基于結構突變的農(nóng)牧交錯帶草地生態(tài)足跡演變階段分析*

高藝寧, 趙萌莉**, 王宏亮, 郝晉珉, 熊 梅, 趙天啟

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基于結構突變的農(nóng)牧交錯帶草地生態(tài)足跡演變階段分析*

高藝寧1, 趙萌莉1**, 王宏亮2,4,5, 郝晉珉3,4, 熊 梅1, 趙天啟1

(1. 內蒙古農(nóng)業(yè)大學草原與資源環(huán)境學院 呼和浩特 010010; 2. 內蒙古大學公共管理學院 呼和浩特 010010; 3. 中國農(nóng)業(yè)大學土地科學與技術學院 北京 100193; 4. 自然資源部農(nóng)用地質量與監(jiān)控重點實驗室 北京 100193; 5. 呼和浩特市國土資源局 呼和浩特 010010)

為準確判定草原生態(tài)與經(jīng)濟發(fā)展之間的互動關系, 科學劃分草地生態(tài)足跡演變的時間節(jié)點, 本文以內蒙古典型農(nóng)牧交錯帶四子王旗為研究對象, 采用1987—2016年草地生態(tài)足跡和人均GDP的時間序列, 基于BP結構突變協(xié)整檢驗對該區(qū)域的草地消耗與經(jīng)濟增長展開分析。結果表明: 不考慮結構突變的協(xié)整檢驗, 對草原生態(tài)保護政策下的四子王旗并不適合; 而結構突變的協(xié)整檢驗能良好地反映長時期農(nóng)牧交錯帶資源與經(jīng)濟的結構性變化, 體現(xiàn)資源消耗與經(jīng)濟增長的動態(tài)均衡, 并呈現(xiàn)出資源消耗到經(jīng)濟增長的單向因果關系。研究區(qū)草地生態(tài)足跡的演變可劃分為3個階段: 低度協(xié)同階段(1987—2002年)、政策驅動階段(2002—2009年)和快速發(fā)展階段(2009—2016年)。不同階段, 草地生態(tài)足跡的短期波動(-2.289、-1.082和0.495)趨于平緩, 長期均衡系數(shù)(0.292%、0.728%和1.355%)逐步提升, 表明生態(tài)保護政策有助于草地資源利用效率的提升。該結果不僅有益于協(xié)調區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展與草地資源利用, 也為農(nóng)牧交錯帶科學編制草地生態(tài)保護規(guī)劃提供一定的參考。

草地生態(tài)足跡; 經(jīng)濟增長; 演變階段; BP結構突變; 協(xié)整分析; 四子王旗

草地資源是一種重要的自然資源, 其在發(fā)揮生態(tài)服務功能、保證國家食物安全、維護社會和諧穩(wěn)定等方面, 均具有十分重要的作用和地位[1]。對于農(nóng)牧交錯帶而言, 草地資源不僅是農(nóng)牧居民物質生活的重要來源, 也是農(nóng)牧經(jīng)濟持續(xù)發(fā)展的重要保障, 農(nóng)牧地區(qū)經(jīng)濟社會的快速發(fā)展從未間斷過對草地資源的消耗[2]。改革開放以后, 隨著城鎮(zhèn)化進程的不斷推進, 外部因素進一步加劇了相對脆弱的草原生態(tài)環(huán)境, 不斷干擾農(nóng)牧地區(qū)草原生態(tài)格局, 造成草地景觀碎片化、草場質量退化和草原環(huán)境惡化的生態(tài)后果, 嚴重威脅草原區(qū)域的生態(tài)安全[3]。針對日益凸顯的草原生態(tài)問題, 國家制定了一系列草原管理的法律法規(guī)、啟動了一批草地保護建設工程, 推廣了多項草地修復應用技術, 改善了局部地區(qū)的草地生態(tài)環(huán)境, 但至今仍未完全擺脫草原環(huán)境總體惡化的趨勢[4]。究其原因在于長時期經(jīng)濟利益驅動下, 人為過度傾向于草地資源的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)價值, 而忽視草地涵養(yǎng)水源、防風固沙等生態(tài)服務功能, 致使具有多功能特征的草地資源在強經(jīng)濟效益下生態(tài)服務功能的持續(xù)弱化。眾所周知, 學術界熱議的“資源消耗與經(jīng)濟增長”的關系問題[5-8], 其關注點在于: 一是經(jīng)濟增長對資源消耗存在依賴性, 資源消耗促進了經(jīng)濟增長; 二是資源發(fā)展需要以經(jīng)濟增長為前提, 經(jīng)濟增長促進了資源大規(guī)模的開發(fā)與利用[5]。在農(nóng)牧交錯帶脆弱的草原生態(tài)環(huán)境中, 草地消耗與經(jīng)濟增長之間存在何種對應關系？近20年草地生態(tài)保護政策下, 草地消耗與經(jīng)濟增長之間有無階段性變化？結合當前經(jīng)濟發(fā)展與生態(tài)建設并重的新格局, 研究農(nóng)牧交錯帶草地消耗與經(jīng)濟增長之間的互動關系十分必要。

