南水北調(diào)中線工程受水區(qū)農(nóng)業(yè)水資源綠色效率時(shí)空演變規(guī)律研究

吳 夢(mèng)

（南陽(yáng)師范學(xué)院經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，河南 南陽(yáng) 473061）

0 引 言

2014年南水北調(diào)中線工程正式通水后，沿線受水城市用水緊張狀況得到極大緩解。但是，目前部分受水城市農(nóng)業(yè)用水效率偏低、水污染嚴(yán)重等問(wèn)題仍舊制約著地方農(nóng)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。因此，提高各受水城市農(nóng)業(yè)水資源綠色效率、改善水生態(tài)環(huán)境具有重要性和迫切性。

現(xiàn)有關(guān)于農(nóng)業(yè)水資源綠色效率的研究較為豐富，這里主要從評(píng)價(jià)方法、評(píng)價(jià)指標(biāo)及評(píng)價(jià)對(duì)象三個(gè)方面對(duì)相關(guān)成果進(jìn)行梳理。

目前關(guān)于水資源利用效率的評(píng)價(jià)方法主要有兩種：一種是構(gòu)建評(píng)價(jià)指標(biāo)體系并結(jié)合熵權(quán)模型對(duì)用水效率進(jìn)行評(píng)價(jià)［1，2］，另一種是利用投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)結(jié)合SFA（Stochastic Frontier Approach）模型、DEA（Data Envelopment Analysis）模型、SBM（Slacks-based Measure）模型、EBM（Epsilon-based Measure）模型等進(jìn)行評(píng)價(jià)，這也是當(dāng)前較為主流的評(píng)價(jià)方法。早期研究未考慮到水環(huán)境因素，多采用SFA 模型及傳統(tǒng)DEA 模型測(cè)度農(nóng)業(yè)水資源利用效率［3，4］。隨著綠色發(fā)展理念的推進(jìn)，部分學(xué)者開始關(guān)注水資源環(huán)境，并將水污染納入用水效率的評(píng)價(jià)框架中，形成水資源綠色效率的測(cè)度。水資源綠色效率是對(duì)水資源在經(jīng)濟(jì)、生態(tài)和社會(huì)等產(chǎn)出效益的綜合評(píng)價(jià)，其目的在于盡量使水資源投入及水環(huán)境污染等非期望產(chǎn)出減少，使利用水資源產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)、社會(huì)效益等期望產(chǎn)出增大，評(píng)價(jià)方法多采用SBM 模型、EBM模型［5-11］。

在農(nóng)業(yè)水資源綠色效率評(píng)價(jià)指標(biāo)的選擇上，多數(shù)研究以廢水排放量、碳排放量等作為非期望產(chǎn)出［5-8］，而少數(shù)研究以灰水足跡作為非期望產(chǎn)出［9-11］?；宜阚E是目前資源環(huán)境研究領(lǐng)域的前沿課題，關(guān)于水資源環(huán)境的傳統(tǒng)研究往往單獨(dú)考察水資源數(shù)量與水環(huán)境污染，沒(méi)有對(duì)二者之間的關(guān)系進(jìn)行綜合研究。在此背景下，Hoekstra 和Chapagain［12］首次提出了“灰水足跡”，衡量在現(xiàn)有的水質(zhì)標(biāo)準(zhǔn)和自然本底濃度下，將污染負(fù)荷稀釋至給定水質(zhì)標(biāo)準(zhǔn)所需的淡水體積，為綜合考察水資源數(shù)量與水污染問(wèn)題提供了新的研究視角。

現(xiàn)有研究關(guān)于農(nóng)業(yè)水資源綠色效率的評(píng)價(jià)對(duì)象非常廣泛，包括長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶、黃河流域、淮河經(jīng)濟(jì)帶、黃淮海平原、各省市等［5-11］。

綜上，學(xué)者們對(duì)農(nóng)業(yè)水資源綠色效率進(jìn)行了豐富的研究，但是仍存在以下不足：在評(píng)價(jià)對(duì)象上，缺少對(duì)南水北調(diào)中線工程受水區(qū)農(nóng)業(yè)水資源綠色效率的研究；在評(píng)價(jià)指標(biāo)的選擇上，以灰水足跡作為非期望產(chǎn)出測(cè)度農(nóng)業(yè)水資源綠色效率的研究非常有限?；诖?，本文采用2009-2020 年南水北調(diào)中線工程20個(gè)地級(jí)及以上受水城市的面板數(shù)據(jù)，以灰水足跡作為非期望產(chǎn)出，利用超效率SBM 模型對(duì)南水北調(diào)中線工程受水區(qū)農(nóng)業(yè)水資源綠色效率進(jìn)行測(cè)度，分析其時(shí)空演變特征，利用Tobit 模型識(shí)別其主要影響因素，進(jìn)而探索提升對(duì)策，為推進(jìn)南水北調(diào)中線工程水資源集約節(jié)約利用，進(jìn)而促進(jìn)南水北調(diào)中線工程生態(tài)保護(hù)和高質(zhì)量發(fā)展提供決策依據(jù)。

