農(nóng)業(yè)發(fā)展低碳因素資料

1、農(nóng)II./素0引大氣中碳濃度的升高是導(dǎo)致全球氣候變化的主要原因0以低臺(tái)匕目匕耗、低排放、低污染為特征的低碳經(jīng)濟(jì)是目刖人類應(yīng)對(duì)全球氣候變化減緩溫室氣體排放的根本出路0農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與全球氣候變化息息相關(guān)農(nóng)業(yè)是溫室氣體的弟一大重要來源如何減少農(nóng)業(yè)溫室氣體排放縣里并探尋減排方法已經(jīng)成為當(dāng)務(wù)之急10低碳農(nóng)業(yè)是低碳經(jīng)濟(jì)的有機(jī)組成部分0所謂低碳農(nóng)業(yè)是指在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、經(jīng)營中排放最少的溫室氣體同時(shí)獲整個(gè)社會(huì)最大效的農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)模式其目的是減少溫室氣體排放節(jié)約有限資源改善農(nóng)村環(huán)境實(shí)現(xiàn)我國農(nóng)業(yè)和農(nóng)村可持續(xù)發(fā)展20近年來許多專豕學(xué)者從不同的角度對(duì)影響低碳農(nóng)業(yè)發(fā)展的各種因素進(jìn)行了分析研究3而0農(nóng)業(yè)是國民經(jīng)濟(jì)的基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)和戰(zhàn)略產(chǎn)

2、業(yè)其對(duì)自然資源和環(huán)境依賴性很強(qiáng)0近幾年來各國罪高碳農(nóng)業(yè)迅速增加了糧食和農(nóng)產(chǎn)品供給0如不斷開墾農(nóng)田、連片種植、r大耕地面積大里使用化肥草劑、獸藥、設(shè)施等工來溫室氣體排放過大地、草原以及生物多樣等環(huán)境問題0可以推斷產(chǎn)后的全過程幾乎都與放有關(guān)聯(lián)有的方面關(guān)地處華東經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)地少人多自然資源匱較高這就決止了江蘇節(jié)約型農(nóng)業(yè)上下功夫0水、節(jié)肥、節(jié)藥、節(jié)種面0本研究通過對(duì)農(nóng)業(yè)質(zhì)消耗的關(guān)系分析試業(yè)發(fā)展的主要投入要素展的差并提出相關(guān)江蘇特色的資源節(jié)約型供依據(jù)01回歸分析的指標(biāo)選擇本文選取199)02008年江蘇、農(nóng)藥、農(nóng)業(yè)機(jī)械、除業(yè)化產(chǎn)品但同時(shí)也帶自然植被、森林、濕性減少、環(huán)境污染嚴(yán)重農(nóng)業(yè)的產(chǎn)、之，刖、產(chǎn)中、臺(tái)

3、匕目匕源消耗、溫室氣體排聯(lián)度還相當(dāng)大50江蘇又是農(nóng)業(yè)大省0江蘇乏農(nóng)業(yè)生產(chǎn)水平相對(duì)發(fā)展低碳農(nóng)業(yè)要在資源資源節(jié)約包括節(jié)地、節(jié)、節(jié)工、節(jié)臺(tái)匕目匕等7個(gè)方增加值與農(nóng)業(yè)機(jī)械及物圖找到影響江蘇低碳農(nóng)及不同區(qū)域低碳農(nóng)業(yè)發(fā)的建議為加快建立有低碳農(nóng)業(yè)發(fā)展新模式提與模型選取省和2008年江蘇省52個(gè)縣(市)農(nóng)業(yè)投入要素中的農(nóng)用化肥施用縣里(萬t)X、農(nóng)用塑料薄膜使用縣里(萬t)X2、農(nóng)用柴油使用縣里(萬t)X3、農(nóng)藥使用縣里(萬t)X4、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力(萬KW7)X5作為解釋變縣里對(duì)因變里農(nóng)業(yè)增加值(億元)丫進(jìn)行多元線性回歸分析找出對(duì)農(nóng)業(yè)增加值影響最為顯者的因素進(jìn)而可計(jì)算出農(nóng)業(yè)單位GDIp能耗及所產(chǎn)生的CO2！量

