近50年來(lái)山丹綠洲變化的驅(qū)動(dòng)機(jī)制分析

陳云海 頡耀文 徐銀麗 梁浩 楊柏欣

摘要：近50年來(lái)山丹綠洲變化總體上處于波動(dòng)性擴(kuò)張趨勢(shì)，研究基于山丹綠洲時(shí)空變化數(shù)據(jù)、實(shí)地訪談資料、統(tǒng)計(jì)年鑒和相關(guān)歷史資料對(duì)綠洲變化的驅(qū)動(dòng)機(jī)制進(jìn)行了探討。結(jié)果表明，人文因素是山丹綠洲變化的主導(dǎo)驅(qū)動(dòng)力，對(duì)綠洲面積變化的相對(duì)貢獻(xiàn)率為64.3%。影響綠洲變化的主要人文驅(qū)動(dòng)力有人口增長(zhǎng)、農(nóng)業(yè)政策、社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步等，其中2000年以前人口增長(zhǎng)是綠洲擴(kuò)張的主導(dǎo)驅(qū)動(dòng)力，2000年以后農(nóng)民為提高生活質(zhì)量而追求經(jīng)濟(jì)利益最大化是綠洲擴(kuò)張的根本原因。

關(guān)鍵詞：綠洲變化；驅(qū)動(dòng)機(jī)制；山丹綠洲

中圖分類(lèi)號(hào)：X144；F323.21 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：0439-8114（2016）05-1129-05

DOI：10.14088/j.cnki.issn0439-8114.2016.05.011

The Driving Mechanism Analysis on the Spatial-temporal Changes of Shandan Oasis

CHEN Yun-hai1a，2，XIE Yao-wen1a，XU Yin-li1b，LIANG Hao2，YANG Bai-xin2

（1a.College of Earth and Environmental Sciences；1b.School of Life Sciences，Lanzhou University，Lanzhou 730000，China；

2.93116 Troops of PLA，Shenyang 110141，China）

Abstract： The changes of Shandan Oasis showed a general trend of fluctuation and expansion in the latest 50 years. In this paper，the driving mechanism on the spatial-temporal changes of Oasis was discussed based on the spatial-temporal changes， the field interview， statistical yearbooks and some related historical materials of Shandan Oasis. The results showed that human factors were the dominant driving forces for the changes of oasis and its relative contribution to the change of area was 64.3%. The main human driving factors were the growth of population， agricultural policy， the development of socio-economic， agricultural science and technology，et al. Before 2 000，the dominant driving force for the expansion of the Oasis was the growth of population， and after 2 000 it was that farmer pursuit the maximization economic interests so as to improve the quality of their life.

Key words： the change of oasis；driving mechanism；Shandan Oasis

綠洲是干旱地區(qū)特殊的自然景觀，是干旱區(qū)人類(lèi)文明的載體[1]，是干旱區(qū)的精華[2]，其發(fā)展變化直接關(guān)系到干旱區(qū)的穩(wěn)定與繁榮。探討綠洲變化的驅(qū)動(dòng)機(jī)制對(duì)于揭示綠洲變化的原因、過(guò)程和發(fā)展預(yù)測(cè)具有重要意義。自然因素和人文因素的耦合是綠洲變化的基本機(jī)制。自然因素一般包括氣溫、降水和累計(jì)日照等，為綠洲的形成和發(fā)展提供了基本條件，對(duì)其發(fā)展變化起到促進(jìn)作用。人文因素一般包括人口增長(zhǎng)、政策法規(guī)、社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步等。本研究時(shí)段相對(duì)較短，自然因素變化相對(duì)較小，在自然背景相對(duì)穩(wěn)定的條件下，人口數(shù)量的增加、政策法規(guī)的實(shí)施和科學(xué)技術(shù)的進(jìn)步等都會(huì)引起綠洲的發(fā)展和變化。

