低碳農(nóng)業(yè)發(fā)展的制約因素與對(duì)策

低碳農(nóng)業(yè)發(fā)展的制約因素與對(duì)策

一、低碳農(nóng)業(yè)面臨的外部影響溫室氣體濃度的增加引起的全球環(huán)境變化，包括人類的生存和社會(huì)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展，已成為影響世界各國(guó)政府和科學(xué)家的主要環(huán)境問題。大氣中主要溫室氣體(CO2、CH4、N2O)的濃度在19世紀(jì)以前并沒有顯著變化(由于稻田排放、放牧等原因,CH4和N2O濃度存在緩慢增長(zhǎng)),CO2的吸收和排放基本是平衡的。工業(yè)革命開始后,大氣中溫室氣體的濃度逐漸增加,日益劇烈的人類活動(dòng)極大的改變了土地利用形態(tài),嚴(yán)重干擾并破壞了CO2的收支平衡。在溫室氣體的強(qiáng)迫下,全球年均溫增加了約0.97℃,其中CO2起主要作用,占總量的70%。根據(jù)IPCC(1996)預(yù)測(cè),今后100年中,全球平均溫度將在當(dāng)前17℃的基礎(chǔ)上升高2℃,海平面將升高50cm。這將會(huì)對(duì)自然生態(tài)系統(tǒng)、水源和水資源、食物生產(chǎn)、人類健康等產(chǎn)生深刻的影響。同時(shí),大氣CO2濃度的上升還會(huì)直接影響到農(nóng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)等與氣候環(huán)境密切相關(guān)的產(chǎn)業(yè)發(fā)展。因而在國(guó)際社會(huì)倡導(dǎo)低碳經(jīng)濟(jì)的背景下,發(fā)展低碳農(nóng)業(yè)是實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展的有效選擇。農(nóng)業(yè)是與自然環(huán)境關(guān)系最為密切的產(chǎn)業(yè),大氣中CO2對(duì)農(nóng)業(yè)的影響可分為直接與間接兩個(gè)方面。直接影響指CO2參與作物的光合作用,作為物質(zhì)源的CO2流的強(qiáng)度和濃度直接影響作物的初級(jí)生產(chǎn)力。間接的影響指CO2濃度增加引起的溫室效應(yīng)對(duì)全球碳循環(huán)及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響。而農(nóng)業(yè)在自身生產(chǎn)過程中,由于土地利用不當(dāng)、化肥施用量過多等又釋放出大量的溫室氣體,反過來影響氣候的變化。由于農(nóng)業(yè)本身就是重要的溫室氣體釋放源,尤其是排放大量的CH4和N2O。據(jù)估計(jì),農(nóng)業(yè)源排放的CO2、CH4、N2O的量分別占總的人為溫室氣體排放量的21%～25%、57%和65%～80%。所以農(nóng)業(yè)在實(shí)現(xiàn)低碳生產(chǎn)的過程中,受到農(nóng)業(yè)系統(tǒng)內(nèi)部碳循環(huán)與外部碳循環(huán)的雙重影響(見圖1)。自然界本身在排放各種溫室氣體的同時(shí),也在吸收或分解它們,所以在發(fā)展低碳農(nóng)業(yè)的過程中,農(nóng)業(yè)系統(tǒng)內(nèi)部的碳排放源是制約農(nóng)業(yè)實(shí)現(xiàn)低碳生產(chǎn)的主要因素。因此,本文通過對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)值與化肥施用量、機(jī)械總動(dòng)力以及農(nóng)作物播種面積的回歸分析,試圖找到影響低碳農(nóng)業(yè)發(fā)展的主要因素,并提出相關(guān)的建議,促進(jìn)農(nóng)業(yè)實(shí)現(xiàn)低碳生產(chǎn)。二、我國(guó)化肥、化肥的施用量對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響由于我國(guó)能源消耗結(jié)構(gòu)以煤炭為主,且正處于工業(yè)化和城鎮(zhèn)化快速發(fā)展的階段,能源消費(fèi)呈剛性增長(zhǎng),所以CO2排放總量巨大(見圖2)。近20年來,CO2排放的年增長(zhǎng)率不斷升高(見圖3)。