國(guó)家公園體制試點(diǎn)區(qū)景觀格局特征演變與驅(qū)動(dòng)機(jī)制?

王 鵬 黃晗雯 周 雪 陳樹新 徐珊珊 李 樂(lè)

1 中國(guó)林業(yè)科學(xué)研究院林業(yè)科技信息研究所 北京 100091

2 國(guó)家林業(yè)和草原局林草調(diào)查規(guī)劃院 北京 100714

3 青島大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 青島 266071

4 中國(guó)林業(yè)科學(xué)研究院資源信息研究所 北京 100091

5 中國(guó)林業(yè)科學(xué)研究院熱帶林業(yè)研究所 廣州 510520

國(guó)家公園作為保護(hù)范圍大、 生態(tài)過(guò)程完整的自然保護(hù)地類型, 是建設(shè)人與自然和諧共生現(xiàn)代化的關(guān)鍵舉措。 從2013 年我國(guó)初次提出創(chuàng)建國(guó)家公園體制, 到2021 年正式設(shè)立首批5 個(gè)國(guó)家公園, 再到2022 年?國(guó)家公園空間布局方案? 提出建設(shè)世界最大國(guó)家公園體系, 國(guó)家公園經(jīng)過(guò)10年發(fā)展建設(shè), 已成為我國(guó)生態(tài)文明體制改革的重大制度創(chuàng)新。 然而, 人多地少的基本國(guó)情以及經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展的社會(huì)進(jìn)程決定了我國(guó)國(guó)家公園在空間布局、 資源保護(hù)利用等方面面臨著復(fù)雜且特殊的現(xiàn)實(shí)問(wèn)題。 厘清國(guó)家公園景觀格局演變的驅(qū)動(dòng)因素, 闡明自然與社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素對(duì)國(guó)家公園景觀格局演變的影響, 揭示二者之間的深層機(jī)制, 正是集保護(hù)地類型多樣、 空間布局不盡合理、 自然資源資產(chǎn)本底不清于一體的國(guó)家公園體制建設(shè)急需解決的重要科學(xué)問(wèn)題[1－2]。

已有關(guān)于國(guó)家公園景觀格局的研究主要集中在景觀格局變化測(cè)度、 定性與半定量驅(qū)動(dòng)因素探討等方面[3－6]。 Vorovencii[7]采用12 個(gè)景觀指數(shù)量化了皮亞特拉?克雷烏盧伊國(guó)家公園和布吉吉自然公園的土地覆蓋與景觀格局變化, 指出破碎化不僅是森林砍伐和非法采伐等人為活動(dòng)的結(jié)果,也是自然因素驅(qū)動(dòng)的結(jié)果。 于航等[8]利用GIS 和Fragstats4 軟件的空間分析技術(shù), 刻畫了2000—2018 年祁連山國(guó)家公園體制試點(diǎn)區(qū)景觀格局特征, 并以此為基礎(chǔ)評(píng)價(jià)了國(guó)家公園景觀生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)。也有學(xué)者從不同功能分區(qū)與自然資源要素等角度,對(duì)國(guó)家公園景觀格局特征進(jìn)行研究, 并據(jù)此構(gòu)建國(guó)家公園山水林田湖草空間信息格局圖譜, 評(píng)價(jià)國(guó)家公園生態(tài)系統(tǒng)完整性[9－11]。 整體來(lái)看, 由于中國(guó)國(guó)家公園建設(shè)起步晚, 目前針對(duì)國(guó)家公園景觀格局演變驅(qū)動(dòng)因素及其機(jī)制的研究還較少, 并受數(shù)據(jù)限制, 研究方法多以定性或半定量為主,部分研究雖然采用線性回歸模型, 但這類研究不適用于樣本數(shù)據(jù)較少的年度節(jié)點(diǎn)統(tǒng)計(jì)。 此外, 經(jīng)濟(jì)社會(huì)、 人口與政策等多個(gè)自變量之間的多重共線性特征也在一定程度上影響了研究結(jié)果的準(zhǔn)確性[12]。

