寧 靜, 石東偉, 周思宇, 夏子良

(東北農(nóng)業(yè)大學 公共管理與法學院, 哈爾濱 150030)

生態(tài)系統(tǒng)服務是人類社會生存可持續(xù)發(fā)展的環(huán)境基礎，人類能從自然生態(tài)系統(tǒng)中所獲取物質(zhì)和產(chǎn)品[1-2]。生態(tài)系統(tǒng)作為一個整體，其提供的生態(tài)系統(tǒng)服務具有多樣性和空間分布異質(zhì)性的特點[3]，隨著全球經(jīng)濟高速發(fā)展及人類對自然資源攫取的不斷增加，導致不同生態(tài)系統(tǒng)類型的生態(tài)系統(tǒng)服務在不同空間尺度上均有所下降，生態(tài)系統(tǒng)服務間的關系也變得更加動態(tài)多元，常見的則有互相助益的協(xié)同關系和互相制衡的權衡關系[4-6]。東北黑土區(qū)是世界僅存“三大黑土區(qū)”之一，黑土區(qū)土質(zhì)肥沃，產(chǎn)糧能力高，被譽為“耕地中的大熊貓”。多年來人們?yōu)樽非蟾蟮慕?jīng)濟利益，在黑土區(qū)進行了大規(guī)模開墾利用，導致黑土區(qū)生態(tài)環(huán)境問題頻發(fā)，其中水土流失問題最為嚴重，流失面積約占黑土區(qū)總面積的26.73%[7]，由此導致的生態(tài)環(huán)境變化也相應引起了生態(tài)系統(tǒng)服務及其權衡協(xié)同關系的變化，因此，在黑土區(qū)生態(tài)環(huán)境退化的背景下，對生態(tài)系統(tǒng)服務的時空格局特征及其權衡/協(xié)同關系的動態(tài)變化研究，能夠更好地把握黑土區(qū)生態(tài)環(huán)境的變化趨勢，為管理者制定黑土區(qū)保護政策提供新的研究視角及建議。

當前，生態(tài)系統(tǒng)服務的時空特征及權衡協(xié)同關系的研究已成為地理學科、生態(tài)學科及環(huán)境科學等的研究熱點，國內(nèi)外學者基于多種研究方法，在不同空間尺度上開展了生態(tài)系統(tǒng)服務的空間結(jié)構(gòu)、流動效應以及權衡協(xié)同關系的表現(xiàn)形式、驅(qū)動機制和尺度效應等方面的研究[8-9]，Howe等[10]運用系統(tǒng)制圖的方法在全球尺度上分析了2000—2013年大量關于生態(tài)系統(tǒng)服務的案例研究，發(fā)現(xiàn)權衡關系幾乎是協(xié)同關系效應的三倍；Karimi等[11]采用Spearman秩相關分析法分析了英國米爾頓凱恩斯、貝德福德和盧頓在內(nèi)的城市地區(qū)的6種不同生態(tài)系統(tǒng)服務的相關性，并通過主成分分析、K均值聚類分析多種生態(tài)系統(tǒng)服務的分布、空間權衡協(xié)同效應，發(fā)現(xiàn)碳儲量與其他5種生態(tài)系統(tǒng)服務均呈負相關；聶名萱等[12]基于多源數(shù)據(jù)，利用雙變量空間自相關方法識別了蘇錫常地區(qū)3種生態(tài)系統(tǒng)服務間的相關關系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，碳儲存與食物供給服務、維持生物多樣性服務表現(xiàn)為協(xié)同關系，而食物供給與維持生物多樣性表現(xiàn)為權衡關系。Feng等[13]引入貝葉斯信念網(wǎng)絡半定量模型，將潛在影響因素與生態(tài)系統(tǒng)服務供給聯(lián)系起來模擬生態(tài)過程，通過貝葉斯概率推理，識別了京津冀地區(qū)生態(tài)系統(tǒng)服務的關系，研究發(fā)現(xiàn)生境質(zhì)量、碳儲量和土壤保持服務存在權衡。陳心盟等[14]通過對青藏高原的研究，探究不同土地利用情景模擬下生態(tài)系統(tǒng)服務的時空差異。孟浩斌等[15]以三峽庫區(qū)為研究區(qū)，分別從全域和基于熱點區(qū)的綜合分區(qū)2種尺度上分析了生態(tài)系統(tǒng)服務的權衡協(xié)同關系，結(jié)果表明兩種尺度下生態(tài)系統(tǒng)服務的相關系數(shù)有明顯差異。東北黑土區(qū)是我國重要的生態(tài)功能區(qū)，其包含的產(chǎn)水量、土壤保持和碳固定是典型生態(tài)系統(tǒng)服務，研究其變化及3種服務的權衡協(xié)同關系對平衡經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境保護有重要意義。崔景軒等[16]研究了不同氣候條件下水源涵養(yǎng)量的空間分異特征，此外還發(fā)現(xiàn)土地利用方式的變化是影響水源涵養(yǎng)量的重要因素，總體表現(xiàn)為林地>農(nóng)田>草地>濕地；黑土區(qū)水土流失嚴重，而賓縣作為水土流失治理試點工程之一，研究其土壤保持量的時空分異差異及動態(tài)變化，有利于分析和評估黑土區(qū)的水土流失治理情況。碳固定在生態(tài)系統(tǒng)服務中起著重要的氣候調(diào)節(jié)作用，是衡量區(qū)域內(nèi)生態(tài)系統(tǒng)功能的重要指標，黃麟等[17]研究了東北地區(qū)陸地生態(tài)系統(tǒng)的碳固定服務時空變化，研究表明森林生態(tài)系統(tǒng)碳固定服務最強，與賓縣碳固定服務的研究結(jié)果基本一致，強化環(huán)境保育政策，將有利于碳固定服務的提升。