1 研究方法與數(shù)據(jù)來(lái)源

1.1 水資源綠色效率測(cè)度

超效率SBM（Super-efficiency Slacks-based Measure）模型是由Tone［13］提出的，該模型一方面解決了傳統(tǒng)DEA 模型沒(méi)有包含松弛變量及非期望產(chǎn)出的問(wèn)題，另一方面可以對(duì)有效決策單元進(jìn)行進(jìn)一步比較，是測(cè)度南水北調(diào)中線工程受水城市農(nóng)業(yè)水資源綠色效率較為合適的模型，其具體公式如下：

式中：ρ為待測(cè)度的水資源綠色效率值，且ρ＞0：如果ρ≥1，表明決策單元完全有效，如果ρ＜1，表明決策單元存在一定的效率損失，可以通過(guò)優(yōu)化投入產(chǎn)出比改善效率水平；n為受水城市數(shù)量；x、y、z分別為投入要素、期望產(chǎn)出、非期望產(chǎn)出；M、Q、I分別為投入要素、期望產(chǎn)出、非期望產(chǎn)出的個(gè)數(shù)；s-、sg、sb分別為投入要素、期望產(chǎn)出、非期望產(chǎn)出的松弛量；λ為權(quán)重。

對(duì)式（1）求解即可得到水資源綠色效率值。在式（1）的基礎(chǔ)上加上∑λ= 1 這一約束條件，就可以求解得到純技術(shù)效率值；用水資源綠色效率值比上純技術(shù)效率值可以得到規(guī)模效率值，由此可將水資源綠色效率值分解為純技術(shù)效率和規(guī)模效率兩部分。水資源利用的純技術(shù)效率和規(guī)模效率分別反映了節(jié)水技術(shù)、污水處理技術(shù)的應(yīng)用情況和農(nóng)業(yè)用水生產(chǎn)的資源配置狀況。

參考已有農(nóng)業(yè)水資源綠色效率相關(guān)研究成果，構(gòu)建如下農(nóng)業(yè)水資源綠色效率評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，見(jiàn)表1。

表1 農(nóng)業(yè)水資源綠色效率評(píng)價(jià)指標(biāo)體系Tab.1 Evaluation index system of agricultural water green efficiency

其中，對(duì)農(nóng)業(yè)灰水足跡的核算主要參考王雅晴等［14］采用的方法，根據(jù)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的主要方面，主要從種植業(yè)和養(yǎng)殖業(yè)兩方面對(duì)農(nóng)業(yè)灰水足跡進(jìn)行核算［15，16］。

在種植業(yè)生產(chǎn)過(guò)程中，大量施用的化肥不能被農(nóng)作物完全吸收，部分經(jīng)降水、灌溉溶解進(jìn)入地下，導(dǎo)致地下水受到氮元素污染。因此，可基于化肥施用過(guò)程中氮元素進(jìn)入水體估算種植業(yè)灰水足跡，公式如下：

式中：GWFP為各城市種植業(yè)灰水足跡，m3；α為化肥流失率，取全國(guó)平均值7%；Appln、Applc分別為各城市氮肥及復(fù)合肥施用量，kg；cn、cc分別為氮肥及復(fù)合肥中的氮元素含量，取值46%、30%；Cmax為污染物水質(zhì)標(biāo)準(zhǔn)濃度，Cnat為受納水體的自然本底濃度，參考《污水綜合排放標(biāo)準(zhǔn)》（GB8978-1996），氮的排放達(dá)標(biāo)濃度選取15 mg/L，受納水體的自然本底濃度設(shè)為0 mg/L。

在中國(guó)畜禽養(yǎng)殖業(yè)快速發(fā)展的同時(shí)，畜禽糞污的隨意排放對(duì)水體造成了嚴(yán)重污染，主要表現(xiàn)為水體氮元素負(fù)荷日益增長(zhǎng)。因此，可基于畜禽養(yǎng)殖過(guò)程中未作處理的糞污排放估算養(yǎng)殖業(yè)灰水足跡，公式如下：

式中：GWFL為各城市養(yǎng)殖業(yè)灰水足跡，m3；GWFm分別為各城市牛、馬、驢、騾、豬、羊、家禽及兔養(yǎng)殖過(guò)程帶來(lái)的灰水足跡，m3；Lm為各城市各種畜禽年末存欄量（頭、只）；EXm、Pm及Nm分別為各種畜禽年均排泄物產(chǎn)生量、排泄物回用處理率及氮流失率，如表2所示。

