方苗，賀義雄，2，余曉洋

（1.浙江海洋大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院，浙江 舟山 316022；2.南方海洋科學(xué)與工程廣東省實驗室（珠海），廣東 珠海 519000）

水資源與人們的生產(chǎn)生活密切相關(guān)，它已從一種重要的自然資源逐漸上升為日益稀缺的戰(zhàn)略性資源[1]。然而水資源短缺和水環(huán)境污染長期以來是中國水資源面臨的兩個重大問題[2]。在農(nóng)業(yè)領(lǐng)域，水資源是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)必不可少的投入要素之一。2010—2020 年期間，全國農(nóng)業(yè)用水量始終占總用水量的61%以上，均值3 772.6 億m3[3]。但由于農(nóng)業(yè)耗水量大，造成的水資源短缺將會成為制約地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的重大阻礙。因此，提高農(nóng)業(yè)水資源利用效率是解決我國農(nóng)業(yè)水資源短缺和水環(huán)境污染的重要途徑。

水資源效率利用評估研究方法主要包括比值分析法[4]、指標體系評估法[5]、隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)法（SFA）[6]、數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法（DEA）[7-8]等。其中，SFA 和DEA 作為兩種全要素用水效率測算方法，廣泛用于農(nóng)業(yè)用水效率領(lǐng)域。對于SFA的使用，學(xué)者們主要從微觀和宏觀兩個層面開展研究，如王學(xué)淵等[9]從省級層面出發(fā)，運用該模型測算了中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的技術(shù)效率和灌溉用水效率。許朗等[10]和耿獻輝等[11]則從微觀層面使用SFA 模型分別對安徽省蒙城縣農(nóng)戶和新疆棉農(nóng)的技術(shù)效率和灌溉用水效率進行了測算，發(fā)現(xiàn)兩地農(nóng)業(yè)技術(shù)效率和灌溉用水效率均存在提升空間。DEA 作為一種非參數(shù)方法，假定條件少、適用范圍廣，能有效排除主觀因素的干擾，在農(nóng)業(yè)水資源效率測度上用途較廣。楊揚等[12]運用DEA 和Malmquist指數(shù)對我國農(nóng)業(yè)灌溉用水效率進行了測度，發(fā)現(xiàn)各地區(qū)效率差異較大，西南地區(qū)和西北地區(qū)的農(nóng)業(yè)灌溉用水效率分別為最高和最低。楊騫等[13]和李明璗[14]分別使用Global 超效率DEA 模型和傳統(tǒng)DEA 中的BCC 模型對中國31個省份的農(nóng)業(yè)用水效率進行了測度，均得出中國農(nóng)業(yè)用水效率呈東高西低的總體分布格局。李青松等[15]則使用超效率EBM 模型測算了長江經(jīng)濟帶的農(nóng)業(yè)用水經(jīng)濟效率、環(huán)境效率及綠色效率。

從農(nóng)業(yè)水資源效率影響因素來看，劉渝等[16]運用經(jīng)濟學(xué)方法定性分析得出，影響農(nóng)業(yè)用水效率的因素包括技術(shù)、制度和管理體系三大方面。佟金萍等[17]使用Tobit模型研究發(fā)現(xiàn)灌溉費用、節(jié)水灌溉技術(shù)、對外開放程度正向影響農(nóng)業(yè)用水效率，人均水資源量和年降水量負向影響農(nóng)業(yè)用水效率。楊騫等[18]使用Bootstrap 斷尾回歸模型對農(nóng)業(yè)水資源效率進行了實證分析，得出農(nóng)田水利設(shè)施和環(huán)境規(guī)制對農(nóng)業(yè)水資源效率提升具有促進作用，而水資源豐裕程度具有負面影響。由于傳統(tǒng)面板數(shù)據(jù)忽視了空間影響，未能充分考慮不同地區(qū)農(nóng)業(yè)用水效率的相互作用關(guān)系，因此，空間計量分析法被廣泛運用于農(nóng)業(yè)用水效率影響因素分析中。陳洪斌[19]運用空間滯后項模型得出我國31個省份農(nóng)業(yè)用水效率具有較強的空間溢出效應(yīng)，且人均農(nóng)民純收入、水利建設(shè)投資正向影響農(nóng)業(yè)用水效率，農(nóng)業(yè)人口密度、農(nóng)業(yè)水資源總量具有負向作用。馬劍鋒等[20]運用空間杜賓模型側(cè)重研究了技術(shù)進步、效率追趕對農(nóng)業(yè)用水效率的空間效應(yīng)，得出技術(shù)進步對農(nóng)業(yè)用水效率的提升作用更大。

