李曉琳，劉曉娜，孫丹峰

(1.西南林業(yè)大學(xué)環(huán)境科學(xué)與工程學(xué)院土地資源管理系， 云南 昆明 650224； 2.北京市農(nóng)林科學(xué)院農(nóng)業(yè)綜合發(fā)展研究所， 北京 100097；

3.中國農(nóng)業(yè)大學(xué)資源與環(huán)境學(xué)院土地資源與管理系， 北京 100193)

?

民勤綠洲農(nóng)業(yè)系統(tǒng)變化的協(xié)整分析

李曉琳1，劉曉娜2，孫丹峰3

(1.西南林業(yè)大學(xué)環(huán)境科學(xué)與工程學(xué)院土地資源管理系， 云南 昆明 650224； 2.北京市農(nóng)林科學(xué)院農(nóng)業(yè)綜合發(fā)展研究所， 北京 100097；

3.中國農(nóng)業(yè)大學(xué)資源與環(huán)境學(xué)院土地資源與管理系， 北京 100193)

摘要：采用協(xié)整分析的方法，基于1956—2008年長時間序列數(shù)據(jù)，分析了近50年內(nèi)民勤農(nóng)業(yè)生產(chǎn)系統(tǒng)(作物和牲畜)和環(huán)境系統(tǒng)在土地退化條件下的變化規(guī)律，并通過建立向量誤差修正模型(VECM)和Granger因果檢驗方法，進一步探尋了民勤農(nóng)業(yè)各子系統(tǒng)間的相互作用關(guān)系及系統(tǒng)長期均衡關(guān)系和短期波動狀態(tài)。研究表明：(1)在土地退化的條件下，民勤農(nóng)業(yè)生產(chǎn)系統(tǒng)和環(huán)境系統(tǒng)之間依然存在一個長期的均衡狀態(tài)，雖未使民勤農(nóng)業(yè)系統(tǒng)在土地退化的影響下崩潰，但卻存在過度種植放牧、水資源短缺、土地退化之間的惡性循環(huán)；(2)民勤綠洲農(nóng)業(yè)各子系統(tǒng)圍繞長期均衡態(tài)還存在短期的波動，其中天氣條件(沙塵暴次數(shù))和地下水資源(機井?dāng)?shù))開采調(diào)整回均衡態(tài)的貢獻顯著，向量誤差修正模型前系數(shù)絕對值分別為0.9129和-1.2583，遠遠大于其他指標(biāo)；在對荒漠化地區(qū)進行監(jiān)測時，應(yīng)當(dāng)優(yōu)先選擇沙塵暴天氣數(shù)和機井?dāng)?shù)等指標(biāo)；(3)Granger因果檢驗結(jié)果表明，羊只存欄數(shù)和地下水資源(機井?dāng)?shù))開采是沙塵暴次數(shù)的Granger原因。畜牧業(yè)的發(fā)展，超過草場的自然承載能力，風(fēng)蝕現(xiàn)象加重。地下水嚴(yán)重超采，導(dǎo)致地下水位急劇下降，礦化度增加、地表植被大面積死亡，導(dǎo)致沙塵暴災(zāi)害加劇。因此，可以通過減少放牧和有效管理地下水資源來實現(xiàn)研究區(qū)的荒漠化防治。

關(guān)鍵詞：農(nóng)業(yè)系統(tǒng)；協(xié)整分析；向量誤差修正模型(VECM)；Grange因果檢驗；民勤綠洲

中國在21世紀(jì)進入經(jīng)濟與生態(tài)環(huán)境和諧發(fā)展的調(diào)整階段，西部干旱區(qū)成為生態(tài)建設(shè)的重要區(qū)域。由于干旱和半干旱氣候的日趨惡化以及人為對環(huán)境的破壞，使得西北地區(qū)的土地荒漠化狀況日趨嚴(yán)重，糧食安全保障與生態(tài)環(huán)境保護協(xié)調(diào)發(fā)展成為該地區(qū)可持續(xù)發(fā)展面臨的重要問題[1-2]。民勤縣作為西北典型的沙漠綠洲干旱區(qū)，位于石羊河流域下游，阻止了騰格里、巴丹吉林、烏蘭布合三大沙漠的連片，是我國北方地區(qū)的重要生態(tài)屏障。然而，由于人類不合理的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(過度放牧、盲目擴大種植面積、超采地下水等)[3-4]，近50年來尤其是在1956年到2008年禁止荒漠腹地打井開荒政策實行之前，民勤荒漠化變化劇烈，地下水位下降(甚至透支)、水質(zhì)惡化、植被惡化、土壤鹽漬化等問題日趨嚴(yán)峻，造成過度種植放牧、水資源短缺、土地退化之間的惡性循環(huán)[5-6]。因此，運用科學(xué)方法探尋民勤綠洲農(nóng)業(yè)系統(tǒng)演化、土地荒漠化機制，對國家推行重點生態(tài)修復(fù)工程，合理評價現(xiàn)行荒漠化政策的有效性(禁止荒漠腹地打井開荒等)，防治和減緩荒漠化，實現(xiàn)民勤綠洲農(nóng)業(yè)系統(tǒng)的和諧可持續(xù)發(fā)展，有著重要的科學(xué)意義與實踐價值。

對荒漠化條件下農(nóng)業(yè)系統(tǒng)的研究主要從空間和時間兩個尺度開展?？臻g尺度的研究，主要運用3S技術(shù)進行土地利用變化、荒漠化評價監(jiān)測、土地利用景觀格局分析來獲取荒漠化空間演化規(guī)律，但是利用不同時段多幅遙感圖像疊加分析存在時間間隔過長、規(guī)律發(fā)現(xiàn)滯后于變化發(fā)生的問題[7-13]，起不到預(yù)測和事前調(diào)控的作用，進而影響以此為依據(jù)的政策有效性的發(fā)揮。時間尺度的研究，主要是利用相關(guān)分析、逐步回歸分析等數(shù)理統(tǒng)計方法，得到社會經(jīng)濟對荒漠化演化的驅(qū)動情況[14-17]，但時間數(shù)據(jù)并非如截面數(shù)據(jù)那樣相互獨立，將時間序列這種強相關(guān)性的非平穩(wěn)序列直接進行回歸會造成偽回歸問題，得到與現(xiàn)實相悖的結(jié)論；此外，能值分析、生態(tài)足跡分析等傳統(tǒng)時間研究法對非平穩(wěn)序列的適宜性差，也無法細致精確分析系統(tǒng)演化的動態(tài)過程[18-21]。

