黄土高原生态修复衍生产业的生产效率研究——以延安市苹果产业为例

宋 晗,樊良新,b

(河南理工大学 a.测绘与国土信息工程学院;b.土地经济与城乡发展研究中心,河南 焦作 454000)

1 引言

黄土高原是我国水土流失严重、生态环境脆弱的地区之一，自1999年国家大规模实施生态修复工程以来,高土高原植被覆盖率得到提高,水土流失面积减少,土地资源质量加强[1]。苹果产业作为黄土高原主导生态的衍生产业之一,探究苹果的生产效率不但有利于生态衍生产业的发展，提高农村经济活力,而且为黄土高原生态修复工程的实施与推进提供了参考。

近年来,国内学者对生态修复工程成效进行了深入研究,得出众多不同研究成果。刘国彬[2]、朱智勇[3]、贾晓娟[4]等对我国黄土高原的生态治理效益进行了评价,发现生态治理工程使黄土高原的生态环境子系统得到了有效改善;徐玉霞通过构建模型,计算关中地区退耕还林后的生态效益、经济效益、社会效益,得出各子系统均呈上升趋势[5]。国内学者对生态产业采用了不同的方法进行研究,如于秋莉[6]、王广成[7]、赖熹姬[8]等分别采用耦合度模型、建立指标体系、因子分析方法对研究区域的生态产业进行了评价,发现生态产业有效带动了研究区域的经济发展;孙丽文、Wenbo等运用熵权TOPSIS方法对我国29个省市生态产业发展的环境状况进行了评价,得出京津冀三地的技术、经济、信息在发展生态产业上占有明显的优势[9,10];齐宇等从环境、经济、政治、社会等角度研究了日本生态产业发展的动因,得出政府的政策是促进生态产业发展的重要原因[11]。

苹果生产效率是决定苹果产业发展的重要因素,国内学者主要采用基于参数的随机前沿分析(SFA)和基于非参数的数据包络分析(DEA)两种方法进行了研究[12]。强艳玉[13]、石会娟[14]、杨浩然[15]等采用数据包络分析法(DEA)对苹果产业的生产效率进行了研究,得出生产技术是阻碍苹果生产效率提高的主要原因;王玺[16]、霍学喜[17]等运用随机前沿函数方法(SFA)对苹果种植户的技术效率进行了研究,得出生产经验和种植规模对技术效率有明显的促进作用,但苹果种植户明显存在种植技术落后的问题;于林霞[12]等运用Super-SBM模型对苹果生产的技术效率进行了研究,得出研究区域的苹果生产技术效率总体偏低。

陕北作为我国黄土高原生态修复的重点地区,近年来随着工程实施成效的凸显,生态衍生产业得到迅速发展,其中苹果产业作为陕北地区的重点生态产业,种植规模较大,成为延安地区农村经济新的增长点。但当前关于苹果产业生产效率的研究方法较单一,研究对象主要为全国苹果主产区省份。关于生态修复、生态产业的研究主要集中在效益评价和产业评价方面,对两者间关系的探索相对较少,特别是生态修复工程对生态衍生产业的影响因素的研究更少。本文以陕北地区延安市为研究对象,结合黄土高原区生态修复背景,运用通径分析探究影响延安苹果生产效率的主要因素。本研究不仅为产业发展提供了实证参考,也为生态修复工程的实施成效提供了依据。

2 研究区概况

延安市位于陕北黄土高原丘陵沟壑区,介于107°41—110°31′E、35°21—37°31′N(图1),属于高原大陆性季风气候,年平均气温10.2℃,降水量400—500mm,降水主要集中在7月份和8月份,日照时数2624.7h,无霜期184d。延安市为我国苹果的主产区,20世纪50年代就进行苹果种植;1999年黄土高原区实施生态修复工程,苹果种植面积不断扩大,由1994年的127.65万hm2扩大到2016年的354万hm2,产量由1994年的17.76万t提高到2016年的303.20万t;种植范围分布全市13个县区,均为优质生产基地。当前,苹果产业已成为延安地区的支柱产业,且已成为农村居民的主要收入来源。2015年延安地区农村居民人均纯收入9779元,其中苹果收入占果农果业总收入的70%以上,占农村居民人均纯收入的50%。