目前，驅(qū)動(dòng)機(jī)制研究多集中在土地利用與覆蓋變化和荒漠化研究等方面，對(duì)于綠洲變化的驅(qū)動(dòng)機(jī)制研究較少[3-6]。楊永春等[7]根據(jù)社會(huì)調(diào)查資料分析了民勤綠洲變化的人文驅(qū)動(dòng)機(jī)制，認(rèn)為以傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)模式為核心的用水行為是主導(dǎo)因素，是民勤綠洲系統(tǒng)變化的根本原因。毋兆鵬[8]利用灰色系統(tǒng)理論方法對(duì)艾比湖流域綠洲的穩(wěn)定性進(jìn)行了分析，認(rèn)為綠洲內(nèi)外過(guò)度的人類(lèi)活動(dòng)是穩(wěn)定性變化的主導(dǎo)驅(qū)動(dòng)因素。馬燕等[9]認(rèn)為近200年來(lái)，額濟(jì)納綠洲土地荒漠化受氣候變化和人類(lèi)活動(dòng)影響，其中水環(huán)境變化是主要驅(qū)動(dòng)力。常跟應(yīng)等[10]認(rèn)為民樂(lè)農(nóng)業(yè)綠洲變化的主導(dǎo)人文驅(qū)動(dòng)力是階段性的，不同時(shí)期不同歷史背景下綠洲擴(kuò)張的人文驅(qū)動(dòng)機(jī)制不同，其中1949—1980年綠洲擴(kuò)張的主導(dǎo)驅(qū)動(dòng)力是人口增長(zhǎng)，1981—2003年是家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制和人口增長(zhǎng)，2004至今是經(jīng)濟(jì)利益。

隨著綠洲社會(huì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，綠洲生態(tài)環(huán)境問(wèn)題日益凸顯，綠洲變化驅(qū)動(dòng)機(jī)制的研究越來(lái)越受關(guān)注，而現(xiàn)有相關(guān)研究相對(duì)較少。山丹綠洲位于河西走廊中段，是河西綠洲的典型代表之一。因此，本研究以山丹綠洲為例，分析綠洲變化的驅(qū)動(dòng)機(jī)制，以期為干旱區(qū)綠洲的形成和演化規(guī)律研究提供參考。

1 材料與方法

1.1 研究區(qū)概況

山丹縣隸屬于甘肅省張掖市，全縣轄5鄉(xiāng)3鎮(zhèn)，110個(gè)行政村，6個(gè)居民委員會(huì)，754個(gè)村民小組。氣候干旱少雨，屬于大陸性半干旱氣候。2013年全年平均氣溫為8.2 ℃，累計(jì)日照2 882.4 h，全年累計(jì)降水量163.3 mm，年蒸發(fā)量1 874.8 mm。2012年，全縣國(guó)民生產(chǎn)總值為34.45億元，第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)增加值分別為7.42億、12.47億、7.73億元；全年完成固定資產(chǎn)投資24.61億元；城鎮(zhèn)居民人均可支配收入13 934.66元，人均生活消費(fèi)支出9 159元，家庭恩格爾系數(shù)為35.2%；農(nóng)民人均純收入7 315.9元，人均生活消費(fèi)支出5 328.2元，家庭恩格爾系數(shù)為3.11%，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對(duì)落后。