從以上研究可以發(fā)現(xiàn)，學者們對生態(tài)系統(tǒng)服務的研究在不同空間尺度上已取得很大進展，但仍處在一些不足。從研究方法上看，當前生態(tài)系統(tǒng)服務權衡協(xié)同關系主要有數(shù)學統(tǒng)計法、空間分析法、生態(tài)系統(tǒng)服務流動性分析法以及情景分析法等[18]，較少研究同時結(jié)合時間、空間角度比較分析權衡與協(xié)同的整體關系；從研究區(qū)域上看，多集中于流域、水源區(qū)及經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)，有關東北黑土區(qū)生態(tài)系統(tǒng)服務的研究則較為少見，此外由于生態(tài)系統(tǒng)服務具有時空動態(tài)性和尺度效應，同一空間尺度下可能存在多種生態(tài)系統(tǒng)服務[19]，因此需要開展省市—縣市—鄉(xiāng)鎮(zhèn)—柵格等多尺度空間尺度的多類型生態(tài)系統(tǒng)服務的權衡/協(xié)同關系研究?；诖?，文章選取位于典型黑土區(qū)東部邊緣賓縣為研究區(qū)，以1 km×1 km格網(wǎng)作為評價單元，綜合運用InVEST模型、CASA模型和RUSLE模型，定量測度2000—2020年生態(tài)系統(tǒng)產(chǎn)水量、碳固定和土壤保持服務的時空分布格局，并利用R和GeoDA軟件，借助Pearson相關分析法和雙變量局部空間自相關方法，從時空兩個角度探討生態(tài)系統(tǒng)服務間權衡關系變化特征，并比較其時空上權衡關系的差異，揭示其動態(tài)性和空間異質(zhì)性，以期為該縣區(qū)域發(fā)展和生態(tài)環(huán)境重點保護區(qū)的制定提供科學參考。

1 研究區(qū)概況及數(shù)據(jù)來源

1.1 研究區(qū)概況

賓縣位于黑龍江省南部，隸屬于哈爾濱市，地理位置位于126°55′—128°19′E，45°30′—46°01′N，地處張廣才嶺和松江平原交匯處，總面積約3 843.16 km2，共轄5鄉(xiāng)12鎮(zhèn)(圖1)。賓縣地勢東南高，西北低，平均海拔高度405 m；賓縣位于松花江南岸，境內(nèi)有8條主要河流，水文地質(zhì)條件復雜，多年平均地表徑流量為4.11億m3；氣候?qū)儆诤疁貛Т箨懶约撅L氣候，年均降水量為570 mm，春季干旱少雨，夏季潮濕多雨。賓縣位于典型黑土區(qū)東部邊緣，主要土壤類型為黃黑土和黑土，黑土主要分布于漫崗丘陵區(qū)，黑土土質(zhì)較為疏松，抗水蝕能力極弱[20]，主要土地利用類型為耕地和林地，耕地面積最大約1 673.81 km2，面積比例達43.5%，主要分布于中部丘陵區(qū)和北部平原區(qū)，該區(qū)域交通便利，是主要的農(nóng)業(yè)區(qū)。林地面積達32.1%，分布于東南部地勢較高，植被覆蓋度高，是賓縣的生態(tài)屏障。

