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1、农业产业结构调整对发展低碳农业的影响分析*以畜牧业与种植业为例陈卫洪*漆雁斌 摘要 农业是温室气体的重要排放源之一,畜牧生产及水稻种植过程中会产生大量的温室气体甲烷。本文运用计量模型对影响甲烷排放的相关生产因素进行回归分析后,发现随着水稻种植结构的改善和畜牧养殖方式的变化,稻谷种植面积和大牲畜饲养数量对减少农业源甲烷的排放具有重要作用。因此,加快农业产业结构调整能够有效控制和减缓农业源温室气体排放,进而促进我国低碳农业的建设和发展。关键词 畜牧业发展水稻种植甲烷排放产业结构调整低碳农业 中图分类号 F321 文献标识码 A 文章编号 10037470(2010)080051(05)作者 陈卫洪
2、副教授贵州大学管理学院贵州贵阳550025漆雁斌教授博士生导师四川农业大学经济管理学院四川雅安625014*本文系四川省哲学社会科学研究“十一五”规划项目“四川生态农业建设中农户经济行为研究”(编号:SC09B033)、贵州省教育厅项目“贵州喀斯特地区生态农业建设过程中农户经济行为研究”(编号:095D030)的部分研究成果。作者陈卫洪为四川农业大学经济管理学院博士研究生。一、引言近年来,由于大气中温室气体(CO2、CH4、N2O等)浓度增加而导致的全球气温升高,引起了全世界各国政府和科学家的关注,气候变化已成为人类面临的最为严峻的全球性环境问题。工农业生产的发展和人类活动的加剧,促进了大气中
3、温室气体浓度 的 增 加,据 美 国 国 家 海 洋 与 大 气 管 理 局(NAOO)的数据表明,目前大气中二氧化碳浓度已经从工业革命前 280ppm 增长到了 384ppm。1在温室气体中,CO2、CH4和N2O 对温室效应的贡献率占了近 80%,是温室气体的主要贡献者。其中 CO2对增强温室效应的贡献率最大,约占 56%,是最重要的温室气体。其次是 CH4,其温室效应潜能是 CO2的 25倍,对温室效应的贡献率约占 20%。2甲烷是造成人为气候变化的第二大温室气体,主要来自垃圾堆积、天然气燃烧、反刍动物养殖、水稻种植以及煤矿开采等。据国际水稻研究所生物研究员赖纳瓦斯曼统计,全球甲烷排放中
4、,有一半来自水稻种植,另一半来自垃圾分解以及反刍类动物的肠胃涨气,例如牛打嗝。3罗伯特古德兰(RobertGoodland)在其 畜牧业和气候变化的报告中指出畜牧业及其副产品的温室气体排放至少占全球总排放的 51%,远远超过粮农组织先前估计的数值18%。4由于人口增长和世界性粮食危机的加重,对畜产品和粮食的需求越来越高。随着世界范围内畜牧业和种植业大规模的发展,牛、羊等反刍动物饲养数量不断增长,水稻种植面积不断扩大(图 1),加上农用机械动力和化肥的使用,农业经济获得发展的同时,农业源排放的温室气体也不断增长。51农村经济2010 年第 8 期图 119902007 年世界畜牧业发展和水稻种植
5、变化趋势在我国,农业源温室气体排放占温室气体排放总量的 17%,虽然有专家指出农业源温室气体的排放是农业生产的自然过程,属于“生存排放”。政府间气候变化专业委员会(IPCC)第 4 次评估报告(2007 年)表明,农业是温室气体的主要排放源,全球范围内农业排放的 CH4占由于人类活动造成的CH4排放总量的50%,N2O 占 60%,如果不实施额外的农业政策,预计到 2030 年,农业源甲烷和氧化亚氮排放量将比 2005 年分别增加 60%和 35%60%,减少农业源温室气体排放对控制全球气候变化有重要作用。5因此,减缓农业源温室气体排放是我国进行农业生产结构调整的基本要求,同时也是发展低碳农业
6、的最终目的。基于上述情况,本文拟选取 1990 年2008 年的畜牧业及水稻种植的相关样本数据,通过建立计量模型来考察水稻种植与牛羊类反刍动物的饲养等对甲烷排放的影响效应,进而为我国农业产业结构调整及农业低碳发展提出可行性建议和对策。二、理论分析与研究假设1.理论分析大气中的甲烷有多种来源,包括自然界排放和人类活动排放,如天然湿地、泥炭沼和一些水底淤泥及植被等会向大气中释放甲烷,但 70%的甲烷排放与人类活动相关。农业源排放、采矿和矿物燃料燃烧、废弃物的堆积以及污水、污泥处理场等均是甲烷的排放源(图 2)。图 2甲烷排放源示意图在农业源温室气体排放中,主要包括反刍动物肠道发酵的甲烷排放、水稻种