1.2 資料獲取及處理

研究所用到的數(shù)據(jù)包括山丹縣綠洲時(shí)空變化數(shù)據(jù)[11]、實(shí)地訪談資料、山丹縣統(tǒng)計(jì)年鑒（1963—2009年）和《山丹縣志》[12]等，其中綠洲時(shí)空變化數(shù)據(jù)和訪談資料是研究的第一手詳細(xì)資料。根據(jù)樣本年綠洲的變化情況，在綠洲變化的熱點(diǎn)區(qū)域共選取了老軍鄉(xiāng)的潘莊村和劉莊村、清泉鎮(zhèn)的雙橋村和清泉村、陳戶鄉(xiāng)的劉富寨村和王城村、東樂(lè)鄉(xiāng)的劉家莊7個(gè)樣本村作為訪談對(duì)象。研究團(tuán)隊(duì)先后于2009年9月、2010年7月、2014年3月與7月深入研究區(qū)進(jìn)行綠洲變化驅(qū)動(dòng)機(jī)制訪談，其內(nèi)容主要包括近50年來(lái)綠洲的人口變動(dòng)情況、耕地開(kāi)墾及棄耕現(xiàn)象、種植結(jié)構(gòu)、生產(chǎn)投入、經(jīng)濟(jì)收入、農(nóng)業(yè)政策和灌溉水利等18個(gè)指標(biāo)。訪談中盡可能選擇擔(dān)任過(guò)村干部或村中年齡較大的并且對(duì)村子近幾十年發(fā)展變化情況較清楚的村民進(jìn)行訪談，以保證訪談結(jié)果的可靠性。

結(jié)合山丹綠洲實(shí)際情況，按照綜合性、主導(dǎo)性以及資料的可獲得性原則共選取了12個(gè)自然和人文因子進(jìn)行驅(qū)動(dòng)機(jī)制分析，其中自然因子包括年平均氣溫（℃）、年降雨量（mm）和年日照時(shí)間（h）；人文因子包括人口增長(zhǎng)[總?cè)丝冢ㄈ耍?、農(nóng)業(yè)人口（人）]、社會(huì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展[耕地面積（666.67 hm2）、農(nóng)作物播種面積（666.67 hm2）、固定資產(chǎn)投資（萬(wàn)元）、農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值（萬(wàn)元）、農(nóng)民人均純收入（元）]、科技進(jìn)步[糧食單產(chǎn)（kg/667 m2）]、對(duì)農(nóng)業(yè)的投入[農(nóng)機(jī)總動(dòng)力（kW）]。由于各個(gè)指標(biāo)的技術(shù)單位不盡相同，不宜直接進(jìn)行分析，因此在分析之前需對(duì)其進(jìn)行無(wú)量綱化處理。數(shù)據(jù)無(wú)量綱化處理的方法有中心化、極差化、極大化、極小化和均值化等[13]。研究表明，在指標(biāo)數(shù)據(jù)為客觀數(shù)據(jù)時(shí)，使用均值化無(wú)量綱處理效果較為理想[14]，因此采用均值化方法對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行處理。

1.3 研究方法

綠洲變化具有一定的不穩(wěn)定性和不確定性。本研究主要依托綠洲時(shí)空變化數(shù)據(jù)、實(shí)地訪談資料和相關(guān)統(tǒng)計(jì)資料，采用相關(guān)分析，主成分分析[15]和回歸分析方法[16]對(duì)綠洲面積變化和驅(qū)動(dòng)因素之間的變化規(guī)律進(jìn)行分析，并在此基礎(chǔ)上對(duì)影響綠洲變化的主導(dǎo)驅(qū)動(dòng)因素進(jìn)行進(jìn)一步地分析和探討。

2 結(jié)果與分析

2.1 綠洲面積變化

近50年來(lái)山丹綠洲面積變化總體上處于波動(dòng)性擴(kuò)張趨勢(shì)，其中1963—1986年綠洲變化以波動(dòng)為主，1986年以后以擴(kuò)張為主。2012年山丹綠洲面積為516.21 km2，和1963年綠洲面積相比，2012年綠洲面積增加了230.1 km2，增加幅度達(dá)80.4%。

2.2 統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果

統(tǒng)計(jì)分析方法可對(duì)驅(qū)動(dòng)因子數(shù)值之間的關(guān)系進(jìn)行分析，有效確定主導(dǎo)驅(qū)動(dòng)因子，使復(fù)雜的問(wèn)題簡(jiǎn)單化。綠洲變化是一個(gè)復(fù)雜的過(guò)程，不同驅(qū)動(dòng)因素對(duì)綠洲變化過(guò)程的影響和貢獻(xiàn)不同，為此采用統(tǒng)計(jì)分析方法對(duì)綠洲變化驅(qū)動(dòng)力進(jìn)行分析。

