趙曉翠, 連 坡, 王繼軍,, 胡小寧, 李 玥, 韓曉佳

(1.西北農(nóng)林科技大學(xué), 陜西 楊凌712100; 2.中國科學(xué)院 水利部 水土保持研究所, 陜西 楊凌712100)

2018年，全國共有水土流失面積273.69萬km2。其中水力侵蝕面積115.09萬km2，風(fēng)力侵蝕面積158.60萬km2。與第一次全國水利普查(2011年)相比，全國水土流失面積減少了21.23萬km2，減幅7.20%[1]。在水土流失治理過程中，水土保持技術(shù)發(fā)揮了巨大作用。水土保持技術(shù)指在水土流失地區(qū)，運(yùn)用水土保持學(xué)、生態(tài)經(jīng)濟(jì)學(xué)等相關(guān)理論，以水土保持為目的，優(yōu)化資源、協(xié)調(diào)資源與農(nóng)業(yè)協(xié)同發(fā)展而采取的工程技術(shù)、耕作技術(shù)、生物技術(shù)的總稱[2]。

目前水土保持技術(shù)的研究傾向于技術(shù)的保存率[3-5]、效益評價[6-8]、優(yōu)化配置等[9-13]。農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)與資源的研究主要集中在產(chǎn)業(yè)與資源之間關(guān)系的分析[14-16]。關(guān)于水土保持技術(shù)與其直接作用對象(農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)、資源)的研究相對匱乏，從相關(guān)及相近研究來看，汪陽潔[17]運(yùn)用灰色關(guān)聯(lián)度分析了黃土丘陵區(qū)退耕還林工程對農(nóng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)的影響，表明了退耕還林工程在資源與產(chǎn)業(yè)耦合中沒有發(fā)揮正面促進(jìn)作用;夏自蘭等[18]以紙坊溝流域?yàn)槔?，利用耦合協(xié)調(diào)度模型和DEA方法，分析了水土保持下農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)—資源系統(tǒng)耦合效應(yīng)，表明了一系列水土保持政策和措施明顯改善了資源環(huán)境、促進(jìn)了產(chǎn)業(yè)發(fā)展;姚文秀等[19]以吳起縣為例，運(yùn)用年鑒數(shù)據(jù)和調(diào)研數(shù)據(jù)，探討了退耕還林工程背景下的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)—資源耦合響應(yīng)，表明了退耕還林工程的實(shí)施雖然增加了農(nóng)業(yè)資源量，但農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)并沒有得到相應(yīng)的發(fā)展;梅花等[20]利用耦合協(xié)調(diào)度分析了安塞縣水土保持工程與農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)—資源系統(tǒng)的互動過程，將其劃分為4個階段:協(xié)調(diào)化發(fā)展階段、耗損發(fā)展階段、限制農(nóng)業(yè)發(fā)展階段、掠奪式發(fā)展階段。這些研究多從靜態(tài)角度分析了水土保持技術(shù)對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)、農(nóng)業(yè)資源的作用，恰恰忽略了該影響作用在不同時段可能發(fā)生的動態(tài)變化。因此，有必要理清水土保持技術(shù)、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)、農(nóng)業(yè)資源三者之間的動態(tài)關(guān)系，以便理解其內(nèi)在的關(guān)聯(lián)機(jī)制與影響變化。

鑒于比較分析、結(jié)構(gòu)分析等傳統(tǒng)靜態(tài)分析方法對于揭示水土保持技術(shù)與農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)、資源之間的動態(tài)關(guān)系有相當(dāng)?shù)木窒扌裕狙芯繑M采用向量自回歸模型(VAR)分析流域?qū)用娴幕ヰ佇?yīng)。向量自回歸模型是一種常用的計量經(jīng)濟(jì)模型，由Sims在1980年提出，它擴(kuò)充了只能使用一個變量的自回歸模型，因此經(jīng)常用在多變量時間序列模型的分析上。與傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)計量模型相比，VAR模型不以嚴(yán)格的經(jīng)濟(jì)理論為依據(jù)，對參數(shù)不施加零約束，模型中的解釋變量不包括任何當(dāng)期變量，避免了因經(jīng)濟(jì)理論不完善、造成對內(nèi)生變量和外生變量劃分的主觀隨意性等復(fù)雜問題。因此，對于研究多變量之間的動態(tài)關(guān)系，VAR模型具有獨(dú)特的適用性?？h南溝流域是黃土高原丘陵溝壑區(qū)的典型代表流域，也是退耕還林工程的試點(diǎn)流域。研究該流域水土保持技術(shù)與農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)、資源之間的動態(tài)關(guān)系具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