因此，本研究從連續(xù)的時間尺度出發(fā)，以存在“過度種植放牧、水資源短缺、土地退化三者間的惡性循環(huán)”這一假設(shè)為前提，基于協(xié)整理論建立向量誤差修正模型，探尋民勤綠洲農(nóng)業(yè)系統(tǒng)1956—2008年近50年發(fā)展的長期均衡和短期波動狀況，結(jié)合Granger因果檢驗方法，探析其農(nóng)業(yè)各子系統(tǒng)(生產(chǎn)系統(tǒng)、環(huán)境系統(tǒng))之間的相互作用規(guī)律，精確分析其農(nóng)業(yè)系統(tǒng)變化的驅(qū)動機制，確定各子系統(tǒng)之間的定量關(guān)系，為確定切實有效的荒漠化條件下綠洲農(nóng)業(yè)系統(tǒng)保護與措施提供科學(xué)指導(dǎo)和依據(jù)。

1研究區(qū)概況與研究方法

1.1研究區(qū)概況

民勤縣地處河西走廊東北部，位于石羊河流域下游，東經(jīng)103°03′～104°02′，北緯38°05′～39°06′，隸屬甘肅省武威地區(qū)。全縣土地總面積1.6萬km2，主要為沙漠、戈壁和剝蝕山地，地勢四周高、中部低，屬溫帶大陸性干旱氣候，多年干旱少雨，蒸發(fā)強烈，水資源的匱乏成為制約民勤綠洲農(nóng)業(yè)發(fā)展的瓶頸[22]。民勤全縣共有23個鄉(xiāng)(鎮(zhèn))，其中包括20個農(nóng)業(yè)鄉(xiāng)(鎮(zhèn))和3個牧業(yè)鄉(xiāng)(鎮(zhèn))，可以說民勤農(nóng)業(yè)的發(fā)展主要依靠種植業(yè)和畜牧業(yè)。民勤縣在維護河西、甘肅乃至華北、全國的生態(tài)環(huán)境的可持續(xù)發(fā)展中有著十分重要的戰(zhàn)略地位。

1.2研究思路與方法

1.2.1研究思路本研究從連續(xù)的時間尺度出發(fā)，通過多時間序列的協(xié)整分析和建立向量誤差修正模型，結(jié)合Granger因果檢驗，探析民勤農(nóng)業(yè)各子系統(tǒng)之間的相互作用。首先，探究各子系統(tǒng)在50年的長時間尺度上是否存在長期均衡；其次，找出各子系統(tǒng)短期上如何偏離均衡態(tài)波動；最后，確定各個子系統(tǒng)之間的定量關(guān)系，為確定切實有效的荒漠化條件下綠洲農(nóng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)保護與措施提供科學(xué)指導(dǎo)和依據(jù)(圖1)。

本研究所用數(shù)據(jù)來自民勤縣社會經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒(1956—2008年)[23]和《數(shù)字民勤1949—2009》[24]。為消除時間序列各變量不同量綱造成的影響，且不改變時間序列數(shù)據(jù)的特征，本研究在用SPSS 19.0軟件對變量對數(shù)化處理基礎(chǔ)上，采用EViews 7.0軟件對經(jīng)對數(shù)化處理的變量進行協(xié)整分析。

圖1技術(shù)路線

Fig.1Technique scheme

1.2.2協(xié)整關(guān)系協(xié)整是一種均衡性質(zhì)在統(tǒng)計學(xué)上的表示，用來刻畫兩個或多個序列之間的均衡或平穩(wěn)關(guān)系。均衡關(guān)系，是指在很短的時間內(nèi)，在受到季節(jié)影響和隨機干擾的情況下，某些變量隨時間的變化會偏離均值，如果這種偏離是暫時的，那么之后繼續(xù)隨時間變化還將回到均衡狀態(tài)；相反，如果這種偏離不能回到均衡狀態(tài)，我們就說這些變量之間不存在均衡關(guān)系。實質(zhì)上，這種均衡關(guān)系意味著系統(tǒng)內(nèi)，存在某種能夠使系統(tǒng)回到均衡狀態(tài)的機制。如果系統(tǒng)在某時期受到外界因素的影響偏離原來的長期均衡狀態(tài)，則系統(tǒng)內(nèi)部存在的機制會在下一期，對系統(tǒng)內(nèi)部各變量進行調(diào)整，這種調(diào)整使系統(tǒng)重新回到原來的均衡狀態(tài)[25-28]。

假設(shè)變量X和Y間的長期“均衡關(guān)系”由下式描述：

Yt=α0+α1Xt+εt

(1)

式中，εt是隨機擾動項。該均衡關(guān)系意味著給定X的一個值，Y相應(yīng)的均衡值也隨之確定為α0+α1X。在t-1期末，存在下述三種情形之一：

① Y等于它的均衡值，Yt-1=α0+α1Xt-1

② Y小于它的均衡值，Yt-1<α0+α1Xt-1

③ Y大于它的均衡值，Yt-1>α0+α1Xt-1

在時期t，假設(shè)X有一個變化量ΔXt，如果變量X和Y在時期t與t-1末期仍滿足它們間的長期均衡關(guān)系，則Y的相應(yīng)變化量ΔYt由下式給出：

ΔYt=α1ΔXt+vt

(2)

式中，vt=εt-εt-1。然而，若在t-1期末，發(fā)生②的情況，則Y的變化往往會比①情況下Y的變化ΔYt大；反之，如果t-1期末發(fā)生③情況，則Y的變化往往要小于①情況下的ΔYt。

