全 文 ：基于结构方程模型的吴起县农业生态
经济系统耦合关系*
苏摇 鑫1 摇 王继军1,2**摇 郭满才2 摇 姜志德2 摇 李摇 慧2 摇 牛艳利2
( 1 中国科学院水利部水土保持研究所, 陕西杨凌 712100; 2 西北农林科技大学, 陕西杨凌 712100)
摘摇 要摇 基于 2008 年吴起县农户调查资料,利用结构方程模型对吴起县农业生态经济系统
耦合关系进行了分析.结果表明:具有相关关系的农业资源和产业态势对系统耦合有一定影
响,其影响系数分别为 0郾 14 和 1郾 00;农业资源与产业态势之间的相关系数为-0郾 11,说明吴起
县的产业发展并非建立在对农业资源有效利用基础之上,农业资源对经济效益的变化没有直
接作用;产业的发展主要建立在对农业资源之外的能量和物质的开发利用上,导致产业态势
对经济效益的直接路径系数为-2郾 95,总的路径系数仅为 0郾 23. 从农业生态系统与经济系统
的关系及其耦合的角度看,目前研究区农业系统建立在不稳定的、较少依赖于本系统资源的
耦合态势下,即在农业生态经济系统良性耦合机制的建立与形成过程中潜伏了较大危机.为
此,需要提高牧草等农业资源的利用率,发展林草及其相关产业.
关键词摇 结构方程模型摇 农业生态经济系统摇 耦合关系摇 农户摇 吴起县
文章编号摇 1001-9332(2010)04-0937-08摇 中图分类号摇 F062郾 2摇 文献标识码摇 A
Coupling relationship of agricultural eco鄄economic system in Wuqi County based on struc鄄
tural equation model. SU Xin1, WANG Ji鄄jun1,2, GUO Man鄄cai2, JIANG Zhi鄄de2, LI Hui2, NIU
Yan鄄li2 ( 1 Institute of Soil and Water Conservation, Chinese Academy of Sciences and Ministry of Wa鄄
ter Resources, Yangling 712100, Shaanxi, China; 2Northwest A﹠ F University, Yangling 712100,
Shaanxi, China) . 鄄Chin. J. Appl. Ecol. ,2010,21(4): 937-944.
Abstract: Based on the peasant household investigation in Wuqi County in 2008, the coupling rela鄄
tionship of agricultural eco鄄economic system in the County was analyzed by using structural equation
model. It was shown that agricultural resources and industrial situation had definite effects on the
system coupling, with the influence coefficient being 0郾 14 and 1. 00, respectively. There was a
negative correlation coefficient (-0郾 11) between the agricultural resources and industrial situation,
suggesting that the industrial development in the City was not based on the effective utilization of ag鄄
ricultural resources, and the agricultural resources hadn爷 t direct effects on the economic benefit.
The direct path coefficient between the industrial situation and economic benefit was -2郾 95, and
the total path coefficient was only 0郾 23, illustrating that the industrial development in the City was
mainly relied on the utilization of other energy and material resources. From the viewpoint of the
coupling relationship of the agricultural eco鄄economic system, it was considered that the current ag鄄
ricultural ecosystem in the County was unstable, and less depended on outside resources. In other
words, there was a potential crisis in the process of building and forming a well coupled agricultural
eco鄄economic system. Therefore, this county should improve its utilization of agricultural resources
through developing its pasture and forest industries.
Key words: structural equation model; agricultural eco鄄economic system; coupling relationship;
peasant household; Wuqi County.
*国家自然科学基金项目(40771082)、国家科技支撑计划项目(2006BAD09B10)和中国科学院知识创新重大工程项目(KSCX鄄YW鄄09鄄07)资
助.
**通讯作者. E鄄mail: jjwang@ ms. iswc. ac. cn
2009鄄09鄄21 收稿,2010鄄01鄄26 接受.