因此, 本研究選取首批國(guó)家公園體制試點(diǎn)之一的錢江源國(guó)家公園體制試點(diǎn)區(qū)為例, 分析1990—2018 年景觀格局演變特征, 并從自然與社會(huì)經(jīng)濟(jì)兩方面構(gòu)建驅(qū)動(dòng)因子指標(biāo)體系, 采用偏最小二乘回歸模型(Partial Least Squares Regression,PLSR), 研究國(guó)家公園體制試點(diǎn)區(qū)近30 年景觀格局演變的驅(qū)動(dòng)機(jī)制, 以期為體制改革試點(diǎn)完成后國(guó)家公園的規(guī)劃建設(shè)、 政策制定、 保護(hù)利用提供決策參考和科學(xué)依據(jù)。

1 研究區(qū)概況

錢江源國(guó)家公園體制試點(diǎn)區(qū)(簡(jiǎn)稱“試點(diǎn)區(qū)” ) 位于浙江省西部, 地處浙江省、 江西省和安徽省三省交界處, 是國(guó)家發(fā)展改革委于2015 年正式批復(fù)的首批10 個(gè)國(guó)家公園體制試點(diǎn)區(qū)之一,面積約252 km2, 是實(shí)現(xiàn)中東部地區(qū)生態(tài)環(huán)境質(zhì)量根本好轉(zhuǎn)的重要連接性節(jié)點(diǎn)區(qū)域。 試點(diǎn)區(qū)是由古田山國(guó)家級(jí)自然保護(hù)區(qū)、 錢江源國(guó)家級(jí)森林公園、錢江源省級(jí)風(fēng)景名勝區(qū)3 處自然保護(hù)地整合而成,共包括核心保護(hù)區(qū)與一般控制區(qū)2 個(gè)管控分區(qū),以及核心保護(hù)區(qū)、 生態(tài)保育區(qū)、 游憩展示區(qū)、 傳統(tǒng)利用區(qū)4 個(gè)功能分區(qū)。 試點(diǎn)區(qū)土地資源權(quán)屬?gòu)?fù)雜, 國(guó)有土地48.64 km2, 主要包括開化林場(chǎng)齊溪分場(chǎng)、 蘇莊分場(chǎng)和古田山國(guó)家級(jí)自然保護(hù)區(qū), 占試點(diǎn)區(qū)面積的19.30%； 集體土地203.52 km2, 占試點(diǎn)區(qū)總面積80.70%。 試點(diǎn)區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相對(duì)單一, 居民經(jīng)濟(jì)收入主要來(lái)自農(nóng)林產(chǎn)業(yè)和外出打工,涉及蘇莊、 長(zhǎng)虹、 何田與齊溪4 個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)、 19 個(gè)行政村, 人口共計(jì)9 744 人。

2 研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

1) 遙感影像數(shù)據(jù): 選定1990、 2000、 2010、2015 和2018 年作為監(jiān)測(cè)時(shí)間點(diǎn), 1990—2018 年土地利用分類數(shù)據(jù)主要基于Landsat-8 30 m 分辨率遙感影像數(shù)據(jù)。 2) 氣象數(shù)據(jù)來(lái)自開化縣國(guó)家一般氣象站1990—2018 年氣象數(shù)據(jù)。 3) 統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)來(lái)自1990—2019 年開化縣統(tǒng)計(jì)年鑒。

2.2 景觀格局指數(shù)選取

按照能夠表征區(qū)域特征且景觀指數(shù)之間冗余度低的準(zhǔn)則, 選取斑塊數(shù)量(NP)、 最大斑塊面積(LPI)、 平均斑塊面積 (MPS)、 邊緣密度(ED)、 蔓延度指數(shù)(CONTAG)、 散布與并列指數(shù)(IJI) 共計(jì)6 個(gè)指數(shù)進(jìn)行景觀格局演變分析(表1), 分析軟件為Fragstats 4.0。