由此可見，式(1)正確提示了X與Y間的長期穩(wěn)定的“均衡關(guān)系”，則意味著Y對其均衡點的偏離從本質(zhì)上說是“臨時性”的。因此，一個重要的假設(shè)就是隨機擾動項εt必須是平穩(wěn)序列。顯然，如果εt有隨機性趨勢(上升或下降)，則會導(dǎo)致Y對其均衡點的任何偏離都會被長期積累下來而不能被消除。

式(1)中的隨機擾動項εt也被稱為非均衡誤差，它是變量X與Y的一個線性組合：

εt=Yt-α0-α1Xt

(3)

因此，如果式(1)所揭示的X與Y間的長期均衡關(guān)系正確，式(3)表述的非均衡誤差應(yīng)該是一平穩(wěn)時間序列，并且具有零期望值，即εt是具有0均值的平穩(wěn)序列。

對于每一個序列單獨來說可能是非平穩(wěn)的，這些序列的矩(如均值、方差和協(xié)方差)隨時間而變化，而這些時間序列的線性組合序列卻可能有不隨時間變化的性質(zhì)，假如這樣一種平穩(wěn)的線性組合存在，這些非平穩(wěn)(有單位根)時間序列之間也被認(rèn)為具有協(xié)整關(guān)系[28-29]。

1.2.3單位根檢驗和滯后期選擇非平穩(wěn)時間序列線性組合得到的均衡關(guān)系的描述，首選需要通過單位根檢驗得到原時間序列為非平穩(wěn)時間序列，才能用協(xié)整的方法分析它們之間的關(guān)系，因此單位根檢驗是進行協(xié)整分析的前提條件。本研究采用由Dickey和Fuller[30-31]提出的ADF檢驗法對變量進行單位根檢驗。

傳統(tǒng)的回歸模型屬于靜態(tài)模型，沒有考慮解釋變量之間的前后關(guān)系。事物的變化實際上是一個過程，加上自然限制、制度、技術(shù)條件的干預(yù)，使得變量的變化往往存在時滯現(xiàn)象。因此，在建立模型研究變量時，不僅要考慮它們當(dāng)期之間的情況，還要考慮在最佳滯后期條件下的相互影響和相互作用情況。常見的滯后期選擇方法主要有似然比檢驗(LR)、最終預(yù)測誤差(FPE)、AIC、SC、HQ信息準(zhǔn)則[32]，本研究滯后期選擇是綜合考慮以上準(zhǔn)則的結(jié)果。

1.2.4向量誤差修正模型(VECM)在協(xié)整分析的基礎(chǔ)上，可以通過自回歸分布滯后模型(模型中每個方程都是一個自回歸分布滯后模型)的變換(在協(xié)整約束的前提下)導(dǎo)出向量誤差修正模型(VECM)，如下所示：

(4)

式中每個方程的誤差項都是平穩(wěn)序列。向量誤差修正有多種表現(xiàn)形式，令avecmt-1=β′yt-1可以得到如下的表現(xiàn)形式:

(5)

1.2.5Granger因果檢驗Granger因果檢驗，是指判斷自變量x是否引起變量y的問題，主要看現(xiàn)在的y能夠在多大程度上被過去的x解釋，加入x的滯后值是否解釋程度提高[34]。如果x在y的預(yù)測中有幫助，或者x與y的相關(guān)系數(shù)在統(tǒng)計上顯著時，就可以說變量y是由自變量xGranger引起的。

考慮對yt進行s期預(yù)測，即預(yù)測t+s期后的yt+s的均方誤差(MSE)：

(6)

由此，Granger因果定義用數(shù)學(xué)語言描述如下：如果關(guān)于所有的s>0，基于(yt,yt-1,…)預(yù)測yt+s得到的均方誤差，與基于(yt,yt-1,…)和(xt,xt-1,…)兩者得到的yt+s的均方誤差相同，則y不是由xGranger引起的，對于線性函數(shù)，若有：

(7)

則x不能Granger引起y，又稱x對于y是外生的[29,35]。

2結(jié)果與分析

2.1變量選擇與分析

Granger因果檢驗得到的因果關(guān)系是基于統(tǒng)計學(xué)上得到的因果關(guān)系，直接受到所選擇變量的制約。因此，在選擇變量時，依據(jù)“過度種植放牧、水資源短缺、土地退化之間存在惡性循環(huán)”的假設(shè)，選擇與該假設(shè)相關(guān)的5個指標(biāo)，分別為：代表人口歸一化條件下的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)系統(tǒng)(種植業(yè)和畜牧業(yè))的人均播種面積(CL)和人均羊只存欄數(shù)(SH)、代表地表環(huán)境系統(tǒng)(地表水資源和地下水資源)的年人均上游來水量(IN)和人均機井?dāng)?shù)(WE)、代表區(qū)域土地退化情況(由土地退化引起的氣候災(zāi)害)的年平均沙塵暴天數(shù)(SD)。

