡等[3]。鑒于濕地在生態(tài)系統(tǒng)中的獨特地位以及發(fā)揮的重要作用，研究濕地生態(tài)系統(tǒng)服務的影響因素以及作用方式具有重要的理論和現(xiàn)實意義。我國豐富的濕地資源類型對于保護生物多樣性和維護生態(tài)安全有著重要的作用。近年來，隨著城市化進程的加快和人口快速增長的影響，我國濕地資源遭受到了嚴重破壞。研究數據表明，1978—2008年間，我國內陸濕地和濱海濕地面積持續(xù)減少[4]。根據第二次全國濕地資源清查資料，我國濕地總面積約為 5 360.3 萬公頃，僅占國土面積的5.58%，這一比例遠低8.06%的世界平均水平[5]。

學者們對于濕地生態(tài)系統(tǒng)服務研究由來已久，自從Daily，Costanza 等人發(fā)表了關于生態(tài)系統(tǒng)服務研究的代表性著作后，有關濕地生態(tài)系統(tǒng)服務的研究在全球范圍廣泛開展起來。目前學界對于濕地生態(tài)系統(tǒng)服務研究主要集中在生態(tài)系統(tǒng)服務分類[6-10]和生態(tài)系統(tǒng)服務驅動力因素[11-16]兩大方面，生態(tài)系統(tǒng)服務分類根據研究視角的區(qū)別可分為基于功能的分類、基于價值的分類，基于人類需求的分類和基于人類福祉的分類等[17]。生態(tài)系統(tǒng)服務驅動力可以概括為內部驅動力和外部驅動力兩種類別。內部驅動力主要測度濕地生態(tài)系統(tǒng)本身功能完整性和整體健康程度，外部驅動力又可分為人為因素和自然因素兩類，主要探究外來因素對于濕地生態(tài)系統(tǒng)服務的影響[18]。從國內外學界的研究重點來看，國內學者側重于研究生態(tài)系統(tǒng)服務價值評估，國外學者更側重于研究生態(tài)系統(tǒng)服務與人類福祉的關系。從研究尺度上來看，現(xiàn)有研究多是從全球或者國家尺度、區(qū)域尺度以及某一生態(tài)系統(tǒng)類型展開。就具體生態(tài)系統(tǒng)類型的研究而言，國外學者的研究類型相對豐富，包括了森林、草原、濕地、海洋等生態(tài)系統(tǒng)；國內學者的研究類型相對單一，主要集中于森林以及草原生態(tài)系統(tǒng)，對濕地、河流等生態(tài)系統(tǒng)類型的研究有所欠缺。學者們在生態(tài)系統(tǒng)服務研究領域取得了豐碩的成果，但同時在某些研究方面還尚顯不足，比如對于生態(tài)系統(tǒng)服務的機理研究相對不足，對生態(tài)系統(tǒng)服務與人類福祉之間的耦合機制尚不清晰等，這些也將成為之后的研究趨勢和重點。

京津冀地區(qū)位于我國華北平原，包括多種不同類型的濕地資源，濕地中豐富的生物多樣性使其成為東亞候鳥遷徙路線中的重要中轉站和停歇地。同時京津冀地區(qū)作為我國經濟增長的三大極之一，區(qū)域內聚集著全國重要的石油化工、鹽化工基地和鋼鐵基地，密布著眾多交通線和物流中心。人類持續(xù)的高強度開發(fā)活動使區(qū)域內濕地的性質和格局發(fā)生了根本性的改變。維持京津冀地區(qū)經濟增長與濕地保護之間的微妙平衡，保證濕地資源能夠可持續(xù)的提供產品與服務，不僅是實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的內在要求，也是踐行生態(tài)文明的重要體現(xiàn)。在上述背景下，利用結構方程模型的研究方法，構建京津冀地區(qū)生態(tài)系統(tǒng)服務影響因素的理論模型，探究其影響因素并分析影響路徑和作用程度大小，隨后針對性地提出改善濕地生態(tài)系統(tǒng)服務的對策建議。