目前, 學者們對于草地資源與經(jīng)濟增長的研究內容主要圍繞分析草地退化[9]、研究演變規(guī)律[10]、探尋生態(tài)閾值[11]等方面; 數(shù)據(jù)獲取主要來源于統(tǒng)計資料[9-10]、模型估算[11]或遙感解譯[12]; 研究尺度主要從全國到省級等大尺度展開; 研究方法包括環(huán)境庫茲涅茨曲線法[11]、協(xié)整分析法[13]以及模型估算法[12]等。綜合學者們的研究成果, 存在如下不足: 1)缺乏文獻記載, 缺少歷史印證, 統(tǒng)計資料存在一定的不準確性且連續(xù)性缺失, 而遙感估算不僅技術上存在一定的獲取難度, 而且結果上也存在較大的噪音和不確定性; 2)大部分經(jīng)濟社會的時間序列數(shù)據(jù)均存在非平穩(wěn)特征, 缺少數(shù)據(jù)計量的穩(wěn)定性和可靠性分析, 導致研究結果存有解釋性偏差; 3)并未開展針對典型農(nóng)牧區(qū)草地資源與經(jīng)濟增長的相關研究, 存在縣域等小尺度研究的缺失; 4)以往生態(tài)經(jīng)濟評價方法多是注重定性式的描述, 缺乏科學可行的定量式的生態(tài)評價。生態(tài)足跡模型雖然已在我國生態(tài)評價中得到了廣泛應用, 但鮮見于草地生態(tài)環(huán)境等方面。因此, 本文引入生態(tài)足跡模型, 采用BP(Bai-Perron)結構突變協(xié)整檢驗對典型農(nóng)牧交錯帶草地消耗與經(jīng)濟增長的互動關系進行研究, 劃分草地生態(tài)足跡演變的時間階段。該方法不僅可以快速、科學地獲取相關數(shù)據(jù), 滿足生態(tài)經(jīng)濟研究的客觀條件, 還能有效地克服時序數(shù)據(jù)的非平穩(wěn)性, 避免運算產(chǎn)生“偽回歸”結果。同時, 通過對農(nóng)牧地區(qū)縣域尺度草地消耗與經(jīng)濟增長的關系分析, 可豐富“資源消耗與經(jīng)濟增長”在典型地區(qū)的研究案例, 為農(nóng)牧交錯帶經(jīng)濟建設與資源保護提供一定的參考。

1 研究區(qū)域概括與研究方法

1.1 研究區(qū)域概況

四子王旗隸屬于內蒙古自治區(qū)烏蘭察布市(110°19′53″~112°59′37″E, 41°11′32″~43°22′31″N), 東與錫林郭勒盟蘇尼特右旗毗鄰, 南與呼和浩特市武川縣交界, 西與包頭市達爾罕茂明安聯(lián)合旗相連, 北與蒙古國接壤, 轄區(qū)總面積為24 036 km2, 現(xiàn)有草地面積為20 517 km2, 約占轄區(qū)土地面積的85.36%。2016年四子王旗的國民生產(chǎn)總值為57.4億元, 農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值約為15.0億元, 工業(yè)總產(chǎn)值為19.2億元, 人均地區(qū)生產(chǎn)總值為26 959元。截至2016年末, 四子王旗總人口為213 129人, 全年農(nóng)作物播種面積11.67萬hm2, 年牧業(yè)牲畜存欄161.93萬頭。全旗共有13個鄉(xiāng)鎮(zhèn)、蘇木, 130個行政村、嘎查。全旗地處溫帶, 屬典型的溫帶大陸性干旱氣候, 全年日平均氣溫3.6 ℃, 平均海拔為1 400 m。四子王旗全境丘陵起伏, 平原相間, 地形為東南高而西北低, 南部為山地丘陵, 北部為荒漠草原。該地區(qū)是京津風沙源治理、退耕還牧還草及草原生態(tài)獎補示范區(qū), 也是我國生態(tài)安全的重點保護區(qū)。

1.2 草地生態(tài)足跡

生態(tài)足跡模型[14]是由加拿大生態(tài)經(jīng)濟學家William Rees與其學生Wackernagel于1996年建立。該方法通過將區(qū)域的資源和能源消費轉化為提供這種物質流所必須的生物生產(chǎn)性土地(生態(tài)足跡需求), 并同區(qū)域能提供的生物生產(chǎn)性土地(生態(tài)足跡供給)進行比較, 定量化判別一個區(qū)域的發(fā)展是否處于生態(tài)承載能力的范圍, 是一種衡量區(qū)域可持續(xù)發(fā)展狀況的有效方法[15]。草地生態(tài)足跡是指基于草原地區(qū)生產(chǎn)性土地的生態(tài)評價, 表述草地資源生態(tài)占用的問題, 文中泛指草地消耗。文中草地生態(tài)足跡測算是基于《四子王旗統(tǒng)計年鑒》(1988—2017年)中供人類消費的畜禽產(chǎn)品(主要包括豬、牛和羊)、草地生產(chǎn)力(年末牲畜頭數(shù)、耕地和牧草地面積)和人口數(shù)量; 經(jīng)濟增長數(shù)據(jù)采用人均國內生產(chǎn)總值(GDP)。為了保證數(shù)據(jù)可比性并減少統(tǒng)計誤差, 文中對人均GDP按照1987年可比價格進行指數(shù)平減。為克服時序數(shù)據(jù)的異方差和波動影響, 文中對草地生態(tài)足跡和人均GDP的變量進行對數(shù)轉換, 分別記為lnGEF和lnGDP。草地生態(tài)足跡計算公式如下:

1.3 結構突變協(xié)整檢驗

受經(jīng)濟活動和政策變化的影響, 相對于傳統(tǒng)的非結構突變協(xié)整檢驗, 考慮結構突變的協(xié)整檢驗驗證變量序列的長期均衡更為科學和準確。標準的線性回歸假定模型參數(shù)在樣本區(qū)間是不變的, 但現(xiàn)實研究中, 由于政策制度、體制變革乃至自然災害的不斷發(fā)生, 外部性因素對變量系數(shù)產(chǎn)生結構性沖擊, 因此, 結構突變的協(xié)整檢驗至關重要。間斷點回歸是結構突變回歸模型的最初形式。由于間斷點的存在, 使得傳統(tǒng)最小二乘估計方法得到的估計結果受到影響。通過Bai等[18]判斷方法, 將時間作為一種“門限”, 找出間斷點后進行分段回歸?；贓G協(xié)整檢驗, 對回歸方程的殘差進行單位根檢驗, 驗證殘差序列的平穩(wěn)性, 進而確定變量之間的均衡關系。Bai[19]證實了分段回歸小樣本情況下的檢驗效果, 為分段小樣本研究提供了較為準確的方法。

假定一個標準回歸模型包含個時間樣本和個潛在間斷點, 則存在個結構突變點的回歸模型一般形式為:

結構突變模型的矩陣形式表達為:

這種檢驗統(tǒng)計量的分布并不服從標準形式, 但Bai等[20]對不同的回歸變量個數(shù)、間斷點個數(shù)等情形提供了參考的臨界值。雙重最大化檢驗(double maximum)需通過預設突變點的上限, 即可進行等權重(UDmax)和加權(WDmax)檢驗。對于等權重檢驗而言, 由于在不同的間斷點個數(shù)假設下, 相應的假設檢驗分布和臨界值并不相同, 最大的統(tǒng)計量可能對應的值并非最小, 加權檢驗彌補了這一缺陷, 加權后的統(tǒng)計量可以直接進行比較[20]。為了增強檢驗結果的穩(wěn)健性, 文中進一步采用“CHOW”檢驗, 對突變時點進行驗證[21]。

2 結果與分析

2.1 草地生態(tài)足跡非結構突變協(xié)整檢驗

由于草地消耗和經(jīng)濟增長的時序數(shù)據(jù)可能具有非平穩(wěn)性, 直接構建模型所形成的偽回歸結果不具有統(tǒng)計學意義[7]。因此, 文中選用ADF檢驗法和PP檢驗法共同檢驗。首先, 根據(jù)LR準則、AIC準則、SIC準則和HQC確定最優(yōu)滯后階數(shù)。結果表明, 僅當滯后階數(shù)為1時, LR、AIC、SIC和HQC值最小, 分別是-14.924、1.307、1.497和1.365, 并通過10%的顯著性檢驗; 其次, 需要對草地生態(tài)足跡(lnGEF)和人均GDP(lnGDP)變量進行差分處理, 用以保證數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。如表1所示, 檢驗表明一階差分后的時序數(shù)據(jù)至少通過了90%的置信水平的顯著性, 接受了不存在單位根的結論，變量已為平穩(wěn)序列，可在此基礎上進行協(xié)整分析。

表1 非結構突變協(xié)整關系的草地生態(tài)足跡單位根檢驗結果

GEF: 草地生態(tài)足跡; GDP: 人均國民生產(chǎn)總值;為截距項;為時間趨勢。*、**和***分別表示在90%、95%和99%置信水平的顯著性; Δ代表一階差分;0為殘差序列。GEF means grassland ecological footprint. GDP means per capita GDP.is intercept.is time trend item. Δ is the first difference of sequence variable.0is residual sequence. *, ** and *** show significant at 90%, 95% and 99% confidence intervals.