總體來看，現(xiàn)有研究還存在一定不足：農(nóng)業(yè)用水效率研究范圍多集中于全國宏觀視角、流域范圍或地區(qū)微觀農(nóng)戶層面，在水資源豐沛區(qū)省份（特別是沿海區(qū)域）開展的農(nóng)業(yè)用水效率研究還不多見；水資源豐沛區(qū)水污染現(xiàn)象可能較為顯著，而當前使用傳統(tǒng)DEA模型只考慮期望產(chǎn)出是不夠的，應(yīng)在此基礎(chǔ)上將非期望產(chǎn)出納入農(nóng)業(yè)用水效率研究；現(xiàn)有的空間計量分析多研究各地農(nóng)業(yè)用水效率的空間相關(guān)性及溢出效應(yīng)，從空間分層異質(zhì)性的角度分析各影響因素對農(nóng)業(yè)用水效率貢獻程度的研究還較少。鑒于此，本研究選取東部沿海省份——浙江省為研究對象，對其農(nóng)業(yè)用水效率進行測度，探究空間分異情況，并對相關(guān)影響因素進行分析，以豐富相關(guān)理論，同時為解決我國農(nóng)業(yè)水資源短缺和水環(huán)境污染問題提供參考。

1 材料與方法

1.1 研究區(qū)概況

浙江省位于我國東南沿海，地處亞熱帶季風(fēng)氣候區(qū)，雨熱同期，2010—2020 年《浙江省水資源公報》顯示，浙江省多年平均降水量為1 670.51 mm，多年平均水資源總量1 135.17 億m3，但多年人均水資源量僅為2 024.58 m3，在全國位列中等，低于全國平均水平2 239.8 m3。2020年全省總用水量為163.94億m3，其中農(nóng)業(yè)用水量占比為45.05%，農(nóng)田灌溉用水占比為39.14%，農(nóng)業(yè)灌溉用水系數(shù)0.602，比全國農(nóng)業(yè)灌溉用水系數(shù)略高出0.037。《浙江省自然資源與環(huán)境統(tǒng)計年鑒（2021）》顯示，全省農(nóng)業(yè)氨氮排放量占氨氮排放總量的14.86%，農(nóng)業(yè)COD 排放量占COD 排放總量的15.06%。隨著城鎮(zhèn)化和工業(yè)化的推進，人口不斷增長，非農(nóng)用水量增加，加之化肥農(nóng)藥的使用，都給農(nóng)業(yè)用水帶來壓力。如何在有限的耕地上更高效地使用農(nóng)業(yè)水資源，對于保障浙江省農(nóng)業(yè)產(chǎn)量、踐行綠色生態(tài)文明發(fā)展理念、推進國家農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展先行區(qū)建設(shè)具有重要的現(xiàn)實意義。

1.2 研究方法

1.2.1 超效率SBM模型

傳統(tǒng)的DEA 模型在測算效率時，若存在多個效率值為1 的情況，便無法做進一步比較。因此，Banker等[21]提出了超效率DEA 模型，該模型可以實現(xiàn)對效率值大于1 的決策單元的有效區(qū)分。在此基礎(chǔ)上，Tone[22]提出了SBM 模型，該模型考慮了非期望產(chǎn)出對效率的影響，同時也消除了各投入產(chǎn)出的松弛變量對測度值的影響。而超效率SBM 模型則結(jié)合了超效率DEA 模型和SBM 模型的優(yōu)點，不僅可以對非期望產(chǎn)出進行適當?shù)奶幚?，而且能夠在有效的決策單元之間做進一步比較[23]。

該模型假設(shè)有n個決策單元，其中每個決策單元由投入m、期望產(chǎn)出s1和非期望產(chǎn)出s2三個要素組成。當效率值ρ≥1 時，決策單元是有效的；當0＜ρ＜1時，決策單元未達到有效狀態(tài)，還存在投入與產(chǎn)出改進的必要性，由此才能實現(xiàn)最佳利用效率。本研究采用基于投入導(dǎo)向的規(guī)模報酬不變的超效率SBM 模型進行測算，其計算公式為：

1.2.2 核密度估計

核密度估計是概率論中用來估計未知的密度函數(shù)的方法，是非參數(shù)檢驗方法之一。本研究利用核密度估計法來測算浙江省農(nóng)業(yè)用水效率的時空演變規(guī)律。對于數(shù)據(jù)x1，x2，x3，…，xn，其核密度函數(shù)為：

式中：n為觀測數(shù)量；h為帶寬；K為加權(quán)函數(shù)；x-xi為x與xi之間的距離。

1.2.3 地理探測器

地理探測器可以用于在生態(tài)、氣象、水文、社會經(jīng)濟等領(lǐng)域檢驗變量的空間分異性并對變量之間的因果關(guān)系進行探測。其背后的思想假設(shè)是：如果某個自變量對某個因變量有重要影響，那么自變量與因變量的空間分布應(yīng)該具有相似性。其中包括分異及因子探測、交互作用探測、風(fēng)險區(qū)探測和生態(tài)探測4 個探測器。本研究運用分異及因子探測模型探測各影響因子對浙江省農(nóng)業(yè)用水效率空間分異的解釋程度，從而分析各類因子對農(nóng)業(yè)用水效率空間分異的相對重要性，用交互作用探測模型分析驅(qū)動因子之間是否對空間分異具有交互作用。其計算公式為：