表1 景觀格局指數(shù)及其生態(tài)學(xué)意義

2.3 偏最小二乘回歸模型

鑒于本研究是分析28 年間試點(diǎn)區(qū)5 個(gè)時(shí)間節(jié)點(diǎn)的景觀格局演變驅(qū)動(dòng)機(jī)制, 驅(qū)動(dòng)因子的數(shù)據(jù)量也對(duì)應(yīng)5 個(gè)時(shí)間節(jié)點(diǎn), 其數(shù)據(jù)容量不適用傳統(tǒng)線性回歸, 因此選用PLSR 從自然和社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素方面進(jìn)行研究。 PLSR 相比傳統(tǒng)簡(jiǎn)單回歸分析, 能通過(guò)信息重組在成分提取時(shí)考慮自變量與因變量間的線性關(guān)系, 而非簡(jiǎn)單的變量剔除處理, 在保證模型穩(wěn)定性的前提下消除變量的多重共線性問(wèn)題, 分析軟件為SIMCA－P 軟件[12－15]。 回歸的合理性是檢驗(yàn)試點(diǎn)區(qū)景觀格局演變驅(qū)動(dòng)機(jī)制精度的重要因素, 通過(guò)SIMCA－P 軟件中的PRESS 變量進(jìn)行擬合效果檢驗(yàn), 當(dāng)其交叉有效性值大于0.097 時(shí), 代表PLSR 穩(wěn)健性符合要求, 主成分提取合理。 回歸模型的預(yù)測(cè)或數(shù)據(jù)回歸解釋能力被定義為R2Y (Goodness of Fit), 當(dāng)R2Y 大于0.50時(shí), 表明模型有較好的預(yù)測(cè)能力； 當(dāng)交叉有效性(Q2) 大于0.097 時(shí), 表明模型有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。自變量對(duì)因變量的解釋程度可以用變量投影重要性VIP (Variable Impprtance of Projection) 值來(lái)反映。 VIP>1 的變量具有較為顯著的解釋能力,VIP 值在0.5~1 表示自變量對(duì)因變量比較重要,VIP<0.5 代表自變量對(duì)因變量不重要[12,16]。

2.4 驅(qū)動(dòng)因子選取

將景觀格局演變的影響因子分為自然因素和社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素兩大類。 氣溫、 降水、 濕度、日照等自然條件對(duì)景觀格局變化起到一定影響,且突出表現(xiàn)在大尺度空間上和較長(zhǎng)的時(shí)間范圍上。 而在城市化進(jìn)程中政府通常通過(guò)改變用地屬性獲取社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展, 因此區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展、社會(huì)變革等都會(huì)在較短時(shí)間內(nèi)和相對(duì)較小的尺度上引起景觀格局變化。 在綜合考慮各大類因子的基礎(chǔ)上, 兼顧數(shù)據(jù)的可獲取性和可定量化,本研究一級(jí)指標(biāo)由自然因素和社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素組成, 社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素涉及4 項(xiàng)二級(jí)指標(biāo)、 18 項(xiàng)三級(jí)指標(biāo)(表2)。

表2 試點(diǎn)區(qū)景觀格局演變的驅(qū)動(dòng)因子

3 結(jié)果與分析

3.1 試點(diǎn)區(qū)景觀尺度格局特征

由表3 可知, 試點(diǎn)區(qū)斑塊數(shù)量(NP) 呈現(xiàn)出一定增長(zhǎng)趨勢(shì), 表明各類型景觀空間的斑塊總數(shù)不斷增多, 破碎度越來(lái)越高。 最大斑塊面積(LPI)在1990 年最小(76.202 2%), 2000—2018 年呈相對(duì)穩(wěn)定的趨勢(shì), 表明自2000 年開始景觀整體受人為干擾影響較小。 試點(diǎn)區(qū)邊緣密度(ED) 最高值出現(xiàn)在1990 年(22.408 4 m?hm－2), 這一時(shí)期斑塊的邊界效應(yīng)最為明顯, 體現(xiàn)了斑塊類型的優(yōu)勢(shì)度。 試點(diǎn)區(qū)平均斑塊面積(MPS) 呈現(xiàn)波動(dòng)式變化趨勢(shì), 在1990 年與2010 年分別出現(xiàn)較大值, 為107.440 4 hm2和101.283 6 hm2, 表明該時(shí)期景觀異質(zhì)性較弱。 試點(diǎn)區(qū)蔓延度指數(shù)(CONTAG) 最高值出現(xiàn)在2010 年, 隨后保持相對(duì)穩(wěn)定, 說(shuō)明在這一時(shí)期景觀中的某種優(yōu)勢(shì)斑塊類型形成了良好的連接性。 試點(diǎn)區(qū)散布與并列指數(shù)(IJI) 在2015—2018年相對(duì)較高(59.184 3%), 表明各斑塊間比鄰的邊長(zhǎng)逐漸呈現(xiàn)均等趨勢(shì)。