表2 各類畜禽排泄物情況Tab.2 All kinds of livestock and poultry excreta

農(nóng)業(yè)灰水足跡GWFA計(jì)算公式如下：

1.2 水資源綠色效率時(shí)空演變規(guī)律分析

1.2.1 泰爾指數(shù)

泰爾指數(shù)主要用于衡量經(jīng)濟(jì)變量的差異程度，在泰爾指數(shù)分解的基礎(chǔ)上，可將總差異分解為區(qū)域間差異以及區(qū)域內(nèi)差異兩部分，并可測(cè)算出其在總體差異中的貢獻(xiàn)率。用T代表衡量受水城市農(nóng)業(yè)水資源綠色效率差異程度的泰爾指數(shù)，公式如下：

式中：ei為第i個(gè)受水城市的農(nóng)業(yè)水資源綠色效率，同時(shí)，假定n個(gè)個(gè)體組成的樣本可以分為K個(gè)組，每組分別用Gk表示（k=1，2，…，K），第k組Gk包含的個(gè)體數(shù)為nk，且用表示第k組農(nóng)業(yè)水資源綠色效率的均值，Tb、Tw分別表示組間差異、組內(nèi)差異，表示第k組的組內(nèi)差異，則泰爾指數(shù)的分解如下：

1.2.2 馬爾科夫鏈

馬爾科夫鏈用于測(cè)度經(jīng)過(guò)一段時(shí)期受水城市農(nóng)業(yè)水資源綠色效率隨機(jī)轉(zhuǎn)移的概率，來(lái)描述農(nóng)業(yè)水資源綠色效率的動(dòng)態(tài)演變特征。具體而言，將農(nóng)業(yè)水資源綠色效率分為N種類型，用Pij(Pij=nij/ni)表示某城市農(nóng)業(yè)水資源綠色效率由t時(shí)期的類型i轉(zhuǎn)移到t+1時(shí)期的類型j的概率，其中nij為由t時(shí)期的類型i轉(zhuǎn)移到t+1時(shí)期的類型j的城市個(gè)數(shù)，ni為t時(shí)期處于類型i的城市個(gè)數(shù)，則不同時(shí)期各類型間的轉(zhuǎn)移就可以構(gòu)成一個(gè)N×N的馬爾科夫轉(zhuǎn)移概率矩陣，以此揭示南水北調(diào)中線工程受水城市農(nóng)業(yè)水資源綠色效率的動(dòng)態(tài)演變特征。根據(jù)農(nóng)業(yè)水資源綠色效率的轉(zhuǎn)移狀態(tài)，可將轉(zhuǎn)移方向劃分為向上、平穩(wěn)、向下3 種類型。

同時(shí)，可用空間馬爾科夫鏈考察鄰接城市對(duì)某城市農(nóng)業(yè)水資源綠色效率動(dòng)態(tài)演變的影響。具體而言，利用鄰接空間權(quán)重矩陣，可測(cè)度在空間滯后類型為m時(shí)某城市由t時(shí)期的類型i轉(zhuǎn)移到t+1時(shí)期的類型j的空間概率Pij(m)，由此可得N個(gè)N×N的空間馬爾科夫轉(zhuǎn)移概率矩陣，用以反映鄰接城市用水情況對(duì)某城市農(nóng)業(yè)水資源綠色效率動(dòng)態(tài)演變的影響，從而揭示空間效應(yīng)與農(nóng)業(yè)水資源綠色效率動(dòng)態(tài)演變之間的聯(lián)系。

1.3 水資源綠色效率影響因素分析

采用Tobit 模型對(duì)南水北調(diào)中線工程受水區(qū)農(nóng)業(yè)水資源綠色效率的影響因素進(jìn)行分析，模型設(shè)定如下：

式中：eit為第i個(gè)受水城市的農(nóng)業(yè)水資源綠色效率；α為常數(shù)項(xiàng)；Xit為影響因素集合；β為待估系數(shù)集合；εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

基于現(xiàn)有研究成果，結(jié)合南水北調(diào)中線工程沿線農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實(shí)際情況，兼顧數(shù)據(jù)的可得性，影響因素選擇情況見(jiàn)表3所示。

表3 農(nóng)業(yè)水資源綠色效率影響因素選擇及說(shuō)明Tab.3 Selection and explanation of influencing factors of agricultural water green efficiency

1.4 數(shù)據(jù)說(shuō)明

采用2009-2020 年南水北調(diào)中線工程20 個(gè)地級(jí)及以上受水城市的面板數(shù)據(jù)，相關(guān)水利、環(huán)境與社會(huì)經(jīng)濟(jì)等數(shù)據(jù)來(lái)源于2009-2021年各省市《統(tǒng)計(jì)年鑒》、《水資源公報(bào)》以及《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》等，所有名義指標(biāo)均用以2009 年為基期的相應(yīng)價(jià)格指數(shù)做平減處理。