圖1 研究區(qū)位置及高程

1.2 數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)主要包括：(1) 以地形數(shù)據(jù)、遙感數(shù)據(jù)、氣象數(shù)據(jù)、土壤數(shù)據(jù)在內(nèi)的自然環(huán)境數(shù)據(jù)；(2) 以獲取模型計算中相關參數(shù)設置的參考文獻數(shù)據(jù)，以上均經(jīng)投影重采樣為WGS_1 984_UTM_Zone_52 N，空間分辨率30 m的柵格數(shù)據(jù)(表1)。

表1 數(shù)據(jù)來源

2 研究方法

2.1 產(chǎn)水量服務

產(chǎn)水服務是表征區(qū)域內(nèi)水源供給及其保障的能力，選擇InVEST模型中Water yield模塊基于水量平衡原理，柵格單元產(chǎn)水量大小為其降水量與實際蒸散量的差值。計算公式為：

(1)

(2)

PETx=Kcx×ETOx

(3)

(4)

式中:Yx,AETx,Px,PETx分別為研究區(qū)內(nèi)每個單元柵格內(nèi)x的多年平均產(chǎn)水量(mm)、年均實際蒸散量(mm)、年均降水量(mm)和潛在蒸散量(mm);W為非物理參數(shù);Kcx為每柵格單元的植物的蒸散發(fā)系數(shù)；ETOx則為植物的參考蒸散量;式中AWCx是植被土壤中的有效含水量；Z為季節(jié)常數(shù)Zhang系數(shù),經(jīng)線性擬合得出Z的最優(yōu)值為4.12。

2.2 土壤保持服務

土壤保持服務表征綠色植被保護土壤及其肥力的能力，本文運用修正的通用土壤侵蝕模型(RUSLE)來估算賓縣的土壤保持量[21]，計算公式如下：

Ac=Ap-Ar=R×K×LS-R×K×LS×C×P

(5)

式中:Ac為年均土壤保持量〔t(/hm2·a)〕;是潛在侵蝕量Ap和實際侵蝕量Ar的差值,潛在土壤侵蝕量是指未采取任何水保工程措施條件下的土壤侵蝕量〔t(/hm2·a)〕,而實際土壤侵蝕量則指在基于范圍內(nèi)植被覆蓋以及利用水土保持措施下的土壤侵蝕量〔t(/hm2·a)〕。R為多年平均降雨侵蝕力因子,由Wischmeier經(jīng)驗公式求得;K為土壤可侵蝕量因子,采用EPIC模型計算;LS分別為坡長、坡度因子,采用Zhang的方法計算,無量綱;C為植被的覆蓋度與經(jīng)營管理因子,引用蔡崇法提出的的計算;P為水土保持管理因子。

2.3 碳固定服務

碳固定是指在植被生長過程中通過光合作用固定碳和釋放氧氣的過程[22]，本項目擬采用改進的CASA模型測算NPP，通過光合作用方程，NPP可轉(zhuǎn)換為碳存量。計算公式如下：

Mc=Nc×β×∑NPP

(6)

式中:Mc為植被固定大氣中CO2中碳的含量;Nc為CO2中C的含量,即27.27%;β=1.63,表示植被每生產(chǎn)1 kg有機物會固定1.63 kgCO2。

2.4 權衡與協(xié)同關系分析

為了深入地探討生態(tài)系統(tǒng)產(chǎn)水量、土壤保持和碳固定服務三者權衡協(xié)同關系的時空變化特征。時間動態(tài)變化上，可借助Pearson相關系數(shù)，定量表達連續(xù)變量間的線性相關程度[23]。相關系數(shù)>0，表明兩個變量間為同增同減的協(xié)同關系，反之為此消彼長的權衡關系?？臻g動態(tài)變化上，可借助雙變量局部空間自相關實現(xiàn)兩兩生態(tài)系統(tǒng)服務所呈現(xiàn)的權衡協(xié)同分布關系，雙變量LISA聚類圖中的不同集聚類型表示權衡區(qū)或協(xié)同區(qū)，具體表現(xiàn)為5類：高—高集聚協(xié)同區(qū)、低—低集聚協(xié)同區(qū)、高—低集聚權衡區(qū)、低—高集聚權衡區(qū)、以及不顯著區(qū)[24]。