4、0因此可以建立因變縣里丫與各自變縣里Xj(j=123n)之問的多元線性回歸模型:丫二00+31X1+B2X2+33)X3+4X：4+B5X5(1)式中30、，1、32、3、4、35、和都是模型中的未知參數(shù)0為回歸常數(shù)31135為非標(biāo)準(zhǔn)化條件下的偏回歸系數(shù)為隨機(jī)1口差0對(duì)這些未知參數(shù)進(jìn)行參數(shù)估計(jì)就是多元線性回歸分析的核任務(wù)之一0參數(shù)估計(jì)所用數(shù)據(jù)來源于江蘇省統(tǒng)計(jì)年鑒(2000-2009)6和江蘇省農(nóng)村統(tǒng)計(jì)鑒-2009(見表1、表2)0為了解決原始數(shù)據(jù)中縣里綱不同的問題以確保分析結(jié)果的客觀性和科學(xué)性更好地分析各投入要素指標(biāo)對(duì)低碳農(nóng)業(yè)發(fā)展的影響，對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，采用ZScore標(biāo)準(zhǔn)化方法，把

5、數(shù)值標(biāo)準(zhǔn)化到Z分?jǐn)?shù)，其公式是：ZCij=(Cij-C-j)/Sj(2)式中Sj為標(biāo)準(zhǔn)差，因止匕可以建立標(biāo)準(zhǔn)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zY邛1ZX1+B2ZX2+B3ZX3k4卜*4卜05ZX5+&(3)式中，ZYZX1、ZX2、ZX3、ZX4、ZX5為原始數(shù)據(jù)的標(biāo)準(zhǔn)化值B1B5標(biāo)準(zhǔn)偏回歸系數(shù)，e為隨機(jī)誤差。因標(biāo)準(zhǔn)化數(shù)據(jù)的回歸方程中常數(shù)項(xiàng)的t的顯著性概率為10.05,表示常數(shù)項(xiàng)與0沒有顯著性差異，不應(yīng)出現(xiàn)在方程中2回歸分析過程與結(jié)果為研究江蘇省低碳農(nóng)業(yè)發(fā)展中農(nóng)業(yè)增加值受哪些投入要素的影響，收集19902008年江蘇省和2008年江蘇52個(gè)縣(市)農(nóng)

6、業(yè)增加值與農(nóng)業(yè)投入要素的數(shù)據(jù)，利用SSPS軟件進(jìn)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(dòng)完成解釋變量的選擇，并觀察每一步檢驗(yàn)的變化情況分析50由表3可知19902008年個(gè)縣(市)的農(nóng)業(yè)增加歸分析利用向后篩選回歸方程的建立最終對(duì)199)02008年江蘇省農(nóng)業(yè)的回歸分析模型1和為0.985說明自變縣里與關(guān)性；決止系數(shù)R方值相同說明在因變縣里的變里的變化來解釋0模是農(nóng)用塑料薄膜使用縣里性水平a為0.05,可以看驗(yàn)的概率p值大于顯者系數(shù)與令無顯著性差苧性解釋沒有顯著貢獻(xiàn)最終保留在方程的變量程的DW/檢驗(yàn)值為2.0(68,殘相關(guān)0結(jié)果如表3、表4和表江蘇省和2008年江蘇52值

7、與主要投入要素的回略經(jīng)過2步都占兀成了模型均為模型20增加值與主要投入要素模型2的相關(guān)系數(shù)R均因變縣里之問有極高的相均為0.970,總體回歸效果變異中有970%可由自型2剔除出方程的變里(萬t)X2如果顯者到被剔除的X2的偏F檢性水平因X2的偏回歸其對(duì)被解釋變量的線故不應(yīng)保留在方程中0為X1、X3、X4、X50方差存在一止程度的負(fù)自對(duì)2008年江蘇52個(gè)縣(要投入要素的回歸分析關(guān)系數(shù)R均為0.874說有比較好的相關(guān)性決0.765和0.753,總體回歸效除出方程的變量是農(nóng)業(yè)X5如果顯者性水平a的X5的偏F檢驗(yàn)的概率因X5的偏回歸系數(shù)與令解釋變里的線性解釋沒留在方程中0最終保留X2、X3、X40方

8、程的DW一止程度的負(fù)自相關(guān)0是回歸方差分析表0表終的方程0如果顯著性方程顯著性檢驗(yàn)的概率a因此被解釋變量與顯者建立線模型是恰2個(gè)模型2的F值分別型1的F值45.169和29.!901市)的農(nóng)業(yè)增加值與主模型1和模型2的相明自變縣里與因變縣里之問止系數(shù)R方值分別為果比較接近0模型2剔機(jī)械總動(dòng)力(萬KW，）為0.05,可以看到被剔除p值大F顯者性水平無顯著性差日其對(duì)被有顯者貢獻(xiàn)故不應(yīng)保在方程的變里為X1、/檢驗(yàn)值為2.180,殘差存在4中的2個(gè)模型2為最水平a為0.05,由于回歸P值小F顯者性水平解釋變縣里問的線性關(guān)系當(dāng)?shù)?同時(shí)可以看出為64.，498和37.871比2個(gè)模大日多表明整體回歸效果更

