民勤綠洲農(nóng)業(yè)系統(tǒng)變化的協(xié)整分析

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(guó)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)

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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(guó)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(zhǎng)時(shí)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(guò)建立向量誤差修正模型(VECM)和Granger因果檢驗(yàn)方法，進(jìn)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(zhǎng)期均衡關(guān)系和短期波動(dòng)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(gè)長(zhǎng)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(guò)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(zhǎng)期均衡態(tài)還存在短期的波動(dòng)，其中天氣條件(沙塵暴次數(shù))和地下水資源(機(jī)井?dāng)?shù))開(kāi)采調(diào)整回均衡態(tài)的貢獻(xiàn)顯著，向量誤差修正模型前系數(shù)絕對(duì)值分別為0.9129和-1.2583，遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于其他指標(biāo)；在對(duì)荒漠化地區(qū)進(jìn)行監(jiān)測(cè)時(shí)，應(yīng)當(dāng)優(yōu)先選擇沙塵暴天氣數(shù)和機(jī)井?dāng)?shù)等指標(biāo)；(3)Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果表明，羊只存欄數(shù)和地下水資源(機(jī)井?dāng)?shù))開(kāi)采是沙塵暴次數(shù)的Granger原因。畜牧業(yè)的發(fā)展，超過(guò)草場(chǎng)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(guò)減少放牧和有效管理地下水資源來(lái)實(shí)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(yàn)；民勤綠洲

中國(guó)在21世紀(jì)進(jìn)入經(jīng)濟(jì)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(duì)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(hù)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(wèn)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(guó)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(dòng)(過(guò)度放牧、盲目擴(kuò)大種植面積、超采地下水等)[3-4]，近50年來(lái)尤其是在1956年到2008年禁止荒漠腹地打井開(kāi)荒政策實(shí)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(wèn)題日趨嚴(yán)峻，造成過(guò)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(yùn)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(jī)制，對(duì)國(guó)家推行重點(diǎn)生態(tài)修復(fù)工程，合理評(píng)價(jià)現(xiàn)行荒漠化政策的有效性(禁止荒漠腹地打井開(kāi)荒等)，防治和減緩荒漠化，實(shí)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(shí)踐價(jià)值。

對(duì)荒漠化條件下農(nóng)業(yè)系統(tǒng)的研究主要從空間和時(shí)間兩個(gè)尺度開(kāi)展?？臻g尺度的研究，主要運(yùn)用3S技術(shù)進(jìn)行土地利用變化、荒漠化評(píng)價(jià)監(jiān)測(cè)、土地利用景觀格局分析來(lái)獲取荒漠化空間演化規(guī)律，但是利用不同時(shí)段多幅遙感圖像疊加分析存在時(shí)間間隔過(guò)長(zhǎng)、規(guī)律發(fā)現(xiàn)滯后于變化發(fā)生的問(wèn)題[7-13]，起不到預(yù)測(cè)和事前調(diào)控的作用，進(jìn)而影響以此為依據(jù)的政策有效性的發(fā)揮。時(shí)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(jì)方法，得到社會(huì)經(jīng)濟(jì)對(duì)荒漠化演化的驅(qū)動(dòng)情況[14-17]，但時(shí)間數(shù)據(jù)并非如截面數(shù)據(jù)那樣相互獨(dú)立，將時(shí)間序列這種強(qiáng)相關(guān)性的非平穩(wěn)序列直接進(jìn)行回歸會(huì)造成偽回歸問(wèn)題，得到與現(xiàn)實(shí)相悖的結(jié)論；此外，能值分析、生態(tài)足跡分析等傳統(tǒng)時(shí)間研究法對(duì)非平穩(wěn)序列的適宜性差，也無(wú)法細(xì)致精確分析系統(tǒng)演化的動(dòng)態(tài)過(guò)程[18-21]。

