• <tr id="yyy80"></tr>
  • <sup id="yyy80"></sup>
  • <tfoot id="yyy80"><noscript id="yyy80"></noscript></tfoot>
  • 99热精品在线国产_美女午夜性视频免费_国产精品国产高清国产av_av欧美777_自拍偷自拍亚洲精品老妇_亚洲熟女精品中文字幕_www日本黄色视频网_国产精品野战在线观看 ?

    西北地區(qū)農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈的影響因素分析

    2021-09-02 08:23:38張惠茹許航宋健峰
    灌溉排水學(xué)報(bào) 2021年8期
    關(guān)鍵詞:生產(chǎn)率用水量農(nóng)作物

    張惠茹,許航,宋健峰

    西北地區(qū)農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈的影響因素分析

    張惠茹,許航,宋健峰*

    (西北農(nóng)林科技大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,陜西 楊凌 712100)

    研究農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈的影響因素,優(yōu)化水資源管理,促進(jìn)區(qū)域農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展。通過(guò)構(gòu)建灌溉用水量與其他要素(包括水資源以外的生產(chǎn)資料,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)和農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力投入)之間的非替代性的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù),推導(dǎo)農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈的影響因素,以西北5省為例,利用基準(zhǔn)模型和二元選擇模型驗(yàn)證農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈的影響因素。①通過(guò)理論模型推導(dǎo)發(fā)現(xiàn),農(nóng)作物產(chǎn)量和水分生產(chǎn)率是影響農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈的2個(gè)因素,且農(nóng)作物產(chǎn)量的增加對(duì)農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈有正向效應(yīng),灌溉水分生產(chǎn)率對(duì)農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈有反向的影響;②西北5省的所有市域中,約65%存在農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈,即西北地區(qū)普遍存在著農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈;③在基準(zhǔn)模型中,農(nóng)作物產(chǎn)量的增加量每增加1%,農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈會(huì)增加0.094 3%~0.611 3%;其他條件不變的條件下,水分生產(chǎn)率每增加1%,農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈會(huì)減少0.927 3%~0.990 1%。二元選擇模型的結(jié)果影響方向與基準(zhǔn)模型一致。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素變化所引起的農(nóng)作物產(chǎn)量增加導(dǎo)致了對(duì)水資源的新增需求,部分抵消了節(jié)水技術(shù)能實(shí)現(xiàn)的預(yù)期節(jié)水量。

    農(nóng)業(yè)灌溉;用水反彈;節(jié)水政策;西北5省

    0 引言

    【研究意義】根據(jù)《中國(guó)水資源公報(bào)》顯示,2018年農(nóng)業(yè)用水量占總用水量的61.4%,農(nóng)業(yè)部門(mén)的節(jié)水成為緩解中國(guó)貧水問(wèn)題的重要途徑。節(jié)水灌溉面積從1999年的1 505萬(wàn)hm2發(fā)展到2018年的3 613.5萬(wàn)hm2[1],但是1999年3 869億m3農(nóng)業(yè)用水量[2]與2018年3 693.1億m3農(nóng)業(yè)用水量[3]相比,農(nóng)業(yè)用水量的整體節(jié)水效果并不顯著。節(jié)水灌溉技術(shù)在普遍實(shí)施后,實(shí)際節(jié)水量達(dá)不到預(yù)期節(jié)水量的現(xiàn)象,稱(chēng)為“農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈”,即節(jié)水灌溉政策未能實(shí)現(xiàn)預(yù)期的節(jié)水目標(biāo)。考慮到水資源的跨區(qū)域調(diào)水的高成本,本文將農(nóng)業(yè)用水反彈的范圍界定為“區(qū)域”,本文具體指西北各?。▍^(qū))的各個(gè)“地級(jí)市”。探究農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈的影響因素對(duì)于節(jié)水政策的實(shí)施具有重要意義。

    【研究進(jìn)展】對(duì)“反彈”現(xiàn)象的研究始于“能源反彈”。技術(shù)進(jìn)步提高了機(jī)器設(shè)備的能源利用效率,相同的產(chǎn)量所需的能源會(huì)降低,從而可以起到節(jié)能的效果。但是,能源的價(jià)格會(huì)隨著技術(shù)進(jìn)步而降低,能源價(jià)格降低所引起的替代效應(yīng)和收入效應(yīng)會(huì)增加對(duì)能源的需求,能源效率提高所節(jié)約的能源可能被部分甚至完全抵消,導(dǎo)致實(shí)際的節(jié)能效果達(dá)不到預(yù)期,即出現(xiàn)“能源反彈”[4]。對(duì)于“用水反彈”的具體定義存在2種觀點(diǎn):一種觀點(diǎn)認(rèn)為節(jié)水效果被新增用水部分抵消即構(gòu)成反彈[5-7];另一種觀點(diǎn)認(rèn)為,節(jié)水灌溉技術(shù)的普及增加而不是減少了總用水的現(xiàn)象稱(chēng)為反彈[8-9]。第二種定義屬于第一種定義的特殊情況,即預(yù)期節(jié)水量被全部抵消,所以第一種定義是一般意義上的用水反彈的定義。Contor等[10]研究發(fā)現(xiàn)灌溉技術(shù)的改進(jìn)通過(guò)3個(gè)途徑增加消耗:①灌溉系統(tǒng)特定的物理特性;②節(jié)約的水將應(yīng)用于新用途或擴(kuò)大灌溉面積;③改進(jìn)技術(shù)和管理產(chǎn)生更高的糧食產(chǎn)量,增加耗水量即使沒(méi)有增加面積。佟金萍等[11]在研究中國(guó)農(nóng)業(yè)水資源利用效率時(shí)提到技術(shù)進(jìn)步會(huì)引起用水的反彈效應(yīng),雖未進(jìn)行具體的分析,但屬于第一種觀點(diǎn)。鄧光耀等[12]使用DEA方法測(cè)算全要素水資源利用效率,并研究技術(shù)進(jìn)步所引起的用水反彈效應(yīng),認(rèn)為中國(guó)水資源利用存在反彈現(xiàn)象。

    雖然“用水反彈”與“能源反彈”存在相似之處,但是仍存在一定的區(qū)別?!澳茉捶磸棥笔且詢r(jià)格為中介,效率提高導(dǎo)致的實(shí)際價(jià)格下降所引起的需求增加,而在水資源市場(chǎng)中,價(jià)格通常是政府調(diào)控,不屬于市場(chǎng)化的價(jià)格機(jī)制,所以直接借鑒“能源反彈”從價(jià)格的角度來(lái)研究“用水反彈”難以實(shí)現(xiàn)[13]。能源市場(chǎng)屬于市場(chǎng)化程度較高的市場(chǎng),新技術(shù)的采用也是市場(chǎng)化形成的結(jié)果,能源效率的提高對(duì)能源價(jià)格下降具有很大的促進(jìn)作用。但是,中國(guó)的水資源市場(chǎng)由政府調(diào)控,沒(méi)有市場(chǎng)化的形成機(jī)制,同時(shí)中國(guó)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)大多屬于小農(nóng)經(jīng)濟(jì),節(jié)水技術(shù)的采用也是在政府節(jié)水灌溉政策推廣下得到普及的結(jié)果,水價(jià)與灌溉效率之間的傳導(dǎo)機(jī)制也更為微弱。所以直接參考能源反彈利用價(jià)格彈性來(lái)計(jì)算反彈的方法[14]在農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈中失去了參考價(jià)值?;诖?,Song等[15]利用宏觀技術(shù)進(jìn)步的貢獻(xiàn)率建立了一種簡(jiǎn)化的直接比較方法,評(píng)估了中國(guó)農(nóng)業(yè)部門(mén)用水的反彈程度,發(fā)現(xiàn)中國(guó)農(nóng)業(yè)用水存在反彈現(xiàn)象,并且中國(guó)北部和西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)用水反彈比南部和東部地區(qū)更大。

    【切入點(diǎn)】綜上所述,“反彈”現(xiàn)象始于能源反彈,但是農(nóng)業(yè)灌溉技術(shù)的改進(jìn)也會(huì)帶來(lái)“反彈”現(xiàn)象。現(xiàn)有文獻(xiàn)主要聚焦于用水反彈是否存在或衡量其反彈程度,但農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈形成的原因尚不明確。中國(guó)西北地區(qū)的水資源相對(duì)于東南地區(qū)更為缺乏,農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈的存在對(duì)西北地區(qū)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展的影響也將更為嚴(yán)重?!緮M解決的關(guān)鍵問(wèn)題】鑒于此,本文在已有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上,利用西北5省的市級(jí)面板數(shù)據(jù),來(lái)分析農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈的影響因素,明確其形成原因,以期為中國(guó)的節(jié)水政策提供可行性建議。

