人工增雨對(duì)水資源、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)及植被增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)

摘 要：人工增雨是服務(wù)民生的重要舉措，是水資源調(diào)控的重要手段，其對(duì)植被增長(zhǎng)及農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重要作用。對(duì)此，探討了人工增雨對(duì)水資源的保障率和人工增雨對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)率，并以2007年貴州省人工增雨為例，分析了貴州省植被凈初級(jí)生產(chǎn)力的貢獻(xiàn)，結(jié)果顯示2007年貴州省人工增雨對(duì)水資源保障率的貢獻(xiàn)為2.47%，對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率4.10%，有機(jī)物積累的貢獻(xiàn)為14.03萬(wàn)t。

關(guān)鍵詞：人工增雨；水資源；農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)；植被凈初級(jí)生產(chǎn)力

中圖分類(lèi)號(hào)：P481 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：B 文章編號(hào)：2095–3305（2024）12–0-03

客觀、科學(xué)、定量地評(píng)價(jià)人工增雨效果是人工影響天氣學(xué)科的重要組成部分，是一項(xiàng)既重要又十分困難的科學(xué)問(wèn)題。近年來(lái)，國(guó)內(nèi)主要利用地面雨量、雷達(dá)回波和衛(wèi)星云圖等資料開(kāi)展統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)和物理檢驗(yàn)，且在人工增雨效果評(píng)估方法上研究取得一定成果，主要體現(xiàn)在利用聚類(lèi)分析和雨量網(wǎng)格插值技術(shù)、區(qū)域趨勢(shì)控制協(xié)變量歷史回歸分析方法，改進(jìn)了歷史回歸統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)方法；利用綜合實(shí)驗(yàn)探測(cè)資料，在物理檢驗(yàn)方法方面獲得了一些催化云的物理參量響應(yīng)證據(jù)；數(shù)值模擬在人工播云增雨效果檢驗(yàn)中得到了初步應(yīng)用。但在人工增雨所產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)、社會(huì)效益方面的研究上較為空白。對(duì)此，利用1998—2006年貴州省有關(guān)數(shù)據(jù)資料，探討了人工增雨對(duì)水資源保障率、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)和生態(tài)建設(shè)的貢獻(xiàn)的計(jì)算方法，為健全統(tǒng)一的人工增雨效益評(píng)估的理論和方法作出貢獻(xiàn)。

1 人工增雨對(duì)水資源的保障率

1.1 水資源總量與降水量的關(guān)系

降水量是決定水資源量的主要因子之一[1]。圖1為1998—2006年貴州水資源和年降水總量隨時(shí)間的變化情況。從圖1可以看出，降水總量與水資源總量的變化趨勢(shì)十分相似，表明兩者存在良好的相關(guān)性。

利用歷年貴州省降水量與水資源總量的數(shù)據(jù)資料（表1），表1中的降水總量、水資源總量數(shù)據(jù)源于《貴州省水資源公報(bào)》和《貴州省2007統(tǒng)計(jì)年鑒》。通過(guò)最小二乘法求出兩者之間的經(jīng)驗(yàn)公式。

Q=-583.360+0.797×P（1）

式（1）中，Q表示水資源總量（單位：億m3），P表示年降水總量（單位：億m3）。

貴州省降水量與水資源總量的相關(guān)系數(shù)r=0.93，用t-檢驗(yàn)法對(duì)相關(guān)系數(shù)r進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)。

t=r×[（n-2）/（1-r2）]1/2（2）

式（2）中，根據(jù)t-檢驗(yàn)法可知，t具有自由度n-2的t-分布，n為樣本量。通過(guò)計(jì)算得出t=6.674，查閱t-分布數(shù)值表t0.005=4.029，t＞t0.005，因此貴州省年降水總量與水資源總量之間具有很好的相關(guān)性，并且通過(guò)了統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。從圖2可以看出，回歸值與實(shí)際值具有良好的線(xiàn)性相關(guān)關(guān)系。

1.2 評(píng)估人工增雨量對(duì)水資源的貢獻(xiàn)

dQ表示人工增雨對(duì)水資源的貢獻(xiàn)，dP表示人工增雨量[2]。那么人工增雨作業(yè)后的降水量和水資源量分別為（P+dP）、Q+dQ，代入式（1）得出：

Q+dQ=-583.360 +0.797×（P+dP）（3）

則人工增雨對(duì)水資源的貢獻(xiàn)的計(jì)算公式為：

dQ=0.797×（dP）（4）

1.3 人工增雨對(duì)水資源保障率的貢獻(xiàn)

供水能力是指在現(xiàn)狀條件下，相應(yīng)于某供水保證率的可供水量，是反映水資源開(kāi)發(fā)利用的重要指標(biāo)。貴州省水資源總量豐富，但由于地處典型的喀斯特高原山地，降落在地表的雨水往地底下流，無(wú)法形成地表徑流；即便形成了地表徑流，但受地形地勢(shì)影響，取用難度大、成本高，再加上貴州現(xiàn)有水利基礎(chǔ)設(shè)施在數(shù)量和質(zhì)量方面，與社會(huì)需求之間存在較大的差距。