因此，本研究從連續(xù)的時(shí)間尺度出發(fā)，以存在“過(guò)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(zhǎng)期均衡和短期波動(dòng)狀況，結(jié)合Granger因果檢驗(yàn)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(dòng)機(jī)制，確定各子系統(tǒng)之間的定量關(guān)系，為確定切實(shí)有效的荒漠化條件下綠洲農(nóng)業(yè)系統(tǒng)保護(hù)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(wàn)km2，主要為沙漠、戈壁和剝蝕山地，地勢(shì)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(qiáng)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(gè)鄉(xiāng)(鎮(zhèn))，其中包括20個(gè)農(nóng)業(yè)鄉(xiāng)(鎮(zhèn))和3個(gè)牧業(yè)鄉(xiāng)(鎮(zhèn))，可以說(shuō)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(hù)河西、甘肅乃至華北、全國(guó)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(shí)間尺度出發(fā)，通過(guò)多時(shí)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(yàn)，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(zhǎng)時(shí)間尺度上是否存在長(zhǎng)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(dòng)；最后，確定各個(gè)子系統(tǒng)之間的定量關(guān)系，為確定切實(shí)有效的荒漠化條件下綠洲農(nóng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)保護(hù)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(lái)自民勤縣社會(huì)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒(1956—2008年)[23]和《數(shù)字民勤1949—2009》[24]。為消除時(shí)間序列各變量不同量綱造成的影響，且不改變時(shí)間序列數(shù)據(jù)的特征，本研究在用SPSS 19.0軟件對(duì)變量對(duì)數(shù)化處理基礎(chǔ)上，采用EViews 7.0軟件對(duì)經(jīng)對(duì)數(shù)化處理的變量進(jìn)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(jì)學(xué)上的表示，用來(lái)刻畫(huà)兩個(gè)或多個(gè)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(shí)間內(nèi)，在受到季節(jié)影響和隨機(jī)干擾的情況下，某些變量隨時(shí)間的變化會(huì)偏離均值，如果這種偏離是暫時(shí)的，那么之后繼續(xù)隨時(shí)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(shuō)這些變量之間不存在均衡關(guān)系。實(shí)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(jī)制。如果系統(tǒng)在某時(shí)期受到外界因素的影響偏離原來(lái)的長(zhǎng)期均衡狀態(tài)，則系統(tǒng)內(nèi)部存在的機(jī)制會(huì)在下一期，對(duì)系統(tǒng)內(nèi)部各變量進(jìn)行調(diào)整，這種調(diào)整使系統(tǒng)重新回到原來(lái)的均衡狀態(tài)[25-28]。

假設(shè)變量X和Y間的長(zhǎng)期“均衡關(guān)系”由下式描述：

Yt=α0+α1Xt+εt

(1)

式中，εt是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。該均衡關(guān)系意味著給定X的一個(gè)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(shí)期t，假設(shè)X有一個(gè)變化量ΔXt，如果變量X和Y在時(shí)期t與t-1末期仍滿足它們間的長(zhǎng)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(huì)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(jiàn)，式(1)正確提示了X與Y間的長(zhǎng)期穩(wěn)定的“均衡關(guān)系”，則意味著Y對(duì)其均衡點(diǎn)的偏離從本質(zhì)上說(shuō)是“臨時(shí)性”的。因此，一個(gè)重要的假設(shè)就是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)εt必須是平穩(wěn)序列。顯然，如果εt有隨機(jī)性趨勢(shì)(上升或下降)，則會(huì)導(dǎo)致Y對(duì)其均衡點(diǎn)的任何偏離都會(huì)被長(zhǎng)期積累下來(lái)而不能被消除。

式(1)中的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)εt也被稱為非均衡誤差，它是變量X與Y的一個(gè)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(zhǎng)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(shí)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(duì)于每一個(gè)序列單獨(dú)來(lái)說(shuō)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(shí)間而變化，而這些時(shí)間序列的線性組合序列卻可能有不隨時(shí)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(shí)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(yàn)和滯后期選擇非平穩(wěn)時(shí)間序列線性組合得到的均衡關(guān)系的描述，首選需要通過(guò)單位根檢驗(yàn)得到原時(shí)間序列為非平穩(wěn)時(shí)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(yàn)是進(jìn)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(yàn)法對(duì)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。

傳統(tǒng)的回歸模型屬于靜態(tài)模型，沒(méi)有考慮解釋變量之間的前后關(guān)系。事物的變化實(shí)際上是一個(gè)過(guò)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(shí)滯現(xiàn)象。因此，在建立模型研究變量時(shí)，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(jiàn)的滯后期選擇方法主要有似然比檢驗(yàn)(LR)、最終預(yù)測(cè)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(guò)自回歸分布滯后模型(模型中每個(gè)方程都是一個(gè)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(gè)方程的誤差項(xiàng)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(yàn)Granger因果檢驗(yàn)，是指判斷自變量x是否引起變量y的問(wèn)題，主要看現(xiàn)在的y能夠在多大程度上被過(guò)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(cè)中有幫助，或者x與y的相關(guān)系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上顯著時(shí)，就可以說(shuō)變量y是由自變量xGranger引起的。

