我國省域水土流失面積變化與影響因素關(guān)系的動(dòng)態(tài)分析

趙 培，何炳華

(商洛學(xué)院 城鄉(xiāng)規(guī)劃與建筑工程學(xué)院，陜西 商洛 726000)

貧困與環(huán)境的關(guān)系問題是世界范圍內(nèi)亟待破解的難題，比如貧困與水土流失，目前關(guān)于兩者的關(guān)系還存在很多爭論[1]。我國是世界上水土流失最為嚴(yán)重的國家之一，據(jù)測算，每年水土流失造成的經(jīng)濟(jì)損失約相當(dāng)于 GDP總量的3.5%，并且在社會(huì)、經(jīng)濟(jì)和環(huán)境各個(gè)方面產(chǎn)生了眾多不利影響[2]。同時(shí)，我國又擁有世界第二多的貧困人口。在我國貧困地區(qū)，農(nóng)民對土地的依賴程度很大，而環(huán)境退化(水土流失)又使得這種依賴性表現(xiàn)得更加突出，降低了對氣候變化、自然災(zāi)害的抵御能力，加劇了貧困[3-4]。

許多學(xué)者對貧困和水土流失的關(guān)系進(jìn)行了研究。從20世紀(jì)80年代開始，CROSSON[5]、PIERCE et al.[6]利用多元回歸分析法對水土流失的經(jīng)濟(jì)損失進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)損失分為農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)和非農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)兩個(gè)方面；SCHERR[7]認(rèn)為要打破環(huán)境退化和貧困之間的惡性循環(huán)，需要增加貧困人口對自然資源的利用程度及自然資源的產(chǎn)出；第寶鋒等[4]研究發(fā)現(xiàn)水土流失區(qū)與貧困人口存在地理空間上的耦合性；ZHAO et al.[8]也發(fā)現(xiàn)，我國縣域水土流失面積比例越大，農(nóng)民人均純收入就越低?？紤]到上述研究成果都是限于一個(gè)時(shí)期的數(shù)據(jù)，沒有分析不同時(shí)期水土流失與貧困關(guān)系的動(dòng)態(tài)變化，本研究通過對我國各省(區(qū))4次水土流失普查數(shù)據(jù)和對應(yīng)時(shí)期自然環(huán)境、農(nóng)業(yè)、經(jīng)濟(jì)因素進(jìn)行分析，得出影響水土流失的主要因素及其與貧困之間關(guān)系的變化，以期為我國水土流失治理和農(nóng)民減貧提供科學(xué)依據(jù)。

1 研究方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

水土流失數(shù)據(jù)主要來源于第一次(1985—1986年)、第二次(1995—1996年)和第三次(2000年)全國土壤侵蝕遙感普查[9]和第一次水利普查(2013年)。根據(jù)前人研究成果，從自然和人為影響兩個(gè)方面考慮，從對應(yīng)各時(shí)期的全國統(tǒng)計(jì)年鑒中選擇了8個(gè)較易獲取的水土流失影響因子，包括各省(區(qū))的農(nóng)民人均純收入(X1)、水資源量(X2)、森林覆蓋率(X3)、農(nóng)業(yè)人口數(shù)量(X4)、人均GDP(X5)、農(nóng)林牧副漁業(yè)總產(chǎn)值(X6)、人口城鎮(zhèn)化率(X7)、人均耕地面積(X8)。

1.2 因子分析方法和步驟

水土流失影響因子較多，且各因子之間通常存在或多或少的相關(guān)性。為便于進(jìn)行回歸分析，本研究采用因子分析法。因子分析法是以最少的信息丟失為前提，將眾多原有變量綜合成較少的幾個(gè)綜合指標(biāo)，名為因子，并使其具有一定的命名解釋性的多元統(tǒng)計(jì)分析方法。因子分析的基本目的就是用少數(shù)幾個(gè)因子去描述許多指標(biāo)或因素之間的聯(lián)系，即將相關(guān)性比較密切的幾個(gè)變量歸在同一類中，每一類變量就成為一個(gè)因子，以較少的幾個(gè)因子反映原資料的大部分信息。本研究采用方差極大正交旋轉(zhuǎn)法進(jìn)行因子分析，導(dǎo)出了3個(gè)主要因子(解釋變量在85%以上)，并進(jìn)一步進(jìn)行多元回歸分析，探討各省(區(qū))水土流失面積與各影響因素的關(guān)系及其變化。

主要分析步驟[10]：①建立關(guān)于指標(biāo)體系的原始矩陣Z；②原始數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化，得到標(biāo)準(zhǔn)化矩陣X；③計(jì)算Z或者X的相關(guān)系數(shù)矩陣R；④計(jì)算相關(guān)系數(shù)矩陣的特征值，根據(jù)方差累計(jì)貢獻(xiàn)率確定因子個(gè)數(shù)n；⑤計(jì)算特征向量和初始因子載荷矩陣A；⑥找出因子載荷大于0.4的量；⑦構(gòu)造主因子得分和綜合因子得分；⑧根據(jù)主因子得分和綜合因子得分情況，給出相應(yīng)評價(jià)。