    1 理論框架與研究假設(shè)

    1.1 農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈的界定

    本文農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈使用絕對(duì)量,具體定義可以表述為預(yù)期節(jié)水量與實(shí)際節(jié)水量的差值[15-16],表達(dá)的是預(yù)期節(jié)水量被新增的農(nóng)業(yè)灌溉用水所抵消的量,用公式可以表示為:

    WR=EWS-AWS, (1)

    式中:表示農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈(億m3),其含義為新增用水的絕對(duì)量;表示灌溉技術(shù)提高后的預(yù)期節(jié)水量(億m3);表示灌溉技術(shù)提高后的實(shí)際節(jié)水量(億m3)。>0表示農(nóng)業(yè)灌溉用水存在反彈現(xiàn)象,否則表示農(nóng)業(yè)灌溉用水不存在反彈現(xiàn)象。

    預(yù)期節(jié)水量是原始用水量與預(yù)期用水量之差,實(shí)際節(jié)水量是原始用水量與實(shí)際用水量之差,所以預(yù)期節(jié)水量和實(shí)際節(jié)水量可以表示為:

    EWS=WUo-WUe, (2)

    AWS=WUo-WUa, (3)

    式中:o為原始用水量(億m3),指灌溉技術(shù)提高前的實(shí)際用水量;e為預(yù)期用水量(億m3),指灌溉技術(shù)提高后的預(yù)期用水量;a為實(shí)際用水量(億m3),指灌溉技術(shù)提高后的實(shí)際用水量。

    根據(jù)式(1)—式(3),農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈可以表示為實(shí)際用水量與預(yù)期用水量之差:

    WR=EWS-AWS=(WUo-WUe)-

    (WUo-WUa)=WUa-WUe。 (4)

    根據(jù)式(4),農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈的絕對(duì)量只取決于灌溉技術(shù)提高后的實(shí)際用水量與預(yù)期用水量的差值。

    根據(jù)能源反彈的定義,預(yù)期使用量在于保持其他要素不變的條件下,生產(chǎn)原來(lái)相同產(chǎn)量所需的能源使用量[4]。借鑒能源反彈的定義,并結(jié)合農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的周期性,在節(jié)水灌溉技術(shù)持續(xù)提高的情況下,除節(jié)水灌溉技術(shù)外,保持上一年其他要素不變的條件下實(shí)現(xiàn)最優(yōu)產(chǎn)量所需的用水量定義為預(yù)期用水量,可以改變上一年的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的條件下實(shí)現(xiàn)最優(yōu)產(chǎn)量所需的用水量定義為實(shí)際用水量。

    1.2 農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈的理論構(gòu)建

    在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中,由于水資源是農(nóng)作物生長(zhǎng)必不可少的要素,所以將生產(chǎn)要素分為灌溉用水量和其他要素,且假定灌溉用水量與其他要素之間不具有替代性[17]。借鑒Xu等[17]和Holloway等[18]的方法,構(gòu)建如下農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù):

    Y(W,ΔO)=Min(a0+a1C(W),b0+b1ΔO),(5)

    式中:表示農(nóng)作物的產(chǎn)量(萬(wàn)t);表示農(nóng)業(yè)灌溉用水量(億m3);表示其他要素,既包括水資源以外的生產(chǎn)資料,還包括農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)和農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力投入;Δ表示當(dāng)年與上年相比其他要素的變化量;0表示有效降水量能實(shí)現(xiàn)的產(chǎn)量;()表示耗水量(億m3),即耗水量是農(nóng)業(yè)灌溉用水量的函數(shù),這里假定(),表示耗水率;1表示耗水量的邊際產(chǎn)量;0表示保持與上年其他要素相同時(shí)能實(shí)現(xiàn)的產(chǎn)量;1表示與上年相比改變其他投入要素時(shí)能實(shí)現(xiàn)的邊際產(chǎn)量。

    預(yù)期用水量指在保持前期其他要素不變的條件下實(shí)現(xiàn)最優(yōu)產(chǎn)量時(shí)所需的用水量,即預(yù)期用水量必滿足如下條件[17]:

    a0+αa1W=b0。 (6)

    預(yù)期用水量可以表示為:

    實(shí)際用水量指在可以改變其他要素的條件下實(shí)現(xiàn)最優(yōu)產(chǎn)量時(shí)所需的用水量,即預(yù)期用水量必須滿足如下條件[19]:

    a0+αa1W=b0+b1ΔO。 (8)

    實(shí)際用水量可以表示為:

    農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈指實(shí)際用水量與預(yù)期用水量之差,所以根據(jù)式(7)和式(9),農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈的絕對(duì)量可以表示為:

    根據(jù)式(8)可以得到1(0),所以農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈還可以表示為:

    對(duì)式(11)作對(duì)數(shù)處理,可以得到:

    式中:表示農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈(億m3);1表示與上年相比改變其他投入要素時(shí)能實(shí)現(xiàn)的邊際產(chǎn)量;Δ表示當(dāng)年與上年相比其他要素的變化量;1Δ表示改變其他要素所增加的農(nóng)作物產(chǎn)量;表示農(nóng)作物的產(chǎn)量(萬(wàn)t);表示農(nóng)業(yè)灌溉用水量(億m3);0表示有效降水量能實(shí)現(xiàn)的產(chǎn)量;0表示農(nóng)業(yè)灌溉用水能實(shí)現(xiàn)的產(chǎn)量;(0)表示單位灌溉用水能實(shí)現(xiàn)的生產(chǎn)量,即農(nóng)業(yè)灌溉用水的水分生產(chǎn)率(t/(104m3))[20],即灌溉水分生產(chǎn)率,該指標(biāo)體現(xiàn)了節(jié)水技術(shù)在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的作用。

    根據(jù)式(12),農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈主要受到改變其他要素所增加的農(nóng)作物產(chǎn)量和節(jié)水技術(shù)下灌溉水分生產(chǎn)率的作用。具體作用機(jī)制表現(xiàn)為:節(jié)水技術(shù)下灌溉水分生產(chǎn)率的提高可以降低農(nóng)作物所需的用水量,從而實(shí)現(xiàn)節(jié)水,但是其他生產(chǎn)要素變化引致的農(nóng)作物產(chǎn)量增加會(huì)部分抵消預(yù)期節(jié)水量,導(dǎo)致實(shí)際節(jié)水效果達(dá)不到預(yù)期,即出現(xiàn)農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈。所以,根據(jù)以上分析提出如下2個(gè)假定:

    假設(shè)一:在其他因素不變的條件下,農(nóng)作物產(chǎn)量的增加對(duì)農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈有正向的影響,是引起農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈的決定因素。

    假設(shè)二:在其他因素不變的條件下,灌溉水分生產(chǎn)率對(duì)農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈有反向的影響,是抑制農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈的關(guān)鍵因素。

    2 模型設(shè)定、變量選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

    2.1 模型設(shè)定

    2.1.1 基準(zhǔn)模型

    根據(jù)農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈的理論構(gòu)建,基準(zhǔn)模型只分析農(nóng)作物產(chǎn)量增加和灌溉水分生產(chǎn)率與農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈絕對(duì)量的關(guān)系,所以只分析農(nóng)作物產(chǎn)量變化為正和存在農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈的數(shù)據(jù),然后,對(duì)其作對(duì)數(shù)處理?;鶞?zhǔn)模型設(shè)定如下:

    lnWRit=α+β1lnDPit+β2lnWFit+εit, (13)

    式中:lnt表示農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈的對(duì)數(shù)形式;表示截距項(xiàng);1和2表示待估系數(shù);lnt表示農(nóng)作物產(chǎn)量變化的對(duì)數(shù)形式;lnt表示灌溉水分生產(chǎn)率的對(duì)數(shù)形式;t表示隨機(jī)干擾項(xiàng)。