2 農(nóng)業(yè)水資源綠色效率測(cè)度結(jié)果及時(shí)空演變規(guī)律

2.1 測(cè)度結(jié)果

基于超效率SBM 模型并利用MaxDEA 軟件，可以得到2009-2020 年南水北調(diào)中線工程20 個(gè)受水城市農(nóng)業(yè)水資源綠色效率的測(cè)度結(jié)果。

圖1 展示了2009-2020 年南水北調(diào)中線工程受水區(qū)農(nóng)業(yè)水資源綠色效率的總體均值。從計(jì)算結(jié)果可以看出，農(nóng)業(yè)水資源綠色效率始終低于1，且整體呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，從2009 年0.972 8下降到2016年的0.813 7，在2017 年出現(xiàn)短暫上升，隨后又開始下降，在2019 年降低到0.707 8，達(dá)到研究期內(nèi)的最小值，2020年又回升至0.802 4，總體下降幅度達(dá)到17.52%。從農(nóng)業(yè)水資源綠色效率的分解來(lái)看，規(guī)模效率水平及其變動(dòng)趨勢(shì)與水資源綠色效率大體一致，研究期內(nèi)降幅為6.68%；而純技術(shù)效率始終大于1，處于有效狀態(tài)，研究期內(nèi)呈現(xiàn)先降后升的變動(dòng)趨勢(shì)，總體降幅達(dá)到11.38%。

圖1 2009-2020年南水北調(diào)中線工程受水區(qū)農(nóng)業(yè)水資源綠色效率均值Fig.1 Agricultural water mean green efficiency in water-receiving area of the South-to-North Water Diversion Project's Central Route， 2009-2020

可見(jiàn)，在南水北調(diào)中線工程沿線農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的過(guò)程中，因忽視了經(jīng)濟(jì)與環(huán)境的協(xié)調(diào)發(fā)展，導(dǎo)致受水區(qū)農(nóng)業(yè)水資源綠色效率始終處于非有效狀態(tài)。同時(shí)，在純技術(shù)效率與規(guī)模效率的雙重作用下，受水區(qū)農(nóng)業(yè)水資源綠色效率不斷降低，但是農(nóng)業(yè)水資源綠色效率較低的主要原因在于較低的規(guī)模效率，需要在要素投入與農(nóng)業(yè)水資源利用之間優(yōu)化配置，充分發(fā)揮規(guī)模經(jīng)濟(jì)的作用。

圖2展示了2009-2020年南水北調(diào)中線工程20個(gè)受水城市農(nóng)業(yè)水資源綠色效率的均值。從計(jì)算結(jié)果可以看出，各受水城市農(nóng)業(yè)水資源綠色效率存在顯著差異。具體而言，北京市、河北省的石家莊、廊坊、保定、滄州、邯鄲及河南省的焦作、許昌8個(gè)城市水資源綠色效率均值都超過(guò)了1，處于有效狀態(tài)，而其余各城市水資源綠色效率處于非有效狀態(tài)，其中，河南省的周口、濮陽(yáng)、安陽(yáng)及河北省的衡水4個(gè)城市水資源綠色效率均值較低，不足0.6。

圖2 2009-2020年南水北調(diào)中線工程各受水城市農(nóng)業(yè)水資源綠色效率均值Fig.2 Agricultural water mean green efficiency in water-receiving cities of the South-to-North Water Diversion Project's Central Route， 2009-2020

從農(nóng)業(yè)水資源綠色效率的分解來(lái)看，各城市純技術(shù)效率與規(guī)模效率也存在明顯差異。就純技術(shù)效率而言，北京市、河北省的石家莊、廊坊、滄州、保定、邯鄲及河南省的鶴壁、焦作、許昌、漯河、南陽(yáng)11 個(gè)城市的純技術(shù)效率較高，均值都超過(guò)了1，特別是北京、鶴壁2個(gè)城市，由于節(jié)水用水技術(shù)及管理技術(shù)較為高效，純技術(shù)效率均值超過(guò)了2，而其余各城市純技術(shù)效率都低于1，尤其是安陽(yáng)、濮陽(yáng)、衡水3 個(gè)城市純技術(shù)效率最低，在0.4～0.5 之間。從規(guī)模效率來(lái)看，所有受水城市規(guī)模效率都低于1，其中，天津市、河北省的石家莊、廊坊、保定、滄州、邯鄲及河南省的平頂山、安陽(yáng)、焦作、濮陽(yáng)、許昌11 個(gè)城市規(guī)模效率相對(duì)較高，均值都超過(guò)0.9，而鶴壁市規(guī)模效率最低，僅為0.329 7。