表3 景觀尺度格局指數(shù)

對(duì)1 km×1 km 單元上的景觀格局進(jìn)行計(jì)算可知, 1990—2018 年, 各類景觀格局指數(shù)空間變化較為均勻； 變化量整體較大, 并隨著時(shí)間推進(jìn)呈現(xiàn)越來(lái)越小的趨勢(shì)(圖1)。 1) NP 在2000—2010年變化空間分布與2010—2015 年類似, 主要集中在長(zhǎng)虹片區(qū)與何田片區(qū)； 2015—2018 年除了何田片區(qū)少數(shù)村變化較小外, 其他區(qū)域變化趨勢(shì)相同。2) LPI 在2000—2010 年變化較多的區(qū)域集中在何田片區(qū)、 長(zhǎng)虹片區(qū)以及蘇莊片區(qū)北部, 這些區(qū)域多以生態(tài)保育功能為主, 說(shuō)明通過(guò)生態(tài)保護(hù),上述區(qū)域景觀優(yōu)勢(shì)度得到小范圍增加[17]； 2010—2015 年, 除了長(zhǎng)虹片區(qū)以及何田片區(qū)出現(xiàn)較小增長(zhǎng)外, 其他區(qū)域LPI 變化不明顯； 2015—2018 年,試點(diǎn)區(qū)LPI 變化較為明顯, 且主要集中在東南側(cè),這與試點(diǎn)區(qū)地理區(qū)位有關(guān), 試點(diǎn)區(qū)西部是白際山脈, 早些年造林綠化工程顯著, 已無(wú)荒山荒地,而試點(diǎn)區(qū)東部以傳統(tǒng)利用區(qū)、 生態(tài)保護(hù)區(qū)為主,隨著錢江源體制試點(diǎn)建設(shè)推進(jìn), 試點(diǎn)區(qū)景觀優(yōu)勢(shì)度在三年內(nèi)發(fā)生了明顯變化[18－19]。 3) ED 在2010—2015 年試點(diǎn)區(qū)邊界密度變化整體偏小, 主要增長(zhǎng)區(qū)域集中在長(zhǎng)虹片區(qū)； 在2015—2018 年變化量增長(zhǎng)空間差異不明顯。 4) MPS 在2000—2010 年變化量較大的區(qū)域主要集中在何田片區(qū)、長(zhǎng)虹片區(qū)與蘇莊片區(qū)的古田村, 具有中部變化較大、 兩邊較小的空間特征, 這主要與土地利用有關(guān)[20]。 5) CONTAG 在2010—2015 年變化最小,2015—2018 年相比其他指數(shù)出現(xiàn)較大變化。 6)IJI 在2000—2015 年變化量空間差異主要分布在長(zhǎng)虹片區(qū)與何田片區(qū), 2015—2018 年變化量空間差異不明顯, 具有零星分布特點(diǎn)。

圖1 1990—2018 年試點(diǎn)區(qū)景觀格局的空間變化

3.2 自然因素對(duì)試點(diǎn)區(qū)景觀格局演變的影響

由表4 可知, 自然因素對(duì)試點(diǎn)區(qū)景觀指數(shù)LPI、 ED、 IJI 的R2Y 均大于50%, Q2均大于0.097, 表明模型具有較好的穩(wěn)健性與預(yù)測(cè)能力。由于模型的終止規(guī)則為Q2大于0.097, 因此IJI 只保留了第1 主成分[16]。

表4 1990―2018 年試點(diǎn)區(qū)景觀格局指數(shù)與自然因素的偏最小二乘回歸

從1990—2018 年, 平均氣溫對(duì)LPI、 ED、 IJI具有顯著作用(VIP>1), 其中對(duì)IJI 驅(qū)動(dòng)力最大。年降水量對(duì)NP、 LPI、 ED、 MPS、 CONTAG 具有顯著作用(VIP>1), 其中對(duì)ED 驅(qū)動(dòng)力最大。 相對(duì)濕度對(duì)NP 與MPS 具有顯著作用, 二者驅(qū)動(dòng)作用相似。 日照時(shí)數(shù)對(duì)LPI、 CONTAG、 IJI 具有顯著作用(VIP>1), 其中對(duì)CONTAG 驅(qū)動(dòng)力最強(qiáng)。綜合來(lái)看, 年降水量對(duì)景觀格局演變的驅(qū)動(dòng)力最強(qiáng), 相對(duì)濕度驅(qū)動(dòng)最小。