    2.1.2 二元選擇模型

    為保證基準(zhǔn)模型的穩(wěn)健性,將全部數(shù)據(jù)納入分析來(lái)考察農(nóng)作物產(chǎn)量變化和灌溉水分生產(chǎn)率與農(nóng)業(yè)灌溉用水是否發(fā)生反彈的關(guān)系。首先對(duì)因變量農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈進(jìn)行重新定義,將發(fā)生農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈定義為1,沒(méi)有發(fā)生農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈定義為0,再對(duì)自變量作對(duì)數(shù)處理,在自變量中,農(nóng)作物產(chǎn)量變化的部分?jǐn)?shù)據(jù)為負(fù)數(shù),此時(shí)采取如下計(jì)算方法:lnt=-ln(-t)。設(shè)定Logit和Probit 2類(lèi)二元選擇模型。

    將農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈設(shè)定為一個(gè)不可觀測(cè)的潛變量t,具體為:

    yit*=xit'β+εit, (14)

    式中:t'為解釋變量的向量形式,包括農(nóng)作物產(chǎn)量變化和灌溉水分生產(chǎn)率;為解釋變量對(duì)應(yīng)的系數(shù)向量;t為干擾項(xiàng)。

    如果農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈t0,則t1,即存在農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈現(xiàn)象,否則t0,即不存在農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈現(xiàn)象。

    Logit模型的概率分布為:

    Probit模型的概率分布為:

    2.2 變量選取

    因變量為農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈,具體為灌溉技術(shù)改進(jìn)后實(shí)際用水量與預(yù)期用水量之差。由于農(nóng)業(yè)種植存在固定周期,預(yù)期用水量為與上年相比在投入要素不變的條件下,當(dāng)年所需的灌溉用水量。而農(nóng)作物所需的灌溉用水取決于農(nóng)作物的種類(lèi)、種植面積和氣象條件,所以本文利用氣象數(shù)據(jù),通過(guò)CROPWAT8.0軟件來(lái)計(jì)算各種作物生長(zhǎng)周期所需的耗水量[21],再利用農(nóng)作物的種類(lèi)和種植面積獲取預(yù)期用水量的方法來(lái)得到農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈的絕對(duì)量,具體借鑒吳普特等[22]的量化方法,可以表示為:

    式中:t表示地區(qū)年的農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈的絕對(duì)量(億m3);t表示地區(qū)年的實(shí)際灌溉用水量(億m3);,j,t-1表示地區(qū)種作物-1年的種植面積(千hm2);,j,t表示地區(qū)種作物年的耗水量(億m3/千hm2),此數(shù)據(jù)是通過(guò)CROPWAT8.0軟件計(jì)算獲得,來(lái)表示農(nóng)作物在生長(zhǎng)周期內(nèi)在已有氣候條件下需要的耗水量;t表示地區(qū)年的有效灌溉率,是有效灌溉面積占農(nóng)作物總播種面積的比例,來(lái)表示實(shí)際灌溉的效果;t表示地區(qū)年的耗水率,是農(nóng)業(yè)灌溉耗水量占農(nóng)業(yè)灌溉用水量的比例,以此根據(jù)預(yù)期耗水量來(lái)獲取預(yù)期用水量。

    由于“當(dāng)年的耗水率”可以表達(dá)預(yù)期的技術(shù)進(jìn)步所帶來(lái)的耗水率改變,所以文中的“預(yù)期的耗水率”均采用“當(dāng)年的耗水率”來(lái)表示,文中統(tǒng)稱(chēng)為“耗水率”。另外,灌溉技術(shù)的改進(jìn)有些是跨年度的,但由于具體需采用幾年的標(biāo)準(zhǔn)無(wú)法合理確定,所以本文暫時(shí)使用一年的標(biāo)準(zhǔn)。自變量包括農(nóng)作物產(chǎn)量變化和灌溉水分生產(chǎn)率。農(nóng)作物產(chǎn)量變化被定義為當(dāng)年與上年的農(nóng)作物產(chǎn)量之差,即農(nóng)作物產(chǎn)量的差分。灌溉水分生產(chǎn)率被定義為灌溉用水能實(shí)現(xiàn)的產(chǎn)量與灌溉用水量之比??紤]無(wú)法區(qū)分有效降雨和灌溉用水對(duì)農(nóng)作物產(chǎn)量的影響,所以使用農(nóng)作物產(chǎn)量與農(nóng)業(yè)灌溉用水總量之比來(lái)代表灌溉水分生產(chǎn)率。因變量與自變量的描述性統(tǒng)計(jì)情況具體見(jiàn)表1。

    表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

    2.3 數(shù)據(jù)來(lái)源

    數(shù)據(jù)主要包括西北5省(甘肅、寧夏、陜西、青海和新疆)的各市級(jí)面板數(shù)據(jù),考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性,數(shù)據(jù)屬于非平行面板。其中,甘肅和陜西的市級(jí)數(shù)據(jù)包括1999―2018年的面板數(shù)據(jù),寧夏的市級(jí)數(shù)據(jù)包括2006―2018年的面板數(shù)據(jù),青海的市級(jí)數(shù)據(jù)包括1994―2018年的面板數(shù)據(jù)(其中果洛州部分年份缺失),新疆只包括2014―2016年的面板數(shù)據(jù)。所需數(shù)據(jù)主要包括種植數(shù)據(jù)、灌溉數(shù)據(jù)和氣象數(shù)據(jù)。種植數(shù)據(jù)包括農(nóng)作物總播種面積、各類(lèi)作物播種面積、各類(lèi)作物產(chǎn)量、農(nóng)作物總產(chǎn)量、糧食產(chǎn)量和經(jīng)濟(jì)作物產(chǎn)量,數(shù)據(jù)來(lái)源于各省統(tǒng)計(jì)年鑒;灌溉數(shù)據(jù)包括有效灌溉面積、有效灌溉率、農(nóng)田灌溉用水量、農(nóng)田灌溉耗水量和農(nóng)田灌溉耗水率,其中有效灌溉面積和有效灌溉率的數(shù)據(jù)來(lái)源于各省統(tǒng)計(jì)年鑒,其他灌溉數(shù)據(jù)來(lái)源于各省水資源公報(bào);氣象數(shù)據(jù)包括最低氣溫、最高氣溫、濕度、風(fēng)速、日照時(shí)間長(zhǎng)和降水量,數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家氣象科學(xué)數(shù)據(jù)中心(http://data.cma.cn/)。

    3 結(jié)果與分析

    首先根據(jù)基準(zhǔn)模型進(jìn)行基準(zhǔn)回歸分析農(nóng)作物產(chǎn)量增加和灌溉水分生產(chǎn)率與農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈絕對(duì)量的內(nèi)在關(guān)系。然后,再利用二元選擇模型分析農(nóng)作物產(chǎn)量變化和灌溉水分生產(chǎn)率與農(nóng)業(yè)灌溉用水是否發(fā)生反彈的關(guān)系,從而保證基準(zhǔn)模型的穩(wěn)健性。

    3.1 農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈的基準(zhǔn)模型

    根據(jù)西北5省的各個(gè)市域各年的農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈的計(jì)算結(jié)果,在743個(gè)樣本中,有483個(gè)存在農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈的樣本量,占到總數(shù)的65%。這也表明在中國(guó)西北地區(qū),普遍存在著農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈。根據(jù)農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈的形成機(jī)理,農(nóng)作物產(chǎn)量增加導(dǎo)致新增的用水量部分抵消了預(yù)期節(jié)水量,所以只保留農(nóng)作物產(chǎn)量變化為正和存在農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析,模型回歸結(jié)果具體見(jiàn)表2。

    表2 模型回歸結(jié)果

    注 模型1和模型2的括號(hào)內(nèi)為值,模型3—模型8的括號(hào)內(nèi)為值;**、***分別表示5%、1%的水平上顯著。

    基準(zhǔn)模型回歸包括3個(gè)模型,分別為混合OLS模型、固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型,以模型1、模型2和模型3來(lái)表示。根據(jù)模型1,在其他條件不變的條件下,農(nóng)作物產(chǎn)量的增加量每增加1%,農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈會(huì)增加0.611 3%;其他條件不變的條件下,灌溉水分生產(chǎn)率每增加1%,農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈會(huì)減少0.927 3%。根據(jù)模型2,在其他條件不變的條件下,農(nóng)作物產(chǎn)量的增加量每增加1%,農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈會(huì)增加0.094 3%;其他條件不變的條件下,灌溉水分生產(chǎn)率每增加1%,農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈會(huì)減少0.956 8%。根據(jù)模型3,在其他條件不變的條件下,農(nóng)作物產(chǎn)量的增加量每增加1%,農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈會(huì)增加0.221 1%;其他條件不變的條件下,灌溉水分生產(chǎn)率每增加1%,農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈會(huì)減少0.990 1%。雖然模型1、模型2和模型3的農(nóng)作物產(chǎn)量的增加量對(duì)農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈的邊際影響存在一定的差異,但都對(duì)其在1%的顯著水平上有正向影響。另一方面,模型1、模型2和模型3的灌溉水分生產(chǎn)率不僅對(duì)農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈的邊際影響比較接近,而且都對(duì)其在1%的顯著水平上有反向影響。