考慮對(duì)yt進(jìn)行s期預(yù)測(cè)，即預(yù)測(cè)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(yǔ)言描述如下：如果關(guān)于所有的s>0，基于(yt,yt-1,…)預(yù)測(cè)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(duì)于線性函數(shù)，若有：

(7)

則x不能Granger引起y，又稱x對(duì)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(yàn)得到的因果關(guān)系是基于統(tǒng)計(jì)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(shí)，依據(jù)“過(guò)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(gè)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(lái)水量(IN)和人均機(jī)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?yàn)?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(shì)(圖2)。近50年來(lái)，雖草原被不斷開(kāi)墾為耕地，但受農(nóng)村人口快速增長(zhǎng)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(kāi)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(guò)了3只(圖2b)。上游來(lái)水量呈階段性變化的特征，1956—1968年期間，紅崖山水庫(kù)、躍進(jìn)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(lái)水量波動(dòng)變化顯著；1980年以后，上游來(lái)水量逐年減少，人均上游來(lái)水量由1980年的1 030 m3減少到2008年738 m3，其中2002年達(dá)到研究期間內(nèi)最小值，僅為242 m3(圖2c)。地下水資源開(kāi)采呈現(xiàn)出先低態(tài)平衡至急速上升后再平衡波動(dòng)的變化特征(圖2d)，地下水資源過(guò)度開(kāi)采，水資源不足問(wèn)題嚴(yán)重。自20世紀(jì)60年代開(kāi)始開(kāi)挖機(jī)井以來(lái)，機(jī)井?dāng)?shù)呈現(xiàn)低態(tài)平穩(wěn)的態(tài)勢(shì)；從1970年后開(kāi)始增長(zhǎng)顯著，人均機(jī)井?dāng)?shù)從每1萬(wàn)人362眼增長(zhǎng)到1978年的最大值3 695眼；此后，隨著地下水過(guò)度開(kāi)采，水質(zhì)惡化，部分機(jī)井被廢棄，加上人們節(jié)水意識(shí)的提高，機(jī)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(guò)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(lái)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(shuō)明民勤的災(zāi)害性天氣狀況有趨于改善的趨勢(shì)(圖2e)，民勤的地理位置對(duì)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(shí)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(jìn)行結(jié)果對(duì)比分析的問(wèn)題，本研究對(duì)人均播種面積(CL)、人均羊只存欄數(shù)(SH)、人均上游來(lái)水量(IN)、人均機(jī)井?dāng)?shù)(WE)、平均沙塵暴天數(shù)(SD)5個(gè)變量進(jìn)行對(duì)數(shù)變換，得到的新數(shù)列分別為L(zhǎng)CL、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(gè)重要的問(wèn)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(dòng)態(tài)特征，同時(shí)也意味著需要估計(jì)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(shí)，既要考慮有足夠數(shù)目的滯后項(xiàng)，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(xiàng)個(gè)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(yàn)

為避免由于時(shí)間序列的非平穩(wěn)而造成的“偽回歸”問(wèn)題，滿足協(xié)整檢驗(yàn)的先決條件，需要對(duì)LCL、LSH、LIN、LWE、LSD5個(gè)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。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(guò)一階差分后，5個(gè)時(shí)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(shuō)明這5個(gè)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(yàn)的前提條件。

表2　單位根檢驗(yàn)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(yàn)形式(C，T，L)中的C，T，L分別表示檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭械某?shù)項(xiàng)、時(shí)間趨勢(shì)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(yàn)

雖然以上5個(gè)變量的時(shí)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(gè)線性組合反映了變量之間的長(zhǎng)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(yàn)的跡統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)的方法，對(duì)這5個(gè)變量之間的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，協(xié)整檢驗(yàn)從檢驗(yàn)不存在協(xié)整關(guān)系這一零假設(shè)開(kāi)始逐步檢驗(yàn)(表3)。表3中第一行檢驗(yàn)結(jié)果可以看出跡統(tǒng)計(jì)量大于1%顯著水平臨界值，因此拒絕對(duì)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(gè)協(xié)整關(guān)系(r≥1)；第二行檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，跡統(tǒng)計(jì)量小于1%顯著水平臨界值，因此可以接受對(duì)應(yīng)原假設(shè)：至多存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系(r≤1)。綜上所述，Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的跡統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)結(jié)果表明，在1%的顯著性水平下，5個(gè)變量之間有且僅有1個(gè)協(xié)整關(guān)系。