據(jù)測(cè)算,目前我國(guó)單位GDP二氧化碳減排量中節(jié)能減排、提高能效的貢獻(xiàn)率是80%。但是要完成我國(guó)在哥本哈根氣候會(huì)議上提出的到2020年實(shí)現(xiàn)單位GDP二氧化碳排放降低40%～45%的目標(biāo),節(jié)能、提高能效是最有效的手段。雖然第二產(chǎn)業(yè)是節(jié)能減排的主要對(duì)象,但是在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中,除了土壤釋放碳以外,化肥、機(jī)械動(dòng)力等的大量使用,間接的消耗了能源,成為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的又一個(gè)重要溫室氣體排放源。我國(guó)是世界上化肥消耗量最大的國(guó)家。據(jù)世界糧農(nóng)組織的統(tǒng)計(jì),1997年～1998年度我國(guó)化肥消費(fèi)總量和氮肥消費(fèi)量分別占同年度世界化肥總消費(fèi)量的26.2%和28.7%,即使按單位面積施肥量計(jì),我國(guó)施肥水平為266千克/公頃,在FAO所統(tǒng)計(jì)的162個(gè)國(guó)家中居第11位,屬高施肥水平國(guó)家(見圖4)。雖然化肥的施用,提高了農(nóng)作物的單產(chǎn)面積(圖5),但是我國(guó)是世界上唯一以煤為主要原料生產(chǎn)氮肥的國(guó)家?；实氖┯昧亢托枨罅烤薮?而化肥的施用及其生產(chǎn)過程均產(chǎn)生了大量的二氧化碳,由此可見化肥的施用量是影響農(nóng)業(yè)碳排放的一個(gè)重要因素。因而本文選取化肥施用量、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力以及農(nóng)作物播種面積作為解釋變量,對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)值進(jìn)行回歸分析,找出對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)值影響最為顯著的因素,進(jìn)而計(jì)算出農(nóng)業(yè)單位GDP能耗及所產(chǎn)生的二氧化碳量。本文應(yīng)用模型如下:y=c0+c1x1+c2x2+c3x3+ε其中,y——農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值(億元),x1——化肥施用量(萬噸),x2——農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力(萬千瓦),x3——農(nóng)作物總播種面積(千公頃)。三、回歸分析的數(shù)據(jù)來源本文選擇對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)值有直接或間接關(guān)系的3個(gè)指標(biāo)(化肥施用量、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、農(nóng)作物播種總面積)進(jìn)行回歸分析,并測(cè)算農(nóng)業(yè)單位GDP產(chǎn)值所耗用的化肥施用量、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力,所用數(shù)據(jù)來自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》(1985年～2008年)(見表1)。四、模型試驗(yàn)和結(jié)果1.模型試驗(yàn)(1)農(nóng)業(yè)社會(huì)經(jīng)濟(jì)意義的檢驗(yàn)運(yùn)用普通最小二乘法(OLS法)對(duì)初始模型y=C0+C1x1+C2x2+C3x3+ε進(jìn)行估計(jì),計(jì)算結(jié)果如下。