李艷鴿，李棟浩，劉世騰，陳 漂，陳 靜，鄧夢灑

（河南農(nóng)業(yè)大學資源與環(huán)境學院，鄭州 450002）

0 引 言

雨養(yǎng)農(nóng)業(yè)是指單純依靠天然降水為水源的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。由于現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的不斷發(fā)展，現(xiàn)代“雨養(yǎng)農(nóng)業(yè)”的內(nèi)涵有所發(fā)展，也包括人為利用天然或人工集雨面進行集雨，結(jié)合相應的儲水供水設(shè)施實行補償灌溉的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)類型[1]。第三次全國國土調(diào)查主要數(shù)據(jù)公報和中國統(tǒng)計年鑒顯示，2019年末，我國耕地面積12 786.19 萬hm2，耕地灌溉面積6 867.9 萬hm2，灌溉面積占比53.7%，雨養(yǎng)農(nóng)業(yè)占比46.3%。豫南地區(qū)2010-2019年間雨養(yǎng)農(nóng)業(yè)區(qū)占比約為82.6%，說明豫南地區(qū)絕大部分為雨養(yǎng)農(nóng)業(yè)區(qū)。陳曉清等[2]研究表明1997-2018年我國農(nóng)業(yè)用水量占總用水量的比重最大，占比達到60%以上，高效利用農(nóng)業(yè)水資源是緩解水資源短缺地區(qū)用水矛盾的重要途徑，節(jié)約高效利用農(nóng)業(yè)水資源有利于作物產(chǎn)量的增加和作物水分生產(chǎn)力的提高。

胡廣錄等[3]以綠洲灌區(qū)農(nóng)作物生產(chǎn)為例，對農(nóng)作物水分生產(chǎn)力影響因素進行分析，結(jié)果表明可控的管理因素對農(nóng)作物水分生產(chǎn)力的影響大于不可控的氣象因素；LI等[4]以河西走廊為研究區(qū)，分析驅(qū)動因素對灌溉用水生產(chǎn)力的影響，結(jié)果表明，灌溉用水生產(chǎn)力與農(nóng)藝措施、作物生育期日平均溫度和太陽輻射顯著相關(guān)，且農(nóng)藝措施的影響遠大于氣象因素。楊建瑩等[5]利用MODIS 和SEBAL 模型對黃淮海平原冬小麥水分生產(chǎn)力進行估算，結(jié)果表明產(chǎn)量增加對冬小麥水分生產(chǎn)力的貢獻大于實際蒸散量，且氣象要素、作物品種、人為管理等因素都是影響研究區(qū)冬小麥水分生產(chǎn)力的重要因素；李威等[6]運用農(nóng)業(yè)版本Agri-CEVSA 模型模擬了北方旱作春玉米水分生產(chǎn)力，結(jié)果表明北方旱作春玉米農(nóng)田水分生產(chǎn)力空間分布與溫度和降雨呈正相關(guān)，隨著農(nóng)田管理措施的改進，氣候?qū)Ξa(chǎn)量造成的波動正在減弱。

對于河南等華北缺水地區(qū)，從工程技術(shù)措施方面提高農(nóng)業(yè)用水效率的潛力已達到或接近極限，因此考慮從生物農(nóng)藝措施方面提高農(nóng)業(yè)用水效率[7]。國內(nèi)外有關(guān)氣象、農(nóng)藝對水分生產(chǎn)力影響的研究，大部分都是基于灌溉農(nóng)業(yè)，針對雨養(yǎng)農(nóng)業(yè)的研究較少，缺乏雨養(yǎng)農(nóng)業(yè)區(qū)各影響因素對水分生產(chǎn)力的貢獻率的研究。針對以上不足，本文以河南省豫南地區(qū)為研究區(qū)域，深入了解作物水分生產(chǎn)力的現(xiàn)狀，正確評價豫南地區(qū)農(nóng)業(yè)水資源利用效用狀態(tài)，明確河南省水分生產(chǎn)力的制約因素與其影響因素的定量關(guān)系，以期為提高農(nóng)業(yè)水資源利用效率提供幫助。