应 用 生 态 学 报摇 2010 年 4 月摇 第 21 卷摇 第 4 期摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇
Chinese Journal of Applied Ecology, Apr. 2010,21(4): 937-944
摇 摇 农业生态经济系统是人类生存的基本系统,生
态环境与经济建设相互影响和作用推动了整个系统
的发展,因此探讨农业生态系统与经济系统的耦合
关系,对于实现系统的良性循环、经济的稳定发展、
资源的高效利用和环境条件的有效改善具有重要意
义.农业生态经济系统耦合关系的研究方法主要是
系统动力学模型[1-3]、耦合度模型或耦合协调度模
型[4-7],也有运用生态足迹和生态系统服务价值评
估相结合的方法[8],但运用上述模型及方法所得结
果主要反映了显变量之间的关系,却不能反映“潜
变量冶及其与显变量的互动过程,难以准确描述和
揭示农业生态经济系统本质的、复杂的耦合态
势[9-10] .而结构方程模型则可在一定程度上解决这
一问题[11-14],结构方程模型不仅能够间接和直接地
体现变量间的关系,而且在统计假设、模型设置等方
面有所改善,同时对要素及其关系的拟合检验也具
备很大的可行性[15],使研究者在处理测量误差的同
时又能分析潜变量之间的结构关系[16] .
“退耕还林工程冶实施后,农业生态经济系统的
耦合关系更趋复杂,其研究结果可直接影响农业资
源布局及其与产业的优化耦合方案的制定. 作为
“退耕还林第一县冶的吴起县,其农业生态经济系统
耦合态势既可反映退耕区域目前的现状,也能反映
黄土丘陵区近期将面临的问题.为此,本文利用结构
方程模型探讨了吴起县农业生态经济系统的耦合关
系,旨在揭示实施退耕还林工程后生态脆弱区域农
业生态系统与经济系统的内在关系,以期为农业生
态经济可持续发展方案的制定提供科学依据.
1摇 研究地区与研究方法
1郾 1摇 研究区概况
吴起县(36毅33忆33义—37毅24忆27义 N,107毅38忆57义—
108毅32忆49义 E)属黄土高原丘陵沟壑区,位于陕西省
延安市西北部,地处毛乌素沙漠南缘,总面积
3791郾 5 km2,海拔 1233 ~ 1809 m,辖 4 镇 8 乡 164 个
行政村,1110 个村民小组. 2007 年全县总人口 12郾 9
万,其中,农业人口 10郾 7 万、非农业人口 2郾 2 万,人
口密度 34郾 2 人·km-2 .土地类型以梁峁坡地为主,
粮食作物以玉米、马铃薯、谷类、豆类为主,经济作物
以向日葵、油籽为主. 1999 年吴起县一次性退耕
103667 hm2,截至 2006 年,已累计完成退耕还林还
草面积 157860 hm2,其中经国家确认的 116846郾 7
hm2 .退耕还林(草)工程实施后,林草面积大幅增
加,生态环境得到改善,农村经济发生了巨大变化,
使全县林草覆盖率由 1997 年的 19郾 2%提高到 2006
年的 62郾 9% ,土壤年侵蚀模数由 1997 年的 1郾 53 伊
104 t·km-2下降到 2006 年的 0郾 54 伊104 t·km-2 .
2007 年,吴起县实现生产总值 613980 万元,农民人
均纯收入 2658 元,农民生活水平稳步提高.
1郾 2摇 数据来源及处理
本研究数据源于 2008 年 4 月通过调查获得的
114 户农户样本,其中有效样本 111 户.根据农户在
本村实际生活状况,按不同收入水平(高、中、低)进
行分组,在此基础上随机抽样,由调查人员深入调查
访问每户的农业生产经营情况. 问卷内容包括劳动
力、土地利用变化、农业生产、工副业情况和家庭消
费等.大多数模型需要至少 100 个被试样本[10],本
研究的样本量满足结构方程模型分析的要求. 对调
查数据进行核对与因子分析,然后运用 AMOS 7郾 0
软件进行制图和模型运算.