根據(jù)通用慣例, Johansen協(xié)整檢驗是基于跡統(tǒng)計量(trace)和最大特征值(max-eigenvalue)來判定檢驗協(xié)整關系的個數(shù)。結果表明, lnGEF與lnGDP變量Johansen協(xié)整關系的零假設為不存在協(xié)整關系(none), 檢驗的最大特征值(max-eigenvalue)為15.056, 高于5%置信水平臨界值14.265, 跡統(tǒng)計量(trace)為15.151, 高于10%置信水平臨界值13.429, 因此拒絕不存在協(xié)整關系的零假設; 對應的非零假設認為變量間至少存在一個協(xié)整關系(At most 1), 最大特征值(max-eigenvalue)和跡統(tǒng)計量(trace)同為0.095, 均小于5%的置信水平臨界值(3.841), 表明原假設至少存在一個協(xié)整關系, 即1987—2016年, 四子王旗的草地消耗和經(jīng)濟增長之間存在長期均衡關系。協(xié)整方程如下:

上述協(xié)整方程的含義為: 四子王旗草地生態(tài)足跡每增長1%, 對應的人均GDP將增加0.382%, 說明草地資源的增長性消耗支撐著該區(qū)域經(jīng)濟水平的不斷提高。為進一步判定草地消耗與經(jīng)濟增長之間的依賴關系, 文中采用格蘭杰因果檢驗對變量進行最大滯后4期的逐期驗證, 結果均通過了顯著性水平檢驗。說明1987—2016年四子王旗草地生態(tài)足跡和經(jīng)濟增長之間存在雙向的格蘭杰因果關系, 草地消耗促進了經(jīng)濟增長, 經(jīng)濟增長也刺激了草地消耗, 二者之間互為因果關系。因此, 不考慮結構突變的協(xié)整檢驗表明, 研究階段四子王旗草地消耗與經(jīng)濟增長之間存在簡單、線性的經(jīng)濟關系, 即高生產(chǎn)投入得到高經(jīng)濟產(chǎn)出, 反映出地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展采用的是以犧牲資源環(huán)境為代價、不可持續(xù)的發(fā)展模式。這一結論忽視了多年來四子王旗在畜牧產(chǎn)業(yè)轉型和草地生態(tài)建設上取得的成效, 不符合當?shù)卣疄橥苿拥貐^(qū)經(jīng)濟體制改革和落實草地生態(tài)保護所制定的方針策略。

2.2 草地生態(tài)足跡結構突變協(xié)整檢驗

1987年以來, 四子王旗草地生態(tài)足跡與人均GDP二者之間的變化可能存在結構突變, 通過BP結構突變協(xié)整檢驗, 尋找結構突變的時間節(jié)點。根據(jù)表2驗證結果: 由于UDmax=161.815, WDmax=317.268, 均在1%的統(tǒng)計水平上顯著, 可以確定草地生態(tài)足跡在樣本期間發(fā)生了結構突變, 且結構突變點初步確定為2002年和2009年, 按照99%置信區(qū)間將樣本劃分3個階段: 1987—2002年、2002—2009年和2009—2016年。

表2 基于BP結構突變的草地生態(tài)足跡間斷時點估計

UDmax和WDmax在1%統(tǒng)計水平顯著的臨界值分別為11.70和12.81。The critical values of UDmaxand WDmaxare 11.70 and 12.81 at 1% statistical level, respectively.

為了準確劃分草地生態(tài)足跡結構突變的時間節(jié)點, 本研究進一步采用“Chow”穩(wěn)定性檢驗, 對BP結構突變確定的時間斷點逐一驗證。如表3所示, “Chow”穩(wěn)定性檢驗得知, 從統(tǒng)計量的伴隨概率看, 在1%的置信水平上, 結構突變時點(2002年)分別拒絕了1987—2009年樣本時間跨度和1987—2016年樣本時間跨度擬合方程無顯著性差異的零假設; 同時, 結構突變時點(2009年)也分別拒絕2002—2016年樣本時間跨度和1987—2016年樣本時間跨度擬合方程無顯著性差異的零假設。因此, 上述2個時間斷點對于草地消耗與經(jīng)濟增長結構突變的階段性劃分具有統(tǒng)計意義, 即1987—2016年四子王旗草地生態(tài)足跡與人均GDP二者之間存在結構性突變時點, 突變節(jié)點分別是2002年和2009年。

表3 基于BP結構突變的草地生態(tài)足跡Chow斷點檢驗結果

由結構突變所形成的不同時段樣本組合需要重新展開單位根檢驗。本研究繼續(xù)采用ADF和PP單位根檢驗法進行檢驗(表4)。檢驗結果表明, 不同時段的草地生態(tài)足跡與人均GDP的時間序列單位根為非平穩(wěn)變量, 通過一階差分后的時序變量呈現(xiàn)平穩(wěn)特征。因此, 不同時段樣本的一階單整的時序變量可以進行結構突變的模型估計。

表4 基于BP結構突變的草地生態(tài)足跡不同階段單位根檢驗結果

GEF: 草地生態(tài)足跡; GDP: 人均國民生產(chǎn)總值;為截距項;為時間趨勢;為滯后階數(shù)。*、**和***分別表示在90%、95%和99%置信水平顯著; Δ為序列變量的一階差分; PP檢驗法的結尾期由序列樣本自動獲取。GEF means grassland ecological footprint. GDP means per capita GDP.is intercept.is time trend item.is lag. *, ** and *** show significant at 90%, 95% and 99% confidence intervals. Δ is the first difference of sequence variable. The truncated period of PP test is automatically obtained from sequence samples.

