民勤綠洲農業系統變化的協整分析

李曉琳，劉曉娜，孫丹峰

(1.西南林業大學環境科學與工程學院土地資源管理系， 云南 昆明 650224； 2.北京市農林科學院農業綜合發展研究所， 北京 100097；

3.中國農業大學資源與環境學院土地資源與管理系， 北京 100193)

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民勤綠洲農業系統變化的協整分析

李曉琳1，劉曉娜2，孫丹峰3

(1.西南林業大學環境科學與工程學院土地資源管理系， 云南 昆明 650224； 2.北京市農林科學院農業綜合發展研究所， 北京 100097；

3.中國農業大學資源與環境學院土地資源與管理系， 北京 100193)

摘要：采用協整分析的方法，基于1956—2008年長時間序列數據，分析了近50年內民勤農業生產系統(作物和牲畜)和環境系統在土地退化條件下的變化規律，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業各子系統間的相互作用關系及系統長期均衡關系和短期波動狀態。研究表明：(1)在土地退化的條件下，民勤農業生產系統和環境系統之間依然存在一個長期的均衡狀態，雖未使民勤農業系統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；(2)民勤綠洲農業各子系統圍繞長期均衡態還存在短期的波動，其中天氣條件(沙塵暴次數)和地下水資源(機井數)開采調整回均衡態的貢獻顯著，向量誤差修正模型前系數絕對值分別為0.9129和-1.2583，遠遠大于其他指標；在對荒漠化地區進行監測時，應當優先選擇沙塵暴天氣數和機井數等指標；(3)Granger因果檢驗結果表明，羊只存欄數和地下水資源(機井數)開采是沙塵暴次數的Granger原因。畜牧業的發展，超過草場的自然承載能力，風蝕現象加重。地下水嚴重超采，導致地下水位急劇下降，礦化度增加、地表植被大面積死亡，導致沙塵暴災害加劇。因此，可以通過減少放牧和有效管理地下水資源來實現研究區的荒漠化防治。

關鍵詞：農業系統；協整分析；向量誤差修正模型(VECM)；Grange因果檢驗；民勤綠洲

中國在21世紀進入經濟與生態環境和諧發展的調整階段，西部干旱區成為生態建設的重要區域。由于干旱和半干旱氣候的日趨惡化以及人為對環境的破壞，使得西北地區的土地荒漠化狀況日趨嚴重，糧食安全保障與生態環境保護協調發展成為該地區可持續發展面臨的重要問題[1-2]。民勤縣作為西北典型的沙漠綠洲干旱區，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，是我國北方地區的重要生態屏障。然而，由于人類不合理的農業生產活動(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)、水質惡化、植被惡化、土壤鹽漬化等問題日趨嚴峻，造成過度種植放牧、水資源短缺、土地退化之間的惡性循環[5-6]。因此，運用科學方法探尋民勤綠洲農業系統演化、土地荒漠化機制，對國家推行重點生態修復工程，合理評價現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，實現民勤綠洲農業系統的和諧可持續發展，有著重要的科學意義與實踐價值。

對荒漠化條件下農業系統的研究主要從空間和時間兩個尺度開展。空間尺度的研究，主要運用3S技術進行土地利用變化、荒漠化評價監測、土地利用景觀格局分析來獲取荒漠化空間演化規律，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、規律發現滯后于變化發生的問題[7-13]，起不到預測和事前調控的作用，進而影響以此為依據的政策有效性的發揮。時間尺度的研究，主要是利用相關分析、逐步回歸分析等數理統計方法，得到社會經濟對荒漠化演化的驅動情況[14-17]，但時間數據并非如截面數據那樣相互獨立，將時間序列這種強相關性的非平穩序列直接進行回歸會造成偽回歸問題，得到與現實相悖的結論；此外，能值分析、生態足跡分析等傳統時間研究法對非平穩序列的適宜性差，也無法細致精確分析系統演化的動態過程[18-21]。

因此，本研究從連續的時間尺度出發，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”這一假設為前提，基于協整理論建立向量誤差修正模型，探尋民勤綠洲農業系統1956—2008年近50年發展的長期均衡和短期波動狀況，結合Granger因果檢驗方法，探析其農業各子系統(生產系統、環境系統)之間的相互作用規律，精確分析其農業系統變化的驅動機制，確定各子系統之間的定量關系，為確定切實有效的荒漠化條件下綠洲農業系統保護與措施提供科學指導和依據。

