農業發展低碳因素范文

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0引言

大氣中碳濃度的升高是導致全球氣候變化的主要原因。以低能耗、低排放、低污染為特征的低碳經濟是目前人類應對全球氣候變化，減緩溫室氣體排放的根本出路。農業生產與全球氣候變化息息相關，農業是溫室氣體的第二大重要來源，如何減少農業溫室氣體排放量并探尋減排方法已經成為當務之急[1]。低碳農業是低碳經濟的有機組成部分。所謂低碳農業是指在農業生產、經營中排放最少的溫室氣體，同時獲得整個社會最大效益的農業綠色生產模式，其目的是減少溫室氣體排放，節約有限資源，改善農村環境，實現我國農業和農村可持續發展[2]。近年來，許多專家學者從不同的角度對影響低碳農業發展的各種因素進行了分析研究[3][4]。農業是國民經濟的基礎產業和戰略產業，其對自然資源和環境依賴性很強。近幾十年來，各國靠高碳農業迅速增加了糧食和農產品供給。如不斷開墾農田、連片種植、擴大耕地面積，大量使用化肥、農藥、農業機械、除草劑、獸藥、設施等工業化產品，但同時也帶來溫室氣體排放過大，自然植被、森林、濕地、草原以及生物多樣性減少、環境污染嚴重等環境問題?？梢酝茢?，農業的產前、產中、產后的全過程幾乎都與能源消耗、溫室氣體排放有關聯，有的方面關聯度還相當大[5]。江蘇地處華東經濟發達地區，又是農業大省。江蘇地少人多，自然資源匱乏，農業生產水平相對較高，這就決定了江蘇發展低碳農業要在資源節約型農業上下功夫。資源節約包括節地、節水、節肥、節藥、節種、節工、節能等7個方面。本研究通過對農業增加值與農業機械及物質消耗的關系分析，試圖找到影響江蘇低碳農業發展的主要投入要素及不同區域低碳農業發展的差異，并提出相關的建議，為加快建立有江蘇特色的資源節約型低碳農業發展新模式提供依據。

1回歸分析的指標選擇與模型選取

本文選取1990~2008年江蘇省和2008年江蘇省52個縣（市）農業投入要素中的農用化肥施用量(萬t)X1、農用塑料薄膜使用量（萬t）X2、農用柴油使用量（萬t）X3、農藥使用量（萬t）X4、農業機械總動力(萬KW)X5作為解釋變量，對因變量農業增加值（億元）Y進行多元線性回歸分析，找出對農業增加值影響最為顯著的因素，進而可計算出農業單位GDP能耗及所產生的CO2量。因此可以建立因變量Y與各自變量Xj（j＝1，2，3，…，n）之間的多元線性回歸模型：

Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5+ε（1）式中β0、β1、β2、β3、β4、β5、和ε都是模型中的未知參數，β0為回歸常數，β1~β5為非標準化條件下的偏回歸系數，ε為隨機誤差。對這些未知參數進行參數估計就是多元線性回歸分析的核心任務之一。參數估計所用數據來源于《江蘇省統計年鑒（2000-2009）》[6]和《江蘇省農村統計年鑒-2009》（見表1、表2）。

為了解決原始數據中量綱不同的問題，以確保分析結果的客觀性和科學性，更好地分析各投入要素指標對低碳農業發展的影響，對原始數據進行標準化處理，采用ZScore標準化方法，把數值標準化到Z分數，其公式是：

ZCij=(Cij-C—j)/Sj（2）式中Sj為標準差，因此可以建立標準化后的因變量ZY與各自變量ZXj（j＝1，2，3，…，n）之間的多元線性回歸模型：

ZY=β1ZX1+β2ZX2+β3ZX3+β4ZX4+β5ZX5+ε（3）式中，ZY、ZX1、ZX2、ZX3、ZX4、ZX5為原始數據的標準化值，β1~β5標準偏回歸系數，ε為隨機誤差。因標準化數據的回歸方程中常數項的t的顯著性概率為1>0.05,表示常數項與0沒有顯著性差異，不應出現在方程中。