為研究草地生態(tài)足跡與人均GDP變量之間的長期動態(tài)均衡, 采用矢量自回歸模型VAR和誤差修正模型VEC對各階段樣本序列進行模型構建, 分別形成不同階段的協(xié)整方程、修正項和修正模型(表5)。根據(jù)AIC準則和HQC準則對不同階段回歸方程殘差序列的單位根進行ADF檢驗(如表6)。

不同階段殘差序列檢驗結果表明(表6), 前3個回歸方程的殘存序列均通過了5%置信水平的臨界值, 因此殘差1、2和3在5%顯著性水平上是平穩(wěn)序列; 后2個回歸方程的殘差序列通過了1%置信水平的臨界值, 表明4和5在1%顯著性水平上平穩(wěn)。綜上而言, 5個不同時段的殘差序列均通過了顯著性檢驗, 表明不同時段草地生態(tài)足跡與人均GDP之間存在動態(tài)均衡。

結構突變的協(xié)整分析是由短期波動和長期趨勢共同決定的。短期內系統(tǒng)對于均衡狀態(tài)的偏離程度的大小直接導致波動幅度的大小; 從長期看, 協(xié)整關系式起到引力線的作用, 將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。經(jīng)過分析1、2和3不同時段樣本序列的誤差修正模型, 得到草地生態(tài)足跡的時序變化分為短期波動和長期趨勢。誤差修正項的短期修正系數(shù)大小反映了對偏離長期均衡的調整力度, 從3個階段的系數(shù)估計值分別為-2.289、-1.082和0.495, 其絕對值變化呈逐步縮小趨勢, 說明1987—2016年草地生態(tài)足跡變化幅度逐步趨于穩(wěn)定; 長期均衡參數(shù)估計量表明, 四子王旗草地生態(tài)足跡每增加1%, 該區(qū)域3個階段人均GDP將增加0.292%、0.728%和1.355%, 說明草地消耗在經(jīng)濟增長中的利用效率不斷提高。

表5 基于BP結構突變的草地生態(tài)足跡不同階段協(xié)整模型構建結果

GEF: 草地生態(tài)足跡; GDP: 人均國民生產(chǎn)總值;為擾動向量; ECM為誤差修正項;-1為樣本階段滯后1期, 表中樣本階段共劃分為5期; Δ為序列變量的一階差分。GEF means grassland ecological footprint. GDP means per capita GDP.is disturbance vector. ECM is error correction term.-1 is one lag phase of sample stage, and the sample stages are divided into five stages in the table. Δ is the first difference of sequence variable.

表6 基于BP結構突變的草地生態(tài)足跡協(xié)整方程殘差序列單位根檢驗結果

為殘差;為截距項;為時間趨勢;為滯后階數(shù)。*、**和***分別表示在90%、95%和99%置信水平顯著。was residual.is intercept.is time trend item.is lag. *, ** and *** show significance in the 90%, 95% and 99% confidence intervals.

對上述存在長期均衡關系的不同時段的樣本序列進行格蘭杰因果檢驗, 檢驗結果表明(表7): 1)1987—2002年, 草地生態(tài)足跡不是人均GDP的格蘭杰原因的伴隨概率(=0.015)小于5%的置信標準, 拒絕了原假設, 而人均GDP不是草地生態(tài)足跡的伴隨概率(=0.246)大于5%的置信標準, 接受了原假設, 因此, 四子王旗草地生態(tài)足跡與人均GDP存在單向因果關系, 說明草地消耗是經(jīng)濟增長的單向格蘭杰原因; 2)2002—2009年, 草地生態(tài)足跡與人均GDP的格蘭杰因果雙向檢驗均通過了顯著性檢驗, 說明這一時期草地消耗和經(jīng)濟發(fā)展不存在格蘭杰因果關系; 3)在3t階段, 由于草地生態(tài)足跡不是人均GDP增長格蘭杰原因的原假設被拒絕, 而人均GDP不是草地生態(tài)足跡的原假設被接受, 因此, 2009—2016年, 四子王旗草地消耗的增加是經(jīng)濟增長的單向格蘭杰原因。

表7 基于BP結構突變的草地生態(tài)足跡不同階段格蘭杰因果關系檢驗結果

GEF: 草地生態(tài)足跡; GDP: 人均國民生產(chǎn)總值。GEF means grassland ecological footprint. GDP means per capita GDP.

2.3 草地生態(tài)足跡模型對比

通過對比4種不同階段模型的估計結果(表8), 發(fā)現(xiàn)非結構突變協(xié)整模型的均方根誤差RMSE、平均絕對誤差MAE、平均絕對百分比誤差MAPE和泰爾系數(shù)Theil統(tǒng)計值均高于結構突變的協(xié)整模型的統(tǒng)計值, 且數(shù)值差異相對明顯。因此, 相對于非結構突變的傳統(tǒng)靜態(tài)協(xié)整方程, 考慮結構突變的協(xié)整方程的擬合效果更好、誤差相對更小, 性能優(yōu)勢更顯著。由于四子王旗的經(jīng)濟發(fā)展不僅受到資源消耗的影響, 還受到氣候變化、人口變遷、生態(tài)工程以及政策制度等其他因素的影響, 尤其是近20年京津風沙源治理工程、退耕還草工程以及草原生態(tài)綜合治理工程等, 對四子王旗的經(jīng)濟結構沖擊較大, 也增大了草地生態(tài)足跡結構突變的可能性。