7、植过程中的甲烷排放、施肥造成的氧化亚氮排放和动物废弃物管理、农业秸秆燃烧过程中的甲烷和氧化亚氮排放。据估算,2000 年农业源排放甲烷占我国甲烷排放总量的80%,排放氧化亚氮占我国氧化亚氮排放总量的90%以上。6董红敏等(2008 年)在 中国农业源温室气体排放与减排技术对策一文中分析得出我国农业活动产生的甲烷和氧化亚氮分别占全国甲烷和氧化亚氮排放量的50.15%和 92.47%,农业源温室气体排放占全国温室气体排放总量的 17%。更有数据表明,我国每年温室气体排放总量为 36.50108吨二氧化碳当量,其中二氧化碳和甲烷分别占 73%和 20%,甲烷是造成人为气候变化的第二大温室气体。每个甲
8、烷分子的暖化效应大约是二氧化碳分子的 25 倍(表 1),但它分解之前比二氧化碳在大气中存留的时间要短(表 2)。表 1气体全球变暖潜能值(GWP)二氧化碳甲烷一氧化二氮125298数据来源:二氧化碳 二氧化碳当量,中国环境报,2009 年 12 月 1 日。表 2各种温室气体的增温效应和生命周期种类二氧化碳甲烷氧化亚氮氢氟碳化物全氟化碳六氟化硫及其他增温效应(%)63154-7生命期(年)50200 121712013.350000-数据来源:IPCC,2001。由于甲烷具有增温潜能高、生命周期短的特点,所以减缓农业源甲烷排放对农业温室气体减排具有重要的影响。从技术角度看,通过改善水稻种植方
9、式、改良水稻品种和动物饲料等技术手段来减缓农业源甲烷排放是有效可行的;从经济角度看,相对于其他温室气体减排而言,减缓农业源甲烷排放具有成本投入少、见效快、收益大的特点,经济适用性强,还可节省大量的技术和资金用于其他产业的发展。因此,减缓和控制农业源甲烷排放不仅是实现农业产业结构调整的有效途径,也是我国实现农业低碳发展的一个重要目标。52农村经济2010 年第 8 期2.研究假设基于以上分析和我国稻谷种植及畜牧业产业结构的情况,做出影响农业源甲烷排放因素的以下假设:(1)稻谷种植面积与农业源甲烷排放成正相关影响。一般来说,水稻植株部分浸在水中时才长得最好。但水稻田中的氧气很快就被耗尽,使土壤中名
10、为“产甲烷生物”的微生物不断增生,制造出大量甲烷。结果是种植水稻的土地越多,这一地区释放的甲烷就越多。(2)牛、羊、骆驼等反刍动物的饲养数量与农业源甲烷排放成正相关。家畜排放的甲烷占了全球甲烷排放量的3/4,主要来自动物反刍和肠胃发酵。随着我国人均消费水平的提高和畜牧业的发展,大牲畜(牛、骆驼等)和羊的饲养数量不断增长,因此,反刍类动物的饲养数量也是农业源甲烷排放的又一重要影响因素。(3)生猪的养殖头数对甲烷排放有正相关效应。因为我国大部分居民的肉食产品消费以猪肉为主,在供求关系的影响下,我国生猪的饲养量不断增长,在其饲养过程中,粪便等废弃物的堆积和处理产生了大量的甲烷等温室气体,对农业源温室
11、气体排放产生了重要影响。三、农业排放源对甲烷增长的影响分析1.数据来源与模型设定本文所用数据主要是世界银行和 中国统计年鉴(19902008)的相关统计指标,包括中国甲烷排放量、稻谷种植面积、大牲畜(牛、骆驼)的饲养数量(头)、猪的饲养数量(头)、羊的饲养数量(只)。其中甲烷排放量是依据世界银行统计的 1990年、1995 年、2000 年和 2005 年的四个数据,运用多重插补数据的处理方法计算所得,剩余四个指标均来自 1990 年2008 年 中国统计年鉴 中的统计数据,而大牲畜、猪、羊的饲养数量是指各年年底头(只)数。通过相关的数据处理后,可得到如下样本数据表(表 3)。根据样本数据和检
12、验目的,本文选取多元线性模型来分析农业甲烷排放源的影响因素。模型的一般形式如下:Y=a0+a1X1+a2X2+a3X3+a4X4+?(1)式中,Y 为甲烷排放量,X1为稻谷种植面积,X2为大牲畜的头数,X3为猪的头数,X4为羊的只数,?为随机干扰项,aj(j=0,1,4)为偏回归系数,各变量的数据基本情况见表 3。表 3样本数据表单位:万年份甲烷排放量(吨)Y稻谷种植面积(公顷)X1大牲畜(头)X2猪(头)X3羊(只)X4199067990.03306.410334.736240.821002.1199170502.53259.010503.336964.620621.0199273014.5
13、3209.010824.138421.120732.9199375126.03035.511353.039300.121731.4199477238.53017.112367.441461.524052.8199578040.03074.413241.144169.227685.6199678602.33140.611066.336283.623728.3199779064.83176.512217.240034.825575.7199879626.03121.412475.442256.326903.5199980210.03128.312731.343144.227925.82000802