1956—2008年間，民勤縣農(nóng)業(yè)各子系統(tǒng)表現(xiàn)出不同的變化趨勢(圖2)。近50年來，雖草原被不斷開墾為耕地，但受農(nóng)村人口快速增長的影響，農(nóng)民人均播種面積從1956年約0.28 hm2下降到1993年的0.15 hm2，后又隨農(nóng)村人口的緩慢減少，人均播種面積開始逐步恢復(fù)到初期水平(圖2a)。畜牧業(yè)發(fā)展迅速，人均羊只存欄數(shù)逐年增加，由2000年之前人均不足1只，隨畜牧業(yè)的蓬勃發(fā)展，至2008年人均養(yǎng)羊數(shù)超過了3只(圖2b)。上游來水量呈階段性變化的特征，1956—1968年期間，紅崖山水庫、躍進總干渠、內(nèi)外河合并工程的建立以及渠道改造等措施發(fā)揮出巨大效益，上游來水量波動變化顯著；1980年以后，上游來水量逐年減少，人均上游來水量由1980年的1 030 m3減少到2008年738 m3，其中2002年達到研究期間內(nèi)最小值，僅為242 m3(圖2c)。地下水資源開采呈現(xiàn)出先低態(tài)平衡至急速上升后再平衡波動的變化特征(圖2d)，地下水資源過度開采，水資源不足問題嚴(yán)重。自20世紀(jì)60年代開始開挖機井以來，機井?dāng)?shù)呈現(xiàn)低態(tài)平穩(wěn)的態(tài)勢；從1970年后開始增長顯著，人均機井?dāng)?shù)從每1萬人362眼增長到1978年的最大值3 695眼；此后，隨著地下水過度開采，水質(zhì)惡化，部分機井被廢棄，加上人們節(jié)水意識的提高，機井?dāng)?shù)量趨于平穩(wěn)，近20年間變化率僅有1.3%。沙塵暴是一種災(zāi)害天氣，它的發(fā)生發(fā)展既是一種加速土地荒漠化的重要過程，又是土地荒漠化發(fā)展到一定程度的具體表現(xiàn)。近50年來沙塵暴天氣天數(shù)呈現(xiàn)總體減少的周期性變化特征，年均沙塵暴天數(shù)由1956年的38 d，減少到2008年的12 d，說明民勤的災(zāi)害性天氣狀況有趨于改善的趨勢(圖2e)，民勤的地理位置對于防治荒漠化，改善沙塵暴天氣起著至關(guān)重要的作用。

圖2民勤農(nóng)業(yè)系統(tǒng)時間序列

Fig.2Time series of Minqin oasis agricultural systems

考慮到不同變量量綱差異造成的難以進行結(jié)果對比分析的問題，本研究對人均播種面積(CL)、人均羊只存欄數(shù)(SH)、人均上游來水量(IN)、人均機井?dāng)?shù)(WE)、平均沙塵暴天數(shù)(SD)5個變量進行對數(shù)變換，得到的新數(shù)列分別為LCL、LSH、LIN、LWE、LSD，作為本研究的基礎(chǔ)變量。

2.2確定最大滯后階數(shù)

模型中一個重要的問題就是滯后階數(shù)的確定。滯后階數(shù)越大，越能完整反映所構(gòu)造模型的動態(tài)特征，同時也意味著需要估計的參數(shù)越多，導(dǎo)致模型的自由度就減少。因此，在確定滯后階數(shù)時，既要考慮有足夠數(shù)目的滯后項，又要有足夠數(shù)目的自由度。本研究中滯后階數(shù)選取，給出了0～5階向量自回歸模型(VAR)的LR、FPE、AIC、SC、HQ值信息(表1)。由于LR、FPE、HQ準(zhǔn)則所確定的VAR模型的最佳滯后期均為3，綜合考慮滯后項個數(shù)和自由度關(guān)系后，選取p=2為VAR模型的最大滯后期，由于向量誤差修正模型(VECM)是含有協(xié)整約束的VAR模型，因此其模型的最大滯后期為p=2-1=1。

表1　滯后階數(shù)判斷結(jié)果

注：*代表在各種準(zhǔn)則所確定的最佳的滯后期；NA代表空值。

Note: * indicates lag order selected by the criterion; NA indicates null value.

2.3序列的平穩(wěn)性檢驗

為避免由于時間序列的非平穩(wěn)而造成的“偽回歸”問題，滿足協(xié)整檢驗的先決條件，需要對LCL、LSH、LIN、LWE、LSD5個變量進行單位根檢驗。從表2可以看出，序列LCL、LSH、LIN在10%顯著性水平下存在單位根，LWE在1%顯著性水平下存在單位根，LSD在5%顯著性水平下存在單位根。經(jīng)過一階差分后，5個時間序列在1%顯著性水平下均不存在單位根，成為平穩(wěn)序列，說明這5個序列都是I(1)序列(即一階差分平穩(wěn)序列)，滿足協(xié)整檢驗的前提條件。

表2　單位根檢驗結(jié)果

注：*表示10%水平下的臨界值，**表示在5%水平下的臨界值，***表示在1%水平下的臨界值；檢驗形式(C，T，L)中的C，T，L分別表示檢驗?zāi)Ｐ椭械某?shù)項、時間趨勢和滯后階數(shù)。

Note: Superscripts *, **, *** in the critical values indicate significance at 10%, 5%, and 1% respectively; In (C, T, L) test model, C, T, L represent intercept, time trend and lag value respectively.

2.4Johansen協(xié)整檢驗

雖然以上5個變量的時間序列都是非平穩(wěn)的一階單整序列，但其可能存在某種平穩(wěn)的線性組合，這個線性組合反映了變量之間的長期穩(wěn)定的比例關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。本研究根據(jù)Johansen協(xié)整檢驗的跡統(tǒng)計檢驗的方法，對這5個變量之間的協(xié)整關(guān)系進行檢驗，協(xié)整檢驗從檢驗不存在協(xié)整關(guān)系這一零假設(shè)開始逐步檢驗(表3)。表3中第一行檢驗結(jié)果可以看出跡統(tǒng)計量大于1%顯著水平臨界值，因此拒絕對應(yīng)的原假設(shè)：不存在協(xié)整關(guān)系(r=0)，接受備擇假設(shè)：至少存在一個協(xié)整關(guān)系(r≥1)；第二行檢驗結(jié)果可以看出，跡統(tǒng)計量小于1%顯著水平臨界值，因此可以接受對應(yīng)原假設(shè)：至多存在一個協(xié)整關(guān)系(r≤1)。綜上所述，Johansen協(xié)整檢驗的跡統(tǒng)計檢驗結(jié)果表明，在1%的顯著性水平下，5個變量之間有且僅有1個協(xié)整關(guān)系。

表3　Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果

注：**表示在1%顯著性水平上拒絕原假設(shè)。

Note: ** indicates the rejection at 1% significance, andris rank value.