基于以上背景，本文選用縣南溝流域2000—2016年的農(nóng)業(yè)宏觀數(shù)據(jù)，運(yùn)用向量自回歸(VAR)模型，分析水土保持技術(shù)、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)、農(nóng)業(yè)資源三者之間的動態(tài)關(guān)系，旨在為流域內(nèi)水土保持技術(shù)的更新、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展、農(nóng)業(yè)資源的利用提供參考依據(jù)。

1 研究區(qū)概況

縣南溝流域位于陜西省安塞縣沿河灣鎮(zhèn)，東經(jīng)109°12′12″—109°22′12″，北緯36°41′24″—36°46′12″。流域內(nèi)梁峁起伏、地形破碎，流域面積50.64 km2；該流域年降水量為500～550 mm，降雨分配不均，主要集中在7—9月，年平均氣溫8.8℃，在氣候上處于半干旱向半濕潤過渡區(qū)。流域內(nèi)土壤以黃綿土為主，其次為黑壚土，而淤積土和紅膠土面積則相對較少?？h南溝流域包括3個行政村中的17個村民小組，寨子灣(皮塔村、寨子灣、桑塔村、孫岔村、何塌村)，方家河(張坪村、崖堯村、窯灣村、灰條咀、社科村、方家河村、黃柏梁村、永豐堯村、畔坡山村)，沿河灣鎮(zhèn)后街(磚窯溝村、朱鳳臺村、新莊洼村)。該流域2017年有753戶，共2 529人，人均年收入8 356元。流域內(nèi)主要產(chǎn)業(yè)為種植業(yè)、林果業(yè)、棚栽業(yè)、畜牧業(yè)。

2 研究方法與指標(biāo)選取

2.1 向量自回歸模型

向量自回歸模型(VAR)是非結(jié)構(gòu)化的多方程模型，通常用于多變量時間序列系統(tǒng)的預(yù)測和描述隨機(jī)擾動對變量系統(tǒng)的動態(tài)影響[21]。本文以三變量為例，其模型形式如下:

式中:Yt=(STBCJSt,NYCYt,NYZYt)'是3×1的時間序列向量(STBCJS,NYCY,NYZY分別為水土保持技術(shù)、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)、農(nóng)業(yè)資源)；c是3×1常數(shù)向量；A是3×3的待估計參數(shù)矩陣；P是模型滯后階數(shù)；et是3×1隨機(jī)擾動向量，且滿足cov(et,es)=0(t≠s)。通過對該模型的估計，一方面可以檢驗(yàn)3個變量是否受到彼此的歷史變動的影響，另一方面還可給出在一定滯后期中各變量間動態(tài)的影響程度。

2.2 指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來源

2.2.1 指標(biāo)選取 基于已有指標(biāo)的選取依據(jù)[22-23]，本文指標(biāo)變量選取見表1。

表1 VAR模型指標(biāo)變量解釋

2.2.2 數(shù)據(jù)來源 本文選擇的時間跨度為2000—2016年，農(nóng)業(yè)資源、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)相關(guān)指標(biāo)數(shù)據(jù)來源于課題組在縣南溝流域的長期監(jiān)測數(shù)據(jù)集和2018年8月的農(nóng)戶調(diào)查。水土保持技術(shù)相關(guān)指標(biāo)數(shù)據(jù)通過對該流域重要人物面對面訪談進(jìn)行獲取。調(diào)查內(nèi)容包括:水土保持技術(shù)發(fā)展變化過程、水土保持技術(shù)使用情況、水土保持技術(shù)的適宜程度、退耕還林情況等。

3 模型與實(shí)證分析

3.1 ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由于大多數(shù)時間序列是非平穩(wěn)的，直接對這些時間序列進(jìn)行回歸容易產(chǎn)生偽回歸現(xiàn)象，為了解決這一問題，模型建立之前，首先需要對各時間序列進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表2。

表2 各變量ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

從表2可以看出，STBCJS，NYCY，NYZY3個變量通過了ADF單位根檢驗(yàn)，均為平穩(wěn)序列，因此可以構(gòu)建VAR模型。

3.2 滯后階數(shù)選擇

對于模型來說，滯后階數(shù)的選擇也同等重要，選擇標(biāo)準(zhǔn)根據(jù)赤池信息量準(zhǔn)則(AIC)最小準(zhǔn)則和施瓦茨準(zhǔn)則(SC)最小準(zhǔn)則來進(jìn)行選擇，結(jié)果見表3,VAR模型的最佳滯后為3階。

表3 VAR模型滯后階數(shù)選擇

3.3 模型平穩(wěn)性檢驗(yàn)