2.2.1 相關(guān)分析 綠洲面積與各驅(qū)動(dòng)因子之間的相關(guān)系數(shù)如表1所示。一般情況下，相關(guān)系數(shù)越大，說(shuō)明驅(qū)動(dòng)因子與綠洲變化的關(guān)系越密切，對(duì)綠洲變化的作用可能就越明顯。由表1可知，綠洲面積與各驅(qū)動(dòng)因子的相關(guān)性由大到小依次為農(nóng)民人均純收入、農(nóng)機(jī)總動(dòng)力、糧食單產(chǎn)、農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值、年平均氣溫、農(nóng)作物播種面積、固定資產(chǎn)投資、總?cè)丝凇⒛耆照諘r(shí)間、耕地面積、農(nóng)業(yè)人口、年降雨量。農(nóng)民人均純收入、農(nóng)機(jī)總動(dòng)力和糧食單產(chǎn)與綠洲面積的相關(guān)系數(shù)較大，對(duì)綠洲變化的作用也可能較大。

2.2.2 主成分分析 按照累計(jì)貢獻(xiàn)率大于85%的要求，提取了諸因子的前3個(gè)主成分（表2）。主成分分析結(jié)果表明，特征值大于1的3個(gè)主成分的貢獻(xiàn)率分別為64.956%、16.039%、9.111%，累計(jì)貢獻(xiàn)率達(dá)90.107%，說(shuō)明前3個(gè)主成分已提供了原始數(shù)據(jù)足夠多的信息。

通過(guò)計(jì)算各主成分的特征向量得到相應(yīng)的主成分方程（式1-3）。

Y1=0.315 0X1-0.043 7X2-0.245 0X3+0.307 6X4+0.180 7X5+0.232 3X6+0.328 4X7+0.290 2X8+0.326 9X9 +0.341 0X10+0.346 4X11+0.350 0X12 （1）

Y2=-0.174 8X1+0.327 6X2-0.303 1X3-0.317 7X4-0.550 2X5-0.343 4X6+0.076 4X7+0.378 9X8+0.221 5X9+0.165 3X10-0.094 9X11+0.117 4X12 （2）

Y3=-0.155 9X1+0.809 1X2-0.309 7X3+0.172 1X4+0.293 6X5+0.205 9X6+0.205 6X7+0.121 0X8-0.190 3X9-0.112 0X10-0.053 9X11+0.001 6X12 （3）

式中Y1、Y2、Y3分別代表第一、第二和第三主成分，X1～X12分別為驅(qū)動(dòng)因子。

其中第一主成分Y1與年平均氣溫、總?cè)丝凇⑥r(nóng)作物播種面積、農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值、農(nóng)民人均純收入、糧食單產(chǎn)和農(nóng)機(jī)總動(dòng)力呈現(xiàn)出相對(duì)較強(qiáng)的正相關(guān)，與年降雨量和年日照時(shí)間呈負(fù)相關(guān)，除年平均氣溫外，變量總?cè)丝?、農(nóng)作物播種面積、農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值、農(nóng)民人均純收入、糧食單產(chǎn)和農(nóng)機(jī)總動(dòng)力綜合反映了人文因子的相對(duì)作用情況，因此可以認(rèn)為第一主成分Y1是人文因子相對(duì)作用強(qiáng)度的代表。第二主成分Y2與年降雨量和固定資產(chǎn)投資呈現(xiàn)出相對(duì)較強(qiáng)的正相關(guān)，與年日照時(shí)間、總?cè)丝?、農(nóng)業(yè)人口和耕地面積呈現(xiàn)出相對(duì)較強(qiáng)的負(fù)相關(guān)，變量年降雨量、年日照時(shí)間、總?cè)丝?、農(nóng)業(yè)人口、耕地面積和固定資產(chǎn)投資綜合反映了自然因子和人文因子的綜合作用情況，因此可以認(rèn)為第二主成分Y2是自然因子和人文因子綜合作用強(qiáng)度的代表。第三主成分Y3與年降雨量呈現(xiàn)出較強(qiáng)的正相關(guān)，與年日照時(shí)間呈現(xiàn)出相對(duì)較強(qiáng)的負(fù)相關(guān)，變量年降雨量和年日照時(shí)間綜合反映了自然因子的相對(duì)作用情況，因此可以認(rèn)為第三主成分Y3是自然因素相對(duì)作用強(qiáng)度的代表。顯然利用主成分變換后的前3個(gè)主成分對(duì)驅(qū)動(dòng)機(jī)制進(jìn)行描述，可使問(wèn)題分析簡(jiǎn)化。