從表2可知，1998—2005年貴州省水資源利用率不斷提高，平均水資源利率為8.61%。2007年貴州省人工增雨26.7億m3，其中飛機(jī)增雨9.6億m3。根據(jù)公式（4），可計(jì)算出2007年全省人工增雨作業(yè)對(duì)水資源總量的貢獻(xiàn)是21.28億m3。2007年氣象資料表明，全省平均共計(jì)降水量為1 029.7 mm，根據(jù)公式（1）算出水資源總量為862 m3，其中自然降水產(chǎn)生的水資源為840.72 m3。按1998—2005年貴州省水資源利用效率（取表2中最大利用效率），分別可轉(zhuǎn)換的供水量為862×11.65%=100.42 m3，840.72×11.65%=97.94 m3。由此可計(jì)算出，2007年全省人工增雨對(duì)水資源保障率的貢獻(xiàn)：（100.42-97.94）/100.42=2.47%。

2 人工增雨對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)率

2.1 方法

借鑒經(jīng)濟(jì)學(xué)里對(duì)貢獻(xiàn)率（在其他技術(shù)條件不變的情況下，投入的某一生產(chǎn)要素的增加所導(dǎo)致的產(chǎn)出的增加）及生產(chǎn)函數(shù)的思想：生產(chǎn)函數(shù)表示在一定時(shí)期內(nèi)，在技術(shù)水平不變的情況下，生產(chǎn)中所用的各種要素?cái)?shù)量與所能產(chǎn)生的最大產(chǎn)量之間的關(guān)系。常用的生產(chǎn)函數(shù)形式為柯布—道格拉斯函數(shù)（Corb-Douglus），該函數(shù)認(rèn)為在技術(shù)經(jīng)濟(jì)條件不變的情況下，產(chǎn)出只與投入的資本與勞動(dòng)力存在關(guān)系[3-4]。其形式如下：

Q=A Ka Lb（5）

由于生產(chǎn)函數(shù)最初是應(yīng)用于經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域，在研究水資源對(duì)3個(gè)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的貢獻(xiàn)時(shí)，為了突出水資源這個(gè)投入要素的作用，建立以資本、勞動(dòng)力和水資源為投入要素的“水資源生產(chǎn)函數(shù)”：

Q=A K a Lb W c（6）

式（5）、（6）中，Q為總產(chǎn)出；A是常數(shù)，也稱(chēng)為效率系數(shù)；K、L為表示資本和勞動(dòng)力投入的變量；指數(shù)a、b、c分別表示資本和勞動(dòng)力的彈性系數(shù)，反映生產(chǎn)要素（資本或勞動(dòng)力）的變化對(duì)產(chǎn)出的影響程度；W為產(chǎn)業(yè)總用水量，為用水彈性系數(shù)，反映用水量的變化對(duì)產(chǎn)值的影響程度。

2.2 資料和回歸分析

表3數(shù)據(jù)來(lái)自《貴州省統(tǒng)計(jì)年鑒（2007）》和《貴州省水資源公報(bào)》，其中農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值包括農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值，用水量為農(nóng)林牧漁業(yè)總用水量。

經(jīng)過(guò)多元回歸分析計(jì)算，A=1.124×10-13，a=1. 049 1，

b=3.523 4，c=1.646 3，判定系數(shù)r=0.97，表明在自變量和因變量之間存在很大的相關(guān)性，回歸公式如下：

Q=1.124×10-13×K1.049 1×L3.523 4×W1.646 3（7）

2.3 人工增雨對(duì)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的貢獻(xiàn)率

人工增雨對(duì)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的貢獻(xiàn)率E可由下式計(jì)算：

E=（Q-Q0）/Q0（8）

式（8）中，Q0為當(dāng)年農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總產(chǎn)值。

2007年人工增雨對(duì)水資源的貢獻(xiàn)率為2.47%，代入式（7）（8），則人工增雨對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率為：E=（Q1-Q）/Q= 4.10%。

3 人工增雨對(duì)貴州省植被凈初級(jí)生產(chǎn)力的貢獻(xiàn)

3.1 植被凈初級(jí)生產(chǎn)力定義和與年降水量的關(guān)系

植被凈初級(jí)生產(chǎn)力（Net primary Productivity，NPP）是指綠色植物在單位面積、單位時(shí)間內(nèi)所累計(jì)的有機(jī)物數(shù)量，單位：g/（m2·年），其直接反映了生態(tài)系統(tǒng)對(duì)環(huán)境氣候條件的響應(yīng)[6-9]。谷曉平等[10]利用大氣—植被相互作用模型（AVIM2）模擬了西南地區(qū)NPP的空間分布格局和多年變化，分析了1981—2000年氣候變化對(duì)NPP的影響（圖3），并對(duì)貴州省森林NPP和降水進(jìn)行相關(guān)分析，得出兩者的關(guān)系如下：

y=0.131 6x+437.38（9）

式（9）中，y為NPP值，x為年降水量，相關(guān)系數(shù)r=

0.458，并通過(guò)了統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。

因此，人工增雨對(duì)NPP的貢獻(xiàn)如下：

dy=0.1316×dx（10）

式（10）中，dx為人工增雨作業(yè)所增加的降水量。

根據(jù)省、地、縣的森林覆蓋率，從而可以計(jì)算出人工增雨對(duì)貴州省（地、縣）森林一年內(nèi)有機(jī)物積累的貢獻(xiàn)。

3.2 2007年人工增雨對(duì)NPP和我省森林有機(jī)物積累的貢獻(xiàn)

