Henryk Płudowski
Metoda analizy efektywności
nawożenia mineralnego przy
pomocy współczynnika
oddziaływania nawozów
Annales Universitatis Mariae Curie-Skłodowska. Sectio H, Oeconomia 23, 355-368
A N N A L E S
U N I V E R S I T A T I S M A R I A E C U R I E - S K L O D O W S K A
L U B L I N — P O L O N I A
VOL. X X III, 23 SECTIO H 1989
Z a k ła d E k o n o m i k i R o l n i c t w a i G o s p o d a r k i ż y w n o ś c i o w e j W y d z ia ł u E k o n o m i c z n e g o U M C S
H e n r y k P Ł U D O W S K I
Metoda analizy efektywności nawożenia mineralnego przy pomocy współczynnika oddziaływania nawozów
М етод ан ал и за эф ф ек ти в н ост и м инерального удобрения при помощ и к о эф ф и ц и ен та воздействия удобрен и я
T he M ethod o f A n a ly sin g th e E fficien cy of M inerai F ertiliza tio n w ith th e U se of th e C o efficien t of th e In flu en ce of F ertilizers
W ram ach powołanego O środka K oordynacyjnego RW PG, zajm u jące go się p ro b lem aty k ą gospodarki nawozowej, została utw orzona g ru p a spe cjalistów , k tó rej podstaw ow ym celem badaw czym jest doskonalenie m e to d y k i określania ekonom icznej efektyw ności naw ożenia m ineralnego w w a ru n k a ch pro d u k cy jny ch . W poprzednich latach w pracach tej gru py ze stro n y P olski udział b ra li E. K u rek i H. Płudow ski.
W rezultacie skoordynow anych badań została zaproponow ana m etoda określania ekonom icznej efektyw ności naw ożenia m ineralnego na p o d sta
wie w spółczynnika oddziaływ ania nawozów \ W spółczynnik ten (W) w y ra ża się form ułą:
W =
У
—У gdzie: y — plon rzeczyw iście uzyskany,
y Q — plon, jak i m ożna uzyskać w d anych w a ru n k ach bez naw o żenia m ineralnego.
Z fo rm u ły tej w ynika, że w spółczynnik oddziaływ ania nawozów jest stosun k iem p rzy ro stu plonu uzyskanego dzięki zastosow anem u naw oże niu do plonu całkow itego. Na podstaw ie uogólnionego w skaźnika można 1 P r o j e k t m i e t o d i k i o p r ie d ie le n ija e f f i e k t i w n o s t i p r i m i e n ie n i ja u d o b r e n i j w p ro i-
u stalać p rzy ro sty plonów i u zy sk an ych dochodów. Po obliczeniu kosztów naw ożenia i pozyskiw ania p rz y ro stu plonu o trzy m u je się potrzebne d a ne do p rzeprow adzenia technicznej i ekonom icznej analizy efektyw ności naw ożenia m ineralnego. A naliza tak a pod w zględem m ery to ry czn y m nie budzi w praw dzie zastrzeżeń, ale nie we w szystkich przy padk ach łatw a jest do praktycznego zastosow ania.
Na podstaw ie sp ostrzeżeń w łasn y ch i w ym ienionych poglądów trzeba wskazać, iż podstaw ow ą tru d n o ścią p rzy zastosow aniu zaproponow anej m eto d y jest u sta le n ie plonu bez naw ożenia m ineralnego. P lo n te n s ta nowi wielkość zm ienną i zależną od w ielu czyników , w ty m rów nież od czynnika losowego. W bard ziej ścisłych badaniach trzeba na każdym po lu i w każdym ro k u ustalać w drodze e k sp ery m en tu plon, jak i m ożna było uzyskać w d an y ch w a ru n k a ch bez naw ożenia m ineralnego, co — rzecz jasn a — nie może m ieć m asow ego zastosow ania w p rak ty ce ro l niczej. W zw iązku z ty m i tru d n o ściam i uzasadnione było podjęcie przez a u to ra próby o kreślenia w spółczynnika oddziaływ ania nawozów p rzy pom ocy re g re sji w ie lo ra k ie j2. Podobne koncepcje w y su w ali rów nież spe cjaliści ze Zw iązku Radzieckiego 3. P o d ję te w ty m zakresie dalsze b ada nia 4 w ykazały, że w spom iana koncepcja m a sw oje logiczne i m ery to ryczne uzasadnienie, d latego też w y ra ż am y przekonanie, że zasługuje ona na uw agę i pełne opracow anie w form ie p rze d k ład a n e j publikacji.