總的來(lái)說(shuō)，由于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高、用水技術(shù)比較先進(jìn)，北京市及河北省多數(shù)受水城市農(nóng)業(yè)水資源綠色效率相對(duì)較高，而天津市及河南省多數(shù)受水城市農(nóng)業(yè)水資源綠色效率較低，尤其是作為農(nóng)業(yè)大省的河南省，傳統(tǒng)低效灌溉技術(shù)的持續(xù)使用以及農(nóng)業(yè)資源配置效率的低下使得河南省多數(shù)城市農(nóng)業(yè)水資源綠色效率遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于平均水平，需要更加注重農(nóng)業(yè)水資源的集約節(jié)約利用。

2.2 時(shí)空演變規(guī)律

2.2.1 空間分布

參考相關(guān)研究［9，17］，將2009-2014 年、2015-2020 年通水前后兩個(gè)階段南水北調(diào)中線工程受水區(qū)農(nóng)業(yè)水資源綠色效率均值劃分為高水平（H：效率值高于0.9）、中水平（M：效率值在0.6-0.9 之間）、低水平（L：效率值低于0.6）3 種類型，具體劃分情況見(jiàn)圖3。

圖3 2009-2014年、2015-2020年受水區(qū)農(nóng)業(yè)水資源綠色效率類型劃分情況Fig.3 Classification of green efficiency types of agricultural water in water-receiving area， 2009-2014 and 2015-2020

從各種類型城市數(shù)量的變化情況來(lái)看，中、高水平類型城市數(shù)量出現(xiàn)明顯下降，而低水平類型城市數(shù)量顯著增加。其中，對(duì)于農(nóng)業(yè)水資源綠色效率而言，鶴壁、許昌2 個(gè)城市由高水平類型變?yōu)橹兴筋愋?，而平頂山市呈現(xiàn)反向轉(zhuǎn)變，由中水平類型升至高水平類型；鄭州、安陽(yáng)、濮陽(yáng)、南陽(yáng)、周口、邢臺(tái)6個(gè)城市由中水平類型降為低水平類型；高水平、中水平類型城市數(shù)量分別下降了10%、56%，而低水平類型城市數(shù)量增加了5 倍。對(duì)于純技術(shù)效率而言，周口、邢臺(tái)2個(gè)城市由高水平類型變?yōu)橹兴筋愋?，平頂山由中水平類型升至高水平類型，而鄭州市直接由高水平類型降為低水平類型；安?yáng)、濮陽(yáng)2個(gè)城市由中水平類型降為低水平類型；高水平、中水平類型數(shù)量分別下降了14%、20%，而低水平類型城市數(shù)量均增加了300%。對(duì)于規(guī)模效率而言，北京、新鄉(xiāng)、濮陽(yáng)3 個(gè)城市由高水平類型變?yōu)橹兴筋愋停鸷邮谐尸F(xiàn)反向轉(zhuǎn)變；南陽(yáng)、周口由中水平類型降為低水平類型；高水平類型城市數(shù)量下降了15%，中水平類型城市數(shù)量保持不變，而低水平類型城市數(shù)量增加了200%?？偟膩?lái)說(shuō)，就各種類型城市數(shù)量的變動(dòng)而言，2009-2020年南水北調(diào)中線工程受水城市農(nóng)業(yè)水資源綠色效率及其分解均有不同程度的惡化。

從各種類型城市的分布情況來(lái)看，農(nóng)業(yè)水資源綠色效率高水平類型城市在中線工程北部區(qū)域保持穩(wěn)定的塊狀分布，而在南部區(qū)域呈現(xiàn)點(diǎn)狀分布；中水平類型城市由鏈狀分布與點(diǎn)狀分布轉(zhuǎn)變?yōu)辄c(diǎn)狀分布；低水平類型城市保持點(diǎn)狀分布。純技術(shù)效率高水平類型城市由塊狀與鏈狀分布變?yōu)閴K狀與點(diǎn)狀分布；中水平類型城市由小塊狀分布與點(diǎn)狀分布發(fā)展成為點(diǎn)狀分布；低水平類型城市維持點(diǎn)狀分布。規(guī)模效率高水平類型城市基本保持塊狀分布；而中水平、低水平類型城市大體呈現(xiàn)點(diǎn)狀分布?？梢钥闯?，各種類型城市主要呈現(xiàn)點(diǎn)狀分布，意味著多數(shù)鄰近城市農(nóng)業(yè)水資源綠色效率水平呈現(xiàn)明顯的差異性，需要對(duì)地區(qū)差異性進(jìn)行進(jìn)一步檢驗(yàn)。

