安定区水土保持与经济增长及减贫关系分析

张立靖 李弘毅 鱼海霞 张亮

［关键词］水土保持；经济增长；减贫；格兰杰分析法；安定区

［摘要］水土保持是安定区生态建设和经济发展的重要举措之一。通过对安定区水土保持、经济发展及减贫现状的描述，利用格兰杰分析法对安定区2011—2020年的累计水土流失治理面积、地区生产总值及农村居民人均可支配收入等数据进行分析，拟合三者间的相关关系，并构建相应的函数模型，分析了安定区水土保持与经济增长及减贫的关系。结果表明：随着水土流失治理面积的增加，地区生产总值和农村居民人均可支配收入相应地增加，但水土流失治理面积的增加对经济增长的贡献并不明显，而对减贫的贡献显著。另外，安定区规划2025年累计综合治理水土流失面积将达2922.06km2，可预测到时地区生产总值将超过160亿元，农村居民人均可支配收入将超过14500元。

［中图分类号］F224;F124;S157［文献标识码］A［文章编号］1000－0941（2023）04－0042－03

1安定区水土保持现状

定西市安定区地处内陆腹地，区域内山地众多，适宜的天然农耕地较少，加之区域内地貌类型众多、地形陡峭复杂、水资源含量较少、水土流失严重等，制约了安定区经济发展速度与规模，阻碍了脱贫致富。因此，结合绿水青山就是金山银山理念，通过水土保持项目的实施、流域的综合治理、水土保持措施的科学化布设等，优化区域生态环境，实现经济发展与人居环境改善双重腾飞，可为安定区经济发展及乡村振兴战略实施提供助力[1]。

截至2020年底，安定区累计治理水土流失面积2660km2，治理程度达到80.45%。其中，累计新修梯田10924.21hm2，营造水保林11088.19hm2，封禁治理1986.86hm2，新建小型拦蓄工程62处。安定区现有耕地16.11万hm2（人均耕地0.45hm2），其中梯田12.53万hm2（人均梯田0.35hm2），林地7.69万hm2，草地7.73万hm2。

2安定区经济发展及减贫现状

“十二五”“十三五”期间（2011—2020年），安定区政府紧紧围绕“致力脱贫攻坚、加快转型升级、建成小康安定”的总体要求，主动适应经济发展新常态，持续扩大有效投资，大力推进全区经济发展。根据《安定区国民经济和社会发展统计公报》，2020年安定区地区生产总值（GDP）达114.76亿元，较2011年的39.34亿元增长了191.71%，实现了经济翻倍增长，民众稳定增收，巩固了脱贫攻坚成果。截至2020年底，安定区农村居民人均可支配收入由2011年的3100.7元增长至9205.0元，相对增长了196.87%，共计有176个贫困村（3.1万户约10.43万人）脱贫。10a间安定区贫困发生率由28.11%下降至0，2020年安定区退出贫困县行列。

3水土保持与经济增长及减贫关系分析

3.1变量的选择

在水土流失治理过程中存在多个变量，所以要先确定一些典型的、有代表性的变量作为分析对象。水土流失治理的过程是漫长的，其发挥效益所需时间较长，因此选择2011—2020年安定区累计水土流失治理面积作为变量X；影响经济增长及减贫成效的因素较多，为避免物价波动对分析结果的影响，选取2011—2020年安定区地区生产总值和农村居民人均可支配收入作为变量Y和Z[2]。变量选取区间及数据见表1。

3.2分析方法

采用格兰杰分析法，对变量之间的关系进行分析[3]。采用格兰杰分析法的前提条件是必须遵守时间上的逻辑关系。如果变量X是变量Y的格兰杰原因，那么按照时间上的逻辑关系，变量X会先发生变化，而后变量Y才会发生变化；在对变量Y进行滞后值回归时，如果将变量X的滞后值代入，就可改变变量Y的预测结果，那么就可以判定变量X是变量Y的格兰杰原因。格兰杰分析法要求变量时间序列平稳，因此需对变量X、Y、Z进行平稳性测试[4]。本研究采用迪基-福勒的ADF检验法对表1中变量X、Y、Z进行平稳性测试，以AIC准则（赤池信息准则，用于衡量统计模型拟合优良性的一种标准）、SC准则（施瓦兹信息准则，用于比较不同分布滞后模型的拟合优良性的一种准则）、HQ准则（汉南-奎因信息准则，用于统计计算中的模型选择准则）作为测试准则，Prob作为统计量的伴随概率。测试时，当Prob值小于0.10时，表明原始数据在10%水平条件下，待估参数不全为0（无单位根），测试结果有效，即变量时间序列平稳；当Prob值大于0.10时，需先对原始数据进行一阶差分（连续相邻两项之差），然后进行平稳性测试。测试结果见表2。

从表2可看出：当对表1中X系列数据进行ADF检验时，其Prob值低于0.10，证明X序列无单位根，因此X序列是平稳时间序列；同理，Y、Z序列数据Prob值均大于0.10，证明均存在单位根，因此两者均为非平稳时间序列，但因其一阶差分序列Y1、Z1在10%水平上无单位根，所以其一阶差分序列Y1、Z1是平稳时间序列[5]。经过协整检验，X、Y、Z存在协整关系，所以变量X、Y、Z符合采用格兰杰分析法的前提条件。