2.2.3 回歸分析 為了更好地描述驅(qū)動(dòng)因子對(duì)山丹綠洲面積變化的影響程度，在主成分分析的基礎(chǔ)上，利用主成分方程對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行處理以得到驅(qū)動(dòng)因素的相對(duì)作用強(qiáng)度，然后利用多元回歸分析方法，以綠洲面積為因變量，驅(qū)動(dòng)因子作用強(qiáng)度為自變量，構(gòu)建綠洲面積變化與各驅(qū)動(dòng)因素作用強(qiáng)度之間的數(shù)量關(guān)系（式4）。

Y=0.627+0.139Y1-0.085Y2-0.038Y3 （4）

式中，Y為綠洲面積，Y1為人文因子相對(duì)作用強(qiáng)度，Y2為自然與人文因子綜合作用強(qiáng)度，Y3為自然因子相對(duì)作用強(qiáng)度。

回歸方程（4）中，自然因子相對(duì)作用強(qiáng)度Y3的參數(shù)估計(jì)量所對(duì)應(yīng)的P為0.648，大于0.05，說(shuō)明在短時(shí)期內(nèi)自然因子的變化相對(duì)較小，對(duì)綠洲面積變化的影響不顯著。因此剔除自然因子的相對(duì)作用強(qiáng)度，利用剩余變量和綠洲面積重新建立回歸模型（5）。

Y=0.574+0.142Y1-0.079Y2 （5）

檢驗(yàn)結(jié)果F=83.832>F0.05（2，10）=4.10，R2=0.944，說(shuō)明方程線性關(guān)系顯著，模型擬合效果較好，即近50年來(lái)綠洲面積變化主要受人文因子作用強(qiáng)度和自然及人文因子綜合作用強(qiáng)度影響。從模型可以看出，各強(qiáng)度的回歸系數(shù)不等，人文因子相對(duì)作用強(qiáng)度的回歸系數(shù)較大，自然和人文因子綜合作用強(qiáng)度的系數(shù)相對(duì)較小。說(shuō)明人文因子相對(duì)作用強(qiáng)度對(duì)綠洲面積變化的影響程度高于自然和人文因子綜合作用強(qiáng)度，是綠洲面積變化的主導(dǎo)驅(qū)動(dòng)因素?；貧w系數(shù)的正負(fù)反映了指標(biāo)變化對(duì)總體是起促進(jìn)或抑制作用，綠洲面積與人文因子作用強(qiáng)度為正相關(guān)，而與自然和人文因子綜合作用強(qiáng)度為負(fù)相關(guān)。即人文因子相對(duì)作用強(qiáng)度對(duì)綠洲面積的增加具有促進(jìn)作用，自然和人文因子綜合作用強(qiáng)度起抑制作用。在綠洲的發(fā)展演化過(guò)程中，人與自然之間的矛盾是客觀存在的，不合理的開(kāi)發(fā)只會(huì)造成環(huán)境問(wèn)題，限制綠洲的可持續(xù)發(fā)展。從主成分方程中變量的系數(shù)可以看出，通過(guò)增加對(duì)農(nóng)業(yè)的投入，合理調(diào)整種植結(jié)構(gòu)，提高糧食單產(chǎn)，增加農(nóng)民人均純收入，不斷改善農(nóng)民生活條件可促使綠洲良性發(fā)展。