2 結(jié)果與討論

2.1 水土流失影響因素因子分析

表1列出了20世紀(jì)80年代各省(區(qū))水土流失影響因素因子分析載荷量。從表1可以看出，因子Ⅰ與農(nóng)民人均純收入、人均GDP、人口城鎮(zhèn)化率呈現(xiàn)出較強(qiáng)的正相關(guān)性，而這3個(gè)變量綜合反映了經(jīng)濟(jì)狀況，同時(shí)與其他因子相關(guān)性較低，故將因子Ⅰ命名為經(jīng)濟(jì)水平。因子Ⅱ與農(nóng)業(yè)人口數(shù)量、農(nóng)林牧副漁業(yè)總產(chǎn)值和人均耕地面積呈現(xiàn)較強(qiáng)的相關(guān)性，而這3個(gè)指標(biāo)反映了農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力和產(chǎn)值狀況，故將因子Ⅱ命名為農(nóng)業(yè)狀況。因子Ⅲ與水資源量、森林覆蓋率呈現(xiàn)出較強(qiáng)的正相關(guān)性，故將因子Ⅲ命名為自然環(huán)境。

表1 20世紀(jì)80年代各省(區(qū))水土流失影響因素因子分析載荷量

表2是20世紀(jì)90年代各省(區(qū))水土流失影響因素因子分析載荷量。從表2可以看出，因子Ⅰ與農(nóng)民人均純收入、人均GDP、人口城鎮(zhèn)化率呈現(xiàn)較強(qiáng)的正相關(guān)性，因子Ⅱ與農(nóng)業(yè)人口數(shù)量和農(nóng)林牧副漁業(yè)總產(chǎn)值呈現(xiàn)較強(qiáng)的正相關(guān)性，因子Ⅲ與水資源量和森林覆蓋率呈現(xiàn)較強(qiáng)的正相關(guān)性，各因子沿用上文的因子命名方法。

表2 20世紀(jì)90年代各省(區(qū))水土流失影響因素因子分析載荷量

表3是2000年各省(區(qū))水土流失影響因素因子分析載荷量。從表3可以看出，因子Ⅰ與農(nóng)民人均純收入、人均GDP和人口城鎮(zhèn)化率呈現(xiàn)出較強(qiáng)的正相關(guān)性，因子Ⅱ與農(nóng)業(yè)人口數(shù)量、農(nóng)林牧副漁業(yè)總產(chǎn)值呈現(xiàn)出較強(qiáng)的正相關(guān)性，因子Ⅲ與森林覆蓋率呈現(xiàn)出較強(qiáng)的正相關(guān)性，各因子沿用上文的因子命名方法。

表3 2000年各省(區(qū))水土流失影響因素因子分析載荷量

表4為2013年各省(區(qū))水土流失影響因素因子分析載荷量。從表4可以看出，因子Ⅰ與農(nóng)民人均純收入、人均GDP和人口城鎮(zhèn)化率呈現(xiàn)出較強(qiáng)的正相關(guān)性，因子Ⅱ與農(nóng)業(yè)人口數(shù)量、農(nóng)林牧副漁業(yè)總產(chǎn)值呈現(xiàn)出較強(qiáng)的正相關(guān)性，因子Ⅲ與森林覆蓋率呈現(xiàn)出較強(qiáng)的正相關(guān)性，各因子沿用上文的因子命名方法。

表4 2013年各省(區(qū))水土流失影響因素因子分析載荷量

從經(jīng)濟(jì)水平、農(nóng)業(yè)狀況和自然環(huán)境3個(gè)方面對20世紀(jì)80、90年代，以及2000、2013年我國水土流失主要影響因素進(jìn)行分析。人類活動(dòng)是水土流失加劇的主要誘因，甚至可能造成永久性的土地退化，而人類活動(dòng)的強(qiáng)度可以從經(jīng)濟(jì)水平和農(nóng)業(yè)狀況上反映出來。同時(shí)，自然環(huán)境始終是水土流失產(chǎn)生的重要原因。水土流失是自然界普遍存在的一種自然現(xiàn)象，但常受到人類活動(dòng)的影響而加劇，這也是我國很多地區(qū)水土流失加劇的重要原因[1]。

2.2 水土流失影響因素回歸分析

將各省(區(qū))水土流失面積比與經(jīng)濟(jì)水平、農(nóng)業(yè)狀況和自然環(huán)境等采用逐步回歸法進(jìn)行分析，探討水土流失面積比與各影響因素之間的關(guān)系，得到20世紀(jì)80年代、20世紀(jì)90年代、2000年、2013年多元回歸方程分別為

P=30.505-8.157e-6.828n-5.728a，R2=0.357

(1)

P=27.031-8.878e-8.588n-3.940a，R2=0.416

(2)