9、佳0展示了模型中各解釋變里的偏回歸系數(shù)(非標(biāo)準(zhǔn)化、標(biāo)準(zhǔn)化）、偏回歸系數(shù)顯者性檢驗(yàn)的情況0對(duì)19902008江蘇省農(nóng)業(yè)增加值與主要投入要素的回歸分析如果顯者性水平a為0.05,則模型1由于存在回歸系數(shù)不顯者的解釋變縣里X2因此模型1再次被否止0模型2是最終的方程其所有解釋變縣里的回歸系數(shù)顯者性檢驗(yàn)的概率p值均小1顯者性水平a因此解釋變縣里X1、X3、X4、X5與被解釋變里Y問的線性關(guān)系顯者0最終的原始數(shù)據(jù)和標(biāo)準(zhǔn)化值的回歸方程分別是:=1930.752-2293；6X1+31.435X3+179.020)4+0.99()X5(4)Z?=-1.760；ZX1-1.5(08Z)(3+0.252ZX4+

10、1.0)09ZX5(5)對(duì)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(nóng)用化肥施用量(X1)、農(nóng)用柴油使用里(X3)、農(nóng)藥使用縣里(X4)和農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力(X5)可使農(nóng)業(yè)增加值(Y)分別平均增加-22.936億元、31135億元、179.020億元和0.9)90億元0相當(dāng)于回歸方程(5)估算的農(nóng)用化肥施用縣里(ZX(ZX3)、農(nóng)藥使用縣里(ZX可使農(nóng)業(yè)增加值(ZY)1.508、0.252和1.009個(gè)標(biāo)對(duì)2008江蘇52個(gè)縣(要投入要素的回歸分析0.05,則模型1由于存在變里X5因此模型1再模型2是最終的方程系數(shù)顯者性檢驗(yàn)的概率a因此解釋變縣里X1、縣里Y問的線性關(guān)系顯者項(xiàng)的t的顯者性

11、概率為0有顯者性差異表明中0最的原始數(shù)據(jù)和別是:二10.715+0.6J92X1+14.897X2+3.346X3+26Z?=0.327ZX1+0203；ZX2+0.395Z)X3+0.196(市)而言由多元線每增加1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)單位、農(nóng)用柴油使用縣里和農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力(Z)5)分別平均增加-1.760、準(zhǔn)單位0市)的農(nóng)業(yè)增加值與主如果顯者性水平a為回歸系數(shù)不顯者的解釋次被否止0其所有解釋變縣里的回歸p值均小于顯者性水平X2、X3、X4與被解釋變0同時(shí)模型2中的常數(shù)0.()00蘇位農(nóng)業(yè)增加值所消耗的平均秩最低的蘇中為32.19K-W檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)縣里為6.82小于顯者性水平(a=0.05據(jù)混合并按升序排序考

12、察各組秩的均值是否差分析的方法構(gòu)建K-V的組問平方和/秩總平公式S6SS將自行計(jì)算P值70Kru;kal-Walis檢驗(yàn)蘇北二大區(qū)域單位農(nóng)業(yè)/Y)的平均秩有較大差秩為14.86最高的蘇北表8中的卡方下同)0如果顯者性水平a于顯者性水平a應(yīng)拒蘇中、蘇北二大區(qū)域的化肥縣里(X，/Y)均值存中蘇南);二大區(qū)域單農(nóng)用薄膜縣里(X2N)的19J54,最高的蘇北為22,相應(yīng)的概率P值0.0,30,),則認(rèn)為蘇南、蘇中、蘇北三大區(qū)域單位農(nóng)業(yè)增加值所消耗的農(nóng)用薄膜縣里(X2/Y)均值存在顯著差異(蘇北蘇南蘇中）；二大區(qū)域單位農(nóng)業(yè)增加值消耗的農(nóng)用柴油里(X3/Y）、農(nóng)藥里(X4/Y)的平均秩差距不大K-W檢驗(yàn)統(tǒng)

13、計(jì)縣里分別為5.174和0.707,相應(yīng)的概率p值分別為0.073和0.0703,均大于顯著性水平(=().05),所以二大區(qū)域的X33/Y和X4/Y均值差異不顯者；蘇南、蘇中、蘇北二個(gè)區(qū)域單位農(nóng)業(yè)增加值所需農(nóng)機(jī)總動(dòng)力(X5j/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,KW檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)里為10.867,相應(yīng)的概率p值為0.中3小于顯者性水平(a巾05),因此二大區(qū)域的單位農(nóng)業(yè)增加值所需農(nóng)機(jī)總動(dòng)力(X5N)均值存在顯者性差異(蘇北蘇南蘇中）。4結(jié)論與建議4.1主要結(jié)論對(duì)19902008年全省農(nóng)業(yè)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(nóng)業(yè)發(fā)展過程中各類投

