張立靖 李弘毅 魚海霞 張亮

［關(guān)鍵詞］水土保持；經(jīng)濟增長；減貧；格蘭杰分析法；安定區(qū)

［摘要］水土保持是安定區(qū)生態(tài)建設(shè)和經(jīng)濟發(fā)展的重要舉措之一。通過對安定區(qū)水土保持、經(jīng)濟發(fā)展及減貧現(xiàn)狀的描述，利用格蘭杰分析法對安定區(qū)2011—2020年的累計水土流失治理面積、地區(qū)生產(chǎn)總值及農(nóng)村居民人均可支配收入等數(shù)據(jù)進行分析，擬合三者間的相關(guān)關(guān)系，并構(gòu)建相應(yīng)的函數(shù)模型，分析了安定區(qū)水土保持與經(jīng)濟增長及減貧的關(guān)系。結(jié)果表明：隨著水土流失治理面積的增加，地區(qū)生產(chǎn)總值和農(nóng)村居民人均可支配收入相應(yīng)地增加，但水土流失治理面積的增加對經(jīng)濟增長的貢獻并不明顯，而對減貧的貢獻顯著。另外，安定區(qū)規(guī)劃2025年累計綜合治理水土流失面積將達2922.06km2，可預(yù)測到時地區(qū)生產(chǎn)總值將超過160億元，農(nóng)村居民人均可支配收入將超過14500元。

［中圖分類號］F224;F124;S157［文獻標識碼］A［文章編號］1000－0941（2023）04－0042－03

1安定區(qū)水土保持現(xiàn)狀

定西市安定區(qū)地處內(nèi)陸腹地，區(qū)域內(nèi)山地眾多，適宜的天然農(nóng)耕地較少，加之區(qū)域內(nèi)地貌類型眾多、地形陡峭復(fù)雜、水資源含量較少、水土流失嚴重等，制約了安定區(qū)經(jīng)濟發(fā)展速度與規(guī)模，阻礙了脫貧致富。因此，結(jié)合綠水青山就是金山銀山理念，通過水土保持項目的實施、流域的綜合治理、水土保持措施的科學(xué)化布設(shè)等，優(yōu)化區(qū)域生態(tài)環(huán)境，實現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展與人居環(huán)境改善雙重騰飛，可為安定區(qū)經(jīng)濟發(fā)展及鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實施提供助力[1]。

截至2020年底，安定區(qū)累計治理水土流失面積2660km2，治理程度達到80.45%。其中，累計新修梯田10924.21hm2，營造水保林11088.19hm2，封禁治理1986.86hm2，新建小型攔蓄工程62處。安定區(qū)現(xiàn)有耕地16.11萬hm2（人均耕地0.45hm2），其中梯田12.53萬hm2（人均梯田0.35hm2），林地7.69萬hm2，草地7.73萬hm2。

2安定區(qū)經(jīng)濟發(fā)展及減貧現(xiàn)狀

“十二五”“十三五”期間（2011—2020年），安定區(qū)政府緊緊圍繞“致力脫貧攻堅、加快轉(zhuǎn)型升級、建成小康安定”的總體要求，主動適應(yīng)經(jīng)濟發(fā)展新常態(tài)，持續(xù)擴大有效投資，大力推進全區(qū)經(jīng)濟發(fā)展。根據(jù)《安定區(qū)國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》，2020年安定區(qū)地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）達114.76億元，較2011年的39.34億元增長了191.71%，實現(xiàn)了經(jīng)濟翻倍增長，民眾穩(wěn)定增收，鞏固了脫貧攻堅成果。截至2020年底，安定區(qū)農(nóng)村居民人均可支配收入由2011年的3100.7元增長至9205.0元，相對增長了196.87%，共計有176個貧困村（3.1萬戶約10.43萬人）脫貧。10a間安定區(qū)貧困發(fā)生率由28.11%下降至0，2020年安定區(qū)退出貧困縣行列。