14、90.02996.212385.841633.627948.2200185101.32881.211837.141950.527625.0200289912.52820.211594.241776.228240.9200392723.72650.811460.841381.829307.4200497574.02837.911261.742123.430426.0200599535.02884.711017.343319.129792.72006100162.52893.810492.041850.428369.82007100843.62891.910619.043989.528564.72
15、008101316.22924.110600.046291.328084.9数据来源:1990年、1995 年、2000 年、2005 年的甲烷排放量来自世界银行统计.http:/www.worldbank.org,其余为计算所得;稻谷种植面积和大牲畜、猪、羊的头(只)来自 中国统计年鉴(19902008)。2.计量经济模型估计结果与分析运用 Eviews 5.1 统计软件中的 OLS 估计法(最小二乘法)对方程式(1)进行回归测算,计量回归结果见表 4。根据回归结果,可得到如下回归方程:Y=86069.84-10.045X1-6.629X2+1.281X3T 值(-1.706)(-8.665
16、)(3.534)+1.989X4(2)(4.968)由表 4 可以看到,拟合优度为 0.961,F=85.954 F0.05(4,19)-2.90,各变量的 t 值也比53农村经济2010 年第 8 期较显著,回归方程有统计学意义。为使模型的回归结果更趋于实际,下面对式(2)的模型作进一步的检验。表 4计量回归结果解释变量标准系数标准差t值概率值.稻谷种植面积(X1)-10.045395.888059-1.7060620.1101大牲畜头数(X2)-6.6286220.764980-8.6650920.0000生猪头数(X3)1.2813090.3625553.5341110.0033羊饲养只
17、数(X4)1.9896150.4004724.9681740.0002常数项(C)86069.8423971.113.5905650.0030拟合优度(R2)0.960874回归标准差2477.532D-W 值1.003672F-值85.95452(1)多重共线性检验由于本文数据为时间序列的截面数据,且多个经济变量之间具有共同的变化趋势,为检验和解决变量间的多重共线性问题,选用逐步向后回归的方法进行检验,运用Eviews 5.1 软件得相关系数矩阵表(表 5)。表 5相关系数矩阵X1X2X3X4X11.0000.017-0.591-0.781X20.0171.0000.3290.267X3-0
18、.5910.3291.0000.798X4-0.7810.2670.7981.000由表 5 可以看出,解释变量稻谷种植面积 X1与大牲畜饲养头数 X2及生猪饲养头数 X3与羊饲养头数X4之间的相关系数都比较小,因此可以排除各变量间可能存在的多重共线性问题,回归模型通过检验。(2)异方差检验表 6怀特异方差检验F-值4.361Probability0.083Obs*R-squared17.832Probability0.215拟合优度R20.939-注:Obs是样本观察值个数,Obs*R-squared是指样本观察值个数的拟合优度。在时间序列的计量模型中,由于模型设计误差或统计数据中总体各单位
19、的差异,容易引起随机误差项存在异方差性,为避免模型检验过程中由于省略了某些重要的解释变量或样本减少而使模型存在异方差,本文选用 White 检验方法对模型(2)进行异方差检验。由表 6 可以看出,“Obs*R-squared”项的伴随概率P=0.215,明显大于显著性水平 0.05,故式(2)模型不存在异方差。(3)自相关检验?DW(德宾沃森)检验法。本文因为统计数据的缺失,为不影响回归结果,对数据进行了修正和内插处理,在这样的数据序列中可能产生自相关,因此采用 DW 法进行模型的自相关检验。据表 4 得=1.004,当显著性水平为?=0.05 时,n=19,k=4(不包括常数项),查德宾沃森