    綜合以上分析,農(nóng)作物產(chǎn)量的增加對(duì)農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈有著顯著的正向影響,是引起農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈的決定因素,完全符合研究假設(shè)一;灌溉水分生產(chǎn)率對(duì)農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈也有著顯著的反向影響,是抑制農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈的關(guān)鍵因素,也完全符合研究假設(shè)二。這也證實(shí)了農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈的成因,即其他生產(chǎn)要素變化導(dǎo)致的農(nóng)作物產(chǎn)量增加會(huì)部分抵消節(jié)水技術(shù)所能實(shí)現(xiàn)的預(yù)期節(jié)水量,從而導(dǎo)致實(shí)際節(jié)水效果達(dá)不到預(yù)期,出現(xiàn)農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈。

    3.2 農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈的二元選擇模型回歸

    二元選擇模型回歸結(jié)果具體見(jiàn)表2。

    根據(jù)設(shè)定的Logit和Probit模型,分別回歸了混合Logit、面板Logit、條件Logit、混合Probit和面板Probit模型,分別以模型4、模型5、模型6、模型7和模型8來(lái)表示。其中,面板Logit表示隨機(jī)效應(yīng)下的面板Logit模型,條件Logit指固定效應(yīng)下的面板Logit模型,但在估計(jì)的過(guò)程中會(huì)損失部分?jǐn)?shù)據(jù)量。由于在非線性面板模型中,面板Probit的固定效應(yīng)估計(jì)是非一致的,所以此處的面板Probit模型屬于隨機(jī)效應(yīng)的面板Probit模型。在模型4中,雖然農(nóng)作物產(chǎn)量變化對(duì)農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈的影響在5%和1%的顯著性水平上不顯著,但能在10%水平上有顯著正向影響,而在模型5—模型8中,農(nóng)作物產(chǎn)量變化對(duì)農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈都在5%水平上有顯著的正向影響,這表明農(nóng)作物產(chǎn)量增加的越多,越有可能出現(xiàn)農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈,也符合研究假設(shè)一的設(shè)定;在模型6中,灌溉水分生產(chǎn)率對(duì)農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈都在5%水平上有顯著的反向影響,而在模型4、模型5、模型7和模型8中,灌溉水分生產(chǎn)率對(duì)農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈都在1%水平上有顯著的反向影響,這表明灌溉水分生產(chǎn)率越高,越不可能出現(xiàn)農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈,也符合研究假設(shè)二的設(shè)定。

    根據(jù)二元選擇模型的分析,可以發(fā)現(xiàn),農(nóng)作物產(chǎn)量增加的越多,越有可能出現(xiàn)農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈,而灌溉水分生產(chǎn)率越高,越不可能出現(xiàn)農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈。這與基準(zhǔn)模型得到的結(jié)論具有一致性,也保證了基準(zhǔn)模型結(jié)論的穩(wěn)健性。

    4 討論

    已有研究表明,我國(guó)農(nóng)業(yè)水資源利用存在與能源利用相同的現(xiàn)象[15],即“反彈效應(yīng)”。本研究得出相同的規(guī)律:中國(guó)西北地區(qū)普遍存在著農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈。然而,現(xiàn)有文獻(xiàn)側(cè)重于農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈的測(cè)算,關(guān)于農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈的影響因素研究較為缺乏。Song等[15]在研究中國(guó)農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈時(shí),構(gòu)建了柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù),即認(rèn)為水資源與其他生產(chǎn)要素是可替代的。而本文通過(guò)構(gòu)建灌溉用水量與其他要素具有非替代性的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù),強(qiáng)調(diào)灌溉用水對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的不可替代性,并從理論層面推導(dǎo)出農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈的影響因素。首先,本文發(fā)現(xiàn),農(nóng)作物產(chǎn)量增加正向影響農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈,可能的原因是灌溉面積擴(kuò)大帶來(lái)的新增用水[23]引起的;其次,在其他因素不變時(shí),灌溉水分生產(chǎn)率反向影響農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈,可能的原因在于節(jié)水技術(shù)的進(jìn)步提高了水資源利用效率[24-26],使節(jié)水效果提高;另外,馬海良等[27]在研究我國(guó)水資源利用效率時(shí),發(fā)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步由于反彈效應(yīng)而使影響變小。具體到農(nóng)業(yè)用水,本文得到了相近的規(guī)律,隨著農(nóng)田水利建設(shè)及相關(guān)技術(shù)的進(jìn)步,降低了農(nóng)業(yè)水資源消耗,減少了農(nóng)業(yè)水資源嚴(yán)重浪費(fèi)現(xiàn)象,但是農(nóng)業(yè)發(fā)展需要和糧食需求等在某種程度上增加了農(nóng)業(yè)水資源需求[11],即潛在節(jié)水被增加的水需求抵消。綜上分析,節(jié)水灌溉技術(shù)的進(jìn)步及普及仍然十分重要,但是為了應(yīng)對(duì)農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈,新增用水需求需要得到重視,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為(如用水、擴(kuò)大種植規(guī)模等)需要進(jìn)行科學(xué)引導(dǎo)。一方面,引導(dǎo)農(nóng)戶的用水行為。新推出的《農(nóng)業(yè)灌溉用水定額》在促進(jìn)農(nóng)戶進(jìn)行自我節(jié)水方面具有積極意義,同時(shí)可以將節(jié)水技術(shù)的采用內(nèi)化為農(nóng)戶的自主行為,也能規(guī)范農(nóng)業(yè)生產(chǎn)用水?,F(xiàn)只針對(duì)“小麥”設(shè)定了“農(nóng)業(yè)灌溉用水定額”,應(yīng)借鑒“小麥”的政策實(shí)施情況,合理制定其他作物的“農(nóng)業(yè)灌溉用水定額”標(biāo)準(zhǔn),在保證農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的同時(shí)也能降低農(nóng)業(yè)用水量[28-29]。另一方面,由于灌溉面積擴(kuò)大引起的農(nóng)業(yè)用水量增加要引起注意,要綜合考慮區(qū)域內(nèi)水資源的供需情況,合理協(xié)調(diào)水資源的供求關(guān)系,尋求農(nóng)業(yè)水土資源平衡利用的狀態(tài)。

    在實(shí)證分析中,本文除運(yùn)用基準(zhǔn)模型驗(yàn)證西北地區(qū)農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈的影響因素外,還考慮了二元選擇模型。這一方面保證基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果的穩(wěn)健性,另一方面,基準(zhǔn)模型沒(méi)有運(yùn)用到灌溉用水反彈為零或負(fù)的樣本,因此,運(yùn)用二元選擇模型可以對(duì)樣本進(jìn)行更全面的分析。此外,本文雖從理論上推出農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈的影響因素并運(yùn)用西北五省數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證,發(fā)現(xiàn)農(nóng)作物產(chǎn)量增加會(huì)正向影響農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈,但農(nóng)作物產(chǎn)量增加是由什么原因?qū)е碌牟⑽捶治?,如面積擴(kuò)大或種植結(jié)構(gòu)調(diào)整等,背后的原因值得進(jìn)一步探究,因此未來(lái)的研究還需要進(jìn)一步思考農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈背后的機(jī)理。

    5 結(jié)論

    西北地區(qū)普遍存在著農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈,農(nóng)作物產(chǎn)量的增加對(duì)農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈有著顯著的正向影響,而灌溉水分生產(chǎn)率對(duì)農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈有顯著的反向影響。農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈表現(xiàn)為,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素變化所引致的農(nóng)作物產(chǎn)量增加,部分抵消了節(jié)水技術(shù)能實(shí)現(xiàn)的預(yù)期節(jié)水量。因此,提高節(jié)水技術(shù)以增加灌溉水分生產(chǎn)率的措施仍是重要的節(jié)水舉措,但是需要引導(dǎo)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為。

    [1] 中華人民共和國(guó)水利部. 中國(guó)水利統(tǒng)計(jì)年鑒 2019[M]. 北京: 中國(guó)水利水電出版社, 2019.