一、研究方法

（一）模型構建

本研究以聯(lián)合國千年生態(tài)系統(tǒng)評估報告為框架，對研究變量進行篩選。結合前文對濕地生態(tài)系統(tǒng)服務相關文獻的梳理，將研究方向確定為外部驅動力、內部驅動力、濕地生態(tài)服務系統(tǒng)和人類福祉四個方面。內部驅動力包括濕地健康和濕地結構2 個潛變量；外部驅動力包括人類活動干擾和自然活動干擾2 個潛變量；濕地生態(tài)系統(tǒng)服務包括供給服務、調節(jié)服務、文化服務和支持服務等4 個潛變量；人類福祉則是由基本物質需求、安全、健康和良好的社會關系4 個潛變量組成，所構建理論模型如圖1所示。

圖1 濕地生態(tài)系統(tǒng)服務理論模型

通過上述分析，結合相關學者研究梳理可得到以下濕地生態(tài)系統(tǒng)服務理論模型。外部驅動力和內部驅動力因素同時作用于濕地生態(tài)系統(tǒng)服務的4 個功能，并由此間接地影響人類福祉。

為各潛變量選取測量變量時，主要借鑒了聯(lián)合國千年生態(tài)系統(tǒng)評估及其他相關的研究成果，并結合調研的實際情況初步選取了測量變量，具體變量指標如表1所示。

（二）樣本概況

2013年原國家林業(yè)局頒布了《濕地保護管理規(guī)定》，該規(guī)定將濕地依據生物多樣性的豐富程度和生態(tài)系統(tǒng)功能的重要性分為國家重要濕地、地方重要濕地以及一般濕地。目前北京擁有1 處國家重要濕地，天津擁有2 處國家重要濕地，河北擁有7處國家重要濕地。鑒于國家重要濕地在生態(tài)保護價值、社會經濟價值以及科研文化價值都遠高于地方重要濕地和一般濕地，選取了北京密云水庫濕地、天津北大港濕地、河北張家口壩上濕地、河北白洋淀濕地作為調查區(qū)域，以保證抽樣結果具有代表性。

確定調研區(qū)域后，以上述調研區(qū)域周邊的城鎮(zhèn)和農村居民為調查對象，涉及北京市密云區(qū)、張家口市張北縣、天津市津南區(qū)以及保定市安新縣共計12 個鄉(xiāng)鎮(zhèn)的居民。以隨機走訪的形式進行問卷調查，共計發(fā)放問卷480 份，其中有效問卷458 份，有效問卷數量占總數量的95.4%。表2為調查對象的個人基本特征統(tǒng)計。

表1 結構方程模型量

二、數據檢驗

（一）信度檢驗

信度是測量數據結果的可靠性，其意義是指測量值的一致性和穩(wěn)定性程度，兩次檢測的結果越接近，則誤差越小，所得的信度也越高。對問卷數據的信度進行分析，結果如表3所示，其中基本物質需求、安全以及自然干擾等3 個潛變量的克朗巴哈α 系數分別為0.571、0.558 和0.581，未能達到0.7 的適用標準，所以將其剔除出模型。其他的潛變量克朗巴哈α 系數在0.743-0.913 之間，問卷數據的整體Cronbach'sα 值為0.921，具有較高的可信度，能夠用于結構方程模型分析。

表2 調查對象特征

表3 測量變量信度分析

對問卷數據進行Bartlett 球形檢驗和KMO 值分析，KMO 檢驗得到的結果是0.894，遠大于0.5 的判定標準，同時巴特利特球形度檢驗的顯著性水平小于0.05，表明濕地生態(tài)系統(tǒng)服務的各觀測指標很適合做因子分析。

