蘇鑫,王繼軍,2

(1.中國(guó)科學(xué)院水利部水土保持研究所,陜西楊陵712100;2.西北農(nóng)林科技大學(xué),陜西楊陵712100)

“退耕還林(草)”工程實(shí)施后,退耕區(qū)域在生態(tài)環(huán)境的改善和經(jīng)濟(jì)發(fā)展方面均取得了顯著成效,但是區(qū)域農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)與資源(量)一致性程度依然較弱,出現(xiàn)生態(tài)系統(tǒng)與經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)相悖的態(tài)勢(shì),主要表現(xiàn)在資源短缺與資源浪費(fèi)并存、林草產(chǎn)業(yè)及相關(guān)產(chǎn)業(yè)發(fā)展滯后,制約了區(qū)域的可持續(xù)發(fā)展[1]。農(nóng)業(yè)生態(tài)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的演變過程是農(nóng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的耦合與相悖的矛盾運(yùn)動(dòng)過程[2-5],吳起縣作為退耕還林(草)工程的典型代表,目前在農(nóng)業(yè)生態(tài)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)耦合態(tài)勢(shì)演變過程中潛伏了較大的危機(jī),耦合關(guān)系不合理等,而吳起縣農(nóng)業(yè)生態(tài)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)所出現(xiàn)的這些問題有其內(nèi)在驅(qū)動(dòng)機(jī)制,對(duì)其驅(qū)動(dòng)機(jī)制進(jìn)行分析能進(jìn)一步反映退耕區(qū)域的現(xiàn)狀,也能反映黃土丘陵區(qū)近期將面臨的問題。本文運(yùn)用主成分分析的方法對(duì)系統(tǒng)內(nèi)在驅(qū)動(dòng)機(jī)制進(jìn)行研究,不僅滿足驅(qū)動(dòng)力分析的需要,也期望能為黃土高原溝壑區(qū)的治理和實(shí)施的退耕還林(草)工程方案提供參考。

1 研究區(qū)概況

吳起縣(36°33′33″-37°24′27″N,107°38′57″-108°32′49″E)位于陜西省延安市西北部 ,地處毛烏素沙漠南緣,西北與定邊縣為鄰,東南與志丹縣接壤,東北和靖邊縣相連,面積 3 791.5 km2,海拔1 233～1 809m,屬黃土高原梁狀丘陵溝壑區(qū),主要土種有黃綿土、綿沙土,屬小雜糧生產(chǎn)的優(yōu)勢(shì)區(qū)。年均氣溫7.8℃,無霜期96～146 d,降水年際變化大、季節(jié)分配不均,為暖溫帶大陸性干旱季風(fēng)氣候,多年平均陸地蒸發(fā)量 400～450 mm,屬干旱半干旱地區(qū)。

吳起縣轄4鎮(zhèn)8鄉(xiāng)164個(gè)行政村,1 110個(gè)村民小組,2007年全縣總?cè)丝?2.9萬(wàn),其中農(nóng)業(yè)人口10.7萬(wàn)、非農(nóng)業(yè)人口2.2萬(wàn),人口密度34.2人/km2。糧食作物以玉米、馬鈴薯、谷類、豆類為主。2007年吳起縣農(nóng)民人均純收入2 658元,綜合實(shí)力已躋身于西部百?gòu)?qiáng)縣和陜西省縣域經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展十佳縣行列。

2 研究方法和數(shù)據(jù)來源

2.1 研究方法

運(yùn)用主成分分析方法,探討吳起縣農(nóng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)與經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)耦合態(tài)勢(shì)演變的驅(qū)動(dòng)力。主成分分析法從眾多的變量中剔除具有相關(guān)性的因子,篩選出主要少數(shù)獨(dú)立綜合因子,而這少數(shù)的幾個(gè)綜合因子可對(duì)研究的結(jié)論做出充分合理的解釋[6]。主成分分析法可以將若干變量壓縮為幾個(gè)獨(dú)立的成分,以此來減弱各自變量之間的相互干擾。進(jìn)行主成分分析的主要步驟如下[7-8]。

(1)指標(biāo)數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化;(2)確定主成分個(gè)數(shù);(3)主成分命名;(4)確定主成分與綜合主成分評(píng)價(jià)分值。確定各主成分得分公式為

式中:Fp——各主成分得分;p——原始數(shù)據(jù)指標(biāo)個(gè)數(shù);ZXp——原始數(shù)據(jù) Xp經(jīng)過標(biāo)準(zhǔn)化處理的值;a1i,a2i,…,api(i=1,2,…,m)——X 的協(xié)方差矩陣的特征值所對(duì)應(yīng)的特征向量。