    Ministry of Water Resources of the People’s Republic of China. China water statistical yearbook 2019[M]. Beijing: China Water & Power Press, 2019.

    [2] 中華人民共和國(guó)水利部. 中國(guó)水資源公報(bào)1999[M]. 北京: 中國(guó)水利水電出版社, 1999.

    Ministry of Water Resources of the People’s Republic of China. China water resources bulletin 1999[M]. Beijing: China Water & Power Press, 1999.

    [3] 中華人民共和國(guó)水利部. 中國(guó)水資源公報(bào)2018[M]. 北京: 中國(guó)水利水電出版社, 2018.

    Ministry of Water Resources of the People’s Republic of China. China water resources bulletin 2018[M]. Beijing: China Water & Power Press, 2018.

    [4] BERKHOUT P H G, MUSKENS J C, VELTHUIJSEN J W. Defining the rebound effect[J]. Energy Policy, 2000, 28(6/7): 425-432.

    [5] PFEIFFER L, LIN C Y C. Does efficient irrigation technology lead to reduced groundwater extraction Empirical evidence[J]. Journal of Environmental Economics and Management, 2014, 67(2): 189-208.

    [6] GóMEZ C M, PéREZ-BLANCO C D. Simple myths and basic maths about greening irrigation[J]. Water Resources Management, 2014, 28(12): 4 035-4 044.

    [7] LI H Y, ZHAO J H. Rebound effects of new irrigation technologies: The role of water rights[J]. American Journal of Agricultural Economics, 2018, 100(3): 786-808.

    [8] BERBEL J, MATEOS L. Does investment in irrigation technology necessarily generate rebound effects? A simulation analysis based on an agro-economic model[J]. Agricultural Systems, 2014, 128(2): 25-34.

    [9] LOCH A, ADAMSON D. Drought and the rebound effect: A Murray–Darling Basin example[J]. Natural Hazards, 2015, 79(3): 1 429-1 449.

    [10] CONTOR B A, TAYLOR R G. Why improving irrigation efficiency increases total volume of consumptive use[J]. Irrigation and Drainage, 2013, 62(3): 273-280.

    [11] 佟金萍, 馬劍鋒, 王慧敏, 等. 農(nóng)業(yè)用水效率與技術(shù)進(jìn)步:基于中國(guó)農(nóng)業(yè)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J]. 資源科學(xué), 2014, 36(9): 1 765-1 772.

    TONG Jinping, MA Jianfeng, WANG Huimin, et al. Agricultural water use efficiency and technical progress in China based on agricultural panel data[J]. Resources Science, 2014, 36(9): 1 765-1 772.

    [12] 鄧光耀, 韓君, 張忠杰. 中國(guó)各省水資源利用效率的測(cè)算及回彈效應(yīng)研究[J]. 軟科學(xué), 2017, 31(1): 15-19.

    DENG Guangyao, HAN Jun, ZHANG Zhongjie. Study on measure of water use efficiency and rebound effect of Chinese provinces[J]. Soft Science, 2017, 31(1): 15-19.

    [13] 宋健峰, 王玉寶, 吳普特. 灌溉用水反彈效應(yīng)研究綜述[J]. 水科學(xué)進(jìn)展, 2017, 28(3): 452-461.

    SONG Jianfeng, WANG Yubao, WU Pute. A reviews on irrigation water rebound effect[J]. Advances in Water Science, 2017, 28(3): 452-461.

    [14] SAUNDERS H D. A view from the macro side: Rebound, backfire, and Khazzoom-Brookes[J]. Energy Policy, 2000, 28(6/7): 439-449.

    [15] SONG J F, GUO Y N, WU P T, et al. The agricultural water rebound effect in China[J]. Ecological Economics, 2018, 146: 497-506.

    [16] SCHETTKAT R. Analyzing rebound effects. In: BLEISCHWITZ R, WELFENS P, ZHANG Z. (eds) International Economics of Resource Efficiency[M]. Heidelberg: Physica-Verlag HD, 2011: 253-278.

    [17] XU Q, FOX G, MCKENNEY D, et al. A theoretical economic model of the demand for irrigation water[J]. Agricultural Water Management, 2019, 225: 105 763.

    [18] HOLLOWAY G, PARIS Q. Production efficiency in the von Liebig model[J]. American Journal of Agricultural Economics, 2002, 84(5): 1 271-1 278.

    [19] GRIMM S S, PARIS Q, WILLIAMS W A. A von Liebig model for water and nitrogen crop response[J]. Western Journal of Agricultural Economics, 1987, 12(2): 182-192.

    [20] 崔遠(yuǎn)來(lái), 熊佳. 灌溉水利用效率指標(biāo)研究進(jìn)展[J]. 水科學(xué)進(jìn)展, 2009, 20(4): 590-598.

    CUI Yuanlai, XIONG Jia. Advances in assessment indicators of irrigation water use efficiency[J]. Advances in Water Science, 2009, 20(4): 590-598.

    [21] HOEKSTRA A Y, CHAPAGAIN A K, ALDAYA M M, et al. The water footprint assessment manual: Setting the global standard[M]. London: Earthscan, 2011.

    [22] 吳普特, 孫世坤, 王玉寶, 等. 作物生產(chǎn)水足跡量化方法與評(píng)價(jià)研究[J]. 水利學(xué)報(bào), 2017, 48(6): 651-660, 669.

    WU Pute, SUN Shikun, WANG Yubao, et al. Research on the quantification methods for water footprint of crop production[J]. Journal of Hydraulic Engineering, 2017, 48(6): 651-660, 669.

    [23] FISHMAN R, DEVINENI N, RAMAN S. Can improved agricultural water use efficiency save India’s groundwater[J]. Environmental Research Letters, 2015, 10(8): 84 022.

    [24] RODRIGUES G C, PAREDES P, GON?ALVES J M, et al. Comparing sprinkler and drip irrigation systems for full and deficit irrigated maize using multicriteria analysis and simulation modelling: Ranking for water saving vs. farm economic returns[J]. Agricultural Water Management, 2013, 126: 85-96.

    [25] DAGNINO M, WARD F A. Economics of agricultural water conservation: Empirical analysis and policy implications[J]. International Journal of Water Resources Development, 2012, 28(4): 577-600.

    [26] 許怡, 吳永祥, 王高旭, 等. 小區(qū)和田塊尺度下水稻不同灌溉模式的節(jié)水減污效應(yīng)分析[J]. 灌溉排水學(xué)報(bào), 2019, 38(5): 60-66.

    XU Yi, WU Yongxiang, WANG Gaoxu, et al. Impact of irrigation methods on saving water and alleviating pollutant at different scales in paddy field[J]. Journal of Irrigation and Drainage, 2019, 38(5): 60-66.

    [27] 馬海良, 黃德春, 張繼國(guó), 等. 中國(guó)近年來(lái)水資源利用效率的省際差異:技術(shù)進(jìn)步還是技術(shù)效率[J]. 資源科學(xué), 2012, 34(5): 794-801.

    MA Hailiang, HUANG Dechun, ZHANG Jiguo, et al. The provincial differences of China’s water use efficiency in recent years: Technological progress or technical efficiency[J]. Resources Science, 2012, 34(5): 794-801.

    [28] 張效星, 樊毅, 崔寧博, 等. 不同灌水量對(duì)滴灌獼猴桃光合、產(chǎn)量與水分利用效率的影響[J]. 灌溉排水學(xué)報(bào), 2019, 38(1): 1-7.

    ZHANG Xiaoxing, FAN Yi, CUI Ningbo, et al. The effects of drip-irrigation amount on photosynthesis, yield and water use efficiency of kiwifruit[J]. Journal of Irrigation and Drainage, 2019, 38(1): 1-7.

    [29] 閆澤宇, 史海濱, 楊樹(shù)青, 等. 呼倫貝爾地區(qū)噴灌對(duì)大豆生長(zhǎng)及水分利用效率的影響[J]. 灌溉排水學(xué)報(bào), 2019, 38(5): 19-24.

    YAN Zeyu, SHI Haibin, YANG Shuqing, et al. The use of sprinkler irrigation water by soybean and its consequence for plant growth in the regions of Hulunbeier[J]. Journal of Irrigation and Drainage, 2019, 38(5): 19-24.

    What Caused the Irrigation Water Use Rebound in Northwest China?