（二）探索性因子分析

探索性因子分析的目的是將眾多的觀察變量歸結為少數接個因子?；谇拔牡男哦确治鼋Y果，在刪除沒有通過信度分析的測量變量后，運用SPSS 對濕地生態(tài)系統(tǒng)服務、人類福祉、內部驅動力和外部驅動力等潛變量進行探索性因子分析。KMO 檢測得到結果分別為0.894、0.769、0.872和0.835，均大于0.5 的判定標準，同時巴特利特球形度檢驗的顯著性水平小于0.05，表明以上潛變量適合做因子分析。在此基礎上對測量變量進行公因子抽取，結果如表4所示。

表4 探索性因子分析

生態(tài)系統(tǒng)服務的15 個觀測指標在經過主成分分析之后，得到3 個因子，累計方差貢獻率為71.911%。第一因子包含的觀測指標有調節(jié)氣候、調節(jié)水文狀況、凈化水和廢棄物處理等，將第一因子定義為調節(jié)服務。第二因子包含的觀測指標有美學價值、休閑娛樂、教育科研等，將第二因子定義為文化服務。第三因子包含的觀測指標有食物、淡水、纖維和燃料等，將第三因子定義為供給與支持服務。

將人類福祉中沒有通過信度檢測的潛變量基本物質需求和安全刪除后，對余下的6 個測量變量進行主成分分析，得到2 個因子，累積方差貢獻率為79.785%，第一因子包含的測量變量有表達與濕地相關的美學和消遣價值的機會、認識和研究濕地的機會等，將第一因子定義為人與濕地的關系。第二因子包含的測量變量有獲取足夠潔凈飲用水的能力、獲取保暖或納涼所需能源的能力等，將第二因子定義為健康。

對內部驅動力而言，將7 個測量變量進行主成分分析后，第一因子有濕地面積退化程度、水質狀況、植被覆蓋度等，將第一因子定義為濕地健康。第二因子包含的觀測指標有空間結構、營養(yǎng)結構、形態(tài)結構，將第二因子定義為濕地結構。2 個因子的累積方差貢獻率為81.799%。在刪除外部驅動力中沒有通過信度分析的潛變量“自然活動干擾”后，對6 個測量指標進行主成分分析，結果得到一個因子，累計方差貢獻率為68.459%，因此無需將觀測指標重新歸納。

（三）驗證性因子分析

驗證性因子分析的目的是通過調查數據來檢驗觀測指標能否有效地測量其對應的因子，這是一種自上（潛變量）而下（測量變量）的思路，即檢驗預設的因子模型的擬合能力。經過探索性因子分析后，修改后的量表如表5所示。在此基礎上采用驗證性因子分析方法檢驗量表的收斂效度和判別效度，收斂效度分析結果如表5所示，判別效度分析結果如表6所示。

由表5可知，各觀測指標在其對應潛變量上的標準化因子載荷系數值均大于0.5，各變量的組合信度CR 值均大于0.7，各變量的平均方差抽取量 AVE值均大于0.5，滿足收斂效度的標準要求，因此量表具有較好的收斂效度。

由表6可知，各潛變量的AVE 算術平方根都大于與其它潛變量之間的相關系數，表明測量不同潛變量的觀測指標之間具有較好的區(qū)分度，本研究所用量表的判別效度也得到了有效保障。

三、實證模型構建與結果分析

（一）結構方程模型構建

文章構建的結構方程模型可分為兩個部分，第一部分研究影響因素與濕地生態(tài)系統(tǒng)服務的關系，第二部分研究濕地生態(tài)系統(tǒng)服務與人類福祉的關系。調整后的濕地生態(tài)系統(tǒng)服務包含3 個潛在變量，即供給與支持服務、調節(jié)服務、文化服務；人類福祉包含2 個潛變量，分別是健康、良好的社會關系；內部驅動力包含2 個潛變量，分別是濕地健康、濕地結構；外部驅動力包含1 個潛變量，即人類活動干擾，構建的結構方程模型如圖2～3 所示。