表8 草地生態(tài)足跡的模型估計比較結果

2.4 草地生態(tài)足跡演變階段特征

如圖1所示, 基于BP結構突變估計結果和不同階段結構突變的協(xié)整檢驗, 計量草地生態(tài)足跡的長期均衡和短期波動, 進而識別四子王旗草地生態(tài)足跡演變的階段性特征。

1)低度協(xié)同階段(1987—2002年)

該階段, 草地生態(tài)足跡每增長1%, 對應的人均GDP增長0.292%; 對于偏離長期均衡的調整符合反向修正機制, 其誤差修正系數(shù)為-2.289。該階段草地生態(tài)足跡波動平緩, 人均GDP增長較為緩慢, 表現(xiàn)為資源消耗與經(jīng)濟增長低度協(xié)同的發(fā)展特征。短期內, 草地消耗對經(jīng)濟推動的力度不足, 草地資源的利用效率不高, 僅能通過高資源性投入來實現(xiàn)預期的經(jīng)濟收益。因果關系表明草地消耗是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因, 說明計劃經(jīng)濟時期, 相對單一的經(jīng)濟模式、相對有限的刺激手段以及傳統(tǒng)不變的農(nóng)畜產(chǎn)業(yè), 使得草地資源作為生產(chǎn)要素在參與經(jīng)濟發(fā)展中起到了重要的支撐作用。同時, 該階段引發(fā)草地生態(tài)足跡波動變化的原因, 還需考慮歷史時期的伏旱、高溫、洪雹、霜凍以及病蟲等自然災害造成的影響。

2)政策驅動階段(2002—2009年)

本階段, 草地生態(tài)足跡每增長1%, 人均GDP增長0.728%, 當期對前期偏離非均衡的短期調整為負向修正機制, 誤差修正系數(shù)為-1.082。短期內, 草地消耗對經(jīng)濟增長的效率有所提升, 影響草地生態(tài)足跡增加的原因不能僅從經(jīng)濟刺激方面予以確認, 相關草地保護措施的落實也具有一定的影響。該階段特征為: 生態(tài)保護政策推動下, 草地生態(tài)足跡和人均GDP均呈現(xiàn)出明顯的上升趨勢?？赡艿慕忉屖? 農(nóng)牧交錯帶經(jīng)濟的持續(xù)增長, 離不開草地資源的高效利用, 而相關草地保護政策的出臺, 有效保障了農(nóng)牧區(qū)草地資源的數(shù)量與質量。2002年12月, 我國西部11個省區(qū)的“退牧還草”工程獲國務院批準并于2003年正式啟動。隨著“退牧還草”工程推進, 四子王旗通過采取草場圍欄育封, 禁牧、休牧、劃區(qū)輪牧等措施, 不斷修復草地植被, 改善草原環(huán)境, 提高草地生產(chǎn)力。2004年, 國家加大對退牧還草工程的支持力度, 將退牧還草戶的飼草糧補助改為現(xiàn)金補助; 2005年, 國家出臺了《關于進一步完善退牧還草政策措施若干意見的通知》, 使天然草場得到修養(yǎng)生息, 達到階段性草畜平衡, 一定程度上實現(xiàn)了草地資源的持續(xù)利用。

圖1 1987—2016年四子王旗草地生態(tài)足跡與人均GDP時序變化圖

3)快速發(fā)展階段(2009—2016年)

本階段, 草地生態(tài)足跡每增長1%, 人均GDP增長1.355%。對于偏離長期均衡的調整機制為正向修正, 誤差修正系數(shù)為0.495。長期看, 單位草地消耗對經(jīng)濟增長的貢獻力持續(xù)增強, 說明草地資源利用率不斷提高。從草地消耗和經(jīng)濟增長的單向格蘭杰因果關系可知, 多年來草地生態(tài)的保護性措施轉變了經(jīng)濟發(fā)展對草地資源的過度依賴, 傳統(tǒng)粗放式的資源利用模式逐步被生態(tài)與經(jīng)濟可持續(xù)的協(xié)同模式所取代。此階段特征為: 隨著信息化和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的發(fā)展, 農(nóng)牧區(qū)經(jīng)濟發(fā)展逐漸從數(shù)量增長轉向質量提升。經(jīng)濟增長對草地消耗的依賴性逐步降低, 草地資源的利用效率不斷提高, 這不僅取決于畜牧產(chǎn)業(yè)結構的合理調整, 更離不開人工草地建設工程、退耕還草還牧工程以及京津風沙源治理工程等對于當?shù)亟?jīng)濟轉型的大力推動。從2010年起, 國家出臺了《草原生態(tài)保護補助獎勵機制》和《關于促進牧區(qū)又好又快發(fā)展的若干意見》, 為草原保護建設提供了強有力的政策支持。同時, 四子王旗不斷落實新一輪國家生態(tài)獎補機制, 高效完成了京津風沙源和退耕還草工程等國家重點生態(tài)建設項目。