20、统计表得到:dL=0.859,dU=1.848;由于 D-W 值处于二者之间,无法判断是否存在随机扰动项零自相关的假设 H0,故改用图形法进行自相关检验。?图 形检 验法。将 式(2)回 归后 的残 差(RESID)和滞后一期的残差值(RESID(-1)做散点图(图 3),散点没有特别明显的规律性,看不出存在自相关。由于式(2)的模型不存在自相关,且随机扰动项服从正态分布,故选择式(2)为最终模型。图 3残差值散点图(4)模型的预测及分析根据最终模型式(2)进行预测分析,模拟结果如下(表 7)。表 7回归预测值预测:YF实际:Y预测样本:19902008观察数据:19平均绝对误差1692.18
21、3偏差率0.000000方差率0.009978协变率0.990022?模拟程度分析。由模拟结果可知,方程预测54农村经济2010 年第 8 期的协变率为 0.990022,表明式(2)回归后的预测精度高。且式(2)的模拟结果比较满意,拟合优度高,说明最终模型预测效果非常好。?经济意义分析。从式(2)可以看出,猪和羊的饲养数量每增加一头(只),甲烷排放就会相应的增长 1.281吨、1.989 吨;而稻谷每增加一公顷,甲烷则相应的减少 10.045 吨,大牲畜(牛和骆驼)每增加一头,则甲烷相应的减少 6.629 吨。最后结果表明假设 3 成立,但假设 1 被推翻,本文认为这可能与我国水稻品种的改良
22、、种植方式改善、水稻种植面积减少以及大面积种植旱稻有关,由于水分子是影响水稻田甲烷产生的重要因素,因此,我国在水资源缺少的情况下,旱稻种植的推广,有效地减少了稻田甲烷的逸出。假设 2 不成立,主要与我国大牲畜的饲养数量减少、饲养方式和饲料结构的改善有关,大牲畜在进食过程中,饮水充足,且多以发酵过的饲料和青饲料为主,有效地减少了牛的反刍时间和肠道发酵过程,从而减少了甲烷气体的排放。四、结论与对策建议从最终模型可以得出如下结论:猪和羊的饲养头(只)数对农业源甲烷的排放具有正相关的影响,而水稻种植和大牲畜的饲养头数与甲烷排放成负相关,其中,水稻种植对农业甲烷排放的影响程度最大。即每增加 1 公顷旱稻
23、的种植,会相应的减少10.045 吨的甲烷排放,也就意味着减少了 251.125吨的二氧化碳。?同理,每增加一头猪的养殖,则增加了 1.281 吨甲烷,意味着增加了 32.025 吨二氧化碳。基于以上结果分析,本文提出以下可行性建议:1.调整种植结构,推广旱稻种植随着种植业结构的调整和水稻品种的演进,尤其是高产水稻和旱稻的大面积种植,稻田 CH4排放通量呈逐渐减小的趋势。在加快种植结构调整,大规模推广旱稻种植的基础上,还应大力推广稻田间歇灌溉,降低水稻田水位,开展稻草综合利用(如发展沼气),合理施肥(如沼渣肥与化肥结合施用)等技术来减少水稻种植过程中甲烷的排放。2.改善动物饲料,合理处理粪便在
24、牲畜饲养过程中,不断改变饲料的质量和数量,使饲料更容易消化,这样不仅可以减少甲烷排放,而且有利于提高家畜产量,增加经济收益。但是通过改善饲料的方式减排家畜产生甲烷的经济成本相比减排其他来源的甲烷要高很多,减排家畜粪便产生的甲烷比减排动物本身产生的甲烷更容易。因此,改善牛类反刍动物的饲料和科学处理家畜粪便等废弃物对减少农业源温室气体排放有着极为重要的作用。3.调整农业产业结构,加大科技投入农业生产过程中排放的甲烷对温室效应有着重要影响,同时,由于甲烷生命期短,所以农业也是最易实现低温室气体排放的产业,因此,加快农业产业结构调整,加大农业生产科技投入,以控制和减缓农业源甲烷排放,既是实现农业减排的
25、重要措施和最终目标,也是发展低碳农业的有效途径。参考文献:1翟胜,高宝玉,王巨媛,董杰,张玉斌.农业土壤温室气体产生机制及影响因素研究进展J.生态环境,2008,(06).2 新华社.一天三顿米饭也该纳入“减排对象”?西方科学家指责亚洲水稻排放温室气体 N.绍兴晚报,2009-12-06.3陈丹.非二氧化碳温室气体不容忽视 N.中国气象报,2009-04-23.4 董红敏.中国农业源温室气体排放与减排技术对策J.中国农业工程学报,2008,(10).5章力建,董红敏,蔡典雄,李玉娥.“农业立体污染”不容忽视 N.农民日报,2004-12-31.6 赵凤华.南京农业大学研究表明施肥不当会加剧温室效应 J.科技日报,2007-08-13.责任编辑:校对:赵阳55农村经济2010 年第 8 期?1 吨甲烷的二氧化碳当量是25 吨,一种温室气体的二氧化碳当量是通过其“全球变暖潜能值”来衡量的。