表5 收斂效度分析

表6 判別效度分析

圖2 濕地生態(tài)系統(tǒng)服務與人類福祉結構方程模型

圖3 濕地生態(tài)系統(tǒng)服務與驅動力因素結構方程模型

（二）擬合指數分析

擬合度檢驗的目的是評價所構建模型的擬合效果。使用Amos 軟件對濕地生態(tài)系統(tǒng)服務的測量模型進行運算，查看其輸出結果，得到模型擬合指數值如表7～9 所示。

表7 濕地生態(tài)系統(tǒng)服務測量模型擬合指數

表8 人類福祉測量模型擬合指數

表9 濕地生態(tài)系統(tǒng)服務與人類福祉結構模型擬合指數

濕地生態(tài)系統(tǒng)服務測量模型的絕對擬合指數中 ，各指標均符合擬合標準；增值擬合指數中，NFI、RFI、IFI、CFI 均大于0.9 的擬合臨界值；簡約擬合指數中，PGFI 和 PNFI 滿足擬合值大于0.05 的標準。綜上，濕地生態(tài)系統(tǒng)服務測量模型的各擬合指標均滿足擬合的標準要求，表明模型的擬合程度良好，各測量變量對潛變量具有較好的解釋力。

人類福祉測量模型的絕對擬合指數中，各項指標適配良好，符合擬合標準；增值擬合指數中，NFI、IFI 均大于0.9 擬合臨界值，而 RFI、CFI分別為0.862 和0.894，非常接近擬合的標準；簡約擬合指數中，PGFI 和PNFI 均大于0.5 的判斷標準。因此人類福祉測量模型的各擬合指標基本滿足擬合的標準要求，表明模型的擬合程度較好。

濕地生態(tài)系統(tǒng)服務與人類福祉結構模型的絕對擬合指數中，CMIN/DF ＜5，GFI 和AGFI 均大于0.9，RMSE ＜0.05，各指標均符合擬合標準；增值擬合指數中，NFI、RFI、IFI、CFI 的值均大于0.9 的擬合臨界值，符合擬合標準；簡約擬合指數中，PGFI ＞0.5，PNFI ＞0.5，也符合擬合標準。綜上，濕地生態(tài)系統(tǒng)服務與人類福祉結構模型的擬合程度非常好。

（三）路徑分析與研究結論

路徑分析目的是驗證假設模型中各個變量之間的相關性是否顯著，明確變量之間是否存在因果關系。以下將分別對濕地生態(tài)系統(tǒng)服務與驅動力因素結構方程模型、濕地生態(tài)系統(tǒng)服務與人類福祉結構方程模型進行路徑分析。分析濕地生態(tài)系統(tǒng)服務與驅動力因素結構方程模型時，為避免內部和外部驅動力因素間相互干擾，文章將內外部驅動力因素分開研究，分別對內部驅動力與濕地生態(tài)系統(tǒng)服務結構方程模型、外部驅動力與濕地生態(tài)系統(tǒng)服務結構方程模型進行路徑分析。使用Amos 軟件繪制內部驅動力與濕地生態(tài)系統(tǒng)服務結構方程模型，代入數據運算，得到路徑分析結果，如圖4所示。

圖4 內部驅動力與濕地生態(tài)系統(tǒng)服務結構方程模型路徑分析

在Amos 的輸出結果中，內部驅動力與濕地生態(tài)系統(tǒng)服務結構方程模型的各路徑的標準化路徑系數及其顯著性水平如表10所示。

在Amos 的輸出結果中，C.R.值即代表T 值；P 值代表路徑系數的顯著性水平，***，**，*代表P 的取值分為分別是P 值＜0.001，0.001 ＜P值＜0.01，0.01 ＜P 值＜0.05。當P 值＞0.05 時，一般認為該路徑系數不顯著。

表10 內部驅動力與濕地生態(tài)系統(tǒng)服務結構方程模型路徑 系數?