1郾 3摇 结构方程模型
结构方程模型( structural equation model,SEM)
是一种验证自变量与因变量之间相互关系的多元统
计分析方法,它可以反映潜变量与潜变量、潜变量与
观测变量之间的关系.潜变量( latent variables)为不
能准确、直接地被测量的变量,它可以用一些观测变
量(observable indicators)进行间接测量.结构方程模
型由测量模型(measurement equation)和结构模型
(structural equation)两部分组成[17] . 测量模型(式
1、2)可描述潜变量与观测变量之间的关系,结构模
型(式 3)则反映了潜变量之间的关系.
x =夷 x孜 + 啄 (1)
y =夷 y浊 + 着 (2)
浊 = B浊 + 祝孜 + 灼 (3)
式中:x为外生观测变量向量;孜为外生潜变量向量;
夷 x为外生观测变量与外生潜变量之间的关系,是
外生观测变量在外生潜变量上的因子载荷矩阵;啄
为外生观测变量的残差项向量;y 为内生观测变量
向量;浊为内生潜变量向量;夷 y 为内生观测变量与
内生潜变量之间的关系,是内生观测变量在内生潜
变量上的因子载荷矩阵;着 为内生观测变量的残差
项向量;B和 祝均为路径系数,B为内生潜变量的关
系阵,祝为外生潜变量对于内生潜变量值的影响;灼
为结构方程的误差项.
与传统的统计建模分析方法比较,结构方程模
型允许自变量含有测量误差,可同时处理多个因变
量,可在一个模型中同时处理因素的测量关系和因
素之间的结构关系,允许更具弹性的模型设定[15]和
839 应摇 用摇 生摇 态摇 学摇 报摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 21 卷
估计整个模型的拟合程度[18] .
2摇 结果与分析
2郾 1摇 结构方程概念模型的构建
基于吴起县农业生态经济系统演变过程及现
状,特别是目前农业生态经济系统演变过程中凸显
的农业资源与产业间“相悖冶问题和现实中存在的
牧草资源浪费等现象,并结合文献[19],本文选择
农业资源、产业态势、耦合状态、经济效益来表征农
业生态经济耦合系统. 在构建结构方程概念模型过
程中,确定农业资源和产业态势为外生潜变量,经济
效益和耦合状态为内生潜变量,人均基本农田、人均
林草地面积、牧草地利用率、工副业贡献率和农产品
商品率为外生观测变量,流域产业链与资源相关
度[20]、(整个农业生态经济系统的)资源利用率、农
林牧土地利用结构、人均纯收入和人均粮食产量为
内生观测变量.在农业经济系统耦合过程中,水资源
是一个非常重要的表征变量,但由于研究过程建立
在同一县域,各个研究对象涉及的这一指标所产生
的效果基本一致,加上农户尺度上难以计量,因而本
文没有选择水资源这一变量. 按照上述分析同时作
如下假设:1)农业资源对耦合效应具有正面影响;
2)产业态势对耦合效应具有正面影响;3)耦合效应
对经济效益具有正面影响;4)产业态势对经济效益
具有正面影响;5)农业资源和产业态势之间存在相
关关系;6)反映各个潜变量的可测变量都可以作为
衡量所对应潜变量的有效指标.
应用 SPSS 16郾 0 软件对模型变量进行信度分
析,各潜变量的 琢值均大于 0郾 7(表 1),可认为模型
变量具有较好的内部一致性.据此,形成了吴起县农
业生态经济系统耦合关系的初始概念模型.
2郾 2摇 模型运算
2郾 2郾 1 模型参数初步估计摇 模型参数估计实际上是
对潜变量与潜变量、潜变量与观测变量及相关观测
变量之间关系的量化,一般常用两种方法:极大似然
估计(maximum likelihood) 和广义最小二乘法(gen鄄
eralized least square). 由于本研究所采用的数据源
于简单随机抽样,并且这些数据资料符合多元正态
分布总体,因此本文运用极大似然估计方法对模型
参数进行估算. 依据 111 户样本资料,运用软件
AMOS 7郾 0进行运算,得到初始概念模型及其变量间
的通径系数(图 1). 从初始概念模型拟合结果(表
2)中的 P值来看,其中的潜变量农业资源与耦合状
态、产业态势与经济效益、耦合状态与经济效益间的
P值大于显著性水平 0郾 05 的要求,模型拟合效果一
般,即所估测的相关参数并未真实反映变量之间的
关系,需要对初始概念模型进行修正.