表3第一個特征值的跡統(tǒng)計量大于1%水平下的臨界值，有一個協(xié)整方程存在，如下所示：

LCL=0.69LSH+0.56LIN-0.03LWE+0.36LSD+6.17

(0.0832)(0.1015) (0.0131) (0.0708)

(8)

[-8.3049]***[-5.5624]***[2.4500]**[-5.0456]***

式中，( )中的數(shù)值為標(biāo)準(zhǔn)誤差值；[ ]中的數(shù)值為系數(shù)的t值；40個樣本下1%的顯著性水平的臨界值為2.70，5%的顯著性水平的臨界值為2.02，10%的顯著性水平的臨界值為1.68；60個樣本下1%的顯著性水平的臨界值為2.66，5%的顯著性水平的臨界值為2，10%的顯著性水平的臨界值為1.67。綜上所述，1%顯著性水平的t值用***表示，5%顯著性水平的t值用**表示，10%顯著性水平的t值用*表示[34]。

式(8)是反映5個變量之間存在的長期穩(wěn)定比例關(guān)系的長期均衡方程，表明LSH(人均羊只存欄數(shù)對數(shù))、LIN(人均上游來水量對數(shù))、LSD(沙塵暴天氣數(shù)對數(shù))每增加10%，LCL(人均播種面積對數(shù))分別增加6.9%，5.6%，3.6%；相反，LWE(人均機井?dāng)?shù)對數(shù))增加10%，LCL會減少0.3%。

由此可以看出，種植業(yè)和畜牧業(yè)在長時間尺度下，存在著正相關(guān)關(guān)系。當(dāng)種植業(yè)面積擴大，在一定程度上會促進畜牧業(yè)的蓬勃發(fā)展；而當(dāng)種植面積和養(yǎng)殖規(guī)模超過一定界限，同時伴隨大量開采地下水，將會導(dǎo)致地下水資源量減少，過度開采地下水，造成地下水礦化度不斷提升，水質(zhì)惡化，高鹽度的地下水用于灌溉，一方面加速了土壤鹽漬化，另一方面造成地表植被大面積死亡，最終導(dǎo)致土地荒漠化加重，沙塵暴危害加劇。沙塵暴天氣增加10%，種植面積將擴大3.6%，說明由于沙塵暴天氣加劇，導(dǎo)致耕地單位面積產(chǎn)量降低，而人類為了維持原來的生產(chǎn)生活需要，通過擴大種植面積的方式實現(xiàn)，從而形成了過度種植放牧、水資源短缺、土地退化三者之間的惡性循環(huán)。

2.5向量誤差修正模型(VECM)

(9)

VECM前的系數(shù)向量反映變量之間的均衡關(guān)系偏離長期均衡狀態(tài)時，將其調(diào)整到均衡狀態(tài)的調(diào)整速度。由民勤縣農(nóng)業(yè)系統(tǒng)VECM可知，代表地下水資源的機井?dāng)?shù)調(diào)整速度較快，為-1.2583；其次是沙塵暴次數(shù)，為0.9129，說明整個農(nóng)業(yè)系統(tǒng)在偏離長期均衡狀態(tài)時，當(dāng)?shù)貙Φ叵滤Y源的開采(人為因素)，以及區(qū)域土地退化為代表的自然因素會迅速響應(yīng)。

本研究主要選取制定政策能夠人為調(diào)控的變量分析，因此向量誤差修正模型還可以分解為以下形式：

ΔLCL=-0.0218VECMt-1+0.0633ΔLCLt-1+

0.5077ΔLSHt-1+0.0339ΔLINt-1-0.0162ΔLWEt-1-

0.0026ΔLSDt-1-0.0027

(10)

ΔLSH=0.0209VECMt-1-0.2585ΔLCLt-1-

0.5841ΔLSHt-1-0.0288ΔLINt-1-0.0313ΔLWEt-1+

0.014ΔLSDt-1+0.0263

(11)

LCL的短期變動由兩部分組成：一部分是前一期這些指標(biāo)偏離長期均衡(VECMt-1)的影響，其中VECMt-1項表示一直長期均衡狀態(tài)，它前面的系數(shù)表示前一期的指標(biāo)為了維持LCL的長期均衡狀態(tài)，要以一定的速度對前期產(chǎn)生的偏離進行調(diào)整，使其回歸長期均衡位置。另一部分是畜牧業(yè)、水資源、天氣等指標(biāo)當(dāng)期的短期波動，當(dāng)誤差修正項(VECMt-1)為零時，模型剩下的部分表示當(dāng)期LCL的變化全部來自于當(dāng)期其余指標(biāo)的影響，即畜牧業(yè)、水資源、天氣等指標(biāo)當(dāng)期的短期波動。

由式(10)可以看出，種植面積本期的變化(ΔLCL)主要受到上一期羊只存欄數(shù)變化(ΔLSHt-1)和上游來水量上一期變化(ΔLINt-1)的正向促進作用，而上一期地下水量變化(ΔLWEt-1)對種植面積的本期變化則有反向抑制作用，不過作用不明顯。其中，上一期羊只存欄數(shù)變化(ΔLSHt-1)的參數(shù)估計值比較大(0.5077)，說明畜牧業(yè)對種植業(yè)的滯后作用比較明顯；相較而言，機井?dāng)?shù)和沙塵暴天氣的參數(shù)估計較小，說明當(dāng)?shù)鼐用駷榱宿r(nóng)業(yè)生產(chǎn)，保障基本生活，很少考慮地下水資源可持續(xù)開發(fā)以及土地退化恢復(fù)。

從(11)式來看，羊只存欄數(shù)(ΔLSHt-1)、播種面積(ΔLCLt-1)、機井?dāng)?shù)(ΔLWEt-1)、上游來水量(ΔLINt-1)上一期變化對羊只存欄數(shù)本期變化有反向抑制作用，其中羊只存欄數(shù)自身前一期的影響最大，參數(shù)估計值為-0.5841，其次是前一期的播種面積為-0.2585，而上游來水量、地下水資源對羊只存欄數(shù)影響較小，分別為：-0.0288和-0.0313，說明民勤畜牧業(yè)主要受到農(nóng)業(yè)、畜牧業(yè)生產(chǎn)系統(tǒng)自身和種植業(yè)的滯后影響。