3.3 社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素對(duì)試點(diǎn)區(qū)景觀格局演變的影響

由表5 可知, 1990—2018 年, 試點(diǎn)區(qū)景觀指數(shù)NP、 LPI、 ED、 MPS、 CONTAG、 IJI 的R2Y 均大于0.50, Q2均大于0.097, 表明模型具有較好的穩(wěn)健性與預(yù)測(cè)能力。 由于模型的終止規(guī)則為Q2大于0.097, 因此, 除CONTAG 外, 其他景觀指數(shù)只保留了第1 主成分[16]。

表5 1990—2018 年試點(diǎn)區(qū)景觀格局指數(shù)與社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素的偏最小二乘回歸

經(jīng)濟(jì)因素(XS－1 至XS－9) 對(duì)ED、 LPI 等景觀格局指數(shù)具有較強(qiáng)的驅(qū)動(dòng)作用, 對(duì)NP 與MPS也有一定驅(qū)動(dòng)作用。 財(cái)政支出對(duì)上述景觀格局指數(shù)均沒有驅(qū)動(dòng)作用。 生產(chǎn)因素(XS－10、 XS－11)各個(gè)因子對(duì)NP、 LPI、 ED、 MPS 景觀指數(shù)均具有重要驅(qū)動(dòng)作用, 其中茶葉產(chǎn)量對(duì)景觀指數(shù)CONTAG、 IJI 具有較高的驅(qū)動(dòng)作用, 說(shuō)明茶葉產(chǎn)量對(duì)景觀斑塊連接度、 破碎化以及斑塊間分布與并列程度變化具有重要影響[21]。 人口因素(XS－12 至XS－14) 對(duì)試點(diǎn)區(qū)景觀格局指數(shù)變化影響整體較小, 總?cè)丝跀?shù)量變化驅(qū)動(dòng)著NP、 LPI、 ED、MPS 變化。 其中城鎮(zhèn)人口對(duì)所有景觀格局指數(shù)均沒有明顯驅(qū)動(dòng)。 消費(fèi)能力因素(XS－15 至XS－18) 對(duì)景觀格局指數(shù)的驅(qū)動(dòng)主要集中于農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)與農(nóng)民人均住房面積這兩個(gè)指標(biāo), 其中農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)對(duì)上述景觀格局指數(shù)均有重要驅(qū)動(dòng)作用(VIP 全部大于1), 說(shuō)明農(nóng)民生活水平高低關(guān)系著試點(diǎn)區(qū)景觀結(jié)構(gòu)與生態(tài)過(guò)程變化[22]。 綜合來(lái)看, 茶葉產(chǎn)量、 農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)對(duì)景觀格局演變驅(qū)動(dòng)力最強(qiáng)。

4 討論

4.1 景觀格局變化與區(qū)域生態(tài)保護(hù)水平或人為干擾程度相關(guān)