3 討論與結論

據(jù)結構突變協(xié)整分析, 不同階段四子王旗的草地消耗與經(jīng)濟增長之間存在長期動態(tài)均衡, 說明該區(qū)所采取的草地生態(tài)保護措施, 如退耕還草還牧工程、京津風沙源治理工程等, 對該區(qū)經(jīng)濟發(fā)展具有巨大的改善性作用, 將原本以資源驅動、粗放利用的傳統(tǒng)經(jīng)濟模式轉變成生態(tài)經(jīng)濟可持續(xù)的協(xié)同發(fā)展模式。盡管該區(qū)經(jīng)濟增長對于草地消耗具有一定的依賴關系, 但經(jīng)濟增長與草地消耗二者之間并未存在雙向的因果聯(lián)系, 正如2002—2009年草地生態(tài)足跡與人均GDP之間非格蘭杰因果關系的結論所述, 該時期地區(qū)經(jīng)濟的持續(xù)性增長并未造成草地資源消耗的增加, 反映出草地資源作為生產(chǎn)性要素正逐步降低自身在經(jīng)濟發(fā)展中的比重。

2002—2016年期間, 四子王旗受草原生態(tài)保護政策的影響巨大, 以靜態(tài)的不考慮結構突變的協(xié)整分析, 難以捕捉長時期草地生態(tài)足跡演變的突變時點, 更難以闡述不同時期草地生態(tài)保護政策落實對地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生的結構性影響; 相反, 結構突變的協(xié)整分析能準確并及時地捕捉草地消耗與經(jīng)濟增長相關變量的動態(tài)關系, 尋找草地生態(tài)足跡隨經(jīng)濟、政策變化的突變時點。協(xié)整方程表明, 長期均衡與短期波動是農(nóng)牧區(qū)草原生態(tài)與經(jīng)濟發(fā)展的常態(tài), 當短期波動偏離長期均衡時, 誤差修正系數(shù)將以一定的拉力調整失衡的狀態(tài)。因此, 面對當前經(jīng)濟發(fā)展與生態(tài)建設并重的新格局, 地方政府不必過分擔憂生態(tài)建設對經(jīng)濟發(fā)展的短期波動, 尤其是現(xiàn)階段草原牧區(qū)所采用的圍欄禁牧和劃區(qū)輪牧等措施, 更不會對當?shù)亟?jīng)濟持續(xù)性增長產(chǎn)生負面影響; 相反, 政府部門應當結合草地生態(tài)足跡階段性的演變特征, 制定科學合理的草地利用計劃和經(jīng)濟發(fā)展規(guī)劃。通過調整畜牧產(chǎn)業(yè)結構, 加強畜禽圈養(yǎng)規(guī)?；? 加大人工草場的種植面積, 不斷降低天然草場的墾殖力度; 同時, 極穩(wěn)妥地推進草地生態(tài)綜合治理工程, 改良天然草地生產(chǎn)力技術, 不斷減少天然草場的過度性消耗, 提高草地資源的利用效率。

本文通過劃分樣本數(shù)據(jù)結構突變的時間斷點, 對比非結構突變和結構突變協(xié)整檢驗的分析結果, 確定草地生態(tài)足跡的演變特征, 得到如下結論。

1)不考慮結構突變的協(xié)整分析不適用農(nóng)牧交錯帶四子王旗草地消耗與經(jīng)濟增長的互動分析, 而結構突變的協(xié)整分析能夠良好地反映當?shù)厣鷳B(tài)經(jīng)濟的結構性變化。通過構建誤差修正模型得知, 不同階段變量之間的短期波動系數(shù)(-2.289、-1.082和0.495)的絕對值隨時間的推移而逐步降低, 表明前期劇烈波動而后期變化平緩; 長期趨勢(0.292%、0.728%和1.355%)則隨時間推移而逐步增長, 既反映了單位草地資源利用效率的提升, 也表明草地消耗在經(jīng)濟貢獻中比重的下降, 說明粗放式的資源利用正向生態(tài)經(jīng)濟可持續(xù)的發(fā)展方向轉變。

2)不考慮結構突變的因果關系表明, 四子王旗草地消耗與經(jīng)濟增長互為因果, 僅說明該區(qū)經(jīng)濟發(fā)展是以犧牲草地資源為代價而實現(xiàn)的, 忽視了近20年草地生態(tài)保護工程對地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展所起的積極作用; 而結構突變的因果關系表明草地消耗到經(jīng)濟增長具有單向性, 經(jīng)濟增長并非是引起草地消耗增加的原因, 草地資源利用效率的提高更體現(xiàn)出地方政府在并重經(jīng)濟發(fā)展與生態(tài)建設中取得的成效。