因此為了保證民勤綠洲農(nóng)業(yè)系統(tǒng)的穩(wěn)定性以及綠洲農(nóng)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展，必須通過外界資源(水資源、資金和技術(shù)等)來幫助農(nóng)戶發(fā)展替代產(chǎn)業(yè)和高經(jīng)濟附加值農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，尊重和順應(yīng)資源和環(huán)境長期約束和短期波動，避免讓農(nóng)業(yè)生產(chǎn)損害系統(tǒng)的自我恢復(fù)能力。

2.6Granger因果檢驗

VECM的因果檢驗結(jié)果給出每一個內(nèi)生變量相對于模型中其他內(nèi)生變量Granger因果關(guān)系檢驗統(tǒng)計量(表4)。

對于內(nèi)生變量LCL而言，其相對于內(nèi)生變量LSH的χ2統(tǒng)計量=0.5573，對應(yīng)的概率值P=0.4553>0.1，因此在10%水平下接受原假設(shè)，即變量LSH不是變量LCL的Granger原因，內(nèi)生變量LCL對應(yīng)方程中應(yīng)該將變量LSH排除，依次推斷LSH、LIN、LWE、LSD都不是變量LCL的Granger原因；對于LSH來說，LCL、LIN、LWE、LSD均不是變量LSH的Granger原因；對于LIN來說，LCL、LSH、LWE、LSD均不是變量LIN的Granger原因；對于LSD來說，其內(nèi)生變量LSH對應(yīng)的概率值P=0.028<0.05，因此在5%水平下拒絕原假設(shè)，接受備擇假設(shè)，即LSH是變量LSD的Granger原因；同理LWE也是變量LSD的Granger原因，而LCL、LIN不是LSD的Granger原因，這說明畜牧業(yè)的發(fā)展，羊只數(shù)量超過草場的自然承載能力，自然植被遭到破壞，地表裸露，風(fēng)蝕現(xiàn)象加重。而且，地下水嚴(yán)重超采，導(dǎo)致地下水位急劇下降，礦化度增加、地表植被大面積死亡，天然草場退化，最終導(dǎo)致風(fēng)沙災(zāi)害加劇，沙塵暴頻繁發(fā)生。因此，減少放牧和有效管理地下水資源是實現(xiàn)民勤綠洲土地退化(荒漠化)防治的首要條件。

表4　Granger因果檢驗結(jié)果

注：*表示通過10%水平下的顯著性檢驗，**表示在5%水平下的顯著性檢驗，***表示在1%水平下的顯著性檢驗；( )中的值代表P值。

Note: Superscripts * indicate significance at 10%; Superscripts ** indicate significance at 5% ; Superscripts *** indicate significance at 1%;Pvalue in ( ).

3結(jié)論與討論

民勤縣作為西北干旱區(qū)綠洲典型，其綠洲演化是一個循序漸進的過程。本研究基于協(xié)整分析的方法，分析1956—2008年50年長時間序列民勤農(nóng)業(yè)系統(tǒng)(生產(chǎn)系統(tǒng)、環(huán)境系統(tǒng))在土地退化條件下的長期相互作用情況和短期波動狀況，得到以下結(jié)論：

1) 從長期均衡上看，民勤綠洲農(nóng)業(yè)系統(tǒng)存在“過度種植放牧、水資源短缺、土地退化”三者間的惡性循環(huán)，這與早年楊永春的研究結(jié)論一致[5]。種植面積擴大以及養(yǎng)殖規(guī)模的提高，對水資源的需求日益加深；地下水超采，進一步造成地下水水位下降、水質(zhì)惡化，水資源短缺問題日趨嚴(yán)峻；而利用高鹽度的地下水用于農(nóng)業(yè)灌溉，加劇土壤鹽漬化；土地退化問題的加重，在造成沙塵暴天氣增多的同時，也導(dǎo)致耕地單位面積產(chǎn)量下降，而人類只能通過進一步擴大生產(chǎn)規(guī)模來滿足自身生活和經(jīng)濟利益需求。

2) 從短期波動上看，天氣條件和地下水資源在系統(tǒng)偏離長期均衡的情況下，自身響應(yīng)速度最快。在對荒漠化地區(qū)進行監(jiān)測時，應(yīng)當(dāng)優(yōu)先選擇變化劇烈、對微小變化敏感，調(diào)整速度快的因素，通常沙塵暴天氣的變化情況被認(rèn)為是一種監(jiān)測荒漠化的有效方式[36-38]。此外，代表地下水資源情況的機井?dāng)?shù)指標(biāo)也被認(rèn)為是有效監(jiān)測荒漠化的指標(biāo)[39-40]。

3) 受其他因素的影響，農(nóng)業(yè)相關(guān)部門對種植業(yè)和畜牧業(yè)的調(diào)控存在一定的滯后作用。在向量誤差修正模型分析基礎(chǔ)上，結(jié)合Granger因果檢驗發(fā)現(xiàn)，造成沙塵暴的主要Granger原因是人均羊只存欄數(shù)和人均機井?dāng)?shù)。早在2006年，孫丹峰等就發(fā)現(xiàn)戶均羊只存欄數(shù)是荒漠化風(fēng)險評價的重要指標(biāo)，進而建議減少放牧能夠有效減緩民勤荒漠化[41]。除此之外，民勤土地退化沙塵暴加劇的另一本質(zhì)原因在于水資源短缺，尤其是地下水資源。據(jù)統(tǒng)計，每年用于灌溉的地下水高達3.0×108～3.5×108m3，地下水礦化度從6 g·L-1上升到16 g·L-1，高礦化度地下水用于灌溉，造成土壤鹽漬化，土地退化加劇[42]。因此，為了實現(xiàn)民勤農(nóng)業(yè)系統(tǒng)的可持續(xù)發(fā)展，在治理民勤綠洲過程中除了減少放牧外，還要加強對水資源的合理管理。