“濕地健康”→“供給與支持服務”的標準化路徑系數的值是0.674，P 值＜0.001，具有較高的顯著性。標準化路徑系數大于0，表明二者存在正相關關系，濕地生態(tài)系統(tǒng)的健康程度越好，越有利于改善濕地生態(tài)系統(tǒng)的供給與支持服務。

“濕地健康”→“調節(jié)服務”的標準化路徑系數的值是0.533，P 值＜0.001，也具有較高的顯著性，兩者間存在正向作用。濕地生態(tài)系統(tǒng)的健康程度越好，越有利于改善濕地生態(tài)系統(tǒng)的調節(jié)服務。

“濕地健康”→“文化服務”的標準化路徑系數的值是0.328，P 值＜0.001，路徑顯著性水平很高，表明濕地健康可以正向影響濕地生態(tài)系統(tǒng)的文化服務。濕地生態(tài)系統(tǒng)的健康程度越好，越有利于改善濕地生態(tài)系統(tǒng)的文化服務。

“濕地結構”→“供給與支持服務”的標準化路徑系數的值是0.427，0.001 ＜P 值＜0.01，該路徑的顯著性水平比較高。標準化路徑系數大于0，表明二者之存在正向相關關系。濕地生態(tài)系統(tǒng)的結構越合理，越有利于改善濕地生態(tài)系統(tǒng)的供給與支持服務。

“濕地結構”→“調節(jié)服務”的標準化路徑系數的值是0.204，0.001 ＜P 值＜0.01，該路徑的顯著性水平比較高，表明濕地生態(tài)系統(tǒng)結構的合理程度可以正向影響濕地生態(tài)系統(tǒng)的調節(jié)服務服務。即濕地生態(tài)系統(tǒng)的結構越合理，越有利于改善濕地生態(tài)系統(tǒng)的調節(jié)服務。

“濕地結構”→“文化服務”的標準化路徑系數的值是0.485，P 值＜0.001，路徑顯著性水平很高，表明濕地生態(tài)系統(tǒng)結構的合理程度可以正向影響濕地生態(tài)系統(tǒng)的文化服務。即濕地生態(tài)系統(tǒng)的結構越合理，越有利于改善濕地生態(tài)系統(tǒng)的文化服務。標準化路徑系數表示外生變量對內生變量的影響程度，標準化路徑系數的絕對值越大其影響作用越大?！皾竦亟】怠┙o與支持服務”、“濕地健康→調節(jié)服務”和“濕地健康→文化服務”的路徑系數分別是0.674、0.533、0.328，前兩條路徑的系數均大于0.5，表明濕地健康對供給與支持服務、調節(jié)服務的影響程度比較高，對濕地生態(tài)系統(tǒng)服務的影響程度則相對較弱?！皾竦亟Y構→供給與支持服務”、“濕地結構→調節(jié)服務”和“濕地結構→文化服務”的路徑系數效應分別是0.427、0.204、0.485，三條路徑的系數均小于0.5?？傮w來看，內部驅動力對濕地生態(tài)系統(tǒng)服務具有正向影響，且濕地健康對濕地生態(tài)系統(tǒng)服務的影響程度大于濕地結構的影響程度。

使用Amos 繪制外部驅動力與濕地生態(tài)系統(tǒng)服務結構方程模型，代入數據運算，得到路徑分析結果，如圖5所示。

圖5 外部驅動力與濕地生態(tài)系統(tǒng)服務結構方程模型路徑分析

Amos 輸出結果中，各個路徑的標準化路徑系數及其顯著性水平如表11所示。

表11 外部驅動力與濕地生態(tài)系統(tǒng)服務結構方程模型路徑 系數?

“人類活動干擾”→“供給與支持服務”的路徑系數的值是-0.726，P 值＜0.001，該路徑的顯著性水平非常高，表明人類活動干擾對濕地生態(tài)系統(tǒng)的供給與支持服務具有負向影響。

“人類活動干擾”→“調節(jié)服務”的路徑系數的值是-0.812，P 值＜0.001，路徑顯著性水平很高，表明人類活動干擾對濕地生態(tài)系統(tǒng)的供給與支持服務具有負向影響，即人類活動干擾程度越強，對濕地生態(tài)系調節(jié)服務的負向影響越大。