P=26.636-8.529e-7.275n-5.259a，R2=0.379

(3)

P=22.319-7.337e-5.297n-1.682a，R2=0.414

(4)

上四式中：P為水土流失面積比，%；e為經(jīng)濟(jì)水平；n為自然環(huán)境；a為農(nóng)業(yè)狀況。

從以上4個(gè)公式可以看出，省域水土流失面積比與經(jīng)濟(jì)水平、農(nóng)業(yè)狀況和自然環(huán)境都呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，但不同時(shí)期影響程度不同。4個(gè)時(shí)期水土流失面積比與經(jīng)濟(jì)水平均呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，收入越低越貧困的地區(qū)水土流失越發(fā)嚴(yán)重。比較不同時(shí)期的回歸方程，呈現(xiàn)出兩大變化：一是從20世紀(jì)80年代到90年代，經(jīng)濟(jì)水平對水土流失的影響程度在上升，盡管各省(區(qū))的農(nóng)民人均純收入一直在增加，但這個(gè)時(shí)期農(nóng)民收入的增加部分尤其在貧困地區(qū)大多數(shù)來自種植業(yè)，而大面積的頻繁耕作常伴隨著毀林開荒、破壞植被等，加之生態(tài)保護(hù)意識(shí)較差，反而加劇了水土流失，表現(xiàn)為越貧困的地區(qū)水土流失越嚴(yán)重；二是從20世紀(jì)90年代至21世紀(jì)初，經(jīng)濟(jì)水平對水土流失的影響程度在下降，隨著地區(qū)經(jīng)濟(jì)迅速發(fā)展，農(nóng)民收入多元化，結(jié)束了單純依靠種植業(yè)來增加收入的狀況，尤其在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)，第二、三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展一定程度上讓農(nóng)民擺脫了對土地的依賴，這都使水土流失面積比與農(nóng)民人均純收入的相關(guān)性下降。

水土流失面積比與農(nóng)業(yè)狀況呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。20世紀(jì)80年代以后，隨著國家改革開放的深入，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)從以作物種植為主逐漸向農(nóng)林牧副漁復(fù)合的多樣化生產(chǎn)方式轉(zhuǎn)變，土地耕作強(qiáng)度的降低一定程度上減輕了水土流失。進(jìn)入21世紀(jì)，農(nóng)業(yè)增收形式進(jìn)一步向多元化方向發(fā)展，農(nóng)民對土地的依賴程度減輕，農(nóng)業(yè)狀況對水土流失的影響進(jìn)一步降低。同時(shí)，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平的提高，以及新技術(shù)、新機(jī)械的應(yīng)用，也使得農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對土地資源的破壞程度大大降低[11]。

自然環(huán)境對水土流失的影響表現(xiàn)為較高的負(fù)相關(guān)性，自然狀況較差的地區(qū)水土流失通常更為嚴(yán)重[12-13]。隨著國家對生態(tài)環(huán)境的重視，各省(區(qū))水土流失治理速度不斷加快，水土流失得到了進(jìn)一步控制，生態(tài)環(huán)境得到明顯改善，自然環(huán)境對水土流失的影響有所減輕。據(jù)2013年全國水利普查水土保持普查成果，我國水土流失面積已經(jīng)由2000年的356萬km2減少為295萬km2[14]。

3 結(jié) 論

根據(jù)我國各省(區(qū))4次土壤侵蝕調(diào)查和水利普查數(shù)據(jù)，以及對應(yīng)時(shí)期農(nóng)民純收入、水資源量等數(shù)據(jù)，采用因子分析法和多元回歸分析法得到以下結(jié)論：①我國各省(區(qū))水土流失面積比與經(jīng)濟(jì)水平、自然因素和農(nóng)業(yè)狀況表現(xiàn)為負(fù)相關(guān)關(guān)系，即農(nóng)民越貧困、自然環(huán)境越差、農(nóng)業(yè)狀況越糟糕，該地區(qū)水土流失通常越嚴(yán)重；②經(jīng)濟(jì)狀況對水土流失面積比的影響呈現(xiàn)出先增加后減小的趨勢，尤其是生態(tài)環(huán)境改善、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展水平提高、農(nóng)民收入的多元化，使得農(nóng)村地區(qū)的貧困人口更易獲得基本生存的物質(zhì)基礎(chǔ)，對土地的依賴程度降低，進(jìn)一步減輕了水土流失，促進(jìn)了生態(tài)保護(hù)和農(nóng)民增收。因此，大力開展生態(tài)環(huán)境保護(hù)、發(fā)展農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化、促進(jìn)農(nóng)民收入多元化，不僅可以有效促進(jìn)水土資源的可持續(xù)利用，改善生態(tài)環(huán)境，而且有利于農(nóng)村地區(qū)發(fā)展、增加農(nóng)民收入，有利于打破水土流失—貧困加劇的惡性循環(huán)，促進(jìn)人地和諧和地區(qū)可持續(xù)發(fā)展。

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