图1 研究区域地理位置

3 苹果产业评价指标体系构建

影响苹果生产效率的驱动因素可以分为:生态环境要素、社会经济要素、生态治理要素、产业发展要素等4个子系统。选取24个量化指标来表征上述子系统(图2)。

图2 延安苹果生产效率指标体系

其中,生态环境子系统包括年均降水量、年均气温、土壤侵蚀强度、光照强度、植被覆盖率5个要素;社会经济子系统包括交通道路网密度、第一产业占比、人均GDP、人均受教育水平、城市化水平5个要素;生态治理子系统包括累计治理水土流失面积、生态治理宣传教育、生态治理资金投入、生态治理人员投入、退耕还林还草面积5个要素;产业发展子系统包括果农受教育水平、平均年龄、品种优良比、农村合作社数量、人均种植面积、苹果加工企业数量、苹果储藏能力、苹果商品率、加工企业生产力共9个要素。

4 研究方法

4.1 数据来源

本文数据来源于1994—2015年的《陕西省统计年鉴》、《延安市统计年鉴》和延安市政府工作报告、林业局的资料。

4.2 数据处理

由于数据量纲不同,必须对数据进行归一化处理。其中,正向指标采用式(1),负向指标采用式(2)。

yij=(xij-minxij)/(maxxij-minxij)

(1)

yij=(maxxij-xij)/(maxxij-minxij)

(2)

式中,yij、xij分别代表第i年第j项指标的标准化值和原始值;maxxij和minxij表示第j项指标的最大值和最小值。

确定指标权重:本文采用熵值法确立权重,具体公式为:

(3)

(4)

(5)

(6)

驱动因素:确定的驱动因素指标权重见表1。我们对原始数据进行了归一化处理,利用所求得的权重对归一化后的数据进行加权,提取各子系统平均值作为驱动因素数据。

表1 各子系统指标权重

苹果生产效率:计算公式为:

Y=P/O

(7)

P=L+M+L

(8)

式中,Y为苹果生产效率;P为苹果投入;O为苹果产出;L为每单位投入劳动力;M为每单位投入管理费用(化肥、农药和地膜);T为单位面积技术人员投入,采用当年技术人员数量乘以当年技术人员平均工资比上当年苹果种植面积。技术人员投入指标参照赵峰娟等[19]所采用的单位面积劳动力和管理技术投入量指标来设定。

4.3 分析方法

相关分析:本文运用SPSS软件进行Person相关性分析,研究了延安市1994—2015年的苹果生产效率及其驱动因素的交互影响。

通径分析:通径分析是相关分析的延续,是在多元回归模型的基础上对相关系数的进一步分解[20],分离出某一解释变量对被解释变量的直接作用效果,通过其他解释变量表证对被解释变量的间接作用效果和总的作用效果,其原理为:

(9)

式中,rij为解释变量xi和xj的相关系数;riY为xi和被解释变量Y的相关系数;PiY为直接通径系数。xi通过其他解释变量xj对被解释变量Y的间接通径为rijPjY,解释变量xi对被解释变量Y的决定系数为:

(10)

式中,PrY为通径残差效应,如果PrY很小(一般以0.1为界),说明通径分析模型有效。

(11)

本文通过通径分析,得出决定系数及通径残差效应,研究4个子系统对延安市苹果生产效率的驱动因素。

5 结果与分析

5.1 苹果生产效率

1994—2015年延安市苹果生产效率、投入—产出都呈整体增加趋势。其中,延安市苹果生产效率由1994年的0.480增加到2015年的1.626,呈波动上升趋势;投入指数由1994年的0.045增加到2015年的0.580(图3),其中劳动力、技术投入增长较快;劳动力投入由1994年的159元/hm2提高到2015年的2598元/hm2;技术投入由1994年的0.062元/hm2提高到2015年的1.117元/hm2;管理投入增加相对较慢,由1994年的343元/hm2提高到2015年的1034元/hm2(图4)。产出指数由1994年的0.022上升到2015年的0.943,增幅较大(图3)。

图3 1994—2015年延安苹果投入产出及生产效率

图4 1994—2015年延安苹果种植劳动力、管理、技术投入

5.2 驱动因素

1994—2015年延安市苹果生产4个子系统的驱动因素除生态环境呈波动变化外,社会经济、生态治理和产业发展子系统均有明显的提高。其中，生态环境子系统指数由1994年的0.316提高到2015年的0.431,发展稳定;社会经济子系统指数由1994年的0.201提高到2015年的0.750,增长较快;生态治理子系统指数由1994年的0.021提高到2015年的0.728,其中2009—2015年呈波动上升趋势;产业发展子系统指数由1994年的0.025提高到2015年的0.777,增加迅速(图5)。