式中：h為變量Y或因子X的分層，即分類或分區(qū)，h=1，2，…，L；Nh和N分別為層h和全區(qū)的單元數(shù)和σ2分別是層h和全區(qū)的方差。q值為指標的探測值，值域為[0，1]，其值越大，表示Y的空間分異性越明顯，即q值越大，表示自變量X對屬性Y的解釋力越強，反之則越弱[25]。

1.3 指標選取與數(shù)據(jù)來源

1.3.1 農(nóng)業(yè)用水效率指標

農(nóng)業(yè)用水效率在農(nóng)業(yè)科學(xué)領(lǐng)域被定義為每消耗1 單位水資源所產(chǎn)生的糧食數(shù)量。從經(jīng)濟學(xué)角度來看，農(nóng)業(yè)用水效率則追求最大化農(nóng)業(yè)產(chǎn)出下的灌溉水資源利用的經(jīng)濟效率[9]。因此，本研究中農(nóng)業(yè)用水效率投入指標主要從水資源、勞動力、土地、資本以及農(nóng)藥化肥方面入手，借鑒相關(guān)研究成果[17，20，26]并考慮數(shù)據(jù)的可獲得性，分別以農(nóng)業(yè)用水量、第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)、農(nóng)作物播種面積、農(nóng)用機械總動力和農(nóng)藥化肥使用量作為本研究的投入指標，農(nóng)業(yè)期望產(chǎn)出指標為農(nóng)業(yè)產(chǎn)值，并以2010 年作為基準價格進行平減。農(nóng)業(yè)非期望產(chǎn)出為農(nóng)業(yè)面源污染。農(nóng)業(yè)面源污染是造成地表水污染的重要來源，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中產(chǎn)生的氮、磷等營養(yǎng)物質(zhì)，通過地表及地下徑流造成的水污染，會降低實際農(nóng)業(yè)用水效率。由于農(nóng)業(yè)面源污染是通過農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中大量施用農(nóng)藥、化肥、薄膜引起的，所以本研究借鑒王寶義等[27]和方琳等[28]的計算方式，使用化肥氮磷流失量、農(nóng)藥無效使用量、農(nóng)膜殘留量來表征面源污染，其中：化肥流失量=化肥施用量×65%，農(nóng)藥無效使用量=農(nóng)藥使用量×50%，農(nóng)膜殘留量=農(nóng)膜使用量×10%?？紤]到DEA 模型要求較多的決策單元以及較少的投入產(chǎn)出指標，本研究利用熵值法和綜合評價指數(shù)法將這三個污染來源加以綜合，以此作為農(nóng)業(yè)面源污染指標。具體數(shù)據(jù)見表1。

表1 2010—2020年浙江省農(nóng)業(yè)用水效率投入產(chǎn)出指標描述性統(tǒng)計Table 1 Descriptive statistics of input-output indicators of agricultural water use efficiency in Zhejiang Province from 2010 to 2020

1.3.2 空間分異影響因素指標

基于浙江省固有的自然資源稟賦以及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的特殊性，并結(jié)合已有研究[16，19-20，26]，從以下幾個方面選取了浙江省農(nóng)業(yè)用水效率空間分異影響因素指標：①水資源豐裕程度，以人均水資源量和年降水量表征；②水資源稟賦結(jié)構(gòu)，以地下水資源量占水資源總量的比例表征；③用水結(jié)構(gòu)，以農(nóng)業(yè)用水量占總用水量的比例表征；④農(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu)，以糧食播種面積占農(nóng)作物播種面積的比例表示；⑤農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)情況，以有效灌溉面積占農(nóng)作物播種總面積的比例表征；⑥農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化程度，以單位面積農(nóng)機總動力表示；⑦經(jīng)濟發(fā)展水平，以農(nóng)村居民人均純收入表示；⑧政府對農(nóng)業(yè)用水的重視程度，以農(nóng)林水支出占一般財政支出的比例表示。

1.3.3 數(shù)據(jù)來源

本研究選取2010—2020 年為研究時段，原始數(shù)據(jù)均來源于2011—2021 年《浙江統(tǒng)計年鑒》和《浙江自然資源與環(huán)境統(tǒng)計年鑒》，其中部分缺失數(shù)據(jù)利用插值法進行補齊。