表3　Johansen協(xié)整檢驗(yàn)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(gè)特征值的跡統(tǒng)計(jì)量大于1%水平下的臨界值，有一個(gè)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(gè)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(gè)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(gè)變量之間存在的長(zhǎng)期穩(wěn)定比例關(guān)系的長(zhǎng)期均衡方程，表明LSH(人均羊只存欄數(shù)對(duì)數(shù))、LIN(人均上游來(lái)水量對(duì)數(shù))、LSD(沙塵暴天氣數(shù)對(duì)數(shù))每增加10%，LCL(人均播種面積對(duì)數(shù))分別增加6.9%，5.6%，3.6%；相反，LWE(人均機(jī)井?dāng)?shù)對(duì)數(shù))增加10%，LCL會(huì)減少0.3%。

由此可以看出，種植業(yè)和畜牧業(yè)在長(zhǎng)時(shí)間尺度下，存在著正相關(guān)關(guān)系。當(dāng)種植業(yè)面積擴(kuò)大，在一定程度上會(huì)促進(jìn)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(guò)一定界限，同時(shí)伴隨大量開(kāi)采地下水，將會(huì)導(dǎo)致地下水資源量減少，過(guò)度開(kāi)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(kuò)大3.6%，說(shuō)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(lái)的生產(chǎn)生活需要，通過(guò)擴(kuò)大種植面積的方式實(shí)現(xiàn)，從而形成了過(guò)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(zhǎng)期均衡狀態(tài)時(shí)，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(jī)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(shuō)明整個(gè)農(nóng)業(yè)系統(tǒng)在偏離長(zhǎng)期均衡狀態(tài)時(shí)，當(dāng)?shù)貙?duì)地下水資源的開(kāi)采(人為因素)，以及區(qū)域土地退化為代表的自然因素會(huì)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(dòng)由兩部分組成：一部分是前一期這些指標(biāo)偏離長(zhǎng)期均衡(VECMt-1)的影響，其中VECMt-1項(xiàng)表示一直長(zhǎng)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(zhǎng)期均衡狀態(tài)，要以一定的速度對(duì)前期產(chǎn)生的偏離進(jìn)行調(diào)整，使其回歸長(zhǎng)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(dòng)，當(dāng)誤差修正項(xiàng)(VECMt-1)為零時(shí)，模型剩下的部分表示當(dāng)期LCL的變化全部來(lái)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(dòng)。

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(lái)水量上一期變化(ΔLINt-1)的正向促進(jìn)作用，而上一期地下水量變化(ΔLWEt-1)對(duì)種植面積的本期變化則有反向抑制作用，不過(guò)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(jì)值比較大(0.5077)，說(shuō)明畜牧業(yè)對(duì)種植業(yè)的滯后作用比較明顯；相較而言，機(jī)井?dāng)?shù)和沙塵暴天氣的參數(shù)估計(jì)較小，說(shuō)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(kāi)發(fā)以及土地退化恢復(fù)。

從(11)式來(lái)看，羊只存欄數(shù)(ΔLSHt-1)、播種面積(ΔLCLt-1)、機(jī)井?dāng)?shù)(ΔLWEt-1)、上游來(lái)水量(ΔLINt-1)上一期變化對(duì)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(jì)值為-0.5841，其次是前一期的播種面積為-0.2585，而上游來(lái)水量、地下水資源對(duì)羊只存欄數(shù)影響較小，分別為：-0.0288和-0.0313，說(shuō)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(guò)外界資源(水資源、資金和技術(shù)等)來(lái)幫助農(nóng)戶發(fā)展替代產(chǎn)業(yè)和高經(jīng)濟(jì)附加值農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，尊重和順應(yīng)資源和環(huán)境長(zhǎng)期約束和短期波動(dòng)，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(yàn)

VECM的因果檢驗(yàn)結(jié)果給出每一個(gè)內(nèi)生變量相對(duì)于模型中其他內(nèi)生變量Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量(表4)。