2.2.4 相對(duì)貢獻(xiàn)率計(jì)算 相對(duì)貢獻(xiàn)率可描述個(gè)體對(duì)總體的相對(duì)貢獻(xiàn)大小，貢獻(xiàn)率越高指標(biāo)對(duì)總體就越重要。在回歸分析的基礎(chǔ)上，通過(guò)計(jì)算各因子的相對(duì)貢獻(xiàn)率可得各強(qiáng)度因子對(duì)綠洲面積變化的相對(duì)作用大小，其計(jì)算公式如下[17]：

Y=a1Y1+a2Y2+…+anYn （6）

？籽1=■ （7）

式中，Y為綠洲面積；Y1，Y2，…，Yn為作用強(qiáng)度， a1，a2，…，an為回歸系數(shù)；？籽1為 變量Y1對(duì)綠洲面積變化的相對(duì)貢獻(xiàn)率。

利用公式（6）、（7）對(duì)回歸方程（5）進(jìn)行處理，可得人文因子相對(duì)作用強(qiáng)度對(duì)綠洲面積變化的相對(duì)貢獻(xiàn)率為64.3%，自然和人文因子綜合作用強(qiáng)度對(duì)綠洲面積的相對(duì)貢獻(xiàn)率為35.7%。從相對(duì)貢獻(xiàn)率大小可以看出，綠洲面積變化以人文因子為主導(dǎo)，通過(guò)合理調(diào)整人文因子之間的關(guān)系，可以保障綠洲持續(xù)健康發(fā)展。

2.3 人文驅(qū)動(dòng)力分析

結(jié)合統(tǒng)計(jì)分析的結(jié)果、實(shí)地訪談資料和山丹縣實(shí)際情況，選擇具有代表意義的人文因子進(jìn)行綠洲驅(qū)動(dòng)力探討。

2.3.1 人口增長(zhǎng) 根據(jù)統(tǒng)計(jì)年鑒資料，山丹縣人口總體上呈自然增長(zhǎng)趨勢(shì)（圖2），1977年以前增長(zhǎng)較快，之后增長(zhǎng)相對(duì)平緩。人口數(shù)量的增加，勢(shì)必需要更多的土地資源來(lái)滿足新增人口的土地需求，從而使綠洲的擴(kuò)張有了外在需求。人們?yōu)榱藵M足不斷增長(zhǎng)的物質(zhì)需求，不斷地對(duì)綠洲外圍進(jìn)行開(kāi)墾，使得綠洲在持續(xù)擴(kuò)張。從人口增長(zhǎng)與綠洲面積變化的趨勢(shì)來(lái)看，人口增長(zhǎng)對(duì)綠洲面積的增加總體上起促進(jìn)作用，個(gè)別時(shí)段起抑制作用。20世紀(jì)60年代末期到70年代中期，人口數(shù)量在持續(xù)增長(zhǎng)，但綠洲面積卻在減少。較快的人口增長(zhǎng)一定程度上會(huì)加重社會(huì)的負(fù)擔(dān)，加之當(dāng)時(shí)生產(chǎn)力水平相對(duì)低下，導(dǎo)致綠洲面積不但沒(méi)有增加，反呈下降趨勢(shì)。80年代，隨著計(jì)劃生育政策的實(shí)施，人口增長(zhǎng)速度有所減緩，人地矛盾得到一定的緩解，綠洲面積開(kāi)始逐步回升。2000年以后，人口變化趨于穩(wěn)定，人口增長(zhǎng)對(duì)綠洲面積的增加影響相對(duì)較小。