3 結(jié)果與分析

3.1 產(chǎn)水量生態(tài)系統(tǒng)服務的時空格局變化

產(chǎn)水量的大小反映區(qū)域水源供給與保障的能力，產(chǎn)水量高說明土壤和土地覆被的水源涵養(yǎng)能力低，反之說明水源涵養(yǎng)能力高。

賓縣生態(tài)系統(tǒng)產(chǎn)水服務的時空分布情況如下(見圖2—3)，從時間特征來看，2000—2020年，賓縣產(chǎn)水量介于0～206.19(mm)，年平均產(chǎn)水量分別為76.03(mm)，111.42(mm)和118.93(mm)，20 a間，年平均產(chǎn)水量增加了42.90(mm)，2010年和2020年的蒸散量分別增加了8.5%和7.0%，年均降水量分別降低了25.84%和23.12%，降水量增幅更大，產(chǎn)水量增加，表明水源涵養(yǎng)能力增強；從空間特征來看，產(chǎn)水量整體上呈現(xiàn)為由中部高、四周低的分布格局，這主要是因為中部區(qū)域地勢相對平緩，主要土地利用類型為耕地，蒸散量較小，東南部多為低山林區(qū)，人類活動足跡較少，密林遍布，植被覆蓋高，氣溫較低，植被蒸散量大；而北部區(qū)域鄰近松花江，水草豐茂，土地用地類型多為水田，蒸散量也較大，因此產(chǎn)水量較低。從變化情況來看，2000—2020年賓縣生態(tài)系統(tǒng)服務產(chǎn)水量的變化值為-146.57～184.03(mm)，增加區(qū)域面積占全面的94.96%，集中分布在中部以東區(qū)域，減少區(qū)域多分布在賓縣西部和松花江沿岸區(qū)域。

圖2 2000-2020年賓縣(鄉(xiāng)鎮(zhèn))生態(tài)系統(tǒng)

圖3 2000-2020年賓縣生態(tài)系統(tǒng)產(chǎn)水服務時空分布及變化

3.2 土壤保持生態(tài)系統(tǒng)服務時空格局變化

土壤保持服務是水源涵養(yǎng)、保持土壤肥力和植被固著等服務功能的重要基礎，土壤保持量高，表明區(qū)域內(nèi)水土保持功能強[25]。賓縣生態(tài)系統(tǒng)土壤保持服務時空分布情況圖4—5，從時間特征來看，2000年、2010年、2020年賓縣年平均土壤保持量分別為22.64，12.45，23.49 t/hm2，多年平均土壤保持量為19.53 t/hm2，多年來，土壤保持量呈降低趨勢，總體來看，土壤保持量呈現(xiàn)為先減少后增加的趨勢。土壤保持量不僅受到降水量的影響，還與植被覆蓋度高低有關，2010年以來賓縣建設用地增加較多，植覆蓋度降低，導致土壤保持量下降。從空間特征來看，土壤保持量呈西南高、東北低的分布格局，高值區(qū)約占總面積的24%，主要分布在西南部區(qū)域，該區(qū)域地形復雜，土地利用類型以林地和草地為主，植被豐富，保水功能較強，能夠減少土壤侵蝕量。低值區(qū)主要分布東北部區(qū)域，該區(qū)域地勢較低，屬于低河漫灘區(qū)，用地類型多以旱地和水田為主，植被類型單一，攔截泥沙能力弱，因此土壤保持量較低。從變化情況來看，2000—2020年賓縣生態(tài)系統(tǒng)土壤保持量的大小在4 071.15～1 071.61 t/hm2范圍內(nèi)變化，減少區(qū)域為95.41%，表明全縣絕大部分區(qū)域土壤保持量均有所下降，增加區(qū)域主要分布在賓縣北部邊緣區(qū)域和賓縣西南部。