1 材料與研究方法

1.1 研究區(qū)域概況

豫南地區(qū)主要包括信陽、南陽、駐馬店3個地級市以及鄧州、固始和新蔡3 個省直管縣（市）。豫南位于北緯33°線兩側(cè)，地處淮河上游與大別山北麓之間，地形地貌由東北向西南呈階梯狀分布，依次為平原洼地、丘陵崗地、豫南山地，地勢南高北低。位于亞熱帶濕潤性季風氣候向暖溫帶半濕潤季風氣候的過渡地帶，年平均溫度15.9 ℃，降水較多，年降水量800 mm 以上。降雨在時間和空間上表現(xiàn)出明顯的不均勻性，時間上，夏季和秋季多雨，春季和冬季少雨；空間上，干旱發(fā)生強度呈現(xiàn)出自東部地區(qū)向中西部地區(qū)遞減的趨勢。豫南地區(qū)四季分明，光、熱、水資源豐富，糧食作物以小麥、玉米、稻谷為主。

1.2 數(shù)據(jù)收集及主要因素的選取

農(nóng)業(yè)數(shù)據(jù)來源于《河南省統(tǒng)計年鑒》，從《河南省統(tǒng)計年鑒》中收集南陽、信陽、駐馬店3 市2010-2019年相關(guān)農(nóng)業(yè)數(shù)據(jù)，包括主要糧食作物（小麥、玉米、稻谷）的產(chǎn)量、氮磷鉀肥施用折純量、農(nóng)藥施用量，這部分數(shù)據(jù)用于作物水分生產(chǎn)力的計算和管理因素對作物水分生產(chǎn)力的影響和貢獻率分析。從國家氣象科學數(shù)據(jù)中心獲取南陽、信陽、駐馬店3 市2010-2019年相關(guān)氣象數(shù)據(jù)，相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)包括經(jīng)緯度、高程、降水量、平均氣壓、風速、平均氣溫、平均水氣壓、平均相對濕度、日照時數(shù)、日最低溫度、日最高溫度等，這部分數(shù)據(jù)用于參考作物蒸發(fā)蒸騰量的計算和氣象因素對作物水分生產(chǎn)力的影響和貢獻率分析。

根據(jù)豫南地區(qū)實際情況，通過綜合分析與篩選，選取平均氣溫、冠層表面凈輻射、平均相對濕度以及平均風速4個重要的氣象因素，結(jié)合水肥資源節(jié)約集約利用和水肥優(yōu)化管理的理念，選取純氮、純磷、純鉀及農(nóng)藥施用量作為管理措施因素，利用這8個因素進行作物水分生產(chǎn)力變化原因分析和貢獻率分析。

1.3 研究方法

1.3.1 作物水分生產(chǎn)力

在農(nóng)業(yè)科學領(lǐng)域，農(nóng)業(yè)用水效率被定義為每消耗1單位水資源而產(chǎn)生的糧食數(shù)量，水分生產(chǎn)力是衡量農(nóng)業(yè)生產(chǎn)水平和農(nóng)業(yè)用水科學性與合理性的綜合指標，因此以水分生產(chǎn)力來評價農(nóng)業(yè)用水的效率。水分生產(chǎn)力的計算公式為[8]：

式中：WPc為作物水分生產(chǎn)力，kg/m3；Y為作物產(chǎn)量，kg/hm2；ET為作物蒸發(fā)蒸騰量，m3/hm2。

使用作物系數(shù)法計算作物在某一時段的需水量[9]，計算公式為[10]：

式中：ETc為計算時段內(nèi)的作物需水量，mm；ET0為相應時段的參考作物蒸發(fā)蒸騰量，mm；Kc為相應時段主要糧食作物的作物系數(shù)，不同作物Kc的取值見表1[11]。

表1 作物系數(shù)取值Tab.1 Values of crop coefficients

參考作物蒸發(fā)蒸騰量( reference crop evaportranspiration，ET0)可以用來指導區(qū)域水資源規(guī)劃和水資源科學管理。本文對豫南地區(qū)10 a 逐日氣象數(shù)據(jù)進行整理匯總，運用聯(lián)合國糧農(nóng)組織推薦的基于能量平衡和空氣動力學原理的Penman-Monteith模型[12]計算ET0。

1.3.2 共線性分析

在分析因變量與自變量的關(guān)系時，如果自變量因素之間存在共線性問題，則會掩蓋因變量與自變量真實的關(guān)系，難以區(qū)分每一個自變量對因變量的單獨影響[13]。為判斷選取的因素間是否存在共線性，利用SPSS 軟件進行共線性診斷。通過共線性診斷結(jié)果可以判斷變量間是否存在共線性，其判讀常用到以下統(tǒng)計量：容忍度、方差膨脹因子（VIF，容忍度的倒數(shù)）、特征值、條件指數(shù)和方差比例等[14]。當自變量容忍度小于0.1，或VIF大于10 時，表明自變量間存在嚴重的多重共線性[15]；若條件指數(shù)值為10～30為弱相關(guān)，則認為可能存在共線性，條件指數(shù)為30～100 為中等相關(guān)，則可能性進一步加大，條件指數(shù)大于100 表示有強相關(guān)；若最大條件指數(shù)≥10，且2個或多個的估計回歸系數(shù)有較大的方差分解比，一般方差分解比大于0.5 時，可認為自變量間存在共線性。