模型的穩(wěn)定性通過AR根進(jìn)行檢驗(yàn)，即VAR模型所有特征根的倒數(shù)都在單位圓內(nèi)。由于3個序列均是3階，因此共有9個根。從圖1中可以看出，所有特征根的倒數(shù)均在圓內(nèi)，表明模型是穩(wěn)定的。

圖1 VAR平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

3.4 格蘭杰因果檢驗(yàn)

格蘭杰(Granger)因果檢驗(yàn)是考察序列變量之間因果關(guān)系的一種方法，表4為各變量的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果。p值越小，表明各變量在Granger意義上的解釋能力越強(qiáng)[25]。

從表4可以看出，p值均小于0.05，拒絕原假設(shè)。說明水土保持技術(shù)、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)、農(nóng)業(yè)資源三者之間存在雙向格蘭杰因果關(guān)系。

表4 格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果

3.5 變量的脈沖響應(yīng)分析

VAR模型主要是分析系統(tǒng)的動態(tài)特征，即通過脈沖響應(yīng)函數(shù)來刻畫每個內(nèi)生變量的變動或沖擊對自身及所有其他內(nèi)生變量產(chǎn)生的影響。圖形含義為當(dāng)自變量變化時，因變量受到的影響以及在不同時期的變化(圖2)。

圖2 水土保持技術(shù)對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)沖擊響應(yīng)函數(shù)(A)、水土保持技術(shù)對農(nóng)業(yè)資源沖擊響應(yīng)函數(shù)(B)

從圖2A可以看出當(dāng)水土保持技術(shù)受到一個正向沖擊時，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)即刻沒有產(chǎn)生脈沖響應(yīng)，在第3期達(dá)到最大值，第6期出現(xiàn)明顯的負(fù)向影響，直到第12期慢慢上升趨于穩(wěn)定態(tài)勢。說明梯田技術(shù)、壟溝技術(shù)的實(shí)施，改變了傳統(tǒng)的生產(chǎn)方式，變廣種薄收為少種高產(chǎn)多收，但受禁牧政策的影響，林草技術(shù)的應(yīng)用降低了農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展空間。因此，隨著滯后期數(shù)的增加，水土保持技術(shù)對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的響應(yīng)值趨近于0。從圖2B可以看出當(dāng)水土保持技術(shù)受到一個正向沖擊后，在第1期對農(nóng)業(yè)資源就有正向影響，第2期達(dá)到最大值，隨后開始遞減最終趨于穩(wěn)定。前3期影響較大，第4期開始響應(yīng)值較小，逐漸趨近于0。說明了水土保持技術(shù)實(shí)施初期，林草技術(shù)的應(yīng)用促使農(nóng)業(yè)資源量迅速增加，直到退耕還林工程結(jié)束，農(nóng)林牧土地面積趨于穩(wěn)定，農(nóng)業(yè)資源量處于穩(wěn)定態(tài)勢。因此，水土保持技術(shù)對農(nóng)業(yè)資源的沖擊時期較短且后期影響趨近于0。

從圖3A可以看出給農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)一個正向沖擊，第1期水土保持技術(shù)的響應(yīng)值為0，在第4期達(dá)到最大的負(fù)向影響，隨后逐漸減弱，負(fù)向作用趨于0。說明農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對水土保持技術(shù)的采用產(chǎn)生了阻撓作用，但這種阻撓作用在減弱。原因在于農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展影響農(nóng)民的經(jīng)濟(jì)收入，農(nóng)民生活水平的改善與思想觀念的提高影響水土保持技術(shù)的實(shí)施。20世紀(jì)80—90年代，相關(guān)科研單位在縣南溝流域開始實(shí)施水土保持技術(shù)，1999年，退耕還林工程的實(shí)施，尤其是林草技術(shù)，大面積耕地的減少讓以種植為生的農(nóng)民無法接受，因此，初期水土保持技術(shù)的實(shí)施受到了阻礙，產(chǎn)生了負(fù)向影響。隨著思想認(rèn)識的提高和產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，負(fù)向作用減弱趨向0。圖3B可以看出給農(nóng)業(yè)資源一個正向沖擊，水土保持技術(shù)在第2期達(dá)到最大響應(yīng)值，隨著滯后期數(shù)的增加，振蕩幅度慢慢減小，由第3期的-0.000 630增加為第12期的0.000 124。說明農(nóng)業(yè)資源在短期內(nèi)對水土保持技術(shù)有正向效應(yīng)，并且隨著時間序列的增加，負(fù)向效應(yīng)逐漸趨于0，最終達(dá)到穩(wěn)定態(tài)勢。水土保持技術(shù)實(shí)施初期，資源改良空間較大，主要集中在林草資源方面，隨著技術(shù)的應(yīng)用與發(fā)展，資源未被有效利用，人們對資源的擁有量達(dá)到了需求極限，故持續(xù)在0附近波動。