2 結(jié)果與分析

2.1 農(nóng)業(yè)用水效率總體演變

運用Max-DEA軟件計算出浙江省及11個地級市的農(nóng)業(yè)用水效率，結(jié)果如表2所示。從全省角度來看，2010—2020 年的農(nóng)業(yè)用水效率大體呈現(xiàn)波動上升態(tài)勢，從2010年的1.153上升至2020年的1.661，年均增長3.71%，多年均值為1.535，效率值始終大于1，處于有效利用狀態(tài)，說明浙江省農(nóng)業(yè)水資源利用效率取得顯著提升。農(nóng)業(yè)水資源利用效率年際變化不大，除2010—2011年增幅較大（42.58%）外，其余年份增幅均穩(wěn)定在-0.10%～0.13%之間，說明浙江省農(nóng)業(yè)水資源利用效率多年穩(wěn)定性較強。

表2 2010—2020年浙江省11個地級市農(nóng)業(yè)用水效率測度結(jié)果Table 2 Measurement results of agricultural water use efficiency in 11 prefecture-level cities in Zhejiang Province from 2010 to 2020

從效率分解角度來看，參照相關(guān)研究[29-30]將農(nóng)業(yè)用水綜合技術(shù)效率分解為純技術(shù)效率和規(guī)模效率，其關(guān)系為綜合技術(shù)效率=純技術(shù)效率×規(guī)模效率。其中綜合技術(shù)效率是對決策單元的資源配置能力、資源使用效率等多方面能力的綜合衡量與評價，純技術(shù)效率是管理和技術(shù)等因素影響下的生產(chǎn)效率，規(guī)模效率是規(guī)模因素影響下的生產(chǎn)效率。由表3 可知，綜合技術(shù)效率均大于1，表明浙江省在農(nóng)業(yè)用水效率的資源配置方面做得較好。純技術(shù)效率相較于規(guī)模效率表現(xiàn)更優(yōu)，純技術(shù)效率均大于1，規(guī)模效率均小于1，兩者均值分別為1.717 和0.894，標準差為0.009 和0.081，表明純技術(shù)效率水平高，穩(wěn)定性也較強，因此浙江省農(nóng)業(yè)用水效率主要受純技術(shù)效率影響，而在投入與產(chǎn)出的規(guī)模方面有待進一步加強。

表3 浙江省農(nóng)業(yè)用水效率影響因子探測結(jié)果Table 3 Detection results of influencing factors of agricultural water use efficiency in Zhejiang Province

表3 2010—2020年浙江省農(nóng)業(yè)用水效率及其分解值Table 3 Agricultural water use efficiency and decomposition value in Zhejiang Province from 2010 to 2020

為進一步觀察浙江省農(nóng)業(yè)用水效率值的時空演變情況，運用Stata 16.0對表2中的用水效率進行核密度估算，并選取2010、2015 年和2020 年作為代表年份，繪制核密度分布圖（圖1）。從形狀上看，2010、2015 年的核密度曲線均呈現(xiàn)扁而寬的雙峰分布，說明浙江省各地級市之間農(nóng)業(yè)用水效率存在一定程度的兩極分化。2020 年呈現(xiàn)單峰形狀，說明農(nóng)業(yè)用水效率區(qū)域差距有縮小的趨勢。從位置上看，核密度曲線往右偏態(tài)分布發(fā)展，波形向左移動，表明研究區(qū)內(nèi)農(nóng)業(yè)用水效率差異呈縮小態(tài)勢。從峰度上看，由2010 年和2015 年的寬峰向2020 年的窄峰轉(zhuǎn)變，進一步表明浙江省各地級市農(nóng)業(yè)用水效率的集中程度在提高，整體差異在逐漸縮小。

圖1 浙江省農(nóng)業(yè)用水效率核密度分布Figure 1 Kernel density distribution of agricultural water use efficiency in Zhejiang Province

2.2 農(nóng)業(yè)用水效率空間格局演變

運用ArcGIS 對浙江省11 個地級市2010、2015、2020 年以及多年平均的農(nóng)業(yè)用水效率進行可視化呈現(xiàn)（圖2）。由圖2 可以看出，浙江省農(nóng)業(yè)用水效率空間格局未發(fā)生較大變動，三個年份均呈現(xiàn)出較為明顯的南北差異，浙北地區(qū)農(nóng)業(yè)用水效率高于浙南地區(qū)，均值分別為1.068和0.459。

圖2 浙江省農(nóng)業(yè)用水效率時空分異Figure 2 Spatial-temporal variation of agricultural water use efficiency in Zhejiang Province