P ro ced u ra postępow ania p rzy zastosow aniu proponow anej przez n a s m etod y analizy polega na o p racow aniu zm iennych, aproksy m acji i e sty m acji odpow iedniego m odelu fu n k cji p rod uk cji roślinnej, obliczeniu w spółczynników oddziaływ ania nawozów i w skaźników efektyw ności n a w ożenia m ineralnego. W ta k ie j też kolejności będziem y ro zp atry w ać po szczególne zagadnienia na p rzy k ład zie d any ch pochodzących z rolniczych spółdzielni p ro d u k cy jn y ch (RSP).
M A TER IA Ł EM PIR Y C Z N Y I O PR A C O W A N IE ZM IENNYCH
Celem przedstaw ien ia om aw ianej m etod y analizy efektyw ności naw o żenia na k o n k retn y m m ate ria le liczbow ym posłużono się danym i, jak ie zostały zebrane p rzy okazji opracow ania podstaw alokacji puli naw ozo
2 H. P ł u d o w s k i : Opriedielenije koefficy je n tow diejstw ija udobrienij na osno wie proizw odstw ien noj funkcyi urożajnosti kultur. L ublin 1983 (referat p ow ielan y).
3 P raca zbiorow a: Mietodika opriedielenija ekonomiczeskoj effiektiw nosti udo brienij i drugich s rie d stw , p rim ien iajem ych w sielskom choziajstwie. M oskw a
1977 (referat p ow ielan y).
4 H. P ł u d o w s k i , P. G r a d z i u k : Efektyw ność nawożenia mineralnego w gospodarstwach in dyw idualnych w o j e w ó d z tw a zamojskiego w latach 1977—1982
M etoda an alizy e fek ty w n o ści n aw ożen ia m ineralnego., 357
w ej w P o ls c e 5. Ze w zględu na konieczność zm iejszenia rozm iarów p racy ograniczam y się do RSP, m ając n a uw adze fakt, że w ty m sektorze naszego rolnictw a efektyw ność naw ożenia m ineralnego jest n ajm n iej poznana.
Podstaw ow e źródła m ateriałó w stanow iły opracow yw ane przez GUS w ynikow e szacunki plonów i zbiorów w latach 1976— 1981 oraz p u b li kacje dotyczące zużycia nawozów w latach gospodarczych 1975/76— 1980/ 81, czyli pod zbiory danego roku kalendarzow ego. Ponadto w ykorzystano n iek tó re inform acje z p racy zbiorowej IUNG pod k ieru n k iem T. W i t k a 6. Za jednostkę sta ty sty c z n ą p rzy jęto województwo. Na podstaw ie zeb ra nego m ate ria łu źródłowego opracow ano zmienne:
y — globalna p ro d uk cja roślinna w JZ /h a UR, — naw ożenie m in eraln e N P K w kg/ha UR,
x 2 — naw ozow y w skaźnik intensyw ności s tru k tu ry zasiewów w p u n ktach,
x 3 — w skaźnik b onitacji gleb w punktach.
W cześniejsze nasze badania 7 w ykazały, że globalna pro d ukcja ro ślin na w yrażona w jed n o stk ach zbożowych na h e k ta r u żytków rolnych s ta nowi w skaźnik dobrze odzw ierciedlający poziom pro dukcji roślinnej i w y k azuje ściślejsze zw iązki z nawożeniem , a zatem m oże być p rzy ję ta za m iern ik efektyw ności naw ożenia m ineralnego (Xj). P rz y jej oblicza niu zostały uw zględnione p ro d u k ty główne i uboczne pochodzące z u ż y t ków rolnych. Nie doliczono zatem produktów szklarniow ych.