圖4 2000-2020年賓縣(鄉(xiāng)鎮(zhèn))生態(tài)系統(tǒng)土壤保持服務

3.3 碳固定生態(tài)系統(tǒng)服務時空格局變化

碳固定主要基于植被光合作用原理[26]，表明區(qū)域內(nèi)氣候調(diào)節(jié)變化能力的強弱，碳固定量值的高低，表示生態(tài)系統(tǒng)固碳作用對區(qū)域氣候的影響程度。賓縣生態(tài)系統(tǒng)碳固定服務時空分布情況圖6—7，從時間特征來看，2000—2020年賓縣年均碳固定量依次為271.64，208.81,339.47 t/hm2，多年平均值為273.31 t/hm2，年均碳固定量呈先降低后上升的趨勢，表明氣候調(diào)節(jié)能力從空間特征來看，碳固定呈東南高西北低的分布格局，空間異質(zhì)性顯著。2000年、2010年、2020年高值區(qū)面積占比分別為57.20%，57.07%和66.25%，分布于東南部林區(qū)，該區(qū)域地形復雜，林地密布，植被覆蓋度高，碳固定能力較高，低值區(qū)則分布于中部丘陵區(qū)和北部平原區(qū)，植被覆蓋度低，碳固定能力弱。從變化情況來看，2000—2020年賓縣生態(tài)系統(tǒng)碳固定量的變化值介于-307.66～468.65 t/hm2，增加區(qū)域(96.7%)遠大于減少區(qū)域(3.30%)，減少區(qū)域主要分布在研究區(qū)賓縣中部以北區(qū)域，呈現(xiàn)為由周圍向中間逐漸降低的空間分布格局。

圖5 2000-2020年賓縣生態(tài)系統(tǒng)土壤保持服務時空及分布

圖6 2000-2020年賓縣(鄉(xiāng)鎮(zhèn))生態(tài)系統(tǒng)碳固定

3.4 生態(tài)系統(tǒng)服務權衡與協(xié)同關系的時空特征分析

3.4.1 生態(tài)系統(tǒng)服務權衡與協(xié)同關系的時間變化 基于1 km柵格尺度，對生態(tài)系統(tǒng)服務進行分區(qū)統(tǒng)計，首先將產(chǎn)水量、土壤保持和碳固定3種生態(tài)系統(tǒng)服務數(shù)值進行標準化(Z-score)，其次通過R軟件，繪制散點圖矩陣，以此探究3種生態(tài)系統(tǒng)服務在時間上的相關特性[27]。

碳固定與產(chǎn)水量、土壤保持服務的相關系數(shù)均>0，呈現(xiàn)為正相關關系，碳固定與土壤保持服務的協(xié)同關系顯著，產(chǎn)水量與土壤保持服務相關性關系微弱，權衡協(xié)同關系不明顯。具體表現(xiàn)為：2000—2020年，產(chǎn)水量和碳固定服務在2000—2020年的相關系數(shù)由2000年(0.007)上升到2020年(0.31)，表明協(xié)同程度增強；產(chǎn)水量與土壤保持服務的相關關系微弱，相關系數(shù)由2000年的-0.014逐年增加到到0.058，說明相關關系由微權衡轉(zhuǎn)變?yōu)槲f(xié)同，兩者相關關系的轉(zhuǎn)變證實了生態(tài)系統(tǒng)服務權衡協(xié)同關系具有可逆性這一特性；2000年、2010年和2020年土壤保持與碳固定服務始終表現(xiàn)為顯著的協(xié)同關系，相關系數(shù)在0.4～0.5范圍上升，年際變化平穩(wěn)，協(xié)同程度穩(wěn)定增強。

3.4.2 生態(tài)系統(tǒng)服務權衡與協(xié)同關系的空間變化 借助GeoDA軟件，對賓縣生態(tài)系統(tǒng)產(chǎn)水量、土壤保持和碳固定服務進行雙變量空間自相關分析(圖8)，分析結(jié)果的顯著度均高于95%。在雙變量空間自相關分析中，高—高和低—低集聚均表示協(xié)同關系，而高—低和低—高集聚則表示為權衡關系[28]。