所以回歸方程為:檢驗(yàn):從經(jīng)濟(jì)意義方面檢驗(yàn)參數(shù)估計(jì)量,農(nóng)作物總播種面積x3的系數(shù)為負(fù)值,說明農(nóng)作物總播種面積與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系,不考慮成本和價(jià)格等因素的情況下,由于農(nóng)產(chǎn)品單位面積產(chǎn)量的不斷提高,農(nóng)作物總播種面積應(yīng)當(dāng)與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值呈正相關(guān),與實(shí)際不符,經(jīng)濟(jì)意義無法通過,需要進(jìn)一步檢驗(yàn),予以剔除變量。從統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)來看,R2=0.961,方程擬合優(yōu)度高,總體顯著性很好。而ˉR2=0.955,則表明用3個(gè)解釋變量可以說明因變量總變差的95.5%。F=166.37>F0.05(3,24)=3.01,所以回歸模型在整體上是顯著的。此外在顯著性水平α=0.05下,所有參數(shù)不都是顯著的,因?yàn)椴⒉皇敲恳粋€(gè)回歸系數(shù)的t值都大于t0.025(24)=2.064;1根據(jù)相關(guān)數(shù)據(jù)得DW=0.499,當(dāng)顯著性水平為α=0.05時(shí),n=24,k=3(不包括常數(shù)項(xiàng)),查德賓—沃森統(tǒng)計(jì)表得到:dL=1.101,dU=1.656;由于0<DW=0.499<dL=1.101,故可以判定存在正自相關(guān),需要進(jìn)一步檢驗(yàn)。(2)模型總體顯著性分析由于變量x3無法判斷,且在回歸中t值不夠顯著,故予以剔除。則模型如下:y=c0+c1x1+c2x2+c3x3+ε。?y=-8653.86+31186.09x1+2073.47x2se(?C)(9228.09)(535.34)t值(3.379)(3.873)此時(shí)模型各變量系數(shù)為正,符合經(jīng)濟(jì)學(xué)意義。且R2=0.96,擬合優(yōu)度很高,F=251.84>F0.05(2.24)=3.40,因而模型總體顯著性很好。下面針對(duì)此模型,分別對(duì)違背基本假設(shè)的情況進(jìn)行計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)。影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的主要因素由表2可以看出,解釋變量X1與X2之間相關(guān)系數(shù)都較大,可見存在嚴(yán)重的多重共線性。在經(jīng)濟(jì)意義上,兩個(gè)變量都是影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的主要因素,故而它們之間的相關(guān)性很強(qiáng)。下面我們利用變量逐一剔除法進(jìn)行修正:剔除變量?y=-5123.76+3788.15x2t值(18.276)R2=0.938?y=-5123.76+3788.15x1t值(17.280)R2=0.931此時(shí),由于x1、x2之間存在較強(qiáng)的相關(guān)性,剔除變量之后,擬合優(yōu)度不斷下降。殘差與解釋變量間的散點(diǎn)圖用散點(diǎn)圖法對(duì)該方程進(jìn)行異方差性的檢驗(yàn):將殘差與解釋變量做散點(diǎn)圖。由圖6、圖7可以看出解釋變量x1、x2與殘差之間沒有系統(tǒng)關(guān)系,故不存在異方差性。正自相關(guān)的修正一是DW(德賓—沃森)檢驗(yàn)法當(dāng)顯著性水平為α=0.05時(shí),n=24,k=2(不包括常數(shù)項(xiàng)),查德賓—沃森統(tǒng)計(jì)表得到:DL=1.188,DU=1.546;由于0<DW=0.416<DL=1.188,故可判斷存在正自相關(guān)。二是自相關(guān)的修正——科克蘭內(nèi)-奧卡特迭代法利用帶AR(1)項(xiàng)的OLS命令作回歸。此時(shí)回歸方程為:?y=-176723+124591.2x1+4713.48x2se(?C)(22915.1)(1983.5)t值(5.437)(2.376)R2=0.992ˉR2=0.9914-du=2.454＞DW=1.797＞du=1.546此時(shí),我們將殘差和滯后一期的殘差值描圖(圖8),散點(diǎn)沒有特別明顯的規(guī)律性,看不出存在自相關(guān)。