3)1987—2016年四子王旗草地生態(tài)足跡演變劃分為3個階段: 低度協(xié)同階段、政策驅動階段以及快速發(fā)展階段。階段性演變特征不僅表明當期該區(qū)經(jīng)濟發(fā)展與資源利用的相互關系, 也體現(xiàn)了生態(tài)保護政策對地區(qū)生態(tài)環(huán)境的影響。面對當前經(jīng)濟發(fā)展與生態(tài)保護并重的格局, 地方政府應該堅定草原生態(tài)建設的信心, 通過結合草地生態(tài)足跡的演變特征, 遵循經(jīng)濟發(fā)展的客觀規(guī)律, 科學編制草原生態(tài)保護規(guī)劃, 不斷改善草地生態(tài)環(huán)境, 提高草地資源的利用效率。

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Evolution of grassland ecological footprints based on variable structures of farming-pasturing interlocked areas*

GAO Yining1, ZHAO Mengli1**, WANG Hongliang2,4,5, HAO Jinmin3,4, XIONG Mei1, ZHAO Tianqi1

(1. College of Grassland Resources and Environment, Inner Mongolia Agriculture University, Hohhot 010010, China; 2. School of Public Administration, Inner Mongolia University, Hohhot 010010, China; 3. College of Land Science and Technology, China Agricultural University, Beijing 100193, China; 4. Key Laboratory for Farmland Quality and Monitoring of Ministry of Natural Resources, Beijing 100193, China; 5. Hohhot Bureau of Land and Resources, Hohhot 010010, China)

Siziwang Banner is a typical agri-pastoral ecotone of Inner Mongolia, where animal husbandry is the foundation supporting economic development. The grassland resources have a profound influence on the livestock industry. The time scale studied in this paper spans nearly 30 years, and during this period, the grassland resources of Siziwang Banner were degraded by human economic activities on a large scale. With the increasing awareness of environmental protection, the national and local governments have adopted a series of ecological measures, through projects such as returning farmland to grasslands, and the comprehensive management of grasslands to help improve their ecology. The transformation from grassland degradation to improving ecological, to a certain extent, reflects that regional economic construction is no longer purely at the expense of the environment but is gradually adopting a sustainable development approach. Coordination between economic construction and ecological protection should be emphasized. In order to study grassland ecology and economic development, a feasible ecological evaluation model is needed. The ecological footprint model has been widely used in China, but grassland ecological footprints are rarely found in agro-pastoral interlaced areas. The ecological footprint of the grassland and the time series of GDP per capita from 1987 to 2016 were used to analyze the grassland consumption and economic growth in Siziwang Banner, by using the Bai-Perron structural mutation co-integration test. The results of this co-integration test, which did not consider structural mutation, showed that it was not suitable for Siziwang Banner under a variety of grassland ecological protection policies. Besides, a co-integration test of structural mutation could reflect the economy of the agricultural and pastoral ecotone over a long period. The structural changes reflected the dynamic equilibrium between grassland consumption and economic growth and presented a one-way causality from grassland consumption to economic growth. The evolution of the grassland ecological footprint could be divided into three stages: a low-degree coordination stage (1987-2002), a policy-driven stage (2002-2009), and a rapid development stage (2009-2016). In the different stages, the absolute value of short-term fluctuations of the grasslands ecological footprint tended to be flat, but the long-term equilibrium coefficients gradually increased. The results showed that the ecological protection policy was helpful for improving the utilization efficiency of grassland resources. We found that the dependence of economic growth on grassland consumption gradually decreased, and the mode of economic growth at the expense of resources changed under the policies of ecological protection over the past 20 years. Sustainable methods for both economic development and ecological protection were advancing. Our results were not only beneficial to coordinate the development of regional economies and the utilization of grassland resources, but could also be used as reference for the future scientific planning of grassland ecological protection in the ecotones of agriculture and animal husbandry.

Grassland ecological footprint; Economic growth; Evolution stage; BP structural mutation; Co-integration analysis; Siziwang Banner

, E-mail: nmgmlzh@126.com

Oct. 10, 2018;

Jan. 8, 2019

S812

A

2096-6237(2019)05-0774-11

10.13930/j.cnki.cjea.180900

高藝寧, 趙萌莉, 王宏亮, 郝晉珉, 熊梅, 趙天啟. 基于結構突變的農(nóng)牧交錯帶草地生態(tài)足跡演變階段分析[J]. 中國生態(tài)農(nóng)業(yè)學報(中英文), 2019, 27(5): 774-784

GAO Y N, ZHAO M L, WANG H L, HAO J M, XIONG M, ZHAO T Q. Evolution of grassland ecological footprints based on variable structures of farming-pasturing interlocked areas[J]. Chinese Journal of Eco-Agriculture, 2019, 27(5): 774-784

* 國家自然科學基金項目(31861143001, 31660108)和國家科技支撐項目(2015BAD06B01)資助

趙萌莉, 主要研究方向為草地生態(tài)學。E-mail: nmgmlzh@126.com

高藝寧, 主要研究方向為草地生態(tài)與景觀規(guī)劃。E-mail: nmggyn@126.com

2018-10-10

2019-01-08

* This study was supported by the National Natural Science Foundation of China (31861143001; 31660108) and the National Key Technologies R & D Program of China (2015BAD06B01).