本研究對民勤綠洲農(nóng)業(yè)系統(tǒng)的研究是從種植業(yè)、畜牧業(yè)、水資源條件、天氣等角度出發(fā)，找尋各子系統(tǒng)在土地退化條件下的變化規(guī)律，而實際上荒漠化是綜合因素作用的結(jié)果，隨著科技發(fā)展、技術(shù)投入對整個系統(tǒng)的演化也會有直接或間接的影響，因此有必要補充其他因素的作用分析。本研究中應(yīng)用VECM，更多地是將它作為一個動態(tài)均衡系統(tǒng)，探尋系統(tǒng)長期均衡狀態(tài)以及短期波動情況，然而由于模型結(jié)構(gòu)約束問題(政府干預(yù))的存在，會對模型宏觀預(yù)測造成阻礙，直接采用VECM進行預(yù)測會產(chǎn)生一定偏差。因此，未來研究中可以在加入結(jié)構(gòu)約束這一限制條件下，對模型加以預(yù)測，提高模型預(yù)測的準(zhǔn)確性。此外，協(xié)整分析方法主要針對時間尺度的分析，未來有必要針對協(xié)整分析結(jié)果加入3S技術(shù)的空間尺度研究，時空結(jié)合實現(xiàn)對民勤綠洲農(nóng)業(yè)系統(tǒng)變化更加精確的定量分析，從而為西部干旱區(qū)農(nóng)業(yè)系統(tǒng)的協(xié)調(diào)可持續(xù)發(fā)展提供決策與技術(shù)支持。

參 考 文 獻：

[1]安富博, 丁峰. 甘肅省民勤縣土地荒漠化的發(fā)展趨勢及其防治[J].干旱區(qū)資源與環(huán)境,2000,14(2):41-47.

[2]王啟武,尹桂榮.民勤縣生態(tài)危機分析及其對策[J].甘肅聯(lián)合大學(xué)學(xué)報(社會科學(xué)版),2002,18(4):1-5.

[3]李香云,楊君,王立新.干旱區(qū)土地荒漠化的人為驅(qū)動作用分析——以塔里木河流域為例[J].資源科學(xué),2004,26(5):30-37.

[4]朱永杰.民勤生態(tài)環(huán)境問題的社會經(jīng)濟原因分析[J].北京林業(yè)大學(xué)學(xué)報(社會科學(xué)版),2006,(Z2):44-47.

[5]楊永春.干旱區(qū)流域下游綠洲環(huán)境變化及其成因分析——以甘肅省河西地區(qū)石羊河流域下游民勤縣為例[J].人文地理,2003,18(4):42-47.

[6]樊自立,徐曼,馬英杰,等.歷史時期西北干旱區(qū)生態(tài)環(huán)境演變規(guī)律和驅(qū)動力[J]. 干旱區(qū)地理,2005,28(6):723-728.

[7]宋冬梅,肖篤寧,張志城,等.甘肅民勤綠洲的景觀格局變化及驅(qū)動力分析[J].應(yīng)用生態(tài)學(xué)報,2003,14(4):535-539.

[8]戴晟懋,邱國玉,趙明.甘肅民勤綠洲荒漠化防治研究[J].干旱區(qū)研究,2008,25(3):319-324.

[9]馬立鵬,李曉兵.甘肅省荒漠化宏觀監(jiān)測研究[J].中國沙漠,2002,22(2):122-128.

[10]羅先香,楊建強.基于GIS的荒漠化系統(tǒng)中人文作用的定量分析[J].干旱區(qū)資源與環(huán)境,2005,19(6):28-32.

[11]武稱意,郭百平,李慶和,等.基于RS和GIS的鹽池縣土地荒漠化演化規(guī)律研究[J]. 中國水土保持,2008,(11):48-50.

[12]魏懷東,周蘭萍,徐先英,等.2003—2008年甘肅民勤綠洲土地荒漠化動態(tài)監(jiān)測[J].干旱區(qū)研究,2011,28(4):572-579.

[13]李虎,陳冬花,慈龍駿,等.新疆艾比湖地區(qū)土地荒漠化時空格局的變化[J].中國水土保持科學(xué),2008,6(4):28-32.

[14]徐海量,陳亞寧.塔里木河下游荒漠化多元回歸模型分析[J].干旱區(qū)資源與環(huán)境,2003,17(4):78-82.

[15]林長存.民勤縣農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)特征的時間序列分析[J].寧夏農(nóng)林科技,2012,53(7):129-130.

[16]王楓葉,劉普幸,徐左軍.石羊河下游民勤綠洲農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)動態(tài)研究[J].人民黃河,2009,31(11):64-65.

[17]蔣志榮,安力,柴成武.民勤縣荒漠化影響因素定量分析[J].中國沙漠,2008,28(1):35-38.

[18]張勃,劉秀麗.基于ARIMA模型的生態(tài)足跡動態(tài)模擬和預(yù)測——以甘肅省為例[J].生態(tài)學(xué)報,2011,31(20):6251-6260.

[19]張軍謀,石惠春.基于能值分析的干旱區(qū)農(nóng)業(yè)生態(tài)經(jīng)濟系統(tǒng)可持續(xù)發(fā)展研究——以石羊河下游民勤縣為例[J].水土保持通報,2012,32(1):150-155.

[20]賴力,黃賢金,劉偉良.區(qū)域人均生態(tài)足跡的社會經(jīng)濟驅(qū)動模型——以1995—2003年江蘇人均足跡為例[J].資源科學(xué),2006,28(1):14-18.

[21]方建德,楊揚,葉堤,等.重慶市生態(tài)足跡時間序列動態(tài)特征及其驅(qū)動因子分析[J].生態(tài)環(huán)境學(xué)報,2009,18(4):1337-1341.

[22]陳發(fā)虎.民勤綠洲的開發(fā)與演變——近2000年土地利用/土地覆蓋變化研究[M].北京：科學(xué)出版社,2008.

[23]民勤縣統(tǒng)計局.民勤縣社會經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒[M].北京：中國統(tǒng)計出版社，1957—2009.

[24]民勤縣統(tǒng)計局.數(shù)字民勤1949—2009[M].北京：中國統(tǒng)計出版社，2010.

[25]白雪梅,趙松山.協(xié)整及誤差修正模型[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究,1998,15(8):39-42.