    ZHANG Huiru, XU Hang, SONG Jianfeng*

    (College of Economics and Management, Northwest A&F University, Yangling 712100, China)

    【】Agriculture is the largest water-use sector in China and reducing agricultural water use is hence critical to ameliorating the impact induced by water shortage and sustaining its economic development. One problem facing implementation of water-saving irrigation and other agronomic practices is that these technologies might fail to meet the designed targets, resulting in what is called “irrigation water use rebound”.【】This paper aims to examine the factors behind the irrigation water use rebound with a view to providing guidance to help optimize water resource allocation and sustain water utilization in implementing water-saving policies.【】The analysis was based on an agricultural production function by integrating irrigation water use with other factors including agricultural production technologies and labor input. We then build a benchmark platform comprising pooled regression model, determinant effect model, random effect model, and binary choice model to analyze the factors which were most likely to have led to the irrigation water use rebound at metropolitan scale in the five provinces in northwestern China.【】Crop yield and irrigation water productivity affected irrigation water use rebound the most. The increase in crop yield had a positive effect on irrigation water use rebound, while increasing irrigation water productivity dampens this rebound. About 65% of cities in northwestern China have seen irrigation water use rebound, meaning that the increase in irrigation water use is common in this region. The results calculated from the benchmark platform indicated that irrigation water use rebound increased by 0.094 3%~0.611 3% for every 1% increase in crop yield; when other conditions were the same, irrigation water use rebound was reduced by 0.927 3%~0.990 1% for every 1% increase in irrigation water productivity. The results calculated by the binary choice model were consistent with that from the benchmark platform, indicating that the above results were robust.【】Irrigation water use rebound in northwestern China was induced by the increase in crop yield after implementation of other improved agricultural practices. Water-saving policies in the future should focus on disseminating water-saving technologies, improving irrigation water productivity, and helping farmers to appreciate the importance and benefits of reducing agricultural water use.

    agricultural irrigation; irrigation water use rebound; water-saving policies; five provinces in northwest of China

    F303.4

    A

    10.13522/j.cnki.ggps.2020416

    1672 - 3317(2021)08 - 0129 - 07

    張惠茹, 許航, 宋健峰. 西北地區(qū)農(nóng)業(yè)灌溉用水反彈的影響因素分析[J]. 灌溉排水學(xué)報(bào), 2021, 40(8): 129-135.

    ZHANG Huiru, XU Hang, SONG Jianfeng. What Caused the Irrigation Water Use Rebound in Northwest China?[J]. Journal of Irrigation and Drainage, 2021, 40(8): 129-135.

    2020-07-24

    教育部人文社會(huì)科學(xué)研究項(xiàng)目(17YJC790126)

    張惠茹(1997-),女,山西晉城人。碩士研究生,研究方向?yàn)檗r(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)管理。E-mail: zhr_@nwafu.edu.cn

    宋健峰(1981-),女,山西芮城人。副教授,博士生導(dǎo)師,研究方向?yàn)橘Y源經(jīng)濟(jì)與環(huán)境管理。E-mail: s_jf@nwafu.edu.cn