1研究區概況與研究方法

1.1研究區概況

民勤縣地處河西走廊東北部，位于石羊河流域下游，東經103°03′～104°02′，北緯38°05′～39°06′，隸屬甘肅省武威地區。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，蒸發強烈，水資源的匱乏成為制約民勤綠洲農業發展的瓶頸[22]。民勤全縣共有23個鄉(鎮)，其中包括20個農業鄉(鎮)和3個牧業鄉(鎮)，可以說民勤農業的發展主要依靠種植業和畜牧業。民勤縣在維護河西、甘肅乃至華北、全國的生態環境的可持續發展中有著十分重要的戰略地位。

1.2研究思路與方法

1.2.1研究思路本研究從連續的時間尺度出發，通過多時間序列的協整分析和建立向量誤差修正模型，結合Granger因果檢驗，探析民勤農業各子系統之間的相互作用。首先，探究各子系統在50年的長時間尺度上是否存在長期均衡；其次，找出各子系統短期上如何偏離均衡態波動；最后，確定各個子系統之間的定量關系，為確定切實有效的荒漠化條件下綠洲農業生態系統保護與措施提供科學指導和依據(圖1)。

本研究所用數據來自民勤縣社會經濟統計年鑒(1956—2008年)[23]和《數字民勤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據的特征，本研究在用SPSS 19.0軟件對變量對數化處理基礎上，采用EViews 7.0軟件對經對數化處理的變量進行協整分析。

圖1技術路線

Fig.1Technique scheme

1.2.2協整關系協整是一種均衡性質在統計學上的表示，用來刻畫兩個或多個序列之間的均衡或平穩關系。均衡關系，是指在很短的時間內，在受到季節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，那么之后繼續隨時間變化還將回到均衡狀態；相反，如果這種偏離不能回到均衡狀態，我們就說這些變量之間不存在均衡關系。實質上，這種均衡關系意味著系統內，存在某種能夠使系統回到均衡狀態的機制。如果系統在某時期受到外界因素的影響偏離原來的長期均衡狀態，則系統內部存在的機制會在下一期，對系統內部各變量進行調整，這種調整使系統重新回到原來的均衡狀態[25-28]。

假設變量X和Y間的長期“均衡關系”由下式描述：

Yt=α0+α1Xt+εt

(1)

式中，εt是隨機擾動項。該均衡關系意味著給定X的一個值，Y相應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系，則Y的相應變化量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間的長期穩定的“均衡關系”，則意味著Y對其均衡點的偏離從本質上說是“臨時性”的。因此，一個重要的假設就是隨機擾動項εt必須是平穩序列。顯然，如果εt有隨機性趨勢(上升或下降)，則會導致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間的長期均衡關系正確，式(3)表述的非均衡誤差應該是一平穩時間序列，并且具有零期望值，即εt是具有0均值的平穩序列。

對于每一個序列單獨來說可能是非平穩的，這些序列的矩(如均值、方差和協方差)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，假如這樣一種平穩的線性組合存在，這些非平穩(有單位根)時間序列之間也被認為具有協整關系[28-29]。

1.2.3單位根檢驗和滯后期選擇非平穩時間序列線性組合得到的均衡關系的描述，首選需要通過單位根檢驗得到原時間序列為非平穩時間序列，才能用協整的方法分析它們之間的關系，因此單位根檢驗是進行協整分析的前提條件。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。

傳統的回歸模型屬于靜態模型，沒有考慮解釋變量之間的前后關系。事物的變化實際上是一個過程，加上自然限制、制度、技術條件的干預，使得變量的變化往往存在時滯現象。因此，在建立模型研究變量時，不僅要考慮它們當期之間的情況，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)、最終預測誤差(FPE)、AIC、SC、HQ信息準則[32]，本研究滯后期選擇是綜合考慮以上準則的結果。

1.2.4向量誤差修正模型(VECM)在協整分析的基礎上，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(在協整約束的前提下)導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序列。向量誤差修正有多種表現形式，令avecmt-1=β′yt-1可以得到如下的表現形式:

(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的預測中有幫助，或者x與y的相關系數在統計上顯著時，就可以說變量y是由自變量xGranger引起的。

考慮對yt進行s期預測，即預測t+s期后的yt+s的均方誤差(MSE)：

(6)

由此，Granger因果定義用數學語言描述如下：如果關于所有的s>0，基于(yt,yt-1,…)預測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，若有：

(7)