W skaźnik nawozowej intensyw ności s tr u k tu ry zasiewów (x2) oblicza no z wzoru:
x 2= S q ifl,
gdzie: qi — procentow y udział i-tegó g atu n k u w s tru k tu rz e zasiewów, fi — w spółczynnik nawozochłonności i-tego gatunku .
Z astosow ane w spółczynniki nawozochłonności roślin u p raw n y ch zosta ły opublikow ane w in nej p r a c y 8. W yrażają one w zględną i p orów nyw al ną naw ozochłonność poszczególnych gatunków roślin upraw ny ch.
O bliczony w edług podanego w zoru w skaźnik intensyw ności s tru k tu ry zasiew ów c h a ra k te ry z u je organizację pro du kcji roślinnej z p u n k tu w i dzenia p o tencjaln y ch potrzeb nawozowych. Zw iększanie w s tru k tu rz e
S H. P ł u d o w s k i : P o d sta w y alokacji puli n awozowej w Polsce. INR AR
Z am ość 1985 (m aszynopis).
6 P raca zbiorow a: Waloryzacja rolniczej przestrzeni produ kcyjnej Polski w e dług gmin. IU N G , P u ła w y 1981.
7 H. P ł u d o w s k i : Z w iązki i zależności m ię d zy pozio m em produkcji roślin nej, n awożeniem , strukturą zasiew ów i waloryzacją rolniczej przestrzeni produ k c y jn ej w Polsce. M IEiOR AR, L ublin 1983 (m aszynopis).
8 H. P ł u d o w s k i : S y ste m współczynnik ów nawozochłonności roślin u p ra w nych. „Z agadnienia E konom iki R oln ej” 1984, 5.
zasiewów udziału g atu nk ów ro ślin o w iększych w ym aganiach naw ozo w ych i w yższej pro du k cy jności dodatnio w pływ a na w ielkość i efek ty w ność naw ożenia m ineralnego 9. W y stęp u je w ty m zakresie praw idłow ość, że im w iększy udział gatu n k ó w in ten syw n ych, ty m pro d u k cja roślinna jest in ten sy w n iej zorganizow ana i bardziej naw ozochłonna. Można za tem m ówić o naw ozow ej in tensyw n ości s tr u k tu ry zasiewów.
W skaźniki b o n ita c ji gleb obliczano w edług w spółczynników IUNG 10. Są to w spółczynniki w y rażon e w sk ali 100-punktow ej — dla g ru n tó w o r nych w przedziale od 18 (kl. VI) do 100 pu n k tó w (kl. I), a dla trw ały c h użytk ó w zielonych od 15 (kl. VI) do 90 p u n k tó w (kl. I). N ależy tu ta j dodać, że opracow ane dla w ojew ództw w skaźniki w aloryzacji rolniczej p rzestrzen i p ro d u k cy jn ej nie c h a ra k te ry z u ją dokładnie w aru n k ó w p rzy ro d - niczo-glebow ych poszczególnych sek torów w obrębie jednego w ojew ódz tw a
P odstaw ow e c h a ra k te ry s ty k i sta ty sty c z n e opracow anych zm iennych (średnie i w spółczynniki zm ienności) zamieszczono w tab eli 1. W ynika z niej, że R S P w la ta c h 1979— 1981 uzy sk iw ały w yraźnie niższą produkcję niż w lata ch 1976— 1978. P odobne ten d e n c je w ystęp ow ały w innych sek torach i w całym ro ln ictw ie 12. B ył to okres niek o rzy stn y dla rolnictw a, a szczególnie głęboki sp ad ek p ro d u k cji m iał m iejsce w ro k u 1980. Do obniżenia poziom u p ro d u k cji roślin n ej p rzyczynił się rów nież spadek n a
w ożenia m ineralnego, k tó re w lata ch 1979— 1981 zm niejszyło się o 33,3 kg N P K w poró w n an iu z lata m i 1976— 1978. T rzeba także w skazać, że w ca łym okresie w y stępo w ała te n d e n c ja do e k sten sy fik acji s tr u k tu ry zasie wów. Z jaw isk a te, ja k w y każem y dalej, m iały n iek o rzy stn y w pływ na efektyw ność stosow anego naw ożenia m ineralnego. B adane cechy ch a rak te ry z o w ały się dość dużą zm iennością, co z m etodycznego p u n k tu w i dzenia należy uznać za ko rzy stn e, bo um ożliw ia analizow anie w spół- zm ienności.