2郾 2郾 2 模型评价、修正与参数确定摇 对结构方程模
图 1摇 吴起县农业生态经济系统耦合关系初始概念模型的标准化
Fig. 1摇 Standardization for initial concept model of agricultural eco鄄economic system coupling relationship in Wuqi County.
双箭头线段上的数据表示模型中潜变量之间的相关系数 Data above the double arrow segment was characterized by the correlation coefficient between
the latent variable of the model. 单箭头线段上的数据表示潜变量与观察变量之间以及潜变量与潜变量之间的路径系数 Data above the single ar鄄
row segment showed the path coefficients of variables. 变量右上角的数据表示变量的多元平方系数(反映模型信度) The data, upper right corner of
the variable, indicated the multi鄄variable squared coefficient that reflect reliability of the model. 下同 The same below.
9394 期摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 苏摇 鑫等: 基于结构方程模型的吴起县农业生态经济系统耦合关系摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇
表 1摇 各变量的信度
Tab. 1摇 Reliability of the variables
潜变量
Latent variable
观测变量
Observed variable
琢值
琢 value
农业资源
Agricultural resources
(孜1)
人均林草地面积(x1)、人均基本农田(x2 )Per capita forest and grass areas (x1 ),
per capita basic cropland (x2)
0郾 852
产业态势
Industry situation
(孜2)
牧草地利用率(x3)、 农产品商品率( x4 )、工副业对农民总收入的贡献率( x5 )
Rate of grassland utilization (x3), rate of marketable farm product (x4), proportion
of industrial and all kinds of sideline to total income of peasants (x5)
0郾 762
耦合状态
Coupling situation
(孜3)
农林牧土地利用结构(x6)、资源利用率(x7)、流域产业链与资源相关度(x8) Land
use structure of agriculture, forestry and animal husband (x6), rate of resource utilization
(x7), correlation degree of agricultural industrial chain and resources (x8)
0郾 752
经济效益
Economic benefit
(浊)
人均纯收入(y1)、人均粮食产量(y2)Average annual net income of peasants (y1),
per capita grain production (y2)
0郾 850
型合理性的检验包括每个参数的合理性检验与显著
性检验以及整个模型的适合性检验等. 检验不仅可
以为模型的合理性提供数量化依据,还可以为进一
步研究及模型的改进提供方向[21] . 一般情况下,可
从整体拟合优度和单一参数的估计值对模型进行评
价[22] .残差矩阵中各元素越接近于 0,表明模型越
能很好地拟合数据,所建模型越有效[23] . 模型的整
体拟合优度评价主要从绝对拟合效果指标(absolute
index)、相对拟合效果指标(relative index)和替代指
标(substituted index)3 类进行评价[15] . 采用 AMOS
7郾 0 对结构方程模型进行分析得到的拟合指数包
括:卡方自由度比( x2 / df)、再生矩阵的每一构成元
素与初始数据之间差异的均值(RMR)、模型拟合得
到的方差和协方差能够解释数据资料的离散程度
(GFI)、用模型自由度和参数数目所调整的 GFI 指
标( AGFI、 PGFI)、假设模型与独立模型的差异
(NFI)、假设模型的卡方值与理论预期的中央卡方
分布的离散程度(CFI)、用自由度调整的 NFI 指标
(PNFI、TLI)、模型估计得到的卡方值与理论预期的
中央卡方分布的离散程度(NCP)、调整样本量对
NFI指标的影响( IFI)、用自由度调整的 CFI 指标
(PCFI),据以往的相关研究[15,24-25]可确定各指数的
拟合标准,GFI、PGFI、NFI、TLI、IFI、CFI 均应>0郾 90,
且越接近 1 越好;PNFI、PCFI 均应大于 0郾 5;RMSEA
在 0 ~ 0郾 1 之间, < 0郾 05 表示模型拟合效果良好;
NCP越小越好;x2 / df>10 表示模型很不理想,<5 表
示模型可以接受,<3 表示模型拟合较好[24-25] .第一
次模型拟合结果显示模型拟合效果一般,参考修正
指数的建议(表 3),同时,根据建立模型的理论与实
际意义,对模型(图 1)进行多次修正,最终形成拟合
过程较理想(表 4)的模型参数(图 2、表 5).