圖3 農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)對水土保持技術(shù)沖擊響應(yīng)函數(shù)(A)、農(nóng)業(yè)資源對水土保持技術(shù)沖擊響應(yīng)函數(shù)(B)

圖4A給農(nóng)業(yè)資源一個正向沖擊，前3期對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生正向影響，第4期出現(xiàn)負(fù)向影響，最終響應(yīng)值趨近于0。退耕還林初期，林草技術(shù)的應(yīng)用大幅度提高了農(nóng)業(yè)資源量，為了維持退耕還林成果，政府實(shí)行了禁牧政策，再加之比較利益等，畜牧產(chǎn)業(yè)收縮，導(dǎo)致大量林草資源閑置，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展并未很好的建立在農(nóng)業(yè)資源的有效利用之上。圖4B可以看出給農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)一個正向沖擊后，在第1期，農(nóng)業(yè)資源就產(chǎn)生了最大正影響，第2期達(dá)到最大負(fù)影響，隨后慢慢回升，第12期的響應(yīng)數(shù)值為-0.000 160，接近于0，慢慢趨于穩(wěn)定態(tài)勢。退耕還林工程實(shí)施期間，為了提高農(nóng)村經(jīng)濟(jì)和農(nóng)民生活水平，政府推廣發(fā)展果樹產(chǎn)業(yè)和高校設(shè)施農(nóng)業(yè)等，但隨著社會的發(fā)展，家庭收入來源的多元化致使人們花費(fèi)很少的精力在農(nóng)業(yè)方面，大多數(shù)的農(nóng)民依賴于農(nóng)業(yè)系統(tǒng)之外的能量，因此，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展變化對農(nóng)業(yè)資源的影響很小。

圖4 農(nóng)業(yè)資源對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)沖擊響應(yīng)函數(shù)(A)、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)對農(nóng)業(yè)資源沖擊響應(yīng)函數(shù)(B)

從脈沖響應(yīng)圖的總體來看，前幾期各變量的影響程度都比較大，這一現(xiàn)象與現(xiàn)實(shí)相符。1999年縣南溝流域?qū)嵤┩烁€林工程，林草技術(shù)為主，梯田技術(shù)、壟溝種植技術(shù)等為輔，與此同時，政府部門為求致富，極力推廣果樹產(chǎn)業(yè)、高校設(shè)施農(nóng)業(yè)等，因此，水土保持技術(shù)實(shí)施初期，對于農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展、農(nóng)業(yè)資源的利用都產(chǎn)生了極大影響。隨著滯后期數(shù)的增加，各變量的響應(yīng)值呈現(xiàn)向零效應(yīng)收斂的跡象。原因在于:2008年，嚴(yán)重的水土流失基本得到治理，環(huán)境顯著改善，農(nóng)林牧土地面積趨于穩(wěn)定，流域內(nèi)主要產(chǎn)業(yè)已形成。因此，導(dǎo)致各變量的響應(yīng)值趨于0，從另一個角度說明了，目前水土保持技術(shù)的更新、農(nóng)業(yè)資源的利用、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展都有待我們進(jìn)一步去研究、優(yōu)化。

3.6 方差分解

方差分解是通過分析每一個結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)度，進(jìn)一步評價不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性。本文將分析水土保持技術(shù)(STBCJS)、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)(NYCY)、農(nóng)業(yè)資源(NYZY)三者分別對水土保持技術(shù)(STBCJS)、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)(NYCY)、農(nóng)業(yè)資源(NYZY)變動的貢獻(xiàn)程度。分析結(jié)果見表5—7。縱向表示滯后期數(shù)(單位：年)，橫向表示各變化量的貢獻(xiàn)度(%)。

表5 水土保持技術(shù)(STBCJS)的方差分析 %

由表5可知，隨著滯后期的增加，水土保持技術(shù)對其自身的方差貢獻(xiàn)率呈下降趨勢，直到第12期方差貢獻(xiàn)率為48.95%。農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)對水土保持技術(shù)的方差貢獻(xiàn)率呈上升趨勢，從第1期的0增長到第12期的48.94%。農(nóng)業(yè)資源對水土保持技術(shù)的貢獻(xiàn)率從第2期的1.31%上升到第12期的2.1%。農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)對水土保持技術(shù)的方差貢獻(xiàn)率從始至終都高于農(nóng)業(yè)資源對水土保持技術(shù)的方差貢獻(xiàn)率。反映了影響水土保持技術(shù)應(yīng)用的最大影響因素是技術(shù)本身，其次農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的貢獻(xiàn)率僅次于水土保持技術(shù)自身的貢獻(xiàn)率。表明了一項(xiàng)技術(shù)的使用，首先要考慮區(qū)位特征、地形地貌、自然條件等，其次再考慮經(jīng)濟(jì)發(fā)展需求等。