圖7 2000-2020年賓縣生態(tài)系統(tǒng)碳固定服務時空分布及變化

生態(tài)系統(tǒng)產(chǎn)水量、土壤保持和碳固定服務的權衡/協(xié)同關系具有時空異質(zhì)性，具體表現(xiàn)為：(1) 產(chǎn)水量與碳固定服務，2000年和2010年主要為高—低和低—高集聚的權衡類型(25.58%，21.54%)。2000年高—低集聚類型主要集中在研究區(qū)中部，低—高集聚類型集中在東南部；2010年高—低集聚類型大幅減少，東南部低—高集聚類型增加；2020年產(chǎn)水量與碳固定服務間的關系類型轉(zhuǎn)變?yōu)橐愿摺吆偷汀图蹫橹鞯膮f(xié)同類型(18.96%)，協(xié)同關系主要分布于研究區(qū)北部松花江鄰岸和東南部低山林區(qū)；2000—2020年高—低和低—高集聚單元由1 032個不斷減少至529個，表明權衡區(qū)域不斷縮減，變化類型主要為低—高集聚轉(zhuǎn)變?yōu)楦摺呒?，變化區(qū)域則集中在賓縣東南部。(2) 產(chǎn)水量和土壤保持服務，2000—2020年均是以高—低和低—高集聚為主的權衡類型(18.84%，18.82%，17.67%)，空間集聚分布穩(wěn)定，低—高集聚權衡關系多處于研究區(qū)西南部林區(qū)，而高—低集聚權衡關系則散亂分布在在研究區(qū)中部以北區(qū)域；(3) 碳固定與土壤保持服務，2000—2020年均主要表現(xiàn)為協(xié)同關系(24.12%，24.47%，24.96%)，低—低集聚柵格單元占協(xié)同關系的59.78%，表明協(xié)同關系在空間上以低—低集聚為主導，低—地集聚區(qū)多集中于研究區(qū)北部區(qū)域，高高集聚則分布于西南部低山丘陵區(qū)。

圖8 2000-2020年賓縣生態(tài)系統(tǒng)服務權衡與協(xié)同關系的空間分布

3.4.3 生態(tài)系統(tǒng)服務權衡與協(xié)同關系的時空比較 通過對比生態(tài)系統(tǒng)服務間權衡與協(xié)同關系的時間變化和空間變化(表2)可知，賓縣3種生態(tài)系統(tǒng)服務的權衡/協(xié)同關系是：土壤保持和碳固定服務在時空上均呈顯著的協(xié)同關系；產(chǎn)水量與土壤保持服務在時空上相關性均表現(xiàn)微弱。時間上，由負相關轉(zhuǎn)變?yōu)檎嚓P，空間上亦由微弱的權衡關系轉(zhuǎn)變?yōu)槲⑷醯膮f(xié)同關系，權衡/協(xié)同關系不明顯；產(chǎn)水量與碳固定服務的相關關系在時空上表現(xiàn)不一致，時間上表現(xiàn)為不斷加強的協(xié)同作用，而空間上由弱權衡轉(zhuǎn)變?yōu)轱@著的協(xié)同關系。

表2 賓縣生態(tài)系統(tǒng)服務局部自相關Moran′s I

4 討 論

土地利用方式的轉(zhuǎn)變與生態(tài)系統(tǒng)服務的權衡協(xié)同關系密切。2000—2020年，賓縣生態(tài)系統(tǒng)結(jié)構(gòu)未發(fā)生顯著變化(表3)，與2000年相比，2020年研究區(qū)耕地面積減少了2.78%，林地面積增加了1.53%，草地面積基本不變，未利用地面積減少了3.24%，水域面積增加了66.34%，建設用地面積增加了51.22%。主要原因是90年代末以來，開始實施退耕還林還草政策，以及城鎮(zhèn)化建設的推進等，致使林地面積穩(wěn)定增加，建設用地大面積擴張，生態(tài)系統(tǒng)結(jié)構(gòu)的改變在很大程度上能夠?qū)е律鷳B(tài)系統(tǒng)服務產(chǎn)生相應的變化[29]。因此，為保證生態(tài)系統(tǒng)服務和土地資源的可持續(xù)利用，建議從嚴控制建設占用耕地，保證黑土區(qū)優(yōu)質(zhì)耕地不被占用，禁止無節(jié)制的土地復墾，避免水土流失進一步加強；合理規(guī)劃土地資源，盤活未利用地，選取合適的區(qū)域進行改造利用；設立生態(tài)系統(tǒng)服務高值區(qū)為生態(tài)保護區(qū)，以此增強該區(qū)域的生態(tài)功能。