2郾 3摇 模型运算结果
2郾 3郾 1 对调查数据的再思考摇 对于调查数据的有效
性,可从问卷内容的设计、调查过程及数据的处理分
析 3 个环节进行反思.从问卷设计过程来看,本研究
在多个地方调查基础上设计了问卷初稿,又参照了
多名专家的意见,最后确定本研究最终调查问卷.从
问卷调查过程来看,本研究按照农户在本村不同收
入水平选择调查样本,然后由研究人员对农民逐个
进行参与式问卷调查,并将调查结果记录在问卷上.
在问卷数据处理与分析过程中,本研究严格按照结
构方程模型分析的基本步骤,首先按照模型分析需
表 2摇 吴起县农业生态经济系统耦合关系初始概念模型的
拟合结果
Tab. 2摇 Fitting results of the initial concept model of agri鄄
cultural eco鄄economic system coupling relationship in Wuqi
County
变量路径
Variable path
估计值
Estimate
标准误
SE
临界比率
Critical ratio
P
孜3 饮 孜2 0郾 025 0郾 019 1郾 302 0郾 193
孜3 饮 孜1 0郾 571 0郾 131 4郾 367 ***
浊 饮 孜2 - 0郾 032 0郾 490 - 0郾 065 0郾 948
浊 饮 孜3 0郾 891 0郾 754 1郾 180 0郾 238
x5 饮 孜2 1郾 801 0郾 378 4郾 763 ***
x3 饮 孜2 1郾 000
x6 饮 孜3 0郾 878 0郾 285 3郾 080 0郾 002
x7 饮 孜3 1郾 000
x1 饮 孜1 1郾 486 0郾 212 6郾 998 ***
x2 饮 孜1 1郾 000
x8 饮 孜3 2郾 310 0郾 409 5郾 653 ***
y1 饮 浊 0郾 846 0郾 166 5郾 084 ***
y2 饮 浊 1郾 000
x4 饮 孜2 1郾 000
***数值接近 0 The values closed to 0. 下同 The same below.
049 应摇 用摇 生摇 态摇 学摇 报摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 21 卷
表 3摇 模型拟合指数
Tab. 3摇 Fitting index of the model
指数名称
Name of index
指标含义
Meanings of index
评价标准
Evaluation criterion
结 果
Result
绝对拟合效果指标
Absolute fit measures
x2 / df 卡方自由度比 The minimum discrepancy divided by its de鄄
grees of freedom
<3 1郾 989
GFI 模型拟合得到的方差和协方差能够解释数据资料的方差
和协方差的程度 The variance and covariance of model鄄fitting
can explain its degree
>0郾 9 0郾 913
PGFI 用模型自由度和参数数目来调整 GFI Adjust the GFI by the
degree of freedom model and parameters爷 number
0郾 448
相对拟合效果指标
Relative fit measures
NFI 假设模型与独立模型的差异 The difference between the as鄄
sumed model and independence model
>0郾 9 0郾 918
TLI 从自由度的角度对 NFI 进行调整 Adjust NFI from the de鄄
gree of freedom爷s perspective
0郾 927
IFI 调整样本量对 NFI的影响 Effect on the NFI by adjusting the
sample size
0郾 957
PNFI 用自由度对 NFI 进行了调整 Adjust NFI by the degree of
freedom
>0郾 5 0郾 551
替代性指标
Simplification index
CFI 既考虑了假设模型与独立模型之间的关系,同时也考虑了
假设模型与理论模型的中央卡方分布的离散程度 Not only
considering the relationship of the assumed model and the in鄄
dependence model, but also taking into account the discrete
degree of central chi鄄square distribution between assumed
model and theoretical model
>0郾 9 0郾 956
PCFI 用自由度调整的 CFI指标 The CFI index was adjusted by the
degree of freedom
>0郾 5 0郾 574
NCP 模型估计所得到的卡方值距离理论预期的中央卡方分布
的离散程度 The discrete degree between chi鄄square of model
estimated and the central chi鄄square distribution of the theoret鄄
ical expectations
越小越好
The smaller, the better
26郾 697
RMSEA 用自由度对 F0(用样本量对 NCP 进行调整)进行了调整
Adjust F0 by the degree of freedom
<0郾 1,越小越好 Less than
0郾 1, the smaller the better
0郾 095
要对数据进行预处理,然后进行信度、效度分析和结
构模型分析,且运行效果较好.说明本研究数据调查
的 3 个环节符合基本规范.