14、入要素對(duì)農(nóng)業(yè)增加值的影響其中化肥施用里對(duì)農(nóng)業(yè)增加加值貢獻(xiàn)最大的是農(nóng)用機(jī)總動(dòng)力農(nóng)用薄膜使獻(xiàn)不顯者0對(duì)2008年全加值與主要投入要素的社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展條件下展的貢獻(xiàn)大小依次是施用量、農(nóng)用薄膜使用總動(dòng)力對(duì)農(nóng)業(yè)增加值的對(duì)2008年蘇南、蘇中和增加值所消耗投入要素單位農(nóng)業(yè)增加值化肥施最低單位農(nóng)業(yè)增加值動(dòng)力以蘇北最高蘇中消耗農(nóng)用柴油和農(nóng)藥縣里著0總體上單位農(nóng)業(yè)蘇北較高04.2幾占八、建議4.21制止低碳農(nóng)業(yè)發(fā)展觀為指導(dǎo),從全球氣候值起負(fù)作用對(duì)農(nóng)業(yè)增柴油使用縣里其次是農(nóng)用里對(duì)農(nóng)業(yè)增加值的貢省52個(gè)縣(市)農(nóng)業(yè)增回歸分析反映了目刖不同投入要素對(duì)農(nóng)業(yè)發(fā)農(nóng)用柴油使用縣里、化肥量和農(nóng)藥使用縣里農(nóng)機(jī)貢獻(xiàn)不顯著0蘇北二大區(qū)

15、域單位農(nóng)業(yè)里的差異性分析可知用里以蘇北最高蘇南消耗農(nóng)用薄膜和農(nóng)機(jī)總最低單位農(nóng)業(yè)增加值二大區(qū)域問差異不顯增加值所消耗投入縣里以規(guī)劃規(guī)劃要以科學(xué)發(fā)展變化對(duì)當(dāng)?shù)丨h(huán)境的影響入手,從當(dāng)?shù)貙?shí)際出發(fā)目標(biāo)和發(fā)展措施,切實(shí)五規(guī)劃中既要有經(jīng)濟(jì)減排的約束性指標(biāo)0規(guī)農(nóng)業(yè),并以此為統(tǒng)領(lǐng)0碳農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重占八、要明確相關(guān)扶持措施0低碳農(nóng)業(yè)發(fā)展所需的投明確投入渠道,以保障4.2,2提高資源利用率據(jù)率不足35%比發(fā)達(dá)國由于多數(shù)農(nóng)戶*目目追求用化肥現(xiàn)象普遍導(dǎo)致低已對(duì)農(nóng)業(yè)增加值起效率成為發(fā)展低碳農(nóng)業(yè)化肥在區(qū)域及作物問資構(gòu)加強(qiáng)土壤肥力和肥作建立科學(xué)的有機(jī)-調(diào)整氮、磷、鉀肥養(yǎng)分養(yǎng)分均衡供應(yīng)開展和,明確一個(gè)時(shí)期的發(fā)展做到務(wù)實(shí)可行0十

16、一發(fā)展指標(biāo),也要有節(jié)臺(tái)匕目匕劃應(yīng)突出發(fā)展低碳高效規(guī)劃應(yīng)明確各個(gè)階段低項(xiàng)目和重占八、措施,尤其規(guī)劃應(yīng)計(jì)算出各個(gè)階段入總需求和相關(guān)組成,發(fā)展需求0統(tǒng)計(jì)江蘇省化肥利用豕低將近20個(gè)百分占八、0高產(chǎn)出偏施、過縣里施農(nóng)業(yè)化肥利用率逐年降負(fù)作用0提高化肥利用的當(dāng)務(wù)之急0建議優(yōu)化源配置,調(diào)整施肥結(jié)料效血監(jiān)測等基礎(chǔ)性工無機(jī)結(jié)合的施肥體系比例和品種結(jié)構(gòu),實(shí)現(xiàn)普及測土平衡施肥技術(shù)根據(jù)氮、磷、鉀養(yǎng)分土壤行為特占八、,制止不同的施肥措施加強(qiáng)肥料宏觀調(diào)控加快新型緩/控釋肥料研制與示范推廣0同時(shí)要合理地使用高效、低導(dǎo)、低殘留農(nóng)藥推廣低容里噴務(wù)技術(shù)建立多元化、社會(huì)化病蟲害防治專業(yè)服務(wù)組織運(yùn)用農(nóng)業(yè)、物理及生物防治技術(shù)減少農(nóng)藥使用次數(shù)和