2.2.2 地區(qū)差異及其分解

為檢驗(yàn)?zāi)纤闭{(diào)中線工程受水城市農(nóng)業(yè)水資源綠色效率的地區(qū)差異性，可利用泰爾指數(shù)進(jìn)行分析，見(jiàn)表4。從表4 中可以看出，2009-2020 年衡量農(nóng)業(yè)水資源綠色效率地區(qū)差異的泰爾指數(shù)T整體上呈現(xiàn)不斷上升的趨勢(shì)，從2009 年的0.031 持續(xù)上升至2019 年的0.151，隨后在2020 年回落至0.110，累計(jì)增幅達(dá)到254.84%，表明南水北調(diào)中線工程受水城市農(nóng)業(yè)水資源綠色效率的地區(qū)差異在快速擴(kuò)大。

表4 2009-2020年受水區(qū)農(nóng)業(yè)水資源綠色效率的地區(qū)差異情況Tab.4 Regional differences of agricultural water green efficiency in water-receiving area， 2009-2020

從泰爾指數(shù)的分解可以看出，地區(qū)間差異的貢獻(xiàn)率呈現(xiàn)波動(dòng)中上升的變動(dòng)趨勢(shì)，由2009 年的6.53% 升至2020 年的29.82%，研究期內(nèi)均值為26.85%；而地區(qū)內(nèi)差異的貢獻(xiàn)率正好呈現(xiàn)反向變動(dòng)，由93.47%降至70.18%，均值達(dá)到73.15%，其中，河南省內(nèi)部差異的貢獻(xiàn)率較大，均值為40.96%，而河北省內(nèi)部差異的貢獻(xiàn)率相對(duì)較小，均值為32.18%?？傮w上，南水北調(diào)中線工程受水區(qū)農(nóng)業(yè)水資源綠色效率總差異主要源于地區(qū)內(nèi)部尤其是河南省內(nèi)部的差異，但是持續(xù)增加的地區(qū)間差異推動(dòng)總體差異不斷擴(kuò)大，主要原因在于北京及其鄰近的河北省多數(shù)受水城市農(nóng)業(yè)用水處于高效狀態(tài)，而中線工程南段的河南省多數(shù)受水城市農(nóng)業(yè)水資源綠色效率較低且普遍在惡化，從而導(dǎo)致省際之間的差異越來(lái)越大。

2.2.3 馬爾科夫鏈分析

為考察南水北調(diào)中線工程受水區(qū)農(nóng)業(yè)水資源綠色效率的動(dòng)態(tài)演變特征，利用傳統(tǒng)馬爾科夫鏈分析方法，構(gòu)建農(nóng)業(yè)水資源綠色效率的轉(zhuǎn)移概率矩陣，見(jiàn)表5。由表5 可以發(fā)現(xiàn)，高水平（H）類型及低水平（L）類型最大轉(zhuǎn)移概率值皆位于轉(zhuǎn)移概率矩陣的對(duì)角線上，說(shuō)明了農(nóng)業(yè)水資源綠色效率較高或較低的城市保持平穩(wěn)轉(zhuǎn)移的概率很大，而中水平（M）類型對(duì)角線上的轉(zhuǎn)移概率值并不都是最大值，表明農(nóng)業(yè)水資源綠色效率中等的城市轉(zhuǎn)移時(shí)存在較大的不穩(wěn)定性。具體來(lái)看，如果某一城市農(nóng)業(yè)水資源綠色效率在初始年份為低水平，1 年后該城市用水效率平穩(wěn)轉(zhuǎn)移的概率為0.873，僅有0.127 的概率向上轉(zhuǎn)移，3 年后平穩(wěn)轉(zhuǎn)移的概率升為0.904，5 年后這一概率又降為0.829，而向上轉(zhuǎn)移的概率升至0.171，雖然經(jīng)過(guò)時(shí)間的推移，低效率城市平穩(wěn)轉(zhuǎn)移的概率有所下降，但是下降幅度非常有限，概率值始終超過(guò)0.8；高效率城市的動(dòng)態(tài)演變特征與低效率城市類似，雖然平穩(wěn)轉(zhuǎn)移的概率隨著時(shí)間的推移由0.855 降低至0.694，但是這一概率仍然較高，表明農(nóng)業(yè)水資源綠色效率較高（較低）的城市向下（向上）轉(zhuǎn)移的概率較小，存在比較顯著的固化現(xiàn)象。農(nóng)業(yè)水資源綠色效率中等的城市在時(shí)長(zhǎng)為1、3、5年時(shí)保持原狀態(tài)的概率分別為0.726、0.470、0.339，而向下轉(zhuǎn)移的概率由0.192 升至0.500，高于平穩(wěn)轉(zhuǎn)移的概率，意味著隨著時(shí)間的推移中水平城市向下轉(zhuǎn)移的概率越來(lái)越大，呈現(xiàn)出明顯的不穩(wěn)定性。

表5 受水區(qū)農(nóng)業(yè)水資源綠色效率的傳統(tǒng)馬爾科夫轉(zhuǎn)移概率矩陣Tab.5 Traditional Markov transition probability matrix of agricultural water green efficiency in water-receiving area