图5 1994—2015年延安苹果生产驱动因素

图6 驱动因素相关分析

5.3 各子系统间相互作用

各子系统相关分析:本文对变量进行Pearson相关性分析。从图6可见,产业发展子系统与社会经济子系统相关性最大(r=0.902、p<0.01),其次为生态环境子系统与生态治理子系统(r=0.803、p<0.01)、生态治理子系统与社会经济子系统(r=0.702、p<0.01)、生态治理子系统与产业发展子系统(r=0.702、p<0.01)、生态环境子系统与产业发展子系统(r=0.423、p<0.05),社会经济子系统与生态环境子系统无显著性相关关系(r=0.314、p>0.05)。

各子系统的通径分析:结果表明,生态环境子系统直接驱动因素为生态治理(直接作用系数0.403)、社会经济(直接作用系数0.093);间接驱动因素为产业发展子系统通过社会经济(间接作用系数0.082)、生态治理(间接作用系数0.046)产生(图7a);社会经济子系统直接驱动因素为产业发展(直接作用系数0.510)、生态治理(直接作用系数0.079);间接驱动因素为产业发展子系统通过生态治理(间接作用系数0.088)、生态环境(间接作用系数0.079)产生(图7b);生态治理子系统直接驱动因素为社会经济(直接作用系数0.264)、生态环境(直接作用系数0.198);间接驱动因素为生态环境子系统通过社会经济(间接作用系数0.093)、产业发展(间接作用系数0.082)产生(图7c);产业发展子系统直接驱动因素为社会经济(直接作用系数0.349)、生态环境(直接作用系数0.188);间接驱动因素为社会经济通过生态治理(间接作用系数0.097)、生态环境(间接作用系数0.083)产生(图7d)。

图7 4个子系统间通径分析

5.4 苹果生产效率的驱动分析

延安市苹生产各子系统与苹果生产效率的相关性分析(表2):苹果生产效率与社会经济相关性最大(r=0.931、p<0.01),其次为产业发展(r=0.920、p<0.01)、生态治理(r=0.900、p<0.01)、生态环境(r=0.619、p<0.01),说明社会经济、产业发展为影响苹果生产效率的主要因素。

通径分析的结果表明,延安市苹果生产效率产生直接作用的因子分别为社会经济(直接作用系数0.463)>产业发展(直接作用系数0.335)>生态环境(直接作用系数0.259)>生态治理(直接作用系数0.258)。其中,生态环境子系统(Z1)主要通过生态治理(间接作用系数0.206)、社会经济(间接作用系数0.095)对生产效率产生间接作用;生态治理(Z3)主要通过生态环境(间接作用系数0.413)、社会经济(间接作用系数0.133)对生产效率产生间接作用(图8)。决定系数为0.948,表明4个子系统对苹果生产效率产生的作用占94.8%;剩余通径系数为0.228,表明除上述因素外,可能还存在资金投入、营销体系、生产标准化等因素对苹果生产效率产生影响。综上所述,延安市苹果生产效率的主要直接驱动因素为社会经济、产业发展,生态环境、生态治理主要产生间接作用。

表2 苹果生产效率与4个驱动子系统相关性分析

注:实线代表直接系数,虚线代表间接系数,决定系数=0.948,剩余通径系数=0.227。

图8 苹果生产效率与子系统路径系数

6 建议

研究结果表明,生态环境、社会经济、生态治理、产业发展都与延安市苹果生产效率密切相关。其中,社会经济、产业发展对延安市苹果生产效率直接影响较强,生态治理、生态环境对其间接影响较强,因此针对其影响因素,提出以下对策:

6.1 加强生态修复宣传,生态治理投入

生态修复和生态保护是国家生态文明建设的重要内容,其成果直接影响生态衍生产业的形成发展。延安市位于典型黄土高原地区,自1999年实施退耕还林工程以来,当地政府出台了多项政策确保工程的实施,如《延安市关于党政一把手退耕还林负总责实施办法》、《关于巩固退耕还林成果暂行办法》、《延安市山水林田湖生态保护修复试点工作联席会议制度》等。当前延安地区退耕还林、防护林建设等生态修复工程的实施已初见成效,植被覆盖率提高,土地生产力增强,生态衍生产业形成并得到快速发展。因此,政府应积极宣传生态文明建设和生态修复政策,培养树立生态环境意识;保障生态治理资金来源,发展培养生态治理人才,为生态工程的实施提供有力保障;设立生态治理监督办,保证资金、人力投入落实,确保治理成效,巩固生态衍生产业发展;通过法律规范,借助道德意识,约束人们行为,保障生态环境及治理。