錢江源國(guó)家公園森林覆蓋率達(dá)89%, 以闊葉林為主[23], 在1990—2018 年, 斑塊數(shù)量、 最大斑塊面積、 蔓延度指數(shù)、 散布與并列指數(shù)整體呈現(xiàn)增加趨勢(shì), 邊界密度、 平均斑塊面積呈現(xiàn)減少趨勢(shì), 說(shuō)明研究區(qū)破碎化程度增加、 景觀優(yōu)勢(shì)度出現(xiàn)下降。 例如, 利用斑塊數(shù)量表征試點(diǎn)區(qū)景觀格局的破碎程度發(fā)現(xiàn)[24－25], 指數(shù)值從234 個(gè)增加到257 個(gè), 中部和北部地區(qū)變化較明顯, 說(shuō)明中部地區(qū)破碎化程度較高、 北部其次, 而南部區(qū)域因?yàn)槭枪盘锷絿?guó)家級(jí)自然保護(hù)區(qū), 其破碎化程度整體較低。 再如, 使用邊界密度表征試點(diǎn)區(qū)景觀格局邊緣效應(yīng)[24－25], 指數(shù)值從22.408 4 m?hm－2減少至20.637 5 m?hm－2, 邊緣密度大的景觀主要分布在中部地區(qū), 說(shuō)明試點(diǎn)區(qū)中部地區(qū)最為復(fù)雜、 不規(guī)則。 因此, 試點(diǎn)區(qū)中部作為傳統(tǒng)利用功能區(qū)與游憩展示區(qū)的所在地, 是后期景觀規(guī)劃與管理重點(diǎn)區(qū)域。 余建平等[26]對(duì)研究區(qū)不同功能區(qū)景觀格局進(jìn)行對(duì)比分析的結(jié)果與本文相似, 即游憩展示區(qū)與傳統(tǒng)利用區(qū)的破碎化程度高于核心保護(hù)區(qū)和生態(tài)保育區(qū), 說(shuō)明景觀格局演變趨勢(shì)與區(qū)域保護(hù)水平和人為干擾程度密切相關(guān)。 實(shí)地調(diào)研也發(fā)現(xiàn), 該區(qū)域建筑景觀與森林等自然景觀搭配不合理, 試點(diǎn)區(qū)主要的特許經(jīng)營(yíng)項(xiàng)目, 尤其農(nóng)家樂(lè)等旅游項(xiàng)目主要分布在該區(qū)域, 新建建筑帶有明顯的歐式特征, 在傳統(tǒng)山水格局中顯得格格不入, 現(xiàn)代設(shè)計(jì)風(fēng)格過(guò)于突出, 缺少地域特色。 此外, 農(nóng)家樂(lè)等項(xiàng)目建設(shè)缺乏統(tǒng)一規(guī)劃, 建筑景觀與森林景觀沒有形成很好的融合。

4.2 景觀格局變化受到自然和社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素的綜合驅(qū)動(dòng)

景觀格局變化是一個(gè)長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)的復(fù)雜過(guò)程,是自然因素與社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素綜合作用的結(jié)果。 在沒有發(fā)生重大自然災(zāi)害等特殊情況下, 試點(diǎn)區(qū)社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素相比自然因素會(huì)呈現(xiàn)更強(qiáng)的動(dòng)態(tài)性。自然因素作為穩(wěn)定景觀格局結(jié)構(gòu)的關(guān)鍵因素, 在較長(zhǎng)時(shí)間內(nèi)影響著區(qū)域格局變化, 而社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素則更多是在較短時(shí)間內(nèi)驅(qū)動(dòng)著景觀格局演變[27]。 本研究表明, 茶葉產(chǎn)量、 農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)對(duì)研究區(qū)景觀格局演變表現(xiàn)出較強(qiáng)的驅(qū)動(dòng)力。曹嘉鑠等[28]對(duì)神農(nóng)架的研究也表明, 社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素是導(dǎo)致區(qū)域景觀格局變化的主導(dǎo)因素。 張曉宇等[29]認(rèn)為土地利用狀況等因素在破碎化變化中起著重要作用, 這與本文研究結(jié)果相似。 本研究發(fā)現(xiàn), 茶葉產(chǎn)量驅(qū)動(dòng)力很強(qiáng), 研究區(qū)茶葉產(chǎn)量從1990 年3 297 t 減少至2018 年2 128 t, 而茶葉產(chǎn)量與茶園用地變化有著密切聯(lián)系。 汪家軍等[30]通過(guò)研究2019 年和2021 年試點(diǎn)區(qū)景觀格局變化特征發(fā)現(xiàn), 區(qū)域景觀異質(zhì)性逐漸趨緩, 優(yōu)勢(shì)景觀向均質(zhì)化、 整體化發(fā)展, 這一研究結(jié)果能很好彌補(bǔ)本研究在時(shí)間周期方面的不足, 也為后續(xù)景觀格局優(yōu)化提供了參考。 2020 年自然資源部、 國(guó)家林業(yè)和草原局聯(lián)合發(fā)布了功能區(qū)調(diào)整政策, 要求優(yōu)化調(diào)整國(guó)家公園、 自然保護(hù)區(qū)等保護(hù)地的功能區(qū)數(shù)量和相應(yīng)管控要求, 國(guó)家公園功能區(qū)由過(guò)去“四區(qū)” 變?yōu)椤皟蓞^(qū)”。 功能區(qū)劃調(diào)整直接影響著區(qū)域保護(hù)水平和利用方式, 對(duì)景觀格局也將產(chǎn)生深遠(yuǎn)影響。 因此, 在功能區(qū)劃結(jié)果正式批復(fù)后,將功能區(qū)劃作為重要因素納入驅(qū)動(dòng)指標(biāo)顯得十分重要。