    責(zé)任編輯:陸紅飛

    猜你喜歡
    生產(chǎn)率用水量農(nóng)作物
    土壤污染與農(nóng)作物
    軍事文摘(2024年6期)2024-02-29 10:01:50
    高溫干旱持續(xù) 農(nóng)作物亟須“防護(hù)傘”
    俄發(fā)現(xiàn)保護(hù)農(nóng)作物新方法
    夏季農(nóng)作物如何防熱害
    中國(guó)城市土地生產(chǎn)率TOP30
    決策(2022年7期)2022-08-04 09:24:20
    你的用水量是多少?
    澳大利亞研發(fā)出新型農(nóng)業(yè)傳感器可預(yù)測(cè)農(nóng)作物用水量
    國(guó)外技術(shù)授權(quán)、研發(fā)創(chuàng)新與企業(yè)生產(chǎn)率
    關(guān)于機(jī)床生產(chǎn)率設(shè)計(jì)的探討
    工業(yè)給排水用水量計(jì)算的重要性
    中文字幕另类日韩欧美亚洲嫩草| 欧美一级a爱片免费观看看 | 夜夜夜夜夜久久久久| 高潮久久久久久久久久久不卡| 老司机在亚洲福利影院| 欧美在线黄色| 俄罗斯特黄特色一大片| 非洲黑人性xxxx精品又粗又长| 午夜久久久久精精品| 欧美日韩瑟瑟在线播放| 国产一区在线观看成人免费| 亚洲狠狠婷婷综合久久图片| 国产亚洲欧美98| 麻豆一二三区av精品| 欧美日韩黄片免| 免费av毛片视频| 欧美在线一区亚洲| 亚洲国产精品久久男人天堂| 久久国产精品影院| 久久婷婷人人爽人人干人人爱 | 国产视频一区二区在线看| 亚洲国产看品久久| 男女之事视频高清在线观看| 自拍欧美九色日韩亚洲蝌蚪91| av电影中文网址| 妹子高潮喷水视频| 亚洲精品美女久久av网站| 午夜免费激情av| 国产激情久久老熟女| 欧美日韩瑟瑟在线播放| 精品不卡国产一区二区三区| 亚洲激情在线av| 一个人观看的视频www高清免费观看 | 中文字幕最新亚洲高清| 亚洲精品在线美女| 变态另类丝袜制服| 国产精品秋霞免费鲁丝片| 日日爽夜夜爽网站| 日本五十路高清| 视频区欧美日本亚洲| 久9热在线精品视频| 国产精品一区二区免费欧美| 色哟哟哟哟哟哟| 免费在线观看完整版高清| 久久精品91无色码中文字幕| 亚洲在线自拍视频| 亚洲专区中文字幕在线| 成人亚洲精品一区在线观看| 国产97色在线日韩免费| 岛国在线观看网站| 国产欧美日韩一区二区三| 一级,二级,三级黄色视频| 美女扒开内裤让男人捅视频| 国产精品免费视频内射| 午夜福利,免费看| a在线观看视频网站| 国产亚洲欧美精品永久| 国产亚洲av高清不卡| 国产欧美日韩一区二区三| av视频在线观看入口| 无人区码免费观看不卡| 欧美黄色淫秽网站| 少妇的丰满在线观看| 精品午夜福利视频在线观看一区| 久久热在线av| 成人永久免费在线观看视频| 一边摸一边抽搐一进一出视频| 精品福利观看| 午夜日韩欧美国产| 欧美精品啪啪一区二区三区| 手机成人av网站| 动漫黄色视频在线观看| 久久精品91蜜桃| 久久欧美精品欧美久久欧美| 国产又爽黄色视频| 免费av毛片视频| 天堂动漫精品| 叶爱在线成人免费视频播放| a在线观看视频网站| 国产成人啪精品午夜网站| 国产精品98久久久久久宅男小说| 亚洲男人天堂网一区| 国产色视频综合| 啦啦啦观看免费观看视频高清 | 午夜老司机福利片| 在线十欧美十亚洲十日本专区| 国产真人三级小视频在线观看| 亚洲精品中文字幕一二三四区| 国产亚洲欧美精品永久| 妹子高潮喷水视频| 久久中文字幕一级| 黄色丝袜av网址大全| 女同久久另类99精品国产91| 亚洲精品国产精品久久久不卡| 中文字幕人妻熟女乱码| 亚洲专区字幕在线| 国产私拍福利视频在线观看| 久久九九热精品免费| 欧美最黄视频在线播放免费| 久久人人精品亚洲av| 51午夜福利影视在线观看| 色av中文字幕| 一区二区三区激情视频| 国产精品自产拍在线观看55亚洲| 欧美中文综合在线视频| 麻豆久久精品国产亚洲av| 国产三级黄色录像| 精品午夜福利视频在线观看一区| 黄色成人免费大全| 99在线人妻在线中文字幕| 国产成人一区二区三区免费视频网站| 成年版毛片免费区| АⅤ资源中文在线天堂| 欧美中文日本在线观看视频| 亚洲最大成人中文| 国产精品二区激情视频| 亚洲一区高清亚洲精品| 国产亚洲av高清不卡| 久久精品影院6| bbb黄色大片| av电影中文网址| 久久狼人影院| 欧美乱妇无乱码| 可以在线观看毛片的网站| 国产精品影院久久| 亚洲精华国产精华精| 九色国产91popny在线| 老汉色∧v一级毛片| 久久香蕉国产精品| 国产成人啪精品午夜网站| 亚洲精品在线美女| 久久久国产精品麻豆| 亚洲一区高清亚洲精品| 国产99白浆流出| 久久久国产精品麻豆| 亚洲第一欧美日韩一区二区三区| 黑人巨大精品欧美一区二区mp4| 久久精品影院6| 97超级碰碰碰精品色视频在线观看| 无限看片的www在线观看| 色哟哟哟哟哟哟| 亚洲欧美日韩无卡精品| 亚洲激情在线av| 亚洲人成77777在线视频| 99精品久久久久人妻精品| 伦理电影免费视频| 亚洲va日本ⅴa欧美va伊人久久| 成人国产一区最新在线观看| 久久人人97超碰香蕉20202| 18禁观看日本| 欧美不卡视频在线免费观看 | 好男人在线观看高清免费视频 | 成人三级做爰电影| 免费在线观看日本一区| 国产熟女xx| 在线观看www视频免费| 一区福利在线观看| 欧美色视频一区免费| 国产亚洲精品综合一区在线观看 | 999久久久国产精品视频| 免费看美女性在线毛片视频| 午夜成年电影在线免费观看| 黑人巨大精品欧美一区二区蜜桃| 日韩高清综合在线| 美国免费a级毛片| 国产精品久久久久久精品电影 | 真人做人爱边吃奶动态| 久热这里只有精品99| 成年人黄色毛片网站| 久久 成人 亚洲| 美女大奶头视频| 18禁裸乳无遮挡免费网站照片 | 在线十欧美十亚洲十日本专区| 欧美激情 高清一区二区三区| 日韩有码中文字幕| 美女国产高潮福利片在线看| 成人免费观看视频高清| 欧美一级毛片孕妇| 亚洲全国av大片| 最近最新中文字幕大全免费视频| 亚洲天堂国产精品一区在线| 天天躁狠狠躁夜夜躁狠狠躁| 一级作爱视频免费观看| 欧美 亚洲 国产 日韩一| 午夜免费观看网址| 性少妇av在线| 色哟哟哟哟哟哟| 日本免费a在线| 中文字幕最新亚洲高清| 一级a爱片免费观看的视频| 18禁裸乳无遮挡免费网站照片 | 国产精品1区2区在线观看.| 国产黄a三级三级三级人| 操美女的视频在线观看| 999精品在线视频| 亚洲狠狠婷婷综合久久图片| 人妻丰满熟妇av一区二区三区| 欧美av亚洲av综合av国产av| 大香蕉久久成人网| 咕卡用的链子| 日本精品一区二区三区蜜桃| 亚洲精品国产一区二区精华液| 每晚都被弄得嗷嗷叫到高潮| 母亲3免费完整高清在线观看| 一级毛片精品| av在线播放免费不卡| 后天国语完整版免费观看| 欧美乱色亚洲激情| 欧美黄色片欧美黄色片| 人妻久久中文字幕网| 国产一区二区三区视频了| 午夜亚洲福利在线播放| 麻豆一二三区av精品| 久久亚洲精品不卡| 欧美丝袜亚洲另类 | 精品国产一区二区久久| 久久久久久免费高清国产稀缺| 久久久精品欧美日韩精品| 色尼玛亚洲综合影院| 男人舔女人的私密视频| 成人手机av| 亚洲自偷自拍图片 自拍| 美女高潮喷水抽搐中文字幕| 亚洲男人的天堂狠狠| 午夜福利高清视频| 大香蕉久久成人网| 国产精品免费视频内射| 51午夜福利影视在线观看| 精品国内亚洲2022精品成人| 国产免费av片在线观看野外av| x7x7x7水蜜桃| 在线观看www视频免费| 国产高清有码在线观看视频 | 久久香蕉激情| 成人特级黄色片久久久久久久| 亚洲性夜色夜夜综合| 最新美女视频免费是黄的| 天天躁狠狠躁夜夜躁狠狠躁| x7x7x7水蜜桃| 老熟妇仑乱视频hdxx| 亚洲精华国产精华精| 91九色精品人成在线观看| 欧美老熟妇乱子伦牲交| 免费久久久久久久精品成人欧美视频| 亚洲欧美日韩无卡精品| 国产麻豆69| 黄网站色视频无遮挡免费观看| 国产伦人伦偷精品视频| 久久久久久久久中文| 宅男免费午夜| 成人亚洲精品av一区二区| 日韩免费av在线播放| 一级片免费观看大全| 亚洲av成人一区二区三| 十八禁网站免费在线| 欧美另类亚洲清纯唯美| 天天躁狠狠躁夜夜躁狠狠躁| 欧美色欧美亚洲另类二区 | 亚洲免费av在线视频| 欧美日韩黄片免| 夜夜爽天天搞| 国产亚洲精品一区二区www| 88av欧美| 亚洲精品国产色婷婷电影| 亚洲精品一区av在线观看| 丝袜人妻中文字幕| 国产精品免费视频内射| 狠狠狠狠99中文字幕| 日日摸夜夜添夜夜添小说| 国产一卡二卡三卡精品| 高清在线国产一区| 国产不卡一卡二| 99久久国产精品久久久| 少妇粗大呻吟视频| 久久九九热精品免费| 亚洲色图av天堂| 亚洲av电影在线进入| 国产精品一区二区免费欧美| 国产91精品成人一区二区三区| 少妇的丰满在线观看| 大型黄色视频在线免费观看| 在线观看日韩欧美| 欧美日韩黄片免| 久久天躁狠狠躁夜夜2o2o| 一本综合久久免费| 亚洲九九香蕉| 在线播放国产精品三级| 一级黄色大片毛片| 久久婷婷人人爽人人干人人爱 | 亚洲av成人一区二区三| 久久精品aⅴ一区二区三区四区| 一区二区三区精品91| 