根據(jù)式（9）、（10），按照以下步驟計(jì)算2007年貴州省人工增雨對(duì)NPP和森林有機(jī)物積累的貢獻(xiàn)量。

（1）將全年人工增雨作業(yè)增雨量換算成年降水量的增加值（mm）：2 670 000 000/176 167/1 000/1 000×

1 000=15.16 mm。

（2）計(jì)算2007年NPP值：NPP=0.131 6×1 029.7+

473.38=608.89 g/（m2·年）。

（3）計(jì)算人工增雨對(duì)NPP的貢獻(xiàn)：dy=0.131 6×15.16

=1.995 g/（m2·年）。

（4）人工增雨對(duì)NPP的貢獻(xiàn)率：人工增雨對(duì)NPP的貢獻(xiàn)/自然降水時(shí)的NPP=1.995/（608.89-1.995）=0.33%。

（5）人工增雨對(duì)貴州省有機(jī)物積累的貢獻(xiàn)：人工增雨對(duì)有機(jī)物積累的貢獻(xiàn)=NPP貢獻(xiàn)率×全省森林面積（703.39萬(wàn)hm2）=1.995×703.39×10 000×10 000/1 000/

1 000/10 000=14.03萬(wàn)t。

4 結(jié)束語(yǔ)

人工增雨對(duì)水資源、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)及植被增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)不容忽視。此次探討是對(duì)人工增雨經(jīng)濟(jì)效益評(píng)估的嘗試，方法本身存在一定的不足，加之受資料不夠充分的影響，在實(shí)際運(yùn)用中需進(jìn)一步改進(jìn)和完善。未來(lái)的研究方法應(yīng)在實(shí)際情況的基礎(chǔ)上，不斷創(chuàng)新改進(jìn)，為健全統(tǒng)一的人工增雨效益評(píng)估的理論和方法提供助力。

參考文獻(xiàn)

[1] 苗婷，黃曉梅，何宏鑄.2016年康縣人工增雨效果評(píng)估及分析[J].現(xiàn)代農(nóng)業(yè)科技，2016（19）：246-248.

[2] 班顯秀，王吉宏.一種評(píng)估人工增雨量對(duì)水資源量貢獻(xiàn)的計(jì)算方法[J].遼寧氣象，2005（3）：25-26.

[3] 王京晶，蔣之宇，吳川東.中國(guó)水資源開(kāi)發(fā)利用現(xiàn)狀的問(wèn)題及解決對(duì)策[J].居舍，2018（13）：197-198.

[4] 丁相毅，左其亭.水資源對(duì)區(qū)域國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）貢獻(xiàn)率的計(jì)算方法及應(yīng)用研究[J].水利經(jīng)濟(jì)，2007（3）：1-3，7，81.

[5] 徐勇，鄭志威，孟禹弛，等.西南地區(qū)不同類(lèi)型植被NPP時(shí)空演變及影響因素探究[J].環(huán)境科學(xué)，2024，45（1）：262-274.

[6] 徐勇，黃雯婷，郭振東，等.2000—2020年我國(guó)西南地區(qū)植被NEP時(shí)空變化及其驅(qū)動(dòng)因素的相對(duì)貢獻(xiàn)[J].環(huán)境科學(xué)研究，2023，36（3）：557-570.

[7] 馬炳鑫，和彩霞，靖娟利，等.1982—2019年中國(guó)西南地區(qū)植被變化歸因研究[J].地理學(xué)報(bào)，2023，78（3）：714-728.

[8] 王黎歡，呂雅瓊，王梓奕.CLM5在中國(guó)西南地區(qū)植被生長(zhǎng)模擬的適用性分析[J].高原氣象，2024，43（6）：1586-1599.

[9] 馬東旭，殷曉潔，周斯怡，等.基于中國(guó)植被圖的西南地區(qū)主要喬木物種豐富度格局[J].福建農(nóng)林大學(xué)學(xué)報(bào)（自然科學(xué)版），2022，51（2）：249-257.

[10] 谷曉平，黃玫，季勁鈞，等.近20年氣候變化對(duì)西南地區(qū)植被凈初級(jí)生產(chǎn)力的影響[J].自然資源學(xué)報(bào)，2007（2）：251 -259，324.

收稿日期：2024-10-11

作者簡(jiǎn)介：李瑋（1969—），男，貴州貴陽(yáng)人，高級(jí)工程師，研究方向?yàn)槿斯び绊懱鞖狻?/p>