確定綜合主成分評(píng)價(jià)分值公式為

式中:λi——每個(gè)主成分所對(duì)應(yīng)的特征值;Fm——確定的各主成分得分。

2.2 指標(biāo)選擇

基于吳起縣農(nóng)業(yè)生態(tài)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)演變過程和耦合關(guān)系研究結(jié)果的基礎(chǔ)上[9-10],選擇可能影響吳起縣農(nóng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)與經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)耦合過程的18個(gè)因子:總?cè)丝?X1)、人口密度(X 2)、勞動(dòng)力人數(shù)(X 3)、農(nóng)業(yè)用地面積(X4)、林地面積(X5)、草地面積(X6)、果樹地面積(X7)、森林覆蓋率(X 8)、年平均降雨量(X9)、糧食單產(chǎn)(X 10)、人均糧食產(chǎn)量(X11)、可灌溉面積(X12)、農(nóng)業(yè)產(chǎn)投比(X13)、種植業(yè)收入(X14)、林業(yè)收入(X15)、畜牧業(yè)收入(X16)、工副業(yè)收入(X17)、人均純收入(X 18)。

2.3 數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)來源于吳起縣統(tǒng)計(jì)局統(tǒng)計(jì)年鑒(1990年、1999-2006年),基于吳起縣在1999年一次性退耕103 667 hm2,同時(shí)考慮到數(shù)據(jù)收集積累情況,選擇1990年、1999-2006年的數(shù)據(jù)進(jìn)行系統(tǒng)耦合態(tài)勢(shì)演變驅(qū)動(dòng)力的分析。

3 計(jì)算過程與結(jié)果分析

3.1 相關(guān)系數(shù)的計(jì)算

基于年鑒數(shù)據(jù)(1990年、1999-2006年),運(yùn)用SPSS 16.0對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)與濟(jì)系統(tǒng)耦合過程的18個(gè)因子進(jìn)行相關(guān)性分析,得出其相關(guān)系數(shù)(表1)

人均純收入可以表征“退耕還林(草)”工程所取得的效益,從表1可以看出,吳起縣人均純收入(X18)與總?cè)丝?X1)、人口密度(X2)、農(nóng)業(yè)用地面積(X4)、林地面積(X5)、森林覆蓋率(X8)、糧食單產(chǎn)(X10)、農(nóng)業(yè)產(chǎn)投比(X13)、種植業(yè)收入(X14)、林業(yè)收入(X15)、畜牧業(yè)收入(X16)和工副業(yè)收入(X17)呈極顯著相關(guān),與年平均降雨量(X9)和人均糧食產(chǎn)量(X11)呈顯著相關(guān)。一般來說,可以通過對(duì)指標(biāo)的相關(guān)矩陣進(jìn)行檢驗(yàn),如果相關(guān)矩陣的大部分系數(shù)都小于0.3,則不適合做因子分析[11-13]。因此為了使結(jié)果更為準(zhǔn)確的說明問題,將根據(jù)相關(guān)系數(shù)矩陣選擇呈顯著相關(guān)和極顯著相關(guān)的因子進(jìn)行主成分分析(應(yīng)用DPS v7.05)。選擇因子如下:總?cè)丝?X1)、人口密度(X2)、農(nóng)業(yè)用地面積(X4)、林地面積(X5)、森林覆蓋率(X8)、年平均降雨量(X9)、糧食單產(chǎn)(X10)、人均糧食產(chǎn)量(X11)、農(nóng)業(yè)產(chǎn)投比(X13)、種植業(yè)收入(X14)、林業(yè)收入(X15)、畜牧業(yè)收入(X16)和工副業(yè)收入(X17)和人均純收入(X18)。

表1 吳起縣農(nóng)業(yè)生態(tài)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)耦合過程影響因子相關(guān)系數(shù)

3.2 特征值與特征向量

計(jì)算特征值的貢獻(xiàn)率和累積貢獻(xiàn)率,并根據(jù)累積貢獻(xiàn)率≥85%的原則取得主成分[13](如表2)。

表2 特征值、貢獻(xiàn)率和累計(jì)貢獻(xiàn)率

通過表3可知,提取 3個(gè)主成分,即 m=3,同時(shí)計(jì)算特征值的貢獻(xiàn)率和累積貢獻(xiàn)率,并根據(jù)累積貢獻(xiàn)率≥85%的原則取得主成分(表2)。各主成分方差貢獻(xiàn)率分別為 72.849 9%、11.569 5%和8.168 1%,累積貢獻(xiàn)率達(dá)92.587 5%,說明前3個(gè)主成分已提供了原始數(shù)據(jù)的足夠信息[14]。

通過表2提取3個(gè)主成分進(jìn)行分析,得到表3,可知,第一主成分的因子載荷絕對(duì)值較大,因子載荷的絕對(duì)值排序?yàn)?|X1|＞|X18|＞|X2|＞|X17|＞|X13|＞|X15|＞|X16|＞|X5|＞|X8|＞|X10|,說明第一主成分主要反映總?cè)丝?、人均純收入、人口密度、工副業(yè)收入、農(nóng)業(yè)產(chǎn)投比、林業(yè)收入、畜牧業(yè)收入、林地面積、糧食單產(chǎn)、森林覆蓋率的信息,即人為經(jīng)濟(jì)發(fā)展驅(qū)動(dòng)因子;第二主成分因子載荷絕對(duì)值的排序?yàn)?|X11|＞|X14|,主要反映人均糧食產(chǎn)量和種植業(yè)收入的信息,即人口壓力驅(qū)動(dòng)因子;第三主成分里X9占的比重最大且明顯高于前兩個(gè)主成分里的因子載荷,說明第三主成分主要反映年平均降雨量的影響,即自然生態(tài)環(huán)境驅(qū)動(dòng)因子。