通過(guò)構(gòu)建農(nóng)業(yè)水資源綠色效率的空間馬爾科夫轉(zhuǎn)移概率矩陣，可進(jìn)一步考察鄰接城市的用水情況對(duì)某受水城市農(nóng)業(yè)水資源綠色效率動(dòng)態(tài)演變的影響，見(jiàn)表6。由表6 可知，當(dāng)空間滯后類型為低水平時(shí)，中效率城市平穩(wěn)轉(zhuǎn)移的概率由1 年后的0.696 降至5 年后的0.250，而向下轉(zhuǎn)移的概率由0.217 升至0.583，高效率城市平穩(wěn)轉(zhuǎn)移的概率由0.824 降至0.632，與傳統(tǒng)矩陣相比中高效率城市用水效率降低的概率有所增加；當(dāng)空間滯后類型為高水平時(shí)，低效率城市平穩(wěn)轉(zhuǎn)移的概率隨著時(shí)間的推移由0.906 降至0.778，而中效率城市向下轉(zhuǎn)移的概率隨著時(shí)間的推移由0.174 升至0.476，與傳統(tǒng)矩陣中的概率相比有所下降?？偟膩?lái)看，以低效率城市為鄰會(huì)提升中高效率城市向下轉(zhuǎn)移的概率，而以高效率城市為鄰能夠促進(jìn)低效率城市向上轉(zhuǎn)移，同時(shí)能夠強(qiáng)化中效率城市的平穩(wěn)轉(zhuǎn)移，說(shuō)明南水北調(diào)中線工程受水區(qū)農(nóng)業(yè)水資源綠色效率在空間分布上存在“近朱者赤，近墨者黑”的現(xiàn)象，在節(jié)水用水技術(shù)、水資源管理等方面高效率城市對(duì)鄰近城市產(chǎn)生了正向的溢出效應(yīng)，而低效率城市對(duì)鄰近城市存在負(fù)向的拖累效應(yīng)。

表6 受水區(qū)農(nóng)業(yè)水資源綠色效率的空間馬爾科夫轉(zhuǎn)移概率矩陣Tab.6 Spatial Markov transition probability matrix of agricultural water green efficiency in water-receiving area

3 農(nóng)業(yè)水資源綠色效率影響因素分析

南水北調(diào)中線工程受水區(qū)農(nóng)業(yè)水資源綠色效率影響因素回歸結(jié)果如表7所示。根據(jù)回歸結(jié)果可知：

表7 受水區(qū)農(nóng)業(yè)水資源綠色效率Tobit模型回歸結(jié)果Tab.7 Tobit model regression results of agricultural water green efficiency in water-receiving area

①經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、農(nóng)業(yè)化程度的回歸系數(shù)顯著為正，意味著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、農(nóng)業(yè)化程度越高，越有利于先進(jìn)水利設(shè)施、灌溉技術(shù)及設(shè)備的推廣及應(yīng)用，從而促進(jìn)農(nóng)業(yè)水資源綠色效率的提升。②農(nóng)作物種植結(jié)構(gòu)的回歸系數(shù)為負(fù)但并不顯著，主要是因?yàn)榧Z食作物的單位水資源產(chǎn)值一般低于經(jīng)濟(jì)作物，從而導(dǎo)致較低的水資源綠色效率。③農(nóng)業(yè)固定資本對(duì)農(nóng)業(yè)水資源綠色效率存在顯著的負(fù)向影響，這有悖于人們的認(rèn)知，可能是因?yàn)檗r(nóng)業(yè)固定資本的利用效果不佳，未對(duì)水資源綠色效率產(chǎn)生應(yīng)有效果［4］。④節(jié)水農(nóng)業(yè)發(fā)展水平的回歸系數(shù)顯著為正，表明節(jié)水農(nóng)業(yè)發(fā)展水平越高，農(nóng)業(yè)節(jié)水灌溉技術(shù)的應(yīng)用就越普遍，有助于農(nóng)業(yè)水資源綠色效率的提升。⑤代表水資源稟賦情況的水資源總量、人均水資源量?jī)蓚€(gè)因素對(duì)農(nóng)業(yè)水資源綠色效率分別產(chǎn)生了顯著的正向、負(fù)向影響，這種“雙邊效應(yīng)”產(chǎn)生的原因可能是，一方面豐富的水資源比較容易滿足地方農(nóng)業(yè)發(fā)展的需要，另一方面人均水資源量越大，農(nóng)戶的節(jié)水意識(shí)可能越淡薄，水資源浪費(fèi)現(xiàn)象會(huì)比較嚴(yán)重。⑥供水結(jié)構(gòu)的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，主要是因?yàn)槿A北平原長(zhǎng)期過(guò)量開采地下水進(jìn)行農(nóng)業(yè)灌溉的方式造成了浪費(fèi)嚴(yán)重、用水粗放等嚴(yán)峻問(wèn)題，嚴(yán)重制約了農(nóng)業(yè)水資源綠色效率的提升。