4.3 展望

本研究主要采用遙感影像數(shù)據(jù)對(duì)錢江源體制試點(diǎn)區(qū)景觀尺度格局變化進(jìn)行分析, 并采用PLSR分析了自然和社會(huì)經(jīng)濟(jì)驅(qū)動(dòng)力。 相比以往研究,彌補(bǔ)了因時(shí)間節(jié)點(diǎn)較少無(wú)法實(shí)現(xiàn)驅(qū)動(dòng)力量化研究的弊端, 能清楚探析影響景觀格局變化的主要因素, 有助于后期景觀格局優(yōu)化, 對(duì)國(guó)家公園范圍與功能區(qū)劃有一定指導(dǎo)意義。 但是本文受到時(shí)間以及統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)限制, 目前只分析了景觀尺度格局變化的驅(qū)動(dòng)力, 未對(duì)斑塊尺度景觀進(jìn)行研究。 此外, 在驅(qū)動(dòng)因素選取方面, 也主要考慮到統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的獲取性, 未將關(guān)鍵性政策納入。 國(guó)家公園作為生態(tài)文明建設(shè)的重大制度創(chuàng)新, 具有明顯政策導(dǎo)向?qū)傩? 在后續(xù)研究中應(yīng)將完善政策導(dǎo)向、 規(guī)劃實(shí)施、 人口轉(zhuǎn)移(生態(tài)移民) 等因素納入研究, 并深化單因素以及多因素綜合作用的貢獻(xiàn)。同時(shí)也要開展相關(guān)不確定性研究, 以期更有針對(duì)性地指導(dǎo)國(guó)家公園生態(tài)系統(tǒng)管理。

5 結(jié)論

在景觀格局特征方面, 1990—2018 年, 除平均斑塊面積, 試點(diǎn)區(qū)斑塊數(shù)量、 最大斑塊面積、邊界密度、 蔓延度指數(shù)、 散布與并列指數(shù)均呈現(xiàn)增長(zhǎng)趨勢(shì), 并突出表現(xiàn)在1990—2000 年。 試點(diǎn)區(qū)各類景觀格局指數(shù)空間變化較為均勻, 且變化量整體較大。 變化量隨著時(shí)間推進(jìn)呈現(xiàn)逐漸變小的趨勢(shì)。

在自然因素影響方面, 年降水量對(duì)景觀格局演變的驅(qū)動(dòng)力最強(qiáng), 相對(duì)濕度驅(qū)動(dòng)最小。 其中,平均氣溫對(duì)散布與并列指數(shù)演變驅(qū)動(dòng)力最大, 年降水量對(duì)邊緣密度指數(shù)驅(qū)動(dòng)作用最大, 相對(duì)濕度對(duì)斑塊數(shù)量與平均斑塊面積指數(shù)的驅(qū)動(dòng)作用相近,日照時(shí)數(shù)對(duì)蔓延度指數(shù)驅(qū)動(dòng)作用最大。

在社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素影響方面, 茶葉產(chǎn)量、 農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)對(duì)景觀格局演變驅(qū)動(dòng)力最強(qiáng), 財(cái)政總收入、 財(cái)政支出、 城鎮(zhèn)人口、 存貸款余額對(duì)各格局指數(shù)演變沒有驅(qū)動(dòng)力。 整體來(lái)講, 經(jīng)濟(jì)因素對(duì)邊緣密度、 最大斑塊面積具有較強(qiáng)的驅(qū)動(dòng)作用； 生產(chǎn)因素對(duì)斑塊數(shù)量、 最大斑塊面積、 邊緣密度、 平均斑塊面積具有重要驅(qū)動(dòng)作用； 人口因素對(duì)景觀格局指數(shù)變化影響整體較小； 消費(fèi)能力因素中農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)與農(nóng)民人均住房面積這兩個(gè)指標(biāo)對(duì)景觀格局指數(shù)具有重要驅(qū)動(dòng)。