1.3.3 偏最小二乘回歸分析

偏最小二乘回歸方法（PLS） 最早是由S. Wold 和C.Albano 等人于1983年提出，PLS 方法能提取出對因變量解釋能力最強的相互獨立的綜合變量，從而克服自變量間因嚴重多重相關(guān)性給系統(tǒng)建模帶來的不良影響。PLS具有主成分分析和線性回歸分析等方法的特點，在保證消除多重共線性的同時，模型精度及穩(wěn)健性也有很大提高[16,17]。

如果所有變量的VIP值均為1，則表示他們對水分生產(chǎn)力的作用（重要性、影響）相同；若VIP大于1，則表示其作用更加重要；當VIP值小于0.8 時，表明各因素指標對水分生產(chǎn)力的貢獻較小[18]。

2 結(jié)果與分析

2.1 主要糧食作物水分生產(chǎn)力計算結(jié)果

由圖1可知，信陽市的主要糧食作物水分生產(chǎn)力最高，駐馬店市次之，南陽市最低，且3市主要糧食作物水分生產(chǎn)力變化趨勢大致相同，10 a間，信陽市和南陽市主要作物水分生產(chǎn)力呈降低趨勢，駐馬店市則是呈增加趨勢。

圖1 豫南3市2010-2019年水分生產(chǎn)力Fig.1 Water productivity of three cities in southern Henan from 2010 to 2019

由表2可知，2010-2019年南陽、信陽、駐馬店3 市水分生產(chǎn)力最大值變化范圍為1.08～1.24 kg/m3，最小值變化范圍為0.87～1.01 kg/m3，CV值變化范圍為8.30%～12.84%，表明南陽、信陽、駐馬店3市主要農(nóng)作物水分生產(chǎn)力具有較弱或者中等程度的差異。平均值變化范圍為1.01～1.11 kg/m3，豫南地區(qū)水分生產(chǎn)力在2011年取得最大值，為1.11 kg/m3，在2018年取得最小值，為1.01 kg/m3，由平均值可以看出豫南地區(qū)主要糧食作物水分生產(chǎn)力在2103年大幅降低，2014年、2015年回升后開始緩慢降低。2010-2019年，豫南地區(qū)主要農(nóng)作物水分生產(chǎn)力有衰減趨勢，這與顧世祥[19]、劉濤[20]等人的研究結(jié)果一致。

表2 2010-2019年水分生產(chǎn)力分析Tab.2 Analysis of water productivity from 2010 to 2019

2.2 水分生產(chǎn)力變化原因分析

由圖1不難看出，南陽、信陽、駐馬店市主要糧食作物水分生產(chǎn)力大致呈現(xiàn)相似的變化趨勢，為探究引起此變化的主要原因，將選取的4 個氣象因素和4 個管理因素與各市作物水分生產(chǎn)力做Pearson相關(guān)性分析，結(jié)果見表3。

表3 氣象因素和管理因素與作物水分生產(chǎn)力的Pearson相關(guān)系數(shù)Tab.3 Pearson correlation coefficients of meteorological and management factors with crop water productivity

所選因素與作物水分生產(chǎn)力的相關(guān)程度在3 市中不盡相同，但極為明確的一點是，冠層表面凈輻射都與作物水分生產(chǎn)力在0.01 級別上表現(xiàn)出極強相關(guān)。在南陽市，作物水分生產(chǎn)力與平均風速、純氮施用折純量、農(nóng)藥施用量在0.05 級別上表現(xiàn)出強相關(guān)；在信陽市，作物水分生產(chǎn)力還與平均溫度在0.01 級別上表現(xiàn)出極強相關(guān)，與純氮施用折純量、純磷施用折純量、農(nóng)藥施用量在0.05 級別上表現(xiàn)出強相關(guān)；在駐馬店市，作物水分生產(chǎn)力還與平均溫度在0.01 級別上表現(xiàn)出極強相關(guān)。