[26]龍開勝,陳利根.耕地資源數(shù)量與經(jīng)濟發(fā)展和城鄉(xiāng)收入關(guān)系的計量分析[J].資源科學(xué),2007,29(4):139-145.

[27]張興平,趙旭,顧蕊.我國煤炭消費與經(jīng)濟增長關(guān)系的多變量協(xié)整分析[J].煤炭學(xué)報,2008,33(6):713-716.

[28]李序穎,岳丹,顧嵐.我國交通貨物運輸量的時間序列分析[J].系統(tǒng)工程理論與實踐,2005,25(1):49-55.

[29]李子奈.高級應(yīng)用計量經(jīng)濟學(xué)[M].北京：清華大學(xué)出版社,2012.

[30]李亞明,佟仁城.中國房地產(chǎn)財富效應(yīng)的協(xié)整分析和誤差修正模型[J].系統(tǒng)工程理論與實踐,2007,27(11):1-6.

[31]李儉富,馬永開.基于證券價格時間序列的協(xié)整優(yōu)化指數(shù)跟蹤方法研究[J].系統(tǒng)工程理論與實踐,2006,26(11):17-25.

[32]徐群,韓雯,程毅.上海農(nóng)業(yè)發(fā)展的實證檢驗1978—2009[J].統(tǒng)計與決策,2011,(7):118-121.

[33]韓瑞玲,佟連軍,佟偉銘,等.基于分解模型與VEC模型的沈陽經(jīng)濟區(qū)經(jīng)濟與環(huán)境時空關(guān)系研究[J].環(huán)境科學(xué)學(xué)報,2012,32(5):1261-1269.

[34]高鐵梅.計量經(jīng)濟學(xué)分析方法與建模[M].北京：清華大學(xué)出版社,2006.

[35]葉浩,濮勵杰.江蘇省耕地面積變化與經(jīng)濟增長的協(xié)整性與因果關(guān)系分析[J].自然資源,2007,22(5):766-774.

[36]李鋒.荒漠化監(jiān)測中生態(tài)環(huán)境與社會經(jīng)濟評價指標(biāo)體系及評價方法的研究[J].干旱環(huán)境監(jiān)測,1997,11(1):1-5.

[37]賈寶全,慈龍駿,高志海,等.綠洲荒漠化及其評價指標(biāo)體系的初步探討[J].干旱區(qū)研究,2001,18(2):19-24.

[38]胡麗莉.1953—2010年民勤縣沙塵暴變化趨勢分析[J].現(xiàn)代農(nóng)業(yè)科技,2011,(19):21-25.

[39]孫雪濤.民勤綠洲水資源利用的歷史現(xiàn)狀和未來[J].中國工程科學(xué),2004,6(1):1-9.

[40]吳希瑞.石羊河流域生態(tài)治理措施[J].甘肅水利水電技術(shù),2009,45(6):63-64.

[41]孫丹峰.民勤1988—1997年間土地荒漠化社會經(jīng)濟驅(qū)動力分析[J].農(nóng)業(yè)工程學(xué)報,2005,21(13):131-135.

[42]徐先英,丁國棟,高志海,等.近50年民勤綠洲生態(tài)環(huán)境演變及綜合治理對策[J].中國水土保持科學(xué),2006,4(1):41-48.

Co-integration analysis of Minqin oasis agricultural systems

LI Xiao-lin1, LIU Xiao-na2, SUN Dan-feng3

(1.CollegeofEnvironmentalSciencesandEngineering,SouthwestForestryUniversity,Kunming,Yunnan650224,China;

2.InstituteofComprehensiveResearch,BeijingAcademyofAgricultureandForestrySciences,Beijing100097,China;

3.DepartmentofLandResourcesManagement,CollegeofResourceandEnvironmentalScience,

ChinaAgriculturalUniversity,Beijing100193,China)

Abstract：Based on long time series statistical data from 1956 to 2008, the general changes of agricultural production system (crop and livestock) and environmental system under the condition of land degradation in Minqin oasis were analyzed comprehensively using the method of the Johansen co-integration vectors model. Vector error correction model and Granger causality tests were adopted to examine the interactions among different systems. Through the analyses of the long-term equilibrium relationship and short-term fluctuation in agricultural system, the adjustment of agricultural structure and comprehensive management policies of the Shiyang river basin would be supported. The result showed that under the condition of land degradation, there was a long time co-integration relationship between agriculture production system and environmental system, which avoided agricultural system crash. Whereas, there was a vicious circle among extensive crop production expansions, groundwater overdraw, overgrazing and sever land and water resources degradation. Additionally, in light of short term fluctuations deviated from the long run equilibrium, the adjusting speed of weather (sand storms) and groundwater resources (motor-pumped well number) were the fastest, which were 0.9129 and -1.2583, respectively. Dust storms times and motor-pumped well were chosen to monitor desertification. Moreover, the result of Granger causality tests showed that sheep population and groundwater resources (motor-pumped well number) were the granger reason of sand and dust storms. With the development of animal husbandry, carrying capacity of nature was exhaust, and frequencies of dust storms were increased. Exploitation of groundwater caused degradation of local water resources, the deaths and the recession of vegetation. Thus, reducing grazing and effective management of groundwater resources could counteract desertification in arid western region.

Keywords:agricultural system; johansen co-integration; vector error correction model (VECM); Granger causality; Minqin oasis

中圖分類號：F301

文獻標(biāo)志碼：A

通信作者：孫丹峰，教授，研究方向為自然生態(tài)脆弱區(qū)土地退化及其驅(qū)動機制研究。E-mail:sundf@cau.edu.cn。

作者簡介：李曉琳(1988—)，女，云南大理人，碩士，主要從事自然生態(tài)脆弱區(qū)土地退化及其驅(qū)動機制研究。E-mail：taqilxl@163.com。

基金項目：國家自然科學(xué)基金(41071146)；西南林業(yè)大學(xué)生態(tài)學(xué)優(yōu)勢特色重點學(xué)科開放基金

收稿日期：2015-01-10

doi:10.7606/j.issn.1000-7601.2016.01.43

文章編號：1000-7601(2016)01-0279-09