浙江北部地區(qū)的寧波、舟山、紹興的農(nóng)業(yè)用水效率在2010—2020 年間均大于1，杭州除2010 年，嘉興除2020 年，湖州除2010、2011、2013 年和2020 年小于1 外，其余年份均大于1。這些地區(qū)農(nóng)業(yè)用水效率大部分處于有效利用狀態(tài)，即在農(nóng)業(yè)產(chǎn)出一定的情況下，農(nóng)業(yè)水資源投入較少，農(nóng)業(yè)用水效率較高。杭州東北部、嘉興全境以及湖州大部分地區(qū)位于杭嘉湖平原區(qū)，是浙江省重要的商品糧基地，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)會更傾向于采用先進的農(nóng)業(yè)機械設(shè)備和管理模式，農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)濟較為顯著，而規(guī)模經(jīng)濟有利于農(nóng)業(yè)各生產(chǎn)要素的整合，因此會推動農(nóng)業(yè)水資源利用效率的高效利用。寧波和紹興地區(qū)經(jīng)濟發(fā)達，農(nóng)民受教育程度較高，新型職業(yè)農(nóng)民數(shù)量較多，接受先進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)和節(jié)水觀念更為強烈，且現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)設(shè)備的推廣以及農(nóng)民勞動力成本的提高，使得傳統(tǒng)以體力為主的農(nóng)業(yè)勞動者易被專業(yè)機械化設(shè)備所替代，同時節(jié)水灌溉設(shè)備得以完善，因而更有利于精準利用農(nóng)業(yè)水資源。作為海島城市，舟山淡水資源短缺，農(nóng)業(yè)用水量也較少，因此人們節(jié)水意識強烈，更加注重合理有效地使用農(nóng)業(yè)水資源，提高用水效率，以達到與其他地區(qū)農(nóng)業(yè)用水相同的功效。

浙江南部的金華、臺州、溫州、衢州的農(nóng)業(yè)用水效率均小于1，麗水除2010—2011 年的用水效率大于1外，其余年份效率值也均小于1，說明這些地區(qū)在一定產(chǎn)出水平下，需要更多生產(chǎn)要素的投入。同時，上述結(jié)果也說明，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的投入不僅帶來了農(nóng)業(yè)產(chǎn)值這一期望產(chǎn)出的增加，也不可避免地造成了面源污染這一非期望產(chǎn)出的增加。浙南地區(qū)多山地丘陵，農(nóng)田水利基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)較為困難，小農(nóng)經(jīng)營較為普遍，農(nóng)業(yè)水資源多采用漫灌等粗放方式，且農(nóng)業(yè)機械不易發(fā)揮作用，在一定程度上造成了農(nóng)業(yè)用水效率的低下。

從地區(qū)年際變化（圖3）來看，舟山、寧波、紹興、湖州、麗水、金華、衢州的農(nóng)業(yè)用水效率大致呈波動下降趨勢，其中麗水下降態(tài)勢明顯，2020年較2010年下降了0.686。由于經(jīng)濟發(fā)展水平有限，當?shù)氐那鄩涯贽r(nóng)村勞動力流動到外地，農(nóng)村剩余勞動力多是年老自耕農(nóng)，他們與新型職業(yè)農(nóng)民在資金、技術(shù)和用水觀念上都有很大的差距。另外，山區(qū)地形不便，節(jié)水、蓄水工程不易實施，農(nóng)機設(shè)備不易推廣，使得實際農(nóng)業(yè)用水效率降低。杭州、臺州、溫州的農(nóng)業(yè)用水效率則與全省相同，呈現(xiàn)波動上升趨勢。其中，杭州的農(nóng)業(yè)用水效率上升態(tài)勢明顯，2020 年較2010 年上升了0.340。作為省會城市，杭州經(jīng)濟發(fā)展水平高，機械化利用水平較高，農(nóng)民有較強的意愿和經(jīng)濟實力使用節(jié)水技術(shù)、參與節(jié)水改造，進而提高農(nóng)業(yè)用水效率。臺州由于不斷優(yōu)化農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（如耗水性大的糧食作物播種面積減少，地區(qū)優(yōu)勢的蔬菜產(chǎn)業(yè)集約化經(jīng)營面積不斷提高），并與節(jié)水灌溉技術(shù)協(xié)同推廣，農(nóng)業(yè)用水效率得到提高。溫州近年來重視農(nóng)藥化肥源頭管控，大力推進農(nóng)業(yè)綠色生態(tài)發(fā)展，注重改善當?shù)剞r(nóng)業(yè)面源污染情況，促進了農(nóng)業(yè)用水效率的提高。嘉興農(nóng)業(yè)用水效率除2020 年出現(xiàn)明顯下降外，其余年份均保持較為穩(wěn)定的狀態(tài)。

圖3 2010—2020年浙江省11個地級市農(nóng)業(yè)用水效率年際變化Figure 3 Interannual variation of agricultural water use efficiency in 11 prefecture-level cities of Zhejiang Province from 2010 to 2020