3.3 計(jì)算主成分得分及綜合得分

利用公式(1)和(2)計(jì)算得到各主成分得分及綜合得分(表4)

由表4可知,第一主成分的排名與綜合排名除了2000年和2001年不同外,其余均相同,說明第一主成分社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素對(duì)吳起縣農(nóng)業(yè)生態(tài)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的影響起到?jīng)Q定作用。同時(shí)可以發(fā)現(xiàn)2005年的總和得分最高,說明社會(huì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展對(duì)系統(tǒng)的影響最大。在1990年社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素的影響最小,而人為經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的影響達(dá)到最大,這與吳起縣農(nóng)業(yè)生態(tài)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的演變過程相對(duì)應(yīng),其結(jié)果與現(xiàn)實(shí)狀況相吻合。

4 結(jié)論與建議

通過主成分分析來分析吳起縣農(nóng)業(yè)生態(tài)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)演變的驅(qū)動(dòng)力,其結(jié)果表明:人為經(jīng)濟(jì)發(fā)展因素是農(nóng)業(yè)生態(tài)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)演變的主要驅(qū)動(dòng)力,人口壓力驅(qū)動(dòng)因子次之,而自然生態(tài)環(huán)境是影響吳起縣農(nóng)業(yè)生態(tài)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)耦合過程的基礎(chǔ)。

(1)人為經(jīng)濟(jì)發(fā)展驅(qū)動(dòng):由于對(duì)經(jīng)濟(jì)效益的追求引起農(nóng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)耦合過程和效果發(fā)生變化。1990年吳起縣人均純收入為294.1元,而到2007年人均純收入達(dá)到2 658元,農(nóng)民收入的增加取決于吳起縣收入結(jié)構(gòu)和土地利用結(jié)構(gòu)的變化[9],其收入結(jié)構(gòu)由1990年的種植業(yè)∶畜牧業(yè)∶工副業(yè)∶林業(yè)為31.5∶7∶10.5∶1演變?yōu)?006年的3.4∶3.2∶3.4∶1,土地利用結(jié)構(gòu)由1999的耕地∶林地∶人工草地為1∶2∶5調(diào)整為2006年的1∶14∶10,收入結(jié)構(gòu)和土地利用結(jié)構(gòu)的變化使得社會(huì)經(jīng)濟(jì)和生態(tài)環(huán)境得到顯著變化。

表3 特征向量和因子載荷

表4 主成分得分及綜合得分表

(2)人口壓力驅(qū)動(dòng)。人口作為一種持續(xù)的外界壓力,對(duì)流域農(nóng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)與經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)耦合起著重要影響。人口數(shù)及人口密度與農(nóng)地面積和林地面積呈正相關(guān)關(guān)系,隨著人口的增加,耕地所面臨的壓力會(huì)越來越大,同時(shí)導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷調(diào)整。

(3)自然生態(tài)環(huán)境驅(qū)動(dòng):由于生存環(huán)境的驅(qū)動(dòng),引起農(nóng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)與經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)耦合狀態(tài)的變化。在1990年,農(nóng)民為解決溫飽問題毀林墾荒,生態(tài)環(huán)境破壞嚴(yán)重,導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平低下,系統(tǒng)耦合狀態(tài)不佳。伴隨“退耕還林(草)”工程的實(shí)施,生態(tài)環(huán)境得到明顯改善的同時(shí),社會(huì)經(jīng)濟(jì)得到發(fā)展,農(nóng)業(yè)生態(tài)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)處于良性運(yùn)轉(zhuǎn)狀態(tài)[9]。結(jié)合主成分分析,發(fā)現(xiàn)降雨量在第三主成分中起主要作用,處于基礎(chǔ)作用。

吳起縣農(nóng)業(yè)生態(tài)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)是一個(gè)復(fù)雜的系統(tǒng),一般有多個(gè)反饋環(huán),牽一發(fā)而動(dòng)全身,任何一個(gè)變量的改變,都會(huì)引起系統(tǒng)不同程度的振蕩,系統(tǒng)正是依賴于這種反饋機(jī)制在增長(zhǎng)或衰減,振蕩中保持動(dòng)態(tài)相對(duì)穩(wěn)定[15]。為了進(jìn)一步促進(jìn)農(nóng)業(yè)生態(tài)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的演變,實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)資源與產(chǎn)業(yè)的優(yōu)化耦合,需調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、發(fā)展林草及其相關(guān)產(chǎn)業(yè)鏈等措施來保證農(nóng)業(yè)生態(tài)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的穩(wěn)定。

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