“人類活動干擾”→“文化服務”的路徑系數的值是-0.741，P 值＜0.001，該路徑的顯著性水平非常高，表明人類活動干擾對濕地生態(tài)系統(tǒng)的供給與支持服務具有負向影響，即人類活動干擾程度越強，對濕地生態(tài)系統(tǒng)文化服務的負向影響越大。

“人類活動干擾→供給與支持服務”“人類活動干擾→調節(jié)服務”“人類活動干擾→文化服務”的路徑系數分別是-0.726、-0.812、-0.741，各路徑系數的絕對值均大于0.5。所以外部驅動力對濕地生態(tài)系統(tǒng)服務具有負向的影響，人類活動干擾對供給與支持服務、調節(jié)服務和文化服務都有較高的影響程度。此外，對比表10和表11中各條路徑的標準化路徑系數大小可知，外部驅動力對濕地生態(tài)系統(tǒng)服務影響的標準化路徑系數均大于內部驅動力的標準化路徑系數，外部驅動力對濕地生態(tài)系統(tǒng)服務的影響程度應大于內部驅動力的影響程度。

使用Amos 繪制濕地生態(tài)系統(tǒng)服務與人類福祉結構方程模型，代入數據運算，得到路徑分析結果，如圖6所示。

圖6 濕地生態(tài)系統(tǒng)服務與人類福祉結構方程模型路徑分析

將 Amos 輸出結果中的各路徑系數值和顯著性水平進行整理，如表12所示。

“供給與支持服務”→“健康”的標準化路徑系數是0.587，0.001 ＜P ＜0.01，該路徑的顯著性水平較高，表明供給與支持服務可以正向影響人類的健康狀況。即供給與支持服務越完善，對人類健康狀況越有利。

“供給與支持服務”→“良好的社會關系”的路徑系數是0.251，P 值為0.135，遠大于0.05，路徑不符合顯著性水平要求，表明供給與支持服務對良好的社會關系沒有顯著的正向影響。

“調節(jié)服務”→“健康”的路徑系數是0.616，P 值＜0.001，該路徑的顯著性水平非常高，表明調節(jié)服務可以正向影響人類的健康狀況。即調節(jié)服務越完善，對人類的健康狀況越有利。

表12 濕地生態(tài)系統(tǒng)服務與影響因素結構方程模型路徑 分析結果?

“調節(jié)服務”→“良好的社會關系”的路徑系數是0.368，P 值為0.124，遠遠大于0.05，該路徑不符合顯著性水平要求，表明調節(jié)服務對人與濕地的良好社會關系沒有顯著的正向影響。

“文化服務”→“健康”的路徑系數是0.324，P 值為0.121，遠遠大于0.05，該路徑不滿足顯著性水平要求，表明文化服務對人類健康沒有顯著的正向影響。

“文化服務”→“良好的社會關系”的路徑系數是0.732，P 值＜0.001，該路徑的顯著性非常很高，表明文化服務可以正向影響人與濕地的關系。即濕地生態(tài)系統(tǒng)的文化服務越完善，越有利于改善人與濕地的關系。

由表12可知，“供給與支持服務→人類健康”“調節(jié)服務→人類健康”“文化服務→人與濕地關系”的路徑系數分別是0.587、0.616、0.732，它們的路徑系數均大于0.5，其余路徑則不顯著。由此可見，濕地生態(tài)系統(tǒng)服務對人類福祉具有正向影響，即濕地生態(tài)系統(tǒng)服務的改善能夠提高人類福祉。其中，供給與支持服務和調節(jié)服務能顯著地影響人類健康，文化服務則對人與濕地關系有較高程度的影響。

通過對京津冀地區(qū)居民調研數據的分析，構建了內部和外部驅動力與濕地生態(tài)系統(tǒng)服務結構方程模型、濕地生態(tài)系統(tǒng)服務與人類福祉結構方程模型，實證分析后得出以下結論：