(3)3?y=-176723+124591.2x1+4713.48x2se(?C)(22915.1)(1983.5)t值(5.437)(2.376)R2=0.992ˉR2=0.9912.預(yù)測(cè)和結(jié)果根據(jù)最終模型進(jìn)行預(yù)測(cè)分析,模擬結(jié)果如下:(1)分析的模糊性由模擬結(jié)果可知,最終模型的模擬結(jié)果比較滿意,擬合比較高,說明最終模型預(yù)測(cè)效果比較好。(2)機(jī)械動(dòng)力實(shí)行混動(dòng)力從方程看,化肥施用量每增加1噸,農(nóng)業(yè)產(chǎn)值就會(huì)增加12.4591萬元;農(nóng)用機(jī)械動(dòng)力每增加1千瓦,農(nóng)業(yè)產(chǎn)值就增加0.4713萬元。顯然,化肥對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的影響占主導(dǎo)地位。五、實(shí)現(xiàn)低碳農(nóng)業(yè)發(fā)展的總體思路根據(jù)最終的模型可知,化肥施用量對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的影響程度最大?；适菫檗r(nóng)業(yè)服務(wù)的,我國(guó)是世界上化肥消耗量最大的國(guó)家。化肥的需求量巨大,因此農(nóng)業(yè)要作戰(zhàn)略性調(diào)整,化肥工業(yè)應(yīng)該及時(shí)作相應(yīng)的調(diào)整。因?yàn)槲覈?guó)主要是用煤來生產(chǎn)合成氨(如果制成尿素)的,而每噸氨約要排放3.4噸二氧化碳,這僅僅是在化肥的生產(chǎn)過程中釋放的CO2。而施肥不當(dāng)也會(huì)加劇溫室效應(yīng),土壤本身儲(chǔ)存著大量的有機(jī)碳,不僅是土壤質(zhì)量和功能的核心,而且有利于作物的生長(zhǎng)。但由于化肥的大量施用,加速了農(nóng)田土壤中有機(jī)碳的礦化,進(jìn)而向大氣中排放了大量的二氧化碳和甲烷等溫室氣體。因此,化肥的施用使得農(nóng)業(yè)產(chǎn)值單位GDP碳排量增加,農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的背后是不可再生能源的間接消耗和CO2的大量排放,因此,高碳農(nóng)業(yè)向低碳農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)變已成為不可避免的選擇。針對(duì)影響低碳農(nóng)業(yè)發(fā)展的制約因素,提出以下幾點(diǎn)建議:1.轉(zhuǎn)變農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式,實(shí)施保護(hù)性耕作實(shí)施保護(hù)性耕作具有防治農(nóng)田揚(yáng)塵和水土流失、蓄水保墑、培肥地力、節(jié)本增效、減少秸稈焚燒和溫室氣體排放、促進(jìn)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展等作用。數(shù)據(jù)表明:與傳統(tǒng)耕作比較,保護(hù)性耕作可減少工序3～4道,省工5～8個(gè)/畝,節(jié)省柴油約3.2公升/畝;免耕比翻耕減少風(fēng)蝕量31.76%,提高土壤有機(jī)質(zhì)0.03%,減少化肥投入量10%左右,比焚燒秸稈減少30%的二氧化碳排放量。據(jù)初步統(tǒng)計(jì),2008年我國(guó)實(shí)施保護(hù)性耕作面積4297.85萬畝,節(jié)省用工約2.1～3.4億個(gè)、新增糧食56～168萬噸、節(jié)本增收總效益大約36.2億元,減少二氧化碳等溫室氣體排放量達(dá)166～364萬噸。2.推廣施肥新技術(shù),提高化肥利用率圍繞“測(cè)土、配方、配肥、供肥、施肥指導(dǎo)”5個(gè)環(huán)節(jié),做到“測(cè)土到田、配方到廠、供肥到點(diǎn)、指導(dǎo)到戶”改變盲目大量施用化肥的習(xí)慣,使農(nóng)民重視有機(jī)肥的使用,比如減少不合理施用化肥(純量)662噸,相當(dāng)于節(jié)約煤炭927噸,減少二氧化碳排放量2317噸,有力地推動(dòng)了農(nóng)業(yè)節(jié)能減排工作,減少了化肥對(duì)地下水和土壤的浸染,