2回歸分析過程與結果

為研究江蘇省低碳農業發展中農業增加值受哪些投入要素的影響，收集1990~2008年江蘇省和2008年江蘇52個縣（市）農業增加值與農業投入要素的數據，利用SSPS軟件進行多元線性回歸分析，解釋變量篩選策略采用向后篩選，由SPSS自動完成解釋變量的選擇，并觀察每一步檢驗的變化情況，分析結果如表3、表4和表5。

由表3可知，1990~2008年江蘇省和2008年江蘇52個縣（市）的農業增加值與主要投入要素的回歸分析，利用向后篩選策略經過2步都完成了回歸方程的建立，最終模型均為模型2。

對1990~2008年江蘇省農業增加值與主要投入要素的回歸分析，模型1和模型2的相關系數R均為0.985，說明自變量與因變量之間有極高的相關性；決定系數R方值均為0.970,總體回歸效果相同，說明在因變量的變異中，有97.0%可由自變量的變化來解釋。模型2剔除出方程的變量是農用塑料薄膜使用量（萬t）X2，如果顯著性水平α為0.05,可以看到被剔除的X2的偏F檢驗的概率p值大于顯著性水平，因X2的偏回歸系數與零無顯著性差異，其對被解釋變量的線性解釋沒有顯著貢獻，故不應保留在方程中。最終保留在方程的變量為X1、X3、X4、X5。方程的DW檢驗值為2.068,殘差存在一定程度的負自相關。

對2008年江蘇52個縣（市）的農業增加值與主要投入要素的回歸分析，模型1和模型2的相關系數R均為0.874，說明自變量與因變量之間有比較好的相關性；決定系數R方值分別為0.765和0.763,總體回歸效果比較接近。模型2剔除出方程的變量是農業機械總動力（萬KW）X5，如果顯著性水平α為0.05,可以看到被剔除的X5的偏F檢驗的概率p值大于顯著性水平，因X5的偏回歸系數與零無顯著性差異，其對被解釋變量的線性解釋沒有顯著貢獻，故不應保留在方程中。最終保留在方程的變量為X1、X2、X3、X4。方程的DW檢驗值為2.180,殘差存在一定程度的負自相關。

是回歸方差分析表。表4中的2個模型2為最終的方程。如果顯著性水平α為0.05,由于回歸方程顯著性檢驗的概率p值小于顯著性水平α，因此被解釋變量與解釋變量間的線性關系顯著，建立線模型是恰當的。同時可以看出，2個模型2的F值分別為64.498和37.871比2個模型1的F值45.169和29.901大得多，表明整體回歸效果更佳。

展示了模型中各解釋變量的偏回歸系數（非標準化、標準化）、偏回歸系數顯著性檢驗的情況。

對1990~2008年江蘇省農業增加值與主要投入要素的回歸分析，如果顯著性水平α為0.05,則模型1由于存在回歸系數不顯著的解釋變量X2，因此模型1再次被否定。模型2是最終的方程，其所有解釋變量的回歸系數顯著性檢驗的概率p值均小于顯著性水平α，因此解釋變量X1、X3、X4、X5與被解釋變量Y間的線性關系顯著。最終的原始數據和標準化值的回歸方程分別是：

=1930.752-22.936X1+31.435X3+179.020X4+0.990X5（4）Z?=-1.760ZX1+1.508ZX3+0.252ZX4+1.009ZX5（5）對全省而言，由多元線性回歸方程（4）可以估算，每增加1萬噸農用化肥施用量(X1)、農用柴油使用量(X3)、農藥使用量(X4)和農業機械總動力(X5)可使農業增加值（Y）分別平均增加-22.936億元、31.435億元、179.020億元和0.990億元。相當于回歸方程（5）估算，每增加1個標準單位的農用化肥施用量(ZX1)、農用柴油使用量(ZX3)、農藥使用量(ZX4)和農業機械總動力(ZX5)可使農業增加值（ZY）分別平均增加-1.760、1.508、0.252和1.009個標準單位。

對2008年江蘇52個縣（市）的農業增加值與主要投入要素的回歸分析，如果顯著性水平α為0.05,則模型1由于存在回歸系數不顯著的解釋變量X5，因此模型1再次被否定。

