安定區水土保持與經濟增長及減貧關系分析

張立靖 李弘毅 魚海霞 張亮

［關鍵詞］水土保持；經濟增長；減貧；格蘭杰分析法；安定區

［摘要］水土保持是安定區生態建設和經濟發展的重要舉措之一。通過對安定區水土保持、經濟發展及減貧現狀的描述，利用格蘭杰分析法對安定區2011—2020年的累計水土流失治理面積、地區生產總值及農村居民人均可支配收入等數據進行分析，擬合三者間的相關關系，并構建相應的函數模型，分析了安定區水土保持與經濟增長及減貧的關系。結果表明：隨著水土流失治理面積的增加，地區生產總值和農村居民人均可支配收入相應地增加，但水土流失治理面積的增加對經濟增長的貢獻并不明顯，而對減貧的貢獻顯著。另外，安定區規劃2025年累計綜合治理水土流失面積將達2922.06km2，可預測到時地區生產總值將超過160億元，農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安定區水土保持現狀

定西市安定區地處內陸腹地，區域內山地眾多，適宜的天然農耕地較少，加之區域內地貌類型眾多、地形陡峭復雜、水資源含量較少、水土流失嚴重等，制約了安定區經濟發展速度與規模，阻礙了脫貧致富。因此，結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化布設等，優化區域生態環境，實現經濟發展與人居環境改善雙重騰飛，可為安定區經濟發展及鄉村振興戰略實施提供助力[1]。

截至2020年底，安定區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。安定區現有耕地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安定區經濟發展及減貧現狀

“十二五”“十三五”期間（2011—2020年），安定區政府緊緊圍繞“致力脫貧攻堅、加快轉型升級、建成小康安定”的總體要求，主動適應經濟發展新常態，持續擴大有效投資，大力推進全區經濟發展。根據《安定區國民經濟和社會發展統計公報》，2020年安定區地區生產總值（GDP）達114.76億元，較2011年的39.34億元增長了191.71%，實現了經濟翻倍增長，民眾穩定增收，鞏固了脫貧攻堅成果。截至2020年底，安定區農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間安定區貧困發生率由28.11%下降至0，2020年安定區退出貧困縣行列。

3水土保持與經濟增長及減貧關系分析

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，其發揮效益所需時間較長，因此選擇2011—2020年安定區累計水土流失治理面積作為變量X；影響經濟增長及減貧成效的因素較多，為避免物價波動對分析結果的影響，選取2011—2020年安定區地區生產總值和農村居民人均可支配收入作為變量Y和Z[2]。變量選取區間及數據見表1。

3.2分析方法

采用格蘭杰分析法，對變量之間的關系進行分析[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系，變量X會先發生變化，而后變量Y才會發生變化；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的預測結果，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，因此需對變量X、Y、Z進行平穩性測試[4]。本研究采用迪基-福勒的ADF檢驗法對表1中變量X、Y、Z進行平穩性測試，以AIC準則（赤池信息準則，用于衡量統計模型擬合優良性的一種標準）、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良性的一種準則）、HQ準則（漢南-奎因信息準則，用于統計計算中的模型選擇準則）作為測試準則，Prob作為統計量的伴隨概率。測試時，當Prob值小于0.10時，表明原始數據在10%水平條件下，待估參數不全為0（無單位根），測試結果有效，即變量時間序列平穩；當Prob值大于0.10時，需先對原始數據進行一階差分（連續相鄰兩項之差），然后進行平穩性測試。測試結果見表2。

從表2可看出：當對表1中X系列數據進行ADF檢驗時，其Prob值低于0.10，證明X序列無單位根，因此X序列是平穩時間序列；同理，Y、Z序列數據Prob值均大于0.10，證明均存在單位根，因此兩者均為非平穩時間序列，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是平穩時間序列[5]。經過協整檢驗，X、Y、Z存在協整關系，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Prob值進行判別，當其值小于0.10時，表明原假設在10%水平條件下具有顯著性，即假設成立；否則假設不成立。分析結果見表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。從三者關系可看出：水土流失治理能有效提升安定區地區生產總值和農村居民人均可支配收入，但安定區地區生產總值和農村居民人均可支配收入的增長不能直接改善區域水土流失現狀；安定區地區生產總值的增長能帶動農村居民人均可支配收入的提升，農村居民人均可支配收入的增長也能帶動當地經濟發展[6]。因此，在經濟發展的同時，當地政府應當加強水土流失治理工作，為當地的生態修復和高質量發展打下良好的基礎。

3.3構建模型

通過上述分析，對表1中結論成立的X與Y、Z系列數據進行相關關系擬合，得出因變量Y、Z與自變量X之間存在雙對數線性函數關系的結論，并構建相應的回歸模型：

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之間雙對數線性函數關系較明顯，擬合度較高。

3.4結果分析

根據定西市“十四五”水土保持規劃，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），可預測到2025年安定區地區生產總值將超過160億元，農村居民人均可支配收入將超過14500元。依據式（1）、式（2），繪制2011—2025年安定區累計水土流失治理面積與地區生產總值關系圖、累計水土流失治理面積與農村居民人均可支配收入關系圖，見圖1、圖2。

由圖1、圖2可知：①兩函數都是單調的遞增函數，表明隨著水土流失治理面積的增加，地區生產總值和農村居民人均可支配收入均相應增加，即經濟增長與減貧效果逐步顯現。②水土流失累計治理面積對地區生產總值的增長，即對經濟增長的貢獻并不明顯。其原因：一是通過改善生態環境來發展經濟的模式具有多樣性和不確定性，安定區地處我國西北部內陸地區，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，導致水土流失綜合治理效益發揮具有一定的時效性；二是影響經濟增長的直接因素較多，如政府對區域經濟發展的規劃、企業及當地民眾對經濟發展的投入資金、政府及有關部門的管理模式等[7]。③安定區水土流失治理面積的增加對農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，區域生態環境得到持續改善，農牧業等特色產業逐漸發展壯大，可為農村居民提供更多就業機會，逐步提升農村居民收入，持續為鄉村振興戰略實施保駕護航[8]。綜上所述，加大水土流失治理力度，能有效提升地區生產總值及農村居民人均可支配收入，縮小貧富差距，為實現“追趕經緯，建設打造600億定西及1000億定西”的目標提供助力。

[參考文獻]

[1]高健翎，王還珠.水土保持、減貧與可持續發展：英國贈款小流域管理項目的創新和影響[J].水土保持研究，2008，15（5）：226-228.

[2]匡遠配，羅荷花.水土保持與農業經濟增長、減貧關系的實證研究[J].農業經濟問題，2010，31（1）：54-58.

[3]李玉斌.彰武縣水土保持與經濟增長及減貧關系的實證分析[J].黑龍江水利科技，2016，44（12）：176-178.

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[8]李國平，李宏偉.綠色發展視角下國家重點生態功能區綠色減貧效果評價[J].軟科學，2018，32（12）：93-98.

［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治理、水土保持科研、規劃設計及水土保持監測等工作。［收稿日期］2022-09-20

（責任編輯張緒蘭）