2.3.2 農(nóng)業(yè)政策 農(nóng)業(yè)政策對(duì)綠洲的變化具有方向性作用，一段時(shí)期內(nèi)可能始終是影響綠洲變化的主要因子。結(jié)合訪談資料，被訪談?wù)咂毡檎J(rèn)為“家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制”和“退耕還林”政策對(duì)綠洲變化的影響較大。1981年以前，耕地基本上是集體所有，集體勞動(dòng)，集體分配勞動(dòng)成果，但由于過(guò)分“平均主義”等諸多不合理性因素存在，導(dǎo)致生產(chǎn)積極性疲弱，綠洲擴(kuò)張以波動(dòng)狀態(tài)為主，面積增加緩慢。1982年春，山丹縣實(shí)行“農(nóng)業(yè)家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制”，當(dāng)年就有2.431 4萬(wàn)戶承包集體土地36 505.866 hm2（來(lái)源于1982年《山丹統(tǒng)計(jì)年鑒》）。包產(chǎn)到戶提高了農(nóng)民的生產(chǎn)積極性，土地得到了小規(guī)模的開(kāi)墾，撂荒土地也得到了復(fù)耕，綠洲面積穩(wěn)步增加。2000年左右政府開(kāi)始實(shí)施退耕還林還草政策，但是該政策對(duì)綠洲面積變化的作用效果并不明顯，部分原因是因?yàn)檎o的補(bǔ)貼不高，農(nóng)民為了維持生計(jì)，不得不繼續(xù)使用被規(guī)劃為退耕還林的土地。

2.3.3 社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展 綠洲作為干旱區(qū)人民生存與發(fā)展的載體，其變化與綠洲社會(huì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展有著密切的聯(lián)系。1963—2009年，山丹縣的社會(huì)經(jīng)濟(jì)一直在持續(xù)發(fā)展，綠洲也在不斷擴(kuò)張，特別是改革開(kāi)放以來(lái)綠洲經(jīng)濟(jì)急速飆升，綠洲擴(kuò)張也在不斷升溫。國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值從1963年的787萬(wàn)元增長(zhǎng)到2009年的252 061萬(wàn)元。經(jīng)濟(jì)的發(fā)展在提高農(nóng)民開(kāi)墾荒地積極性的同時(shí)，也為綠洲的擴(kuò)張?zhí)峁┝私?jīng)濟(jì)基礎(chǔ)。山丹縣固定資產(chǎn)投資在逐年增加，對(duì)農(nóng)業(yè)的投入也在不斷加大，投入的增加勢(shì)必會(huì)帶來(lái)收益的增加，促進(jìn)綠洲的擴(kuò)張與繁榮，其中1963、1977、2009年固定資產(chǎn)投資分別為29.83萬(wàn)、273萬(wàn)、111 934萬(wàn)元。農(nóng)民的生活條件也從量變到質(zhì)變，生活水平在不斷提升，農(nóng)民人均純收入也在不斷增加，其中1963、1977、2009年農(nóng)民人均純收入分別為66.31、168、4 819元。社會(huì)經(jīng)濟(jì)在不斷發(fā)展，農(nóng)民生活條件在不斷改善，綠洲也在不斷擴(kuò)張。結(jié)合訪談資料，在20世紀(jì)60和70年代，農(nóng)村家庭主要的經(jīng)濟(jì)收入來(lái)源為種植業(yè)和畜牧業(yè)，結(jié)構(gòu)較為單一，通過(guò)增加農(nóng)民人均純收入以擴(kuò)大再生產(chǎn)的現(xiàn)象不多，綠洲面積增加緩慢。改革開(kāi)放以后，社會(huì)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，再加上土地包產(chǎn)到戶，農(nóng)民開(kāi)墾積極性得到提高，增收渠道開(kāi)始拓寬，農(nóng)戶養(yǎng)羊的數(shù)量在大幅度增加，且一些人員開(kāi)始外出務(wù)工，畜牧業(yè)與務(wù)工收入占總收入的比例在逐步增加，綠洲處于穩(wěn)步擴(kuò)張階段。2000年以后，外出務(wù)工的人數(shù)較往年有所增多，務(wù)工收入成為家庭收入的主要經(jīng)濟(jì)來(lái)源，綠洲擴(kuò)張的速度有所減緩。