T ra k tu ją c w szy stk ie o b serw acje z la t 1976— 1981 jako jed n ą w ym ie szaną próbę ls, dokonano obliczeń sta ty sty c z n y ch w Z akładzie M etod N u m erycznych UMCS.
9 H. P ł u d o w s k i , U. K u ś n i e r z - G o z d a l i k , J. W a l c z a k : Po zio m
i e f e k t y w n o ś ć n a w o ż e n i a m i n e r a l n e g o w za le ż n o ś c i od s t r u k t u r y z a s i e w ó w . „Rocz niki Nauk Rolniczych”, 1980, seria G, t. 82, z. 4.
10 Praca zbiorowa -.W aloryzacja ro ln ic ze j p r z e s tr z e n i p r o d u k c y j n e j (...) op. cit.
s. VI i VII wstępu.
11 H. P ł u d o w s k i : W s k a ź n ik i w y r a ż a j ą c e p o z i o m p r o d u k c j i ro ślin n ej i ich
z w i ą z k i z w a l o r y z a c j ą ro l n ic z e j p r z e s t r z e n i p r o d u k c y j n e j . Ann. U niv. Mariae Curie- -Skłodow ska, sectio H, vol XXI, 1987.
12 H. P ł u d o w s k i : P o d s t a w y a lo k a c ji (...), op. cit., s. 11.
13 W ykonane obliczenia dla poszczególnych lat, ze względu na małą liczbę obserwacji, nie dały spodziewanych .rezultatów.
M etoda an alizy efek ty w n o ści n aw ożen ia m ineralnego... 359
Tab. 1. Statystyczna charakterystyka zmiennych — ich średnie i współczynniki zmienności w latach 1976— 1981
A statistical characterization of variables — their mean values and coefficients of changeability between 1976 and 1981
Rok
Średnie arytmetyczne Współcz. zmienności
y X ] | X2 X3 Vy Vi V 2 Vs 1976 32,45 280,5 127,1 48,17 18,59 20,20 7,12 13,30 1977 30,38 274,0 124,9 48,17 16,99 22,81 7,63 13,30 1978 30,99 283,7 124,4 48,17 20,82 20,33 8,23 13,30 1979 27,04 248,7 123,7 48,17 20,26 25,67 7,82 13,30 1980 23,06 259,7 122,6 48,17 23,67 17,96 7,95 13,30 1981 25,85 230,2 121,0 48,17 21,50 19,02 7,48 13,30 1976—81 28,30 262,8 123,9 48,17 23,22 22,38 7,86 13,30 Źródło: Obliczenia num eryczne na podstawie danych GUS.
MODEL FUNKCJI PRODUKCJI ROŚLINNEJ
W ychodząc z założenia, że poziom pro d uk cji roślin nej (y) je st fu n kcją naw ożenia m ineralnego (xi), nawozowej intensyw ności s tru k tu ry za siew ów (x2) i w arun k ó w przyrodniczo-glebow ych w yrażonych w skaźni kiem bon itacji gleb (x3) trzeb a aproksym ow ać i estym ow ać odpow iedni m odel funkcji. P rz y poszukiw aniu takiego m odelu fu n k cji stosow ano re g re sję w ieloraką liniow ą, paraboliczną i potęgow ą. W rezu ltacie p rze prow adzonych obliczeń okazało się, że reg re sji w ielorakiej z członam i parabolicznym i nie m ożna udowodnić, a pod w zględem ścisłości związku, w yrażonego w spółczynnikiem korelacji w ielorakiej, reg re sja potęgow a nie przew yższała liniow ej. Wobec tego posłużono się trzyczynn iko w ą fu n k cją liniow ą:
y = a + bjX!+ b2x 2+ b 3x 3.
F u n k cja ta, obliczona m etodą najm n iejszy ch kw adratów , w yraziła się rów naniem :
y = - 2 6 ,1 2 + 0,0382x1+ 0 ,3 1 6x 2+ 0 ,1 08 x3.