則x不能Granger引起y，又稱x對于y是外生的[29,35]。

2結果與分析

2.1變量選擇與分析

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

1956—2008年間，民勤縣農業各子系統表現出不同的變化趨勢(圖2)。近50年來，雖草原被不斷開墾為耕地，但受農村人口快速增長的影響，農民人均播種面積從1956年約0.28 hm2下降到1993年的0.15 hm2，后又隨農村人口的緩慢減少，人均播種面積開始逐步恢復到初期水平(圖2a)。畜牧業發展迅速，人均羊只存欄數逐年增加，由2000年之前人均不足1只，隨畜牧業的蓬勃發展，至2008年人均養羊數超過了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、內外河合并工程的建立以及渠道改造等措施發揮出巨大效益，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年達到研究期間內最小值，僅為242 m3(圖2c)。地下水資源開采呈現出先低態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，水資源不足問題嚴重。自20世紀60年代開始開挖機井以來，機井數呈現低態平穩的態勢；從1970年后開始增長顯著，人均機井數從每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，水質惡化，部分機井被廢棄，加上人們節水意識的提高，機井數量趨于平穩，近20年間變化率僅有1.3%。沙塵暴是一種災害天氣，它的發生發展既是一種加速土地荒漠化的重要過程，又是土地荒漠化發展到一定程度的具體表現。近50年來沙塵暴天氣天數呈現總體減少的周期性變化特征，年均沙塵暴天數由1956年的38 d，減少到2008年的12 d，說明民勤的災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重要的作用。

圖2民勤農業系統時間序列

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(SH)、人均上游來水量(IN)、人均機井數(WE)、平均沙塵暴天數(SD)5個變量進行對數變換，得到的新數列分別為LCL、LSH、LIN、LWE、LSD，作為本研究的基礎變量。

2.2確定最大滯后階數

模型中一個重要的問題就是滯后階數的確定。滯后階數越大，越能完整反映所構造模型的動態特征，同時也意味著需要估計的參數越多，導致模型的自由度就減少。因此，在確定滯后階數時，既要考慮有足夠數目的滯后項，又要有足夠數目的自由度。本研究中滯后階數選取，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和自由度關系后，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　滯后階數判斷結果

注：*代表在各種準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序列的平穩性檢驗

為避免由于時間序列的非平穩而造成的“偽回歸”問題，滿足協整檢驗的先決條件，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，成為平穩序列，說明這5個序列都是I(1)序列(即一階差分平穩序列)，滿足協整檢驗的前提條件。

表2　單位根檢驗結果

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分別表示檢驗模型中的常數項、時間趨勢和滯后階數。

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協整檢驗

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

表3　Johansen協整檢驗結果

注：**表示在1%顯著性水平上拒絕原假設。

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

表3第一個特征值的跡統計量大于1%水平下的臨界值，有一個協整方程存在，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，( )中的數值為標準誤差值；[ ]中的數值為系數的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定比例關系的長期均衡方程，表明LSH(人均羊只存欄數對數)、LIN(人均上游來水量對數)、LSD(沙塵暴天氣數對數)每增加10%，LCL(人均播種面積對數)分別增加6.9%，5.6%，3.6%；相反，LWE(人均機井數對數)增加10%，LCL會減少0.3%。

由此可以看出，種植業和畜牧業在長時間尺度下，存在著正相關關系。當種植業面積擴大，在一定程度上會促進畜牧業的蓬勃發展；而當種植面積和養殖規模超過一定界限，同時伴隨大量開采地下水，將會導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，導致耕地單位面積產量降低，而人類為了維持原來的生產生活需要，通過擴大種植面積的方式實現，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。

2.5向量誤差修正模型(VECM)

(9)

VECM前的系數向量反映變量之間的均衡關系偏離長期均衡狀態時，將其調整到均衡狀態的調整速度。由民勤縣農業系統VECM可知，代表地下水資源的機井數調整速度較快，為-1.2583；其次是沙塵暴次數，為0.9129，說明整個農業系統在偏離長期均衡狀態時，當地對地下水資源的開采(人為因素)，以及區域土地退化為代表的自然因素會迅速響應。

本研究主要選取制定政策能夠人為調控的變量分析，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，它前面的系數表示前一期的指標為了維持LCL的長期均衡狀態，要以一定的速度對前期產生的偏離進行調整，使其回歸長期均衡位置。另一部分是畜牧業、水資源、天氣等指標當期的短期波動，當誤差修正項(VECMt-1)為零時，模型剩下的部分表示當期LCL的變化全部來自于當期其余指標的影響，即畜牧業、水資源、天氣等指標當期的短期波動。