2.3 農(nóng)業(yè)用水效率空間分異影響因素

為了探索浙江省農(nóng)業(yè)用水效率的驅(qū)動機制，本研究運用地理探測器的分異及因子探測對浙江省農(nóng)業(yè)用水效率的因素進行分析。①將2010、2015 年和2020 年浙江省農(nóng)業(yè)用水效率及各影響因素導(dǎo)入到ArcGIS 10.8 中，運用Jenks 自然斷裂法將其分為5 類；②將所有數(shù)值變量轉(zhuǎn)為類型變量；③將轉(zhuǎn)化后的數(shù)據(jù)導(dǎo)入地理探測器中，計算得到各影響因子的q值。由于地理探測器對自變量共線性“免疫”，因此無需進行共線性診斷[25]。

從多年均值結(jié)果（表3）來看，各因子對浙江省農(nóng)業(yè)用水效率空間分異的貢獻程度依次為農(nóng)村居民人均純收入（0.746）＞農(nóng)林水支出占一般財政預(yù)算支出的比例（0.579）＞人均水資源量（0.473）＞糧食播種面積占農(nóng)業(yè)總播種面積的比例（0.471）＞年降水量（0.468）＞單位面積農(nóng)機總動力（0.461）＞有效灌溉面積占農(nóng)業(yè)總播種面積的比例（0.356）＞農(nóng)業(yè)用水量占總用水量的比例（0.339）＞地下水資源量占水資源總量的比例（0.331）。

農(nóng)村居民人均純收入是反映地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的重要指標之一，對浙江省農(nóng)業(yè)用水效率空間分異的解釋能力最高。寧波、紹興、杭州等地區(qū)經(jīng)濟發(fā)達，各地政府及農(nóng)戶主體有較強的資金實力投入到農(nóng)田基礎(chǔ)設(shè)施、農(nóng)業(yè)節(jié)能環(huán)保、相關(guān)科技研發(fā)等領(lǐng)域，有力地推動了農(nóng)業(yè)用水效率的提升。而溫州、衢州、麗水等地多數(shù)縣區(qū)屬于欠發(fā)達地區(qū)，農(nóng)民對農(nóng)業(yè)的投入力度有限，因此農(nóng)業(yè)用水效率相對不高。隨著浙江省大力推進共同富裕示范區(qū)建設(shè)，地區(qū)收入差距和城鄉(xiāng)收入差距逐漸縮小，經(jīng)濟發(fā)展水平因素對農(nóng)業(yè)用水效率空間分異的影響呈下降趨勢，各地農(nóng)業(yè)用水效率的差異將會越來越小。

農(nóng)林水支出占一般財政預(yù)算支出比例的q值從2010 年的0.441 波動上升至2020 年的0.713，是影響浙江省農(nóng)業(yè)用水效率空間分異的重要因素之一。政府財政投入用于農(nóng)田水利基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，將會增大實際灌溉面積，從而提高實際用水效率；政府將財政投入用于農(nóng)戶節(jié)水技術(shù)的專項補貼，則會使農(nóng)民有更多的資金和意愿去進一步投資和使用節(jié)水灌溉技術(shù)，進而有利于農(nóng)業(yè)用水效率的提高；政府若將財政資金投入直接用于農(nóng)業(yè)技術(shù)進步方面，則會使得在一定農(nóng)業(yè)水資源投入的情況下，有更多的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出及更少的其他資源投入，從而獲得最大的經(jīng)濟效益和生態(tài)效益。因此政府對農(nóng)業(yè)用水的重視程度將會保障農(nóng)業(yè)用水效率的提升。

年降水量和人均水資源量對浙江省農(nóng)業(yè)用水效率空間分異性影響較大，但均呈現(xiàn)下降的趨勢。雨熱同期是浙江省典型的氣候特征，充沛的水資源為地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)提供了良好的生態(tài)供應(yīng)。但即使整體上水資源量豐富，省內(nèi)各地區(qū)還是存在較大降水差異，如2020 年最高降水量為杭州的338.87 億m3，而最低的降水量地區(qū)舟山僅為20.95 億m3，這會對兩地實際農(nóng)業(yè)用水效率空間差異產(chǎn)生較大影響。為保障各地農(nóng)業(yè)正常生產(chǎn)，浙江省更多地運用政府宏觀調(diào)控來改變農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中出現(xiàn)的水資源差異問題，如浙東引水工程的修建。因此年降水量對農(nóng)業(yè)用水效率空間分異的影響程度呈下降趨勢。而浙江省人口密度大，人均耕地面積少，使得實際人均水資源量較少，這就在整體上迫使人們更加注重節(jié)水，推廣使用節(jié)水技術(shù)，提升水資源利用效率，因此在一定程度上降低了人均水資源量因素對農(nóng)業(yè)用水效率空間分異的影響。