Obliczona fun k cja c h a ra k te ry z u je się ko rzy stn y m w spółczynnikiem k o relacji w ielorakiej (R = 0,786) i stosunkow o dużą dy sp ersją resztow ą — w ynoszącą 4,09 JZ /h a UR. W szystkie cząstkow e p a ra m e try fu n k cji są sta ty sty c z n ie isto tn e p rzy praw dopodobieństw ie 0,999. M ożna zatem po służyć się nią p rzy analizie efektyw ności naw ożenia m ineralnego. Z fu n kcji tej — przez w prow adzenie średnich ary tm ety czn y ch X 2 iX 3 — m ożna w yprow adzić fu n k cję cząstkow ą w zględem naw ożenia m ineralnego (ryc.l).
R yc. 1. Z ależność m ię d z y n a w o żen iem m in era ln y m N P K w k g /h a (X i) a globalną p rod u k cją ro ślin n ą w IZ /ha
The d ep en d en cies b e tw e e n m in e r a ł fertilizaition w ith N P K in k g /h a (X i) and th e glob al p la n t p rod u ction in IZ /ha
Wyraża ona w p ływ nawożenia mineralnego na produkcję roślinną przy oszacowanym oddziaływaniu intensyw ności struktury zasiewów i jakości gleb. Na podstawie w ykreślonej funkcji można określić, że w RSP w latach 1976— 1981 przyrost nawożenia o 1 kg NPK przyczyniał się do wzrostu produkcji roślinnej o równowartość 3,82 kg zboża (0,0382 JZ). Nie m ożem y natom iast wskazać, jak kształtowała się ta efek tyw ność w RSP w poszczególnych województwach i poszczególnych la tach. Aby rozwiązać to zagadnienie w ykorzystam y zasygnalizowaną na w stępie koncepcję współczynnika oddziaływania nawozów.
W SPÓ Ł C Z Y N N IK O D D Z IA Ł Y W A N IA NAW O ZÓ W I JEGO Z A STO SO W A N IE
Estymowana funkcja trzyczynnikowa — statystycznie rzecz ujm u jąc — stanowi ocenę wielkości produkcji roślinnej z hektara użytków rol nych przy pomocy nawożenia mineralnego, nawozowej intensyw ności struktury zasiew ów i jakości gleb. Częścią składową tej funkcji jest ilo czyn biXlf który wyraża przyrost produkcji uzyskany dzięki zastosowanym nawozom m ineralnym . Wobec tego z omawianej funkcji można wypro
M etoda an alizy e fek ty w n o ści naw ożen ia m ineralnego... 3 6 1
wadzić ogólny wzór na obliczanie w spółczynnika oddziaływ ania naw o zów (W):
a + bjX! + b2x 2+ b3x 3
Obliczone na podstaw ie tego w zoru w spółczynniki odziaływ ania n a wozów stanow ią jednocześnie ocenę w spółczynników elastyczności p ro d u k cji w zględem naw ożenia m ineralnego. W ujęciu procentow ym w sk a zu ją one, o ile p ro cen t w zrośnie produkcja roślinna z h e k ta ra użytków rolnych, gdy naw ożenie zw iększy się o 100°/o.