利用EViews软件，对X、Y、Z时间序列进行格兰杰分析，依据Prob值进行判别，当其值小于0.10时，表明原假设在10%水平条件下具有显著性，即假设成立；否则假设不成立。分析结果见表3。

从表3中可看出：变量X是变量Y和变量Z的格兰杰原因；变量Y是变量Z的格兰杰原因，但不是变量X的格兰杰原因；变量Z是变量Y的格兰杰原因，但不是变量X的格兰杰原因。从三者关系可看出：水土流失治理能有效提升安定区地区生产总值和农村居民人均可支配收入，但安定区地区生产总值和农村居民人均可支配收入的增長不能直接改善区域水土流失现状；安定区地区生产总值的增长能带动农村居民人均可支配收入的提升，农村居民人均可支配收入的增长也能带动当地经济发展[6]。因此，在经济发展的同时，当地政府应当加强水土流失治理工作，为当地的生态修复和高质量发展打下良好的基础。

3.3构建模型

通过上述分析，对表1中结论成立的X与Y、Z系列数据进行相关关系拟合，得出因变量Y、Z与自变量X之间存在双对数线性函数关系的结论，并构建相应的回归模型：

lnY=4.706lnX-32.433（R2=0.982）（1）

lnZ=5.314lnX-32.772（R2=0.996）（2）

由R2值分别高达0.982和0.996可看出，因变量Y与自变量X、因变量Z与自变量X之间双对数线性函数关系较明显，拟合度较高。

3.4结果分析

根据定西市“十四五”水土保持规划，2025年新增水土流失治理面积262.06km2，累计水土流失治理面积将达2922.06km2，分别代入式（1）、式（2），可预测到2025年安定区地区生产总值将超过160亿元，农村居民人均可支配收入将超过14500元。依据式（1）、式（2），绘制2011—2025年安定区累计水土流失治理面积与地区生产总值关系图、累计水土流失治理面积与农村居民人均可支配收入关系图，见图1、图2。

由图1、图2可知：①两函数都是单调的递增函数，表明随着水土流失治理面积的增加，地区生产总值和农村居民人均可支配收入均相应增加，即经济增长与减贫效果逐步显现。②水土流失累计治理面积对地区生产总值的增长，即对经济增长的贡献并不明显。其原因：一是通过改善生态环境来发展经济的模式具有多样性和不确定性，安定区地处我国西北部内陆地区，植物措施（沙棘水保林等）生长周期较长，工程措施（淤地坝等）实施难度较大、工期较长，导致水土流失综合治理效益发挥具有一定的时效性；二是影响经济增长的直接因素较多，如政府对区域经济发展的规划、企业及当地民众对经济发展的投入资金、政府及有关部门的管理模式等[7]。③安定区水土流失治理面积的增加对农村居民人均可支配收入的增长，即对减贫的贡献显著。这是因为水土流失治理带来的收益是长期的，随着水土流失治理面积的不断增加，区域生态环境得到持续改善，农牧业等特色产业逐渐发展壮大，可为农村居民提供更多就业机会，逐步提升农村居民收入，持续为乡村振兴战略实施保驾护航[8]。综上所述，加大水土流失治理力度，能有效提升地区生产总值及农村居民人均可支配收入，缩小贫富差距，为实现“追赶经纬，建设打造600亿定西及1000億定西”的目标提供助力。

[参考文献]

[1]高健翎，王还珠.水土保持、减贫与可持续发展：英国赠款小流域管理项目的创新和影响[J].水土保持研究，2008，15（5）：226-228.

[2]匡远配，罗荷花.水土保持与农业经济增长、减贫关系的实证研究[J].农业经济问题，2010，31（1）：54-58.

[3]李玉斌.彰武县水土保持与经济增长及减贫关系的实证分析[J].黑龙江水利科技，2016，44（12）：176-178.

[4]单彦.农民专业合作社减贫效果及影响因素研究[D].阿拉尔：塔里木大学，2021：55-57.

[5]郑新民，王越.黄土高原水土保持项目典型案例分析[J].中国水利，2005（12）：17-18.

[6]陈浩浩.甘肃民族自治地方减贫发展与生态环境改善的耦合研究[J].科技创业月刊，2015，28（17）：1-2.

[7]许成绩.“建立组织项目管理方针”的最佳实践：黄土高原水土保持和农村减贫项目[J].项目管理技术，2006（2）：41-44.

[8]李国平，李宏伟.绿色发展视角下国家重点生态功能区绿色减贫效果评价[J].软科学，2018，32（12）：93-98.

［作者简介］张立靖（1994—），男，甘肃张掖人，助理工程师，硕士，主要从事水土保持与生态治理、水土保持科研、规划设计及水土保持监测等工作。［收稿日期］2022-09-20

（责任编辑张绪兰）