糧食播種面積占農(nóng)業(yè)總播種面積比例的q值從2010 年的0.465 上升至2020 年的0.796，且對農(nóng)業(yè)用水效率的空間分異程度影響不斷提升。浙江省各地自然資源和地形差異較大，農(nóng)作物結(jié)構(gòu)也各不相同。糧食作物有水稻、小麥、豆類、番薯等，各縣市還有各具特色的經(jīng)濟作物。不同的作物所需水量不盡相同，基于人多地少的資源現(xiàn)狀，在單位面積耕地中獲得最大的經(jīng)濟收益是農(nóng)戶的理性選擇，因此農(nóng)民會將有限的水資源用于適合本地區(qū)生長的最大經(jīng)濟產(chǎn)出作物上。農(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu)的這種差異，使得農(nóng)業(yè)用水效率的分異程度也逐漸增大。

單位面積農(nóng)機總動力對農(nóng)業(yè)用水效率空間分異的貢獻呈下降趨勢，q值從2010 年的0.602 下降至2020年的0.333。地下水資源量占水資源總量比例的q值從2010 年的0.585 下降至2020 年的0.241。兩者均不是影響浙江省農(nóng)業(yè)用水效率空間分異的主導(dǎo)因素。隨著浙江省農(nóng)業(yè)“雙強行動”的提出，各地級市積極制定實施意見，特別是在推進農(nóng)業(yè)“機器換人”、提高農(nóng)機購置補貼力度、提升農(nóng)業(yè)裝備應(yīng)用水平方面提出了具體目標。因此單位農(nóng)機總動力因素對農(nóng)業(yè)用水效率空間分異影響程度呈下降趨勢。浙江省境內(nèi)擁有八大水系，滋養(yǎng)著11 個地級市，再加上豐富的降水，使得農(nóng)業(yè)取水主要來源于地表水，各地對地下水開采使用量并不大，因此該因素對浙江省農(nóng)業(yè)用水效率的空間分異的解釋力度并不大。

有效灌溉面積占農(nóng)業(yè)總播種面積的比例和農(nóng)業(yè)用水量占總用水量的比例不是影響浙江省農(nóng)業(yè)用水效率空間分異的主導(dǎo)因素，但是二者對農(nóng)業(yè)用水效率的影響程度均呈波動上升態(tài)勢，分別從2010 年的0.301 和0.391 上升至2020 年的0.417 和0.444。原因是隨著節(jié)水灌溉工程設(shè)施的不斷完善，各地有效灌溉面積逐漸增大，有利于農(nóng)業(yè)用水效率的提升。其建設(shè)后續(xù)帶動作用逐漸增強，對農(nóng)業(yè)水資源效率的貢獻率也會隨之增大。農(nóng)業(yè)用水量占比一定程度上反映了地區(qū)農(nóng)戶對用水效率提升的重視程度。對各地級市而言，總體上并未呈現(xiàn)出農(nóng)業(yè)用水占比與農(nóng)業(yè)用水效率之間的既定規(guī)律。如在農(nóng)業(yè)用水占比高的地區(qū)中，湖州、嘉興屬于高用水效率區(qū)，而衢州、麗水則屬于低用水效率區(qū)。其他地級市農(nóng)業(yè)用水量占比均低于50%，但用水效率也有高有低，因此該因素對農(nóng)業(yè)用水效率空間分異的影響不大。

交互探測的主要作用是探測驅(qū)動因子對浙江省農(nóng)業(yè)用水效率的空間分布是否具有交互作用，通過q(Xi∩Xj)值來判斷驅(qū)動因子之間的共同作用是增強還是減弱關(guān)系，其因子之間的交互作用類型具體見文獻[23]。

浙江省農(nóng)業(yè)用水效率驅(qū)動因子交互探測結(jié)果（表4）顯示，兩兩交互的任意因子之間的作用大于單個因子的作用，主要類型為非線性增強。這說明浙江省農(nóng)業(yè)用水效率空間分異的最終結(jié)果并不是單一因子造成的，而是不同影響因子共同作用的結(jié)果。其中，X3∩X7、X4∩X7、X3∩X4 相互作用的q值均為1，表明水資源稟賦結(jié)構(gòu)和豐裕程度這類自然因素內(nèi)部交互作用強于單因子對農(nóng)業(yè)用水效率的作用。X1∩X8、X4∩X8、X5∩X8 和X8∩X9 相互作用的q值也均為1，顯示農(nóng)田水利基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)與各影響因子之間交互作用都較為強烈，說明該因素內(nèi)外部間的相互作用對農(nóng)業(yè)用水效率空間分異均產(chǎn)生了重要影響。農(nóng)林水支出占一般財政支出的比例與各影響因子之間交互作用的q值均大于0.85，即政府對農(nóng)業(yè)的重視程度可以通過涉農(nóng)資金的投入、農(nóng)業(yè)技術(shù)的推廣、農(nóng)田水利設(shè)施基礎(chǔ)建設(shè)以及對農(nóng)村居民收入的宏觀調(diào)節(jié)等多方面來共同影響農(nóng)業(yè)用水效率的空間分異情況，也表明政府的干預(yù)會在很大程度上影響浙江省農(nóng)業(yè)用水效率的時空分布。