W ielkość om aw ianych tu w spółczynników zależy od poziom u naw oże nia m ineralnego (x^, w skaźnika intensyw ności s tr u k tu ry zasiewów (x2) i w skaźnika bon itacji gleb (x3). Zależności te c h a ra k te ry z u ją liczby za m ieszczone w tab eli 2. W ynika z nich, że w m iarę w zrastania in te n sy w ności s tr u k tu ry zasiew ów i jakości gleb w spółczynnik oddziaływ ania n a wozów m aleje, a w zrasta w raz z pow iększaniem się zużycia nawozów. W obec tego m ożna powiedzieć, że p rzy ekstensyw nej s tru k tu rz e
zasie-Tab. 2. Kształtowanie się współczynnika oddziaływania nawozów w zależności od poziomu nawożenia m ineralnego (xi), wskaźnika intensywności struktury zasiew ów
(X2) i wskaźnika bonitacji gleb (xs)
The form ation of the coefficient of the influence of fertilizers depending on the level of m ineral fertilization (xi), the index of intensity of the sowing structure (X2)
and the valuation index of the soils (X3)
X 2
lub
Poziomy nawożenia NPK w kg/ha UR
100 150 200 250
j
300 350X 3
Współczynniki oddziaływania nawozów w procentach a) przy wzrastającej intensywności struktury zasiew ów (x2)
i przy średnim wskaźniku bonitacji gleb
100 26,34 34,92 41,70 47,21 51,76 55,59
120 18,35 25,21 31,01 35,97 40,27 44,02 140 14,17 19,72 24,68 29,05 32,95 36,44 160 11,42 16,20 20,49 24,37 27,88 31,09 b) przy wzrastającym wskaźniku bonitacji gleb (xs) i przy średniej
intensywności struktury zasiewów
30 19,01 26,05 31,95 36,99 41,33 45,11 40 18,04 24,82 30,57 35,50 39,78 43,52 50 17,17 23,71 29,31 34,13 38,34 42,04 60 16,37 22,70 28,14 32,86 37,00 40,66 70 15,65 21,77 27,06 31,69 35,76 39,37 80 14,99 20,91 27,07 30,59 34,59 38,16 Źródło: Obliczenia własne.
wów i w gorszych w a ru n k a ch glebow ych poziom prod u k cji roślinnej w w iększym stop n iu zależy od naw ożenia m ineralnego niż w k o rzy stn ie j szych w a ru n k ach glebow ych i p rzy in ten sy w n ej s tru k tu rz e zasiewów. Nie oznacza to jednak, że i efektyw ność naw ożenia m ineralnego w gor szych w a ru n k a ch je s t w yższa, bo w zględny p rzy ro st produkcji, określony w spółczynnikiem oddziaływ ania nawozów, odnosi się do znacznie niższej p rod u k cji w p orów naniu z uzyskiw aną w dobrych i bardzo dobrych w a ru n k a c h glebow ych oraz p rzy in te n sy w n e j s tru k tu rz e zasiewów. D ąże nie więc do w yró w nan ia poziom u p ro d u k cji roślinnej przez odpow iednie rozdysponow anie nawozów, z czym m ożna spotkać się w p rak ty c e ro ln i czej, m ało m a w spólnego z efektyw nością ich zastosowania.
W spółczynniki oddziaływ ania naw ozów mogą być obliczane w u k ła dzie czasow ym i p rze strz e n n y m przez podstaw ianie do w yprow adzonego w zoru esty m o w an y ch p a ra m etró w fu n k cji (a, b x, b2, b3) i w ielkości zm ien nych o b jaśniających (x!,x2, x 3). M nożąc te ra z obliczone w spółczynniki (W) przez rzeczyw iście u zy sk an ą p ro d u k cję z h e k ta ra użytków roln ych (y) o trzy m am y p rzy ro sty p ro d u k cji ro ślin nej (Ay) uzyskane dzięki n a w ożeniu m ineraln em u , czyli zgodnie z form ułą:
Ay — y ' W
P rz y jm u ją c w tej fo rm u le rzeczyw iście uzy sk an ą produkcję, a nie jej ocenę w y n ik ającą z fun k cji, zakładam y, że w RSP poszczególnych w oje w ództw elastyczność p ro d u k cji ro ślinn ej w zględem naw ożenia m in e ral nego b y ła k ształto w an a p rzez te sam e zależności m iędzy zm iennym i, k tó re om aw ianą elastyczność u k sz ta łto w ały w skali k ra ju . A zatem nie w prow adzam y tu in fo rm acji spoza próby.
Na podstaw ie esty m o w an ej fu n k cji p ro duk cji roślinnej m ożem y w sk a zać, że RSP w lata ch 1976— 1981 c h a ra k te ry z o w a ły się stosunkow o niską efektyw nością naw ożenia m ineralneg o. N ależy p rzy ty m zauw ażyć, że w poszczególnych w ojew ództw ach m ogły w ystępow ać znaczne w ahania i w rzeczyw istości efekty w ność ta b y ła zróżnicow ana. W ty ch w ojew ództ wach, w k tó ry ch w y stęp o w ały d od atnie odchylenia od re g re sji (funkcji)
należy oczekiwać w yższej efektyw ności stosow anego naw ożenia niż
w w ojew ództw ach, w k tó ry c h w spom niane odchylenia b y ły ujem ne. Od ch ylen ia te zostaną częściowo uw zględnione wówczas, gdy p rz y ro sty p ro du k cji będą u sta la n e zgodnie z zaproponow aną form ułą, k tó ra — jak z tego w ynika — posiada rów nież m e ry to ry c z n e uzasadnienie.