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，上一期羊只存欄數變化(ΔLSHt-1)的參數估計值比較大(0.5077)，說明畜牧業對種植業的滯后作用比較明顯；相較而言，機井數和沙塵暴天氣的參數估計較小，說明當地居民為了農業生產，保障基本生活，很少考慮地下水資源可持續開發以及土地退化恢復。

從(11)式來看，羊只存欄數(ΔLSHt-1)、播種面積(ΔLCLt-1)、機井數(ΔLWEt-1)、上游來水量(ΔLINt-1)上一期變化對羊只存欄數本期變化有反向抑制作用，其中羊只存欄數自身前一期的影響最大，參數估計值為-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影響較小，分別為：-0.0288和-0.0313，說明民勤畜牧業主要受到農業、畜牧業生產系統自身和種植業的滯后影響。

因此為了保證民勤綠洲農業系統的穩定性以及綠洲農業的可持續發展，必須通過外界資源(水資源、資金和技術等)來幫助農戶發展替代產業和高經濟附加值農業生產，尊重和順應資源和環境長期約束和短期波動，避免讓農業生產損害系統的自我恢復能力。

2.6Granger因果檢驗

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

對于內生變量LCL而言，其相對于內生變量LSH的χ2統計量=0.5573，對應的概率值P=0.4553>0.1，因此在10%水平下接受原假設，即變量LSH不是變量LCL的Granger原因，內生變量LCL對應方程中應該將變量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，其內生變量LSH對應的概率值P=0.028<0.05，因此在5%水平下拒絕原假設，接受備擇假設，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，這說明畜牧業的發展，羊只數量超過草場的自然承載能力，自然植被遭到破壞，地表裸露，風蝕現象加重。而且，地下水嚴重超采，導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，最終導致風沙災害加劇，沙塵暴頻繁發生。因此，減少放牧和有效管理地下水資源是實現民勤綠洲土地退化(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結論與討論

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

1) 從長期均衡上看，民勤綠洲農業系統存在“過度種植放牧、水資源短缺、土地退化”三者間的惡性循環，這與早年楊永春的研究結論一致[5]。種植面積擴大以及養殖規模的提高，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、水質惡化，水資源短缺問題日趨嚴峻；而利用高鹽度的地下水用于農業灌溉，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，也導致耕地單位面積產量下降，而人類只能通過進一步擴大生產規模來滿足自身生活和經濟利益需求。

2) 從短期波動上看，天氣條件和地下水資源在系統偏離長期均衡的情況下，自身響應速度最快。在對荒漠化地區進行監測時，應當優先選擇變化劇烈、對微小變化敏感，調整速度快的因素，通常沙塵暴天氣的變化情況被認為是一種監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數指標也被認為是有效監測荒漠化的指標[39-40]。

3) 受其他因素的影響，農業相關部門對種植業和畜牧業的調控存在一定的滯后作用。在向量誤差修正模型分析基礎上，結合Granger因果檢驗發現，造成沙塵暴的主要Granger原因是人均羊只存欄數和人均機井數。早在2006年，孫丹峰等就發現戶均羊只存欄數是荒漠化風險評價的重要指標，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原因在于水資源短缺，尤其是地下水資源。據統計，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，為了實現民勤農業系統的可持續發展，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業系統的研究是從種植業、畜牧業、水資源條件、天氣等角度出發，找尋各子系統在土地退化條件下的變化規律，而實際上荒漠化是綜合因素作用的結果，隨著科技發展、技術投入對整個系統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。本研究中應用VECM，更多地是將它作為一個動態均衡系統，探尋系統長期均衡狀態以及短期波動情況，然而由于模型結構約束問題(政府干預)的存在，會對模型宏觀預測造成阻礙，直接采用VECM進行預測會產生一定偏差。因此，未來研究中可以在加入結構約束這一限制條件下，對模型加以預測，提高模型預測的準確性。此外，協整分析方法主要針對時間尺度的分析，未來有必要針對協整分析結果加入3S技術的空間尺度研究，時空結合實現對民勤綠洲農業系統變化更加精確的定量分析，從而為西部干旱區農業系統的協調可持續發展提供決策與技術支持。

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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：F301

文獻標志碼：A

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

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

基金項目：國家自然科學基金(41071146)；西南林業大學生態學優勢特色重點學科開放基金

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