模型2是最終的方程，其所有解釋變量的回歸系數顯著性檢驗的概率p值均小于顯著性水平α，因此解釋變量X1、X2、X3、X4與被解釋變量Y間的線性關系顯著。同時模型2中的常數項的t的顯著性概率為0.000<0.05,表示常數項與0有顯著性差異，表明常數項應保留在方程中。最終的原始數據和標準化值的回歸方程分別是：

=10.715+0.992X1+14.897X2+3.346X3+26.207X4（6）Z?=0.327ZX1+0.203ZX2+0.395ZX3+0.196ZX4（7）對2008年每縣（市）而言，由多元線性回歸方程（6）可以估算，每增加1萬噸農用化肥施用量(X1)、農用塑料薄膜使用量(X2)、農用柴油使用量(X3)和農藥使用量(X4)可使農業增加值（Y）分別平均增加0.992億元、14.897億元、3.346億元和26.207億元。相當于回歸方程（7）估算，每增加1個標準單位的農用化肥施用量(ZX1)、農用塑料薄膜使用量(ZX2)、農用柴油使用量(ZX3)和農藥使用量(ZX4)可使農業增加值（ZY）分別平均增加0.327、0.203、0.395和0.196個標準單位。

3不同區域單位農業增加值主要投入要素的差異性分析

為尋找江蘇不同區域低碳農業發展的差異，對2008年江蘇52個縣（市）單位農業增加值所消耗的農用化肥量(X1/Y)、農用塑料薄膜量(X2/Y)、農用柴油量(X3/Y)、農藥量(X4/Y)、農業機械總動力(X5/Y)，按蘇南（14個縣（市））、蘇中（14個縣（市））和蘇北（24個縣（市））3個區域進行分組統計（表6），利用SPSS軟件對3個不同區域的數據進行差異性分析，分析方法采用Kruskal-Wallis檢驗。多獨立樣本Kruskal-Wallis檢驗的基本思想是將多組樣本數據混合并按升序排序，求出各變量值的秩，再考察各組秩的均值是否存在顯著差異。借鑒方差分析的方法，構建K-W檢驗統計量，即K-W=秩的組間平方和/秩總平方和的平均。根據相關公式，SPSS將自行計算K-W統計量和相應的概率p值[7]。Kruskal-Wallis檢驗結果見。

由可知，蘇南、蘇中和蘇北三大區域單位農業增加值消耗的化肥量(X1/Y)的平均秩有較大差距，最低的蘇南的平均秩為14.86，最高的蘇北為36.50,K-W檢驗統計量（表8中的卡方，下同）為20.557,概率p值近似于0，如果顯著性水平α為0.05,由于概率p值小于顯著性水平α，應拒絕零假設，認為蘇南、蘇中、蘇北三大區域的單位農業增加值消耗的化肥量（X1/Y）均值存在顯著差異（蘇北>蘇中>蘇南）；三大區域單位農業增加值所消耗的農用薄膜量（X2/Y）的平均秩，最低的蘇中為19.54,最高的蘇北為32.19,K-W檢驗統計量為6.822,相應的概率p值0.030,小于顯著性水平（α=0.05），則認為蘇南、蘇中、蘇北三大區域單位農業增加值所消耗的農用薄膜量（X2/Y）均值存在顯著差異（蘇北>蘇南>蘇中）；三大區域單位農業增加值消耗的農用柴油量（X3/Y）、農藥量（X4/Y）的平均秩差距不大，K-W檢驗統計量分別為5.174和0.707,相應的概率p值分別為0.073和0.0703,均大于顯著性水平（α=0.05），所以，三大區域的X3/Y和X4/Y均值差異不顯著；蘇南、蘇中、蘇北三個區域單位農業增加值所需農機總動力（X5/Y）的平均秩有較大差距，最低的蘇中的平均秩為16.14,最高的蘇北為32.92,K-W檢驗統計量為10.867,相應的概率p值為0.003，小于顯著性水平（α=0.05），因此，三大區域的單位農業增加值所需農機總動力（X5/Y）均值存在顯著性差異（蘇北>蘇南>蘇中）。