第一，濕地健康對濕地生態(tài)系統(tǒng)服務具有正向的影響，且主要影響供給與支持服務和調節(jié)服務。濕地健康對供給與支持服務、調節(jié)服務的影響程度比較高，對濕地生態(tài)系統(tǒng)服務的影響程度則相對較弱。濕地結構對濕地生態(tài)系統(tǒng)服務具有正向的影響，主要影響供給與支持服務和文化服務，但影響程度相對較低。

第二，內部驅動力對濕地生態(tài)系統(tǒng)服務具有正向影響，且以濕地健康對生態(tài)系統(tǒng)服務的影響為主，濕地健康狀況則受濕地面積、水質狀況、植被覆蓋度以及生物多樣性這4 個方面的綜合影響。外部驅動力對濕地生態(tài)系統(tǒng)服務具有負向的影響，人類活動干擾對供給與支持服務、調節(jié)服務和文化服務都有較高的影響程度。

第三，濕地生態(tài)系統(tǒng)服務對人類福祉具有正向影響，即濕地生態(tài)系統(tǒng)服務的改善能夠提高人類福祉。其中，供給與支持服務和調節(jié)服務能顯著地影響人類健康，文化服務則對人與濕地關系有較高程度的影響。

（四）對策建議

基于濕地生態(tài)系統(tǒng)服務影響因素實證分析的結果和結論總結，為保護濕地資源，改善濕地生態(tài)系統(tǒng)服務，提高人類福祉，本研究提出如下對策建議：

第一，加強對濕地健康狀況的監(jiān)測，保護濕地生態(tài)系統(tǒng)健康。建立健全濕地資源健康狀況監(jiān)測體系，有利于掌握濕地生態(tài)系統(tǒng)的動態(tài)狀況，及時發(fā)現(xiàn)問題從而能夠針對性地制定科學合理的應對措施，以保護濕地生態(tài)系統(tǒng)健康。

第二，推廣農業(yè)生產新技術，保護濕地面積和水質狀況。針對農業(yè)擴大再生產引起的濕地面積減少、水資源過度利用以及水質污染等問題，推進農業(yè)可持續(xù)集約化經營，研發(fā)、推廣綠色環(huán)保的生產技術手段。

第三，控制對野生資源的過度捕撈，合理開發(fā)利用濕地資源針對人類對野生資源過度捕撈的行為，漁業(yè)和水產養(yǎng)殖等部門應當制定針對性的政策，減少對水生資源的過度捕撈，嚴格監(jiān)管海洋漁業(yè)的發(fā)展，特別要嚴格監(jiān)管海洋捕撈限額的執(zhí)行情況，最大化地降低水產養(yǎng)殖以及過度捕撈對環(huán)境造成的有害影響。

第四，控制人類不合理活動，加強經濟手段引導。加強對生態(tài)系統(tǒng)服務的價值評估，從經濟價值的角度引導人們合理利用濕地。通過對濕地生態(tài)系統(tǒng)服務價值的評估，量化人們從濕地生態(tài)系統(tǒng)服務中獲取的所有惠益，將有助于政府和公眾認識、評估濕地的變化可能會造成的經濟成本以及收益。

第五，開展?jié)竦鼗謴团c建設工程，推進京津冀地區(qū)區(qū)域協(xié)同治理。通過對濕地監(jiān)測、控制不合理的人類活動干擾可以起到保護濕地的作用，但是對濕地的保護只能維持當前的狀況，無法顯著改善濕地生態(tài)系統(tǒng)。因此，為進一步改善濕地狀況，有必要開展?jié)竦鼗謴团c建設工程。具體來說，濕地恢復與建設可以分為三個步驟。第一步是濕地的結構恢復，治理濕地生態(tài)環(huán)境面臨的水源枯竭、水體富營養(yǎng)化等問題。第二步是濕地的生物恢復，恢復濕地的植被覆蓋度、動物群落以及動植物的多樣性等。第三步是實現(xiàn)對濕地生態(tài)系統(tǒng)的結構和功能的恢復，使得生態(tài)系統(tǒng)能夠正常演化。