總的來說，作物水分生產(chǎn)力與冠層表面凈輻射之間存在著密切關(guān)系，2013年3 市主要糧食作物水分生產(chǎn)力顯著減少，且南陽、信陽、駐馬店3市冠層表面凈輻射均明顯增大，同比增長分別為5%、7%、9%。2014年3 市主要糧食作物水分生產(chǎn)力顯著增大的同時，冠層表面凈輻射均明顯減小。2015年之后，3市主要糧食作物水分生產(chǎn)力大致呈減小趨勢，冠層表面凈輻射也基本呈增加趨勢。此外，作物水分生產(chǎn)力與平均風速、平均溫度、純氮施用量和農(nóng)藥施用量之間也存在著很大關(guān)聯(lián)。

2.3 影響因素貢獻率分析

2.3.1 共線性診斷分析

由表4和表5可知，平均風速、平均相對濕度、純氮施用量、純磷施用量和純鉀施用量的VIF 值分別為22.71、27.95、256.74、193.19、74.25，均大于10；最大條件指數(shù)為1 023.81，遠大于100；冠層表面凈輻射、平均溫度、平均相對濕度、純氮施用量、純磷施用量和純鉀施用量的最大方差比例分別為0.66、0.59、0.71、0.89、0.84、0.79，均大于0.5。表明選取的8個因素之間存在著嚴重的共線性，為了解決自變量之間的共線性問題，在農(nóng)作物水分生產(chǎn)力有效因素分析中，可以采用偏最小二乘回歸的分析方法。以水分生產(chǎn)力為因變量，各氣象因素和管理因素為自變量，運用XLSTAT軟件進行偏最小二乘回歸分析。

表4 影響因素的特征值、條件指數(shù)和方差分解比例Tab.4 Eigenvalue,conditional index and variance decomposition ratio of influencing factors

表5 影響因素的方差膨脹因子Tab.5 Variance inflation factors of influencing factors

2.3.2 偏最小二乘回歸分析

在對豫南地區(qū)進行分析的基礎(chǔ)上，又分別對3個市進行進一步分析，以探究市域間水分生產(chǎn)力主要驅(qū)動因子的差別，結(jié)果見圖2。3個地市水分生產(chǎn)力的主要驅(qū)動因子（VIP值大于1）略有差別，信陽市水分生產(chǎn)力的主要驅(qū)動因子VIP排序為：農(nóng)藥施用量>純氮施用量>純磷施用量>冠層表面凈輻射，南陽市為：冠層表面凈輻射>平均風速>純氮施用量>農(nóng)藥施用量，駐馬店市為：平均風速>冠層表面凈輻射>純氮施用量，豫南地區(qū)為：冠層表面凈輻射>平均溫度>純氮施用量。綜合分析可知，豫南地區(qū)對作物水分生產(chǎn)力影響最大的因素為冠層表面凈輻射和純氮施用量。

圖2 各影響因素對水分生產(chǎn)力的變量投影重要性VIPFig.2 Projection importance of variables of influencing factors to water productivity(VIP)

由PLS 分析可知，豫南地區(qū)氣象因素貢獻率為43.96%，管理因素為41.95%，其他未考慮的因素（作物因素、土壤因素）貢獻率為14.09%（見圖3）。其中對作物水分生產(chǎn)力貢獻較大的因素是冠層表面凈輻射、平均氣溫、純氮施用量、純鉀施用量、純磷施用量，貢獻率分別為17.80%、15.79%、11.83%、10.89%、10.86%，其次農(nóng)藥、平均風速和平均相對濕度的貢獻率分別為8.37%、7.38%、2.99%。

圖3 各因素對水分生產(chǎn)力的貢獻率Fig.3 Contribution rate of each factor to water productivity