由表6可知，第1期，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)對自身的方差貢獻(xiàn)達(dá)到最大值98.91%，水土保持技術(shù)對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的方差貢獻(xiàn)率為1.09%，農(nóng)業(yè)資源對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的方差貢獻(xiàn)率為0。第2期開始，水土保持技術(shù)對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的方差貢獻(xiàn)率持續(xù)增加，直到第12期的方差貢獻(xiàn)率為62.27%；農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)對其自身的貢獻(xiàn)率開始遞減，直到第12期貢獻(xiàn)率為36.09%。除第1期外，水土保持技術(shù)對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的貢獻(xiàn)率都高于農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)對自身的貢獻(xiàn)率。反映了影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的最大因素是水土保持技術(shù)，林草技術(shù)、梯田技術(shù)、壟溝種植技術(shù)等的應(yīng)用改變了農(nóng)民生產(chǎn)生活方式，提高了農(nóng)民經(jīng)濟(jì)效益。農(nóng)業(yè)資源對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的方差貢獻(xiàn)率從第1期開始遞增，到第8期增加為1.64%，此后的貢獻(xiàn)率一直維持在1.64%左右。這與脈沖響應(yīng)函數(shù)的分析結(jié)果一致。

表6 農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)(NYCY)的方差分析 %

由表7可知，第1期農(nóng)業(yè)資源對于其自身的的方差貢獻(xiàn)率為13.91%，第2開始遞減，第8期開始回升，直到第12期，貢獻(xiàn)率緩慢增加至3.26%。水土保持技術(shù)對農(nóng)業(yè)資源的方差貢獻(xiàn)率在第1期為最小值3.39%，第2期達(dá)到了最大值63.63%，隨后開始逐漸下降，直到第12期的貢獻(xiàn)率為46.67%。農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)對農(nóng)業(yè)資源的方差貢獻(xiàn)率在第1期達(dá)到最大值82.70%，第2期為最小值33.92%，隨后開始增加，直到第12期的貢獻(xiàn)率維持在50%左右。第2—4期，水土保持技術(shù)的貢獻(xiàn)率比農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的貢獻(xiàn)率大，第5—12期，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)貢獻(xiàn)率超過了水土保持技術(shù)貢獻(xiàn)率。反映出前期農(nóng)業(yè)資源的變化受水土保持技術(shù)應(yīng)用的影響，后期主要受農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響。

表7 農(nóng)業(yè)資源(NYZY)的方差分析 %

4 討論與結(jié)論

本文通過構(gòu)建向量自回歸模型(VAR)，運(yùn)用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解等方法，明確了水土保持技術(shù)、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)、農(nóng)業(yè)資源三者間構(gòu)成雙向因果關(guān)系。說明水土保持技術(shù)的實(shí)施引起農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)、資源的變化，同時農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)、資源的變化反作用于水土保持技術(shù)。

(1) 水土保持技術(shù)、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)、農(nóng)業(yè)資源之間存在反饋?zhàn)饔?。對于縣南溝流域而言，負(fù)向作用時期較長，但隨著滯后期數(shù)的增加，負(fù)向作用逐漸減弱趨向0，隨著水土保持技術(shù)的應(yīng)用和實(shí)施，技術(shù)效益的顯化、農(nóng)民思想意識的提高，這種負(fù)向作用逐漸減弱。

(2) 水土保持技術(shù)應(yīng)用的最大影響因素是技術(shù)本身;農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的最大影響因素是水土保持技術(shù)應(yīng)用;農(nóng)業(yè)資源前期最大影響因素是水土保持技術(shù)應(yīng)用，后期最大影響因素是農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展。說明了農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展、資源的利用都離不開水土保持技術(shù)的使用，然而水土保持技術(shù)實(shí)施的前提條件是滿足技術(shù)自身所需。因此，未來水土保持技術(shù)更新、優(yōu)化在優(yōu)先考慮技術(shù)相宜性(與專家的判定和對縣南溝流域的評估結(jié)果一致)的基礎(chǔ)上，還需要考慮經(jīng)濟(jì)發(fā)展、社會需求以及生態(tài)環(huán)境條件等。