6.2 增加引进中早熟品种与适应性品种

延安市苹果品种结构较为单一,“富士”系列和“秦冠”种植面积达到80%以上,且都为中晚熟品种,中早熟品种“嘎啦、新红星”种植面积仅为15%左右,且品种较少。同时,延安市的苹果属于中性水果,单一的品种结构无法满足不同年龄段人的口味。因此,延安市要积极调整种植品种结构,引进口感特色品种,在保证中晚熟品种种植面积的同时,结合延安市当地的种植环境增加“嘎啦、新红星”等中早熟品种的种植面积,合理调整早中晚熟品种比例,满足不同上市时间需要;根据延安市苹果市场的需要,推广种植山东、河北等地的优良品种;自主研发适合本地生态环境生长的中早熟品种、特色品种;政府要积极引导建立示范园,自育新品种保证新品种的适应性。

6.3 建立农民自主性合作社

农业自主性合作社是农村经济组织中最主要的部分,能有效促进农村经济发展[21],在提高产业生产组织化程度方面产生积极作用。当前,农业合作社主要以中介组织形式存在,并作为农业生产资料信息来源、农民市场信息与技术服务来源、农产品交易平台。当前延安市农村合作社数量已有1994年的10个发展到2000多个,但随着农村合作社的发展壮大,一些问题开始凸显,如法律体系缺陷、缺少自助性、资金欠缺、人才缺乏等。因此,要增加农民积极性,建立农民自主性合作社;健全法律体系,使农业合作社的建立、运行和发展更规范;加大资金扶持,搭建融资平台,提供资金保障;创新果业协会、果业专业化组织,构建“果农+合作社+企业”、“果农+基地+市场”、“果农+专业协会+加工企业”等一体化发展模式,实现产销一体化标准发展模式;加强人才队伍建设,建立合作社人才培训基地,引导大学生到合作社就业,提升合作社整体水平,增强生态产业发展推动力。

6.4 针对性教学培训,培养专业型果农

果农技术、科学知识是对苹果质量和产量产生直接影响的因素。当前延安市的有关培训局限于理论指导,缺少实践练习、针对性培训、后续跟踪服务等特色培训方式,同时缺少考核认证方式,使生态衍生产业后续资源无法保障。因此,要创新培训方式,采用“理论学习+实地实践+后续指导”、“高校+农技人才+果农”、“专门项目+技术人才+果农”等全方位、多形式培训,保证果农多参加、多实践;依托具体专门项目,有针对性地展开教学培训,培养生态衍生产业特色人才;号召外出务工人员返乡,重点培训本土果农,更有利于当地产业发展;加强特色产业基地培训,学习商品化技术,规范种植生态衍生产品;参加农企特色项目,学习不同品种的栽培技巧、管理经验;建立果农绩效考核及等级认证制度,考核学员成果,认证技术人员等级,保障生态产业从事人员的水平。

7 结论

苹果产业作为延安地区黄土高原生态修复产业之一,已成为延安农民经济收入主要来源。本文基于1994—2015年延安市的社会经济及苹果产业发展数据,通过研究主要发现:①22年来延安市的苹果劳动力投入、管理投入、技术人员投入、产出和生产效率指数均呈增加趋势，其中生产效率指数增加了1.146,投入、产出指数分别增加了0.535、0.921。在苹果生产效率驱动系统中,产业发展子系统增幅最大,其次为生态治理子系统、社会经济子系统、生态环境子系统。②各驱动子系统之间,除社会经济与生态环境无显著性相关外,其他子系统间均呈显著相关,其中产业发展子系统与社会经济子系统的相关性最大。③延安市苹果生产效率的直接驱动因素依次为社会经济子系统(直接影响系数0.463)>产业发展子系统(直接影响系数0.335)>生态环境子系统(直接影响系数0.259)>生态治理子系统(直接影响系数0.258),其中生态治理子系统和生态环境子系统之间交互影响对苹果生产效率主要产生间接作用。因此,可通过加强生态治理宣传,增加生态治理投入;增加中早熟品种种植,引进适应性品种;建立农民自主性合作社,发展新型产业化模式;健全、强化专业型果农培训,促进延安市苹果种植业的持续发展。