3 討 論

對豫南地區(qū)主要糧食作物水分生產(chǎn)力貢獻率最大的是冠層表面凈輻射和平均氣溫，但是在研究區(qū)，冠層表面凈輻射和平均氣溫與作物水分生產(chǎn)力呈負相關(guān)。觀察數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，冠層表面凈輻射與平均氣溫增大的同時，作物蒸發(fā)蒸騰量增大，糧食產(chǎn)量減少，由作物水分生產(chǎn)力計算公式可知，冠層表面凈輻射和平均氣溫的增大必然導致作物水分生產(chǎn)力的減小，這也是本文冠層表面凈輻射和平均氣溫貢獻率如此之大的原因。一方面，太陽輻射充足有利于光合產(chǎn)物的積累、作物增產(chǎn)，另一方面，很多研究表明太陽輻射是引起ET0變化的最主要的氣象因素[21-23]，且2 者為正相關(guān)。輻射促進作物產(chǎn)量增加的速率小于影響ET0增大的速率，會導致輻射與作物水分生產(chǎn)力呈負相關(guān)。氣溫升高，增加了光熱資源，有利于作物生長發(fā)育，但可能會加劇光熱敏感作物的吸收作用，降低作物干物質(zhì)的積累，最終導致作物產(chǎn)量降低[24]，從而引起作物水分生產(chǎn)力的降低。WANG[25]的研究結(jié)果表明氣溫變暖不利于雨養(yǎng)農(nóng)業(yè)，但有利于灌溉農(nóng)業(yè)。氮、磷、鉀的施用量貢獻率大的原因是，氮、磷、鉀肥按照一定的比例配施可以促進作物對氮、磷、鉀養(yǎng)分的吸收，同時提高作物產(chǎn)量，提高水分生產(chǎn)力，改善水分吸收利用[26]。氮肥的施用可以促進鮮食玉米生育前期植株和根系生長、干物質(zhì)累積和養(yǎng)分吸收[27]，影響作物產(chǎn)量，進而影響作物的水分生產(chǎn)力。理論上認為土壤中磷的有效性與土壤水分條件密切相關(guān)，磷具有保水、保持地力、保持土壤結(jié)構(gòu)的作用，從而影響作物的水分生產(chǎn)力。李亞龍等[28]發(fā)現(xiàn)低磷水平下水稻水分生產(chǎn)力低于中磷和高磷水平，證明磷與作物水分生產(chǎn)力存在著緊密聯(lián)系。

研究結(jié)果表明，純氮磷鉀施用量對作物水分生產(chǎn)力的貢獻率共為33.58%，占很大比重，這與胡廣錄[29]的研究結(jié)果相似，胡廣錄對綠洲灌區(qū)農(nóng)作物水分生產(chǎn)率的影響因素進行了主成分分析，在選取的7個因素中，化肥施用量的載荷量排第2，說明無論在灌溉農(nóng)業(yè)區(qū)還是雨養(yǎng)農(nóng)業(yè)區(qū)，化肥施用量對作物水分生產(chǎn)力都是很重要的影響因素。豫南地區(qū)作為典型的雨養(yǎng)農(nóng)業(yè)區(qū)，所選取的氣象因素對作物水分生產(chǎn)力的貢獻率略大于管理因素，這與一些灌溉農(nóng)業(yè)區(qū)的研究有一定區(qū)別，李棟浩[30]以土壤因素和管理措施指標為因變量，對黑河綠洲農(nóng)田玉米的灌溉水生產(chǎn)力進行PLS分析，結(jié)果表明，在灌區(qū)尺度上，管理措施對灌溉水生產(chǎn)力的貢獻率為52.6%，其他因素(作物品種、氣候條件以及未涉及的土壤因子)對灌溉水生產(chǎn)力的貢獻率為14.8%，即在灌溉農(nóng)業(yè)區(qū)灌區(qū)尺度上，管理因素對水分生產(chǎn)力的貢獻率大于氣象因素。在忽略管理因素和氣象因素選取指標不同的情況下，可以認為雨養(yǎng)農(nóng)業(yè)區(qū)不同于灌溉農(nóng)業(yè)區(qū)，氣象因素是限制作物水分生產(chǎn)力提高的主要因素。

4 結(jié) 論

（1）2010-2019年，豫南地區(qū)主要糧食作物水分生產(chǎn)力變化范圍為1.01～1.11 kg/m3，均值為1.06 kg/m3。2013年呈較大幅度降低，2014、2015年回歸到與2012年持平的水平，之后開始緩慢降低。

（2）引起主要糧食作物水分生產(chǎn)力變化最主要的因素是冠層表面凈輻射，豫南地區(qū)主要糧食作物水分生產(chǎn)力與冠層表面凈輻射的Pearson 相關(guān)系數(shù)平均值為-0.879，表現(xiàn)為極強相關(guān)。

（3）雨養(yǎng)農(nóng)業(yè)區(qū)（豫南），作物水分生產(chǎn)力的主要驅(qū)動因子為冠層表面凈輻射，其貢獻率高達17.80%；純氮、純鉀、純磷施用量作為化肥施用量，貢獻率共為33.58%。

（4）在雨養(yǎng)農(nóng)業(yè)區(qū)，氣象因素貢獻率為43.96%，管理因素為41.95%，其他未考慮的因素貢獻率為14.09%，氣象因素對作物水分生產(chǎn)力的影響略大于化肥和農(nóng)藥的施用。