對(duì)于內(nèi)生變量LCL而言，其相對(duì)于內(nèi)生變量LSH的χ2統(tǒng)計(jì)量=0.5573，對(duì)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(duì)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(duì)于LSH來(lái)說(shuō)，LCL、LIN、LWE、LSD均不是變量LSH的Granger原因；對(duì)于LIN來(lái)說(shuō)，LCL、LSH、LWE、LSD均不是變量LIN的Granger原因；對(duì)于LSD來(lái)說(shuō)，其內(nèi)生變量LSH對(duì)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(shuō)明畜牧業(yè)的發(fā)展，羊只數(shù)量超過(guò)草場(chǎng)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(chǎng)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(shí)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(yàn)結(jié)果

注：*表示通過(guò)10%水平下的顯著性檢驗(yàn)，**表示在5%水平下的顯著性檢驗(yàn)，***表示在1%水平下的顯著性檢驗(yàn)；( )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(gè)循序漸進(jìn)的過(guò)程。本研究基于協(xié)整分析的方法，分析1956—2008年50年長(zhǎng)時(shí)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(zhǎng)期相互作用情況和短期波動(dòng)狀況，得到以下結(jié)論：

1) 從長(zhǎng)期均衡上看，民勤綠洲農(nóng)業(yè)系統(tǒng)存在“過(guò)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(kuò)大以及養(yǎng)殖規(guī)模的提高，對(duì)水資源的需求日益加深；地下水超采，進(jìn)一步造成地下水水位下降、水質(zhì)惡化，水資源短缺問(wèn)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(wèn)題的加重，在造成沙塵暴天氣增多的同時(shí)，也導(dǎo)致耕地單位面積產(chǎn)量下降，而人類只能通過(guò)進(jìn)一步擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模來(lái)滿足自身生活和經(jīng)濟(jì)利益需求。

2) 從短期波動(dòng)上看，天氣條件和地下水資源在系統(tǒng)偏離長(zhǎng)期均衡的情況下，自身響應(yīng)速度最快。在對(duì)荒漠化地區(qū)進(jìn)行監(jiān)測(cè)時(shí)，應(yīng)當(dāng)優(yōu)先選擇變化劇烈、對(duì)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(cè)荒漠化的有效方式[36-38]。此外，代表地下水資源情況的機(jī)井?dāng)?shù)指標(biāo)也被認(rèn)為是有效監(jiān)測(cè)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(mén)對(duì)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(yàn)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(jī)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(xiǎn)評(píng)價(jià)的重要指標(biāo)，進(jìn)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(jì)，每年用于灌溉的地下水高達(dá)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(shí)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(guò)程中除了減少放牧外，還要加強(qiáng)對(duì)水資源的合理管理。

本研究對(duì)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(shí)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(duì)整個(gè)系統(tǒng)的演化也會(huì)有直接或間接的影響，因此有必要補(bǔ)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(gè)動(dòng)態(tài)均衡系統(tǒng)，探尋系統(tǒng)長(zhǎng)期均衡狀態(tài)以及短期波動(dòng)情況，然而由于模型結(jié)構(gòu)約束問(wèn)題(政府干預(yù))的存在，會(huì)對(duì)模型宏觀預(yù)測(cè)造成阻礙，直接采用VECM進(jìn)行預(yù)測(cè)會(huì)產(chǎn)生一定偏差。因此，未來(lái)研究中可以在加入結(jié)構(gòu)約束這一限制條件下，對(duì)模型加以預(yù)測(cè)，提高模型預(yù)測(cè)的準(zhǔn)確性。此外，協(xié)整分析方法主要針對(duì)時(shí)間尺度的分析，未來(lái)有必要針對(duì)協(xié)整分析結(jié)果加入3S技術(shù)的空間尺度研究，時(shí)空結(jié)合實(shí)現(xiàn)對(duì)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。

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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(hào)：F301

文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A

通信作者：孫丹峰，教授，研究方向?yàn)樽匀簧鷳B(tài)脆弱區(qū)土地退化及其驅(qū)動(dòng)機(jī)制研究。E-mail:sundf@cau.edu.cn。

作者簡(jiǎn)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(dòng)機(jī)制研究。E-mail：taqilxl@163.com。

基金項(xiàng)目：國(guó)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(shì)特色重點(diǎn)學(xué)科開(kāi)放基金

收稿日期：2015-01-10

doi:10.7606/j.issn.1000-7601.2016.01.43

文章編號(hào)：1000-7601(2016)01-0279-09