2.3.4 農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步 農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步對(duì)綠洲變化起到直接或間接的作用。糧食單產(chǎn)的提高是育種技術(shù)改進(jìn)、化肥使用量增加、節(jié)水技術(shù)轉(zhuǎn)變和地膜使用等諸多科技因子綜合作用的結(jié)果，因此可將其作為農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步的代表。從圖2可以看出，山丹縣糧食單產(chǎn)變化總體上呈增加趨勢(shì)，個(gè)別年份出現(xiàn)減產(chǎn)現(xiàn)象，和綠洲面積變化趨勢(shì)基本上相對(duì)應(yīng)。說(shuō)明通過(guò)加快農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步，提高糧食單產(chǎn)，增加農(nóng)民收入，可在一定程度上促進(jìn)綠洲的擴(kuò)張。

3 結(jié)論

近50年來(lái)山丹綠洲面積變化總體上呈波動(dòng)性擴(kuò)張趨勢(shì)，其變化過(guò)程主要受人文因子和自然及人文因子綜合作用共同影響，其中以人文因子作用為主導(dǎo)，二者對(duì)綠洲面積變化的相對(duì)貢獻(xiàn)率分別為64.3%和35.7%。

影響綠洲變化的主要人文驅(qū)動(dòng)力有人口增長(zhǎng)、農(nóng)業(yè)政策、社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步等，其中人口增長(zhǎng)導(dǎo)致人們對(duì)土地資源需求量的增加，耕地供不應(yīng)求，從而使綠洲擴(kuò)張有了外在需求，2000年以前始終是綠洲擴(kuò)張的一個(gè)重要原因；農(nóng)業(yè)政策對(duì)綠洲的擴(kuò)張具有方向性作用，為農(nóng)業(yè)快速發(fā)展提供一個(gè)好的環(huán)境，總體上對(duì)綠洲的擴(kuò)張起到積極作用，也有一些政策例如“退耕還林”和“三禁”政策等有阻礙作用，但是效果并不明顯。社會(huì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展為綠洲的擴(kuò)張奠定了經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)，經(jīng)濟(jì)利益的最大化是每個(gè)農(nóng)民追求的目標(biāo)，同時(shí)也是綠洲擴(kuò)張的又一個(gè)重要原因，特別是2000年以后作用較為明顯。通過(guò)農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步對(duì)種植結(jié)構(gòu)進(jìn)行合理調(diào)整，加大對(duì)農(nóng)業(yè)的投入（包括農(nóng)藥化肥施用量、農(nóng)機(jī)總動(dòng)力和地膜使用量等），提高糧食單產(chǎn)，增加農(nóng)民收益，加快社會(huì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，對(duì)綠洲的擴(kuò)張具有促進(jìn)作用。

總的來(lái)說(shuō)，農(nóng)業(yè)政策和農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步對(duì)綠洲的擴(kuò)張具有促進(jìn)作用，2000年以前人口增長(zhǎng)是綠洲擴(kuò)張的主導(dǎo)驅(qū)動(dòng)力，2000年以后農(nóng)民為提升生活質(zhì)量而追求經(jīng)濟(jì)利益最大化，通過(guò)增加農(nóng)業(yè)投入，合理調(diào)整種植結(jié)構(gòu)，提高糧食單產(chǎn)，擴(kuò)大收益，逐步改善生活條件是綠洲擴(kuò)張的根本原因。

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