精品国内亚洲2022精品成人| 女人高潮潮喷娇喘18禁视频| av福利片在线| 国产高清视频在线播放一区| 男人操女人黄网站| 动漫黄色视频在线观看| 国产精华一区二区三区| 亚洲人成网站在线播放欧美日韩| 国产精品 国内视频| 老司机深夜福利视频在线观看| 亚洲中文av在线| 制服人妻中文乱码| 亚洲片人在线观看| 人妻久久中文字幕网| 色在线成人网| 十分钟在线观看高清视频www| 亚洲精品国产一区二区精华液| 91字幕亚洲| 欧美成狂野欧美在线观看| 曰老女人黄片| 一个人观看的视频www高清免费观看 | 97碰自拍视频| 国产精品秋霞免费鲁丝片| 黄色 视频免费看| 电影成人av| 不卡av一区二区三区| 俄罗斯特黄特色一大片| 国产成人精品久久二区二区免费| 色综合站精品国产| 黄色毛片三级朝国网站| av有码第一页| 免费一级毛片在线播放高清视频 | 午夜福利影视在线免费观看| 嫩草影院精品99| 国产精品野战在线观看| 国产午夜精品久久久久久| 国产日韩一区二区三区精品不卡| 一进一出好大好爽视频| 日韩欧美国产在线观看| 国产私拍福利视频在线观看| 久久热在线av| www.999成人在线观看| 久久午夜综合久久蜜桃| 免费在线观看完整版高清| 亚洲精品国产色婷婷电影| 久久精品aⅴ一区二区三区四区| 91麻豆av在线| 亚洲国产看品久久| 欧美中文综合在线视频| 色综合亚洲欧美另类图片| 欧美另类亚洲清纯唯美| 两个人免费观看高清视频| 午夜福利成人在线免费观看| 欧美av亚洲av综合av国产av| 亚洲欧美精品综合久久99| 91成人精品电影| 免费在线观看亚洲国产| 亚洲自拍偷在线| 美女 人体艺术 gogo| 亚洲专区中文字幕在线| 免费在线观看亚洲国产| 色在线成人网| 色综合欧美亚洲国产小说| 国产成人系列免费观看| 老司机福利观看| 一级a爱片免费观看的视频| 首页视频小说图片口味搜索| 天天躁狠狠躁夜夜躁狠狠躁| 亚洲av电影不卡..在线观看| 国产成人系列免费观看| 国产激情久久老熟女| 在线观看免费视频网站a站| 老司机福利观看| 中文字幕人成人乱码亚洲影| 多毛熟女@视频| 久久精品国产亚洲av香蕉五月| 日韩欧美在线二视频| 精品国产一区二区三区四区第35| 成人亚洲精品av一区二区| 男女下面进入的视频免费午夜 | 我的亚洲天堂| 亚洲精品美女久久av网站| 亚洲 欧美一区二区三区| 在线天堂中文资源库| 日日夜夜操网爽| 久久精品影院6| 啦啦啦韩国在线观看视频| 天堂动漫精品| 精品久久久久久久人妻蜜臀av | 91大片在线观看| 免费在线观看完整版高清| 91老司机精品| 国产一区二区在线av高清观看| 免费在线观看日本一区| 91成年电影在线观看| 中文字幕高清在线视频| 俄罗斯特黄特色一大片| 日韩精品中文字幕看吧| 在线观看午夜福利视频| 激情视频va一区二区三区| 高清毛片免费观看视频网站| 免费在线观看影片大全网站| 别揉我奶头~嗯~啊~动态视频| 午夜福利高清视频| 国产亚洲欧美98| 亚洲国产精品999在线| 久久草成人影院| av在线播放免费不卡| 久久伊人香网站| 国产私拍福利视频在线观看| 欧美最黄视频在线播放免费| 久久久精品欧美日韩精品| 久久精品亚洲精品国产色婷小说| 满18在线观看网站| 国产精品亚洲一级av第二区| 如日韩欧美国产精品一区二区三区| 老司机靠b影院| 欧美日韩福利视频一区二区| 国产精品久久久久久亚洲av鲁大| 欧美丝袜亚洲另类 | 免费观看精品视频网站| 国产精品日韩av在线免费观看 | 亚洲五月天丁香| 国产亚洲av高清不卡| 欧美成狂野欧美在线观看| 少妇粗大呻吟视频| 女人精品久久久久毛片| 亚洲片人在线观看| 黄色a级毛片大全视频| 国产精品九九99| 在线国产一区二区在线| 亚洲七黄色美女视频| 九色亚洲精品在线播放| 亚洲色图 男人天堂 中文字幕| 老汉色∧v一级毛片| 国产成人av教育| 国产男靠女视频免费网站| 国产成人欧美在线观看| 国产蜜桃级精品一区二区三区| 中文字幕最新亚洲高清| 国产精品九九99| 女人爽到高潮嗷嗷叫在线视频| 狠狠狠狠99中文字幕| 亚洲专区国产一区二区| 久久香蕉激情| 久久国产乱子伦精品免费另类| 成人亚洲精品av一区二区| 色综合亚洲欧美另类图片| 精品久久久久久久久久免费视频| 久久久久久久午夜电影| av电影中文网址| 免费人成视频x8x8入口观看| 日本黄色视频三级网站网址| 国产成人一区二区三区免费视频网站| 亚洲第一av免费看| 最近最新中文字幕大全电影3 | 亚洲av第一区精品v没综合| 午夜a级毛片| 国产av一区在线观看免费| 国产精品一区二区三区四区久久 | 欧美激情久久久久久爽电影 | 波多野结衣高清无吗| 亚洲一区高清亚洲精品| 日韩欧美一区二区三区在线观看| 亚洲 欧美一区二区三区| 国产精品精品国产色婷婷| 亚洲午夜精品一区,二区,三区| 麻豆av在线久日| 亚洲成人久久性| 两人在一起打扑克的视频| 国产精品香港三级国产av潘金莲| 国产aⅴ精品一区二区三区波| 女生性感内裤真人,穿戴方法视频| 一本综合久久免费| 一边摸一边抽搐一进一小说| 18禁观看日本| 亚洲av电影不卡..在线观看| 天堂动漫精品| 国产精品亚洲美女久久久| 最近最新免费中文字幕在线| 丝袜在线中文字幕| 成人国语在线视频| 国产真人三级小视频在线观看| 久久精品国产99精品国产亚洲性色 | 黄网站色视频无遮挡免费观看| 亚洲aⅴ乱码一区二区在线播放 | 69精品国产乱码久久久| 不卡一级毛片| 99香蕉大伊视频| 老汉色∧v一级毛片| 国产色视频综合| 欧美 亚洲 国产 日韩一| 午夜福利免费观看在线| 人人澡人人妻人| 久久精品人人爽人人爽视色| 成人精品一区二区免费| 欧美成人性av电影在线观看| 妹子高潮喷水视频| 女人被狂操c到高潮| 精品国产美女av久久久久小说| 免费在线观看日本一区| 日本a在线网址| 动漫黄色视频在线观看| 最新在线观看一区二区三区| 18禁国产床啪视频网站| 看黄色毛片网站| 国产成人精品无人区| 亚洲一区二区三区色噜噜| 亚洲免费av在线视频| 色综合亚洲欧美另类图片| 看片在线看免费视频| 亚洲一码二码三码区别大吗| 亚洲中文字幕一区二区三区有码在线看 | 亚洲av五月六月丁香网| 一级作爱视频免费观看| 欧美在线黄色| 国产99久久九九免费精品| 精品免费久久久久久久清纯| 妹子高潮喷水视频| 少妇的丰满在线观看| 在线免费观看的www视频| 中文字幕高清在线视频| 亚洲精华国产精华精| 男人舔女人的私密视频| 亚洲国产中文字幕在线视频| 久久久水蜜桃国产精品网| 欧美 亚洲 国产 日韩一| 久久性视频一级片| 欧美av亚洲av综合av国产av| 精品久久久久久久久久免费视频| 免费观看人在逋| 精品国产亚洲在线| 少妇的丰满在线观看| 欧美黑人欧美精品刺激| 好看av亚洲va欧美ⅴa在| 一级,二级,三级黄色视频| 伊人久久大香线蕉亚洲五| 亚洲国产精品久久男人天堂| 久久精品人人爽人人爽视色| 一二三四在线观看免费中文在| 欧美日韩福利视频一区二区| 在线观看免费视频网站a站| 日日爽夜夜爽网站| 电影成人av| 韩国精品一区二区三区| √禁漫天堂资源中文www| 成人亚洲精品一区在线观看| 又紧又爽又黄一区二区| 欧美色欧美亚洲另类二区 | 9191精品国产免费久久| a在线观看视频网站| 国产野战对白在线观看| 91老司机精品| 亚洲av熟女| 一进一出抽搐gif免费好疼| 精品日产1卡2卡| 长腿黑丝高跟| 手机成人av网站| 国产国语露脸激情在线看| 精品人妻在线不人妻| 可以在线观看毛片的网站| 久久亚洲真实| 亚洲伊人色综图| 久久人妻av系列| 免费女性裸体啪啪无遮挡网站| 久久精品91蜜桃| 中出人妻视频一区二区| 亚洲精品粉嫩美女一区| 777久久人妻少妇嫩草av网站| 精品国产一区二区久久| 亚洲成人国产一区在线观看| 亚洲自偷自拍图片 自拍| 欧美人与性动交α欧美精品济南到| 日韩精品免费视频一区二区三区| 一级毛片高清免费大全| 亚洲黑人精品在线| 人人妻,人人澡人人爽秒播| 伦理电影免费视频| 制服丝袜大香蕉在线| 丝袜在线中文字幕| 法律面前人人平等表现在哪些方面| 久久久久久国产a免费观看| 麻豆成人av在线观看| 夜夜夜夜夜久久久久| 免费在线观看完整版高清| 少妇熟女aⅴ在线视频| 可以在线观看的亚洲视频| 一区二区日韩欧美中文字幕| 欧美日本视频| 久久性视频一级片| 国产又色又爽无遮挡免费看| 午夜日韩欧美国产| 国产亚洲av嫩草精品影院| 99re在线观看精品视频| 亚洲中文日韩欧美视频| 日韩大码丰满熟妇| 国产又爽黄色视频| 亚洲中文日韩欧美视频| 在线观看免费日韩欧美大片| 中文字幕人成人乱码亚洲影| 久久久久久久久中文| 国产精华一区二区三区| 亚洲国产看品久久| 9191精品国产免费久久| 制服诱惑二区| 精品人妻在线不人妻| 一本综合久久免费| av福利片在线| 国产91精品成人一区二区三区| 亚洲va日本ⅴa欧美va伊人久久| 日本一区二区免费在线视频| 亚洲成人国产一区在线观看| 色婷婷久久久亚洲欧美| 精品无人区乱码1区二区| 男女床上黄色一级片免费看| 成年版毛片免费区| 最新在线观看一区二区三区| 欧美激情极品国产一区二区三区| 精品少妇一区二区三区视频日本电影| 成年女人毛片免费观看观看9| 女生性感内裤真人,穿戴方法视频| 久久香蕉精品热| 精品午夜福利视频在线观看一区|