表4 浙江省農(nóng)業(yè)用水效率空間分異驅(qū)動因子交互探測結(jié)果Table 4 Interactive detection of driving factors for spatial differentiation of agricultural water use efficiency in Zhejiang Province

3 討論

為進一步推進浙江省農(nóng)業(yè)用水效率的提升，促進地區(qū)農(nóng)業(yè)水資源的合理利用，筆者認為可以從以下幾個方面進行加強：

（1）提升農(nóng)民收入水平。農(nóng)民收入的增加將會刺激農(nóng)業(yè)投入，如將剩余資金用于直接購買噴灌、滴灌、管灌等設(shè)備，或用于農(nóng)業(yè)規(guī)?；彤a(chǎn)業(yè)化經(jīng)營，以此提高水資源利用效率。因此，各地政府要立足本地資源優(yōu)勢，在較好控制糧食播種面積的前提下，大力發(fā)展當?shù)靥厣r(nóng)業(yè)，加快推進農(nóng)業(yè)與二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展，切實保障農(nóng)民利益，多渠道提高農(nóng)民收入。

（2）加大農(nóng)業(yè)的財政投入力度，推進節(jié)水灌溉技術(shù)。各地政府要立足農(nóng)業(yè)發(fā)展與水資源保護相協(xié)調(diào)的理念，加大涉農(nóng)資金投入，特別是在農(nóng)田水利基礎(chǔ)設(shè)施這類公共物品上的投入，如加快高標準農(nóng)田建設(shè)，進一步推進全域土地綜合整治。各地要采取措施促進農(nóng)業(yè)用水規(guī)?；娃r(nóng)業(yè)生產(chǎn)機械化，特別是對于浙南地區(qū)，要加快向小農(nóng)戶推廣和普及節(jié)水灌溉技術(shù)，并因地制宜制定農(nóng)業(yè)水資源保護政策，從制度上保障科學(xué)合理用水。

（3）提高農(nóng)戶的節(jié)水意識。水資源較為豐沛的地區(qū)農(nóng)戶易產(chǎn)生水資源浪費現(xiàn)象，從而降低農(nóng)業(yè)水資源的實際使用效率，因此應(yīng)繼續(xù)在全省范圍內(nèi)大力宣傳水資源保護，科學(xué)引導(dǎo)農(nóng)戶合理用水。同時，運用市場化的手段，對水資源進行合理定價，如借助價格杠桿、節(jié)水獎勵和精準補貼等措施提高農(nóng)戶節(jié)水意識，減少過度使用和無效浪費。

4 結(jié)論

本研究運用超效率SBM 模型測算了2010—2020年間水資源豐沛區(qū)浙江省及省內(nèi)11 個地級市的農(nóng)業(yè)用水效率，其次運用核密度估計法揭示了浙江省農(nóng)業(yè)用水效率的時間演變規(guī)律，最后使用地理探測器中的分異及因子探測和交互探測分析了浙江省農(nóng)業(yè)用水效率空間分異的因素及各因素之間的交互作用，得出以下結(jié)論：

（1）浙江省農(nóng)業(yè)用水效率整體呈現(xiàn)波動上升態(tài)勢，從2010 年的1.153 上升至2020 年的最高點1.661，年均增長3.71%，多年均值為1.535，始終處于有效利用狀態(tài)。農(nóng)業(yè)水資源利用效率年際變化不大，多年穩(wěn)定性較強，且用水效率主要受到技術(shù)和管理水平的影響。

（2）浙江省11 個地級市之間的農(nóng)業(yè)用水效率存在明顯的南北差異，其中，浙北地區(qū)（杭州、寧波、嘉興、紹興、湖州、舟山）的農(nóng)業(yè)用水效率大部分處于有效利用狀態(tài)，而浙南地區(qū)（金華、臺州、溫州、衢州、麗水）的農(nóng)業(yè)用水效率則低于浙北地區(qū)，處于無效利用狀態(tài)的城市居多，但核密度估計法顯示此差異在逐漸縮小。

（3）農(nóng)村居民人均純收入、農(nóng)林水支出占一般財政預(yù)算支出的比例、人均水資源量、糧食播種面積占農(nóng)業(yè)總播種面積的比例、年降水量是影響浙江省農(nóng)業(yè)用水效率空間分異的主要因素。同時，農(nóng)業(yè)用水效率的空間分異并不是單一因子作用的結(jié)果，而是多種因子共同作用下非線性增強的結(jié)果。