3水土保持與經(jīng)濟增長及減貧關(guān)系分析

3.1變量的選擇

在水土流失治理過程中存在多個變量，所以要先確定一些典型的、有代表性的變量作為分析對象。水土流失治理的過程是漫長的，其發(fā)揮效益所需時間較長，因此選擇2011—2020年安定區(qū)累計水土流失治理面積作為變量X；影響經(jīng)濟增長及減貧成效的因素較多，為避免物價波動對分析結(jié)果的影響，選取2011—2020年安定區(qū)地區(qū)生產(chǎn)總值和農(nóng)村居民人均可支配收入作為變量Y和Z[2]。變量選取區(qū)間及數(shù)據(jù)見表1。

3.2分析方法

采用格蘭杰分析法，對變量之間的關(guān)系進行分析[3]。采用格蘭杰分析法的前提條件是必須遵守時間上的邏輯關(guān)系。如果變量X是變量Y的格蘭杰原因，那么按照時間上的邏輯關(guān)系，變量X會先發(fā)生變化，而后變量Y才會發(fā)生變化；在對變量Y進行滯后值回歸時，如果將變量X的滯后值代入，就可改變變量Y的預(yù)測結(jié)果，那么就可以判定變量X是變量Y的格蘭杰原因。格蘭杰分析法要求變量時間序列平穩(wěn)，因此需對變量X、Y、Z進行平穩(wěn)性測試[4]。本研究采用迪基-福勒的ADF檢驗法對表1中變量X、Y、Z進行平穩(wěn)性測試，以AIC準則（赤池信息準則，用于衡量統(tǒng)計模型擬合優(yōu)良性的一種標準）、SC準則（施瓦茲信息準則，用于比較不同分布滯后模型的擬合優(yōu)良性的一種準則）、HQ準則（漢南-奎因信息準則，用于統(tǒng)計計算中的模型選擇準則）作為測試準則，Prob作為統(tǒng)計量的伴隨概率。測試時，當Prob值小于0.10時，表明原始數(shù)據(jù)在10%水平條件下，待估參數(shù)不全為0（無單位根），測試結(jié)果有效，即變量時間序列平穩(wěn)；當Prob值大于0.10時，需先對原始數(shù)據(jù)進行一階差分（連續(xù)相鄰兩項之差），然后進行平穩(wěn)性測試。測試結(jié)果見表2。

從表2可看出：當對表1中X系列數(shù)據(jù)進行ADF檢驗時，其Prob值低于0.10，證明X序列無單位根，因此X序列是平穩(wěn)時間序列；同理，Y、Z序列數(shù)據(jù)Prob值均大于0.10，證明均存在單位根，因此兩者均為非平穩(wěn)時間序列，但因其一階差分序列Y1、Z1在10%水平上無單位根，所以其一階差分序列Y1、Z1是平穩(wěn)時間序列[5]。經(jīng)過協(xié)整檢驗，X、Y、Z存在協(xié)整關(guān)系，所以變量X、Y、Z符合采用格蘭杰分析法的前提條件。

利用EViews軟件，對X、Y、Z時間序列進行格蘭杰分析，依據(jù)Prob值進行判別，當其值小于0.10時，表明原假設(shè)在10%水平條件下具有顯著性，即假設(shè)成立；否則假設(shè)不成立。分析結(jié)果見表3。

從表3中可看出：變量X是變量Y和變量Z的格蘭杰原因；變量Y是變量Z的格蘭杰原因，但不是變量X的格蘭杰原因；變量Z是變量Y的格蘭杰原因，但不是變量X的格蘭杰原因。從三者關(guān)系可看出：水土流失治理能有效提升安定區(qū)地區(qū)生產(chǎn)總值和農(nóng)村居民人均可支配收入，但安定區(qū)地區(qū)生產(chǎn)總值和農(nóng)村居民人均可支配收入的增長不能直接改善區(qū)域水土流失現(xiàn)狀；安定區(qū)地區(qū)生產(chǎn)總值的增長能帶動農(nóng)村居民人均可支配收入的提升，農(nóng)村居民人均可支配收入的增長也能帶動當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展[6]。因此，在經(jīng)濟發(fā)展的同時，當?shù)卣畱?yīng)當加強水土流失治理工作，為當?shù)氐纳鷳B(tài)修復(fù)和高質(zhì)量發(fā)展打下良好的基礎(chǔ)。