表 4摇 吴起县农业生态经济系统耦合关系修正模型的拟合
结果
Tab. 4摇 Fitting results for the correction model of agricul鄄
tural eco鄄economic system coupling relationship in Wuqi
County
变量路径
Variable path
估计值
Estimate
标准误
SE
临界比率
Critical ratio
P
孜3 饮 孜1 0郾 059 0郾 024 2郾 399 0郾 016
孜3 饮 孜2 0郾 652 0郾 140 4郾 670 ***
浊 饮 孜2 - 6郾 845 2郾 970 - 2郾 305 0郾 021
浊 饮 孜3 11郾 314 4郾 673 2郾 421 0郾 015
x4 饮 孜2 1郾 620 0郾 341 4郾 744 ***
x7 饮 孜3 2郾 061 0郾 351 5郾 864 ***
y1 饮 浊 1郾 000
y2 饮 浊 0郾 805 0郾 123 6郾 534 ***
x6 饮 孜3 1郾 000
x8 饮 孜3 1郾 000
x5 饮 孜2 1郾 000
x3 饮 孜2 1郾 000
x2 饮 孜1 0郾 813 0郾 159 5郾 112 ***
x1 饮 孜1 1郾 400 0郾 195 7郾 164 ***
2郾 3郾 2 对模型运行结果实际意义的解释摇 结构方程
模型拟合结果表明,修正模型支持初始假设,并具有
较好的拟合效果,说明本文构建的吴起县农业生态
经济系统耦合关系模型与感性认识一致,较好地反
映了吴起县农业生态经济系统的运行态势.
表 5摇 吴起县农业生态经济系统耦合关系模型总的标准化
影响系数
Tab. 5摇 Overall standard influence coefficient of agricultur鄄
al eco鄄economic system coupling relationship model in Wuqi
County
变 量
Variable
孜1 孜2 孜3 浊
孜3 0郾 140 0郾 997 0 0
浊 0郾 448 0郾 231 3郾 187 0
x2 0郾 880 0 0 0
x3 0 0郾 937 0 0
x1 0郾 848 0 0 0
x5 0 0郾 549 0 0
x6 0郾 080 0郾 569 0郾 571 0
x7 0郾 134 0郾 950 0郾 953 0
y1 0郾 341 0郾 176 2郾 427 0郾 762
x8 0郾 071 0郾 503 0郾 505 0
y2 0郾 444 0郾 229 3郾 158 0郾 991
x4 0 0郾 589 0 0
1494 期摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 苏摇 鑫等: 基于结构方程模型的吴起县农业生态经济系统耦合关系摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇
图 2摇 吴起县农业生态经济系统耦合关系修正模型的标准化
Fig. 2摇 Standardization for the correction model map of agricultural eco-economic system coupling relationship in Wuqi County.
摇 摇 农业资源对耦合状态具有正面影响,其间的路
径系数为 0郾 14,即当农业资源增加 1 时,耦合状态
变化 0郾 14,说明资源量对于吴起县农业生态经济系
统的耦合没有发挥最大的基础支撑作用. 由于农业
资源与产业态势之间的相关系数是-0郾 11,所以吴
起县的产业发展并非建立在对农业资源有效利用之
上,因而农业资源对经济效益的变化没有直接作用,
而仅仅有一些间接作用,其间接路径系数为 0郾 45.
表明研究区农业资源在耦合过程中对系统的产出贡
献较小.