表3 2000-2020年賓縣土地利用/覆被類型 km2

充分了解黑土區(qū)生態(tài)系統(tǒng)服務的時空分異和權衡協(xié)同關系變化，是協(xié)調(diào)生態(tài)系統(tǒng)管理的多元目標，是制定生態(tài)系統(tǒng)管理政策的重要前提。該研究在1 km格網(wǎng)尺度上，對賓縣產(chǎn)水量，土壤保持和碳固定服務進行定量測算及權衡關系分析，發(fā)現(xiàn)賓縣生態(tài)系統(tǒng)服務的分布特征與該縣由東南山地至北部丘陵到平原逐漸向松花江傾斜的地形地貌有關，南部山地丘陵地區(qū)土壤保持和碳固定服務能力均高于平原地區(qū)，產(chǎn)水服務能力低于平原地區(qū)；此外其權衡協(xié)同關系的空間分布特征也存在明顯差異，這一結(jié)論與他人研究結(jié)論基本一致，其中祁寧等[30]在劃分東北地區(qū)生態(tài)功能區(qū)的研究中發(fā)現(xiàn)，東北部森林生態(tài)平衡區(qū)主要分布在黑龍江東部，以及大興安嶺和小興安嶺山脈，該區(qū)域水源涵養(yǎng)、土壤保持和固碳功能相互平衡，呈現(xiàn)為顯著的正相關關系，但也與其他研究成果存在差異，如戴路煒等[31]在北方農(nóng)牧交錯帶發(fā)現(xiàn)權衡關系主要存在于產(chǎn)水量與土壤保持、產(chǎn)水量與碳固持當中；林世偉[32]在“三江并流區(qū)”生態(tài)系統(tǒng)服務的空間權衡關系研究中表明土壤保持和碳儲量幾乎不存在相關性，其原因是生態(tài)系統(tǒng)服務及其權衡協(xié)同關系具有動態(tài)性和空間異質(zhì)性，生態(tài)系統(tǒng)服務及其權衡協(xié)同關系隨著不同時空尺度下的社會自然條件變化而變化。本文采用廣泛利用的相關分析法，用以分析時間尺度上生態(tài)系統(tǒng)服務權衡關系變化，采用雙變量局部空間自相關分析空間尺度上生態(tài)系統(tǒng)服務的集聚分散情況，未能解釋其內(nèi)部生態(tài)系統(tǒng)服務的相互作用機制，此外僅選取產(chǎn)水量、土壤保持和碳固定3種生態(tài)系統(tǒng)服務，忽略了其他生態(tài)系統(tǒng)服務的研究價值，因此，未來應從覆蓋多種生態(tài)系統(tǒng)服務類型、構(gòu)建柵格—鄉(xiāng)鎮(zhèn)—縣域多級評價單元，尋求更為科學的方法研究生態(tài)系統(tǒng)服務的內(nèi)部機制變化等方面進行更深入的研究。

5 結(jié) 論

(1) 2000—2020年，時間上，賓縣產(chǎn)水量呈上升趨勢，碳固定和土壤保持表現(xiàn)為先減少后增加的波動變化趨勢?？臻g上，賓縣產(chǎn)水量呈中部高、四周低的分布格局，碳固定表現(xiàn)為由東南向西北遞減的趨勢，土壤保持則呈西南部高東北部低的態(tài)勢。

(2) 2000—2020年，相關分析表明，協(xié)同關系是賓縣產(chǎn)水量、土壤保持和碳固定3種生態(tài)系統(tǒng)服務間的主導關系，其中產(chǎn)水量與碳固定服務的協(xié)同關系穩(wěn)步增強，產(chǎn)水量與土壤保持服務，由微弱的權衡關系轉(zhuǎn)變?yōu)閰f(xié)同關系，碳固定與土壤保持服務正相關性顯著，協(xié)同程度最高；空間分析表明，生態(tài)系統(tǒng)服務權衡協(xié)同關系的空間分布異質(zhì)性顯著。產(chǎn)水量與碳固定服務間由以低—高集聚為主的權衡關系轉(zhuǎn)變?yōu)橐愿摺呒蹫橹鞯膮f(xié)同關系，變化區(qū)域集中于東南部；產(chǎn)水量與土壤保持服務均是呈以低—高和高—低集聚為主的權衡類型；碳固定與土壤保持服務的協(xié)同關系穩(wěn)定，以低—低和高—高集聚為主導。

(3) 2000—2020年，產(chǎn)水量與土壤保持、產(chǎn)水量與碳固定服務的Moran′sI指數(shù)值和相關系數(shù)值在時空上存在一定差異，而碳固定與土壤保持服務在時空上基本一致，均表現(xiàn)為顯著的協(xié)同關系。