3.3構(gòu)建模型

通過上述分析，對表1中結(jié)論成立的X與Y、Z系列數(shù)據(jù)進行相關(guān)關(guān)系擬合，得出因變量Y、Z與自變量X之間存在雙對數(shù)線性函數(shù)關(guān)系的結(jié)論，并構(gòu)建相應(yīng)的回歸模型：

lnY=4.706lnX-32.433（R2=0.982）（1）

lnZ=5.314lnX-32.772（R2=0.996）（2）

由R2值分別高達0.982和0.996可看出，因變量Y與自變量X、因變量Z與自變量X之間雙對數(shù)線性函數(shù)關(guān)系較明顯，擬合度較高。

3.4結(jié)果分析

根據(jù)定西市“十四五”水土保持規(guī)劃，2025年新增水土流失治理面積262.06km2，累計水土流失治理面積將達2922.06km2，分別代入式（1）、式（2），可預(yù)測到2025年安定區(qū)地區(qū)生產(chǎn)總值將超過160億元，農(nóng)村居民人均可支配收入將超過14500元。依據(jù)式（1）、式（2），繪制2011—2025年安定區(qū)累計水土流失治理面積與地區(qū)生產(chǎn)總值關(guān)系圖、累計水土流失治理面積與農(nóng)村居民人均可支配收入關(guān)系圖，見圖1、圖2。

由圖1、圖2可知：①兩函數(shù)都是單調(diào)的遞增函數(shù)，表明隨著水土流失治理面積的增加，地區(qū)生產(chǎn)總值和農(nóng)村居民人均可支配收入均相應(yīng)增加，即經(jīng)濟增長與減貧效果逐步顯現(xiàn)。②水土流失累計治理面積對地區(qū)生產(chǎn)總值的增長，即對經(jīng)濟增長的貢獻并不明顯。其原因：一是通過改善生態(tài)環(huán)境來發(fā)展經(jīng)濟的模式具有多樣性和不確定性，安定區(qū)地處我國西北部內(nèi)陸地區(qū)，植物措施（沙棘水保林等）生長周期較長，工程措施（淤地壩等）實施難度較大、工期較長，導(dǎo)致水土流失綜合治理效益發(fā)揮具有一定的時效性；二是影響經(jīng)濟增長的直接因素較多，如政府對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的規(guī)劃、企業(yè)及當?shù)孛癖妼?jīng)濟發(fā)展的投入資金、政府及有關(guān)部門的管理模式等[7]。③安定區(qū)水土流失治理面積的增加對農(nóng)村居民人均可支配收入的增長，即對減貧的貢獻顯著。這是因為水土流失治理帶來的收益是長期的，隨著水土流失治理面積的不斷增加，區(qū)域生態(tài)環(huán)境得到持續(xù)改善，農(nóng)牧業(yè)等特色產(chǎn)業(yè)逐漸發(fā)展壯大，可為農(nóng)村居民提供更多就業(yè)機會，逐步提升農(nóng)村居民收入，持續(xù)為鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實施保駕護航[8]。綜上所述，加大水土流失治理力度，能有效提升地區(qū)生產(chǎn)總值及農(nóng)村居民人均可支配收入，縮小貧富差距，為實現(xiàn)“追趕經(jīng)緯，建設(shè)打造600億定西及1000億定西”的目標提供助力。

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［作者簡介］張立靖（1994—），男，甘肅張掖人，助理工程師，碩士，主要從事水土保持與生態(tài)治理、水土保持科研、規(guī)劃設(shè)計及水土保持監(jiān)測等工作。［收稿日期］2022-09-20

（責任編輯張緒蘭）