摇 摇 产业态势对耦合状态具有正面影响,其间的路
径系数为 1郾 00,即当产业态势增加 1郾 00 时,耦合状
态变化 1郾 00,说明产业发展对耦合态势具有重要作
用.由于农业资源与产业态势之间的相关系数是负
数,所以在系统耦合过程中,产业发展主要建立在农
业资源之外的能量和物质开发利用上.实际上,多数
人在进行农业生产的同时参与到第二、三产业中,以
寻求利益的最大化,因而产业态势对经济效益的直
接路径系数为-2郾 95,总的路径系数也只有 0郾 23.从
农业生态系统与经济系统的关系及其耦合的角度而
言,目前农业系统建立在不稳定的、较少依赖于本系
统资源的耦合态势下.
耦合效应对经济效益具有正面影响,其间的路
径系数为 3郾 19,即当耦合状态增加 1 时,经济效益
变化 3郾 19,说明目前情况下,农业生态经济系统耦
合态势对该系统产出影响很大.
耦合状态多元平方系数为 0郾 98(图 2),反映出
农业资源和产业态势作为耦合状态的影响因素的解
释能力达到 0郾 98,说明农业经济系统与农业生态系
统耦合的核心是农业产业和农业资源的耦合[26] .经
济效益的多元平方系数为 0郾 41(图 2),反映出农业
资源、产业态势和耦合状态作为经济效益的影响因
素的解释能力达到 0郾 41,说明还有部分释放的路径
系数未能得到有效解释.从系统整体性角度出发,经
济效益的多元平方系数 0郾 41 除了说明农业经济系
统和农业生态系统耦合的效果不仅体现在经济效益
方面外,还有可能体现在生态效益和社会效益等方
面,这是有待进一步研究的问题.
显变量除了对所反映的“潜变量冶发生作用外,
相互之间也有一定作用,如林草面积对土地利用结
构和资源利用率也有较重要的影响,由于其影响是
负值,进一步验证了在系统耦合过程中,农业资源没
有有效的发挥作用这一事实;工副业贡献率除了可
直接测量产业态势外,还对经济效益潜变量及人均
纯收入发生相互作用,作用系数分别为 0郾 51 和
0郾 33,揭示了工副业对经济效益和纯收入有一定正
向影响的现实,同时表明目前吴起县产业发展并非
建立在对农业资源有效利用的基础上,农业资源与
产业之间存在脱节现象,没有达到农业资源与产业
的良性耦合.
3摇 结摇 摇 语
具有相关关系的农业资源和产业态势对系统耦
合具有一定影响.在目前的系统耦合过程中,产业的
249 应摇 用摇 生摇 态摇 学摇 报摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 21 卷
发展主要建立在农业资源之外的能量和物质开发利
用上,对农业资源的利用不合理,在农业生态经济系
统良性耦合机制的建立与形成过程中潜伏了较大的
危机,即农业系统建立在不稳定的、较少依赖于本系
统资源的耦合态势下.
在吴起县农户尺度上建立的结构方程模型及其
计算结果表明:退耕还林工程实施后,农业生态经济
系统耦合关系及其作用过程更复杂,在产业与农业
资源相悖的情况下,产业态势对系统耦合状态有较
大的支持作用,且系统耦合对系统产出有较大影响,
影响系数为 3郾 19.这不能不引起人们对农业系统之
间相互作用过程的思考,也不能不引起人们对农业
系统作为一个开放系统辐射范围和吸纳能力的思
考,这将是农业生态经济发展中必须面对的问题.
针对目前农业生态经济系统存在的农业资源与
产业间的“相悖冶问题,需要提高牧草等农业资源的
利用率、发展林草及其相关产业,这与已有的研究结
果相符[27],即在吴起县农业产业较少依赖农业资源
的系统耦合态势下所提的措施符合其现实情况,说
明“结构方程模型冶在农业生态经济系统耦合关系
研究上具有重要的现实意义.
致谢摇 感谢薛建宏教授和William J郾 Gale博士对本文英文内
容的修改.
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作者简介摇 苏摇 鑫, 男, 1985年生,硕士研究生. 主要从事生
态经济研究,发表论文 1篇. E鄄mail: suxin20039@163. com
责任编辑摇 杨摇 弘
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