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié) 論

研究對(duì)南水北調(diào)中線工程20 個(gè)受水城市農(nóng)業(yè)水資源綠色效率時(shí)空演變規(guī)律及影響因素進(jìn)行了分析，得到如下結(jié)論。

（1）2009-2020 年南水北調(diào)中線工程受水區(qū)農(nóng)業(yè)水資源綠色效率水平不高且整體呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，主要源于較低的規(guī)模效率。其中，北京市及河北省多數(shù)受水城市水資源綠色效率相對(duì)較高，而天津市及河南省多數(shù)受水城市效率較低。

（2）受水區(qū)農(nóng)業(yè)水資源綠色效率總差異主要源于地區(qū)內(nèi)部尤其是河南省內(nèi)部的差異，但是持續(xù)增加的省際差異推動(dòng)總體差異不斷擴(kuò)大。

（3）農(nóng)業(yè)水資源綠色效率較高（較低）的城市向下（向上）轉(zhuǎn)移的概率較小，存在比較顯著的固化現(xiàn)象，而隨著時(shí)間的推移中水平城市向下轉(zhuǎn)移的概率越來(lái)越大，呈現(xiàn)出明顯的不穩(wěn)定性。同時(shí)，受水區(qū)農(nóng)業(yè)水資源綠色效率在空間分布上存在“近朱者赤，近墨者黑”的現(xiàn)象，在節(jié)水用水技術(shù)、水資源管理等方面高效率城市對(duì)鄰近城市產(chǎn)生了正向的溢出效應(yīng)，而低效率城市對(duì)鄰近城市存在負(fù)向的拖累效應(yīng)。

（4）經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、農(nóng)業(yè)化程度、節(jié)水農(nóng)業(yè)發(fā)展水平、水資源總量對(duì)農(nóng)業(yè)水資源綠色效率有顯著的正向作用，而農(nóng)業(yè)固定資本、人均水資源量、供水結(jié)構(gòu)對(duì)農(nóng)業(yè)水資源綠色效率產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響。

4.2 建 議

綜上所述，在南水北調(diào)中線工程沿線農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的過(guò)程中，忽視了經(jīng)濟(jì)與環(huán)境的協(xié)調(diào)發(fā)展，農(nóng)業(yè)水資源集約節(jié)約利用仍有較大的提高改進(jìn)空間，基于此，本文提出以下建議：

（1）南水北調(diào)中線工程各受水城市要堅(jiān)持綠色發(fā)展理念，落實(shí)國(guó)家提出的用水“總量強(qiáng)度雙控”目標(biāo)，以水定地、以水定產(chǎn)，強(qiáng)化農(nóng)業(yè)用水定額管理及總量控制，尤其要嚴(yán)格設(shè)定地下水開采總量、用水總量控制目標(biāo)。

（2）建立健全農(nóng)業(yè)節(jié)水機(jī)制。大力推進(jìn)高效農(nóng)業(yè)節(jié)水灌溉方式的推廣及應(yīng)用，切實(shí)減少農(nóng)業(yè)水資源浪費(fèi)。同時(shí)，要打破地域限制，擴(kuò)大區(qū)域間農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)的交流與合作，實(shí)現(xiàn)節(jié)水用水先進(jìn)技術(shù)、經(jīng)驗(yàn)的共享，充分挖掘節(jié)水潛力以提高農(nóng)業(yè)水資源綠色效率水平。

（3）探索綠色農(nóng)業(yè)新模式，積極推動(dòng)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)。在確保糧食作物播種面積的前提下，因地制宜地調(diào)整完善種植業(yè)結(jié)構(gòu)和規(guī)模，適當(dāng)縮減高耗水作物播種面積。充分利用地理優(yōu)勢(shì)發(fā)展大農(nóng)業(yè)，發(fā)揮規(guī)模經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢(shì)從而提高農(nóng)業(yè)水資源綠色效率。

（4）各受水城市要加強(qiáng)節(jié)水宣傳力度，使農(nóng)戶充分認(rèn)識(shí)到水資源緊缺的嚴(yán)峻形勢(shì)及環(huán)境保護(hù)的重要性，提升農(nóng)戶節(jié)水意識(shí)。積極引導(dǎo)農(nóng)戶的用水行為，并加強(qiáng)節(jié)水灌溉技術(shù)的宣傳及應(yīng)用，充分調(diào)動(dòng)農(nóng)戶的主人翁意識(shí)，讓他們主動(dòng)參與到節(jié)水用水管理中去，最終達(dá)到提高農(nóng)業(yè)水資源綠色效率的目的。