4結論與建議

4.1主要結論

對1990~2008年全省農業增加值與主要投入要素的回歸分析，反映了近20年來江蘇農業發展過程中，各類投入要素對農業增加值的影響，其中化肥施用量對農業增加值起負作用，對農業增加值貢獻最大的是農用柴油使用量，其次是農機總動力，農用薄膜使用量對農業增加值的貢獻不顯著。對2008年全省52個縣（市）農業增加值與主要投入要素的回歸分析，反映了目前社會經濟發展條件下，不同投入要素對農業發展的貢獻大小，依次是農用柴油使用量、化肥施用量、農用薄膜使用量和農藥使用量，農機總動力對農業增加值的貢獻不顯著。

對2008年蘇南、蘇中和蘇北三大區域單位農業增加值所消耗投入要素量的差異性分析可知，單位農業增加值化肥施用量以蘇北最高，蘇南最低；單位農業增加值消耗農用薄膜和農機總動力以蘇北最高，蘇中最低；單位農業增加值消耗農用柴油和農藥量三大區域間差異不顯著?？傮w上，單位農業增加值所消耗投入量以蘇北較高。

4.2幾點建議

4.2.1制定低碳農業發展規劃規劃要以科學發展觀為指導,從全球氣候變化對當地環境的影響入手,從當地實際出發,明確一個時期的發展目標和發展措施,切實做到務實可行。“十二五”規劃中既要有經濟發展指標,也要有節能減排的約束性指標。規劃應突出發展低碳高效農業,并以此為統領。規劃應明確各個階段低碳農業經濟發展的重點項目和重點措施,尤其要明確相關扶持措施。規劃應計算出各個階段低碳農業發展所需的投入總需求和相關組成,明確投入渠道,以保障發展需求。

4.2.2提高資源利用率據統計，江蘇省化肥利用率不足35％，比發達國家低將近20個百分點。由于多數農戶盲目追求高產出，偏施、過量施用化肥現象普遍，導致農業化肥利用率逐年降低，已對農業增加值起負作用。提高化肥利用效率成為發展低碳農業的當務之急。建議優化化肥在區域及作物間資源配置,調整施肥結構，加強土壤肥力和肥料效益監測等基礎性工作，建立科學的有機-無機結合的施肥體系，調整氮、磷、鉀肥養分比例和品種結構,實現養分均衡供應，開展和普及測土平衡施肥技術，根據氮、磷、鉀養分土壤行為特點,制定不同的施肥措施，加強肥料宏觀調控，加快新型緩/控釋肥料研制與示范推廣。同時要合理地使用高效、低毒、低殘留農藥，推廣低容量噴霧技術，建立多元化、社會化病蟲害防治專業服務組織，運用農業、物理及生物防治技術，減少農藥使用次數和數量，提高防治效果和農藥利用率。

4.2.3推廣低碳農業技術加快適應低碳環境的優良品種的推廣，大力推動農作制度創新，推廣一批穩糧高效、農牧循環、水旱輪作等高效生態農業模式，并在此基礎上，建立低碳農業實踐園區、示范企業、示范農戶，充分發揮典型的傳、幫、帶作用，為減排技術的推廣提供數據和技術支持。

4.2.4加快農機節能減排農業機械是農業生產的重要工具，農機化技術直接關系到節肥、節藥、節水、節種和秸稈綜合利用等技術的普及和推廣，是推進農業農村節能減排的載體和手段。做好農機節能工作，不僅能夠推進農機化發展方式的轉變，而且對整體推進農業農村節能減排，建設資源節約型、環境友好型社會具有十分重要的意義。要加快研發農機節能減排新產品，大力推廣農機節能減排技術，進一步優化農機裝備結構，不斷提高農機作業服務組織管理水平。

4.2.5制定相關政策要建立和完善相關政策，形成低碳農業發展的長效機制。隨著改革開放和經濟的發展，我國的農業生態環境狀況發生了巨大的變化，也出現了許多新的問題，可以借鑒美國做法，結合中國實際，有針對性地出臺法律法規，盡快制定并完善農業投入品對生態環境影響等相關標準，加強農產品標準的制定，控制過量的化學品的投入引起的食品安全和環境安全的問題，規范低碳農業發展。同盟制定有機肥補貼、秸稈和畜禽糞便等廢棄物綜合利用的優惠政策與獎勵辦法，出臺化肥農藥稅的財政政策等，完善農業固碳的生態補償機制，鼓勵農業廢棄物能源化、資源化利用，鼓勵發展循環農業和生物質經濟等，提高農業的節能減排技術水平。