Po odniesieniu u stalonego zgodnie z zaproponow aną form ułą p rzy ro stu p ro d u k cji ro ślin n ej do zużycia naw ozów m in eraln y ch (xx) u zy sk u jem y w zór na obliczanie w skaźnik ów efektyw ności naw ożenia (E) w po szczególnych lata ch i w ojew ództw ach:
y -W E = - - ---
.
M etoda an alizy efe k ty w n o śc i naw ożen ia m ineralnego.., 363
Z tego w zoru w ynika, że efektyw ność rozpatryw anego naw ożenia jest w p ro st proporcjonalna do w ielkości uzyskanej produkcji z jedn o stk i po w ierzchni u żytków rolnych i w spółczynnika oddziaływ ania nawozów, a odw rotnie proporcjonalna do ilości zastosow anych nawozów. J e st to w ięc form uła logicznie i m erytorycznie uzasadniona. Obliczone w edług niej w skaźniki efektyw ności w y rażają średn ią efektyw ność netto, bo m iernikiem jej je s t oszacow ana część p rodukcji roślinnej, k tó ra została u zyskana dzięki zastosow anym nawozom.
W SK A Ź N IK EFEK TYW NO ŚCI N A W O ŻEN IA
W ykorzystując p rzedstaw ioną m etodę obliczono w RSP w skaźniki efektyw ności naw ożenia m ineralnego w przek ro ju czasow ym (tab. 3) i te ry to ria ln y m (tab. 4). W pierw szej z w ym ienionych tab e l obok w skaź ników efektyw ności podano rów nież w spółczynniki oddziaływ ania n a wozów i p rzy ro sty p ro duk cji roślinnej uzyskane dzięki naw ożeniu w po szczególnych latach badanego okresu, n ato m iast w tab eli 3, ze w zględu na jej rozm iary, ograniczam y się do om aw ianych w skaźników efe k ty w ności.
Z danych zam ieszczonych w tabelach 1 i 3 w ynika, że w lata ch 1976— 1978 w iększe było oddziaływ anie nawozów, osiągano w yższy poziom p ro d u k cji roślinnej i ty m sam ym wyższą efektyw ność zastosow anych naw
o-Tab. 3. W sp ółczyn n ik i odd ziaływ an ia n a w o zó w i e fe k ty w ność n aw ożen ia m in eraln ego w R SP w latach 1976— 1981 T h e c o efficien ts o f th e in flu en ce of fertilizers and th e e ffic ie n c y o f m in era ł fertiliza tio n in R SP b e tw e e n 1876
and 1981 Rok W spółcz. P rzyrosty produkcji dzięk i n aw ożen iu N PK JZ/ha k g/k g N P K 1976 35,78 11,61 4,14 1977 36,08 10,96 4,00 1978 37,08 11,49 4,05 1979 34,33 9,28 3,73 1980 35,76 8,25 3,18 1981 33,66 8,70 3,78 1976— 81 35,51 10,04 3,82 Źródło: O bliczenia w ła sn e.
T ab. 4. W skaźniki e fe k ty w n o śc i n a w o żen ia m in eraln ego w R SP w latach 1976— 1981 w yrażon e ró w n o w a rto ścią zboża w k g /k g N P K *
T he in d e x e s of th e e ffic ie n c y o f m in era l fertiliza tio n in R S P b e tw e e n 1976 and 1981 e x p ressed in th e eq u iv a len t o f cereals in k g /k g N P K *
W ojew ód ztw o 1976 1977 1978 1979 1980 1981 1976— 1981 1 2 3 4 5 6 7 8 W arszaw sk ie 3,94 4,86 4,78 4,22 3,92 3,99 4,29 B ia lsk o p o d la sk ie 4,35 4,82 4,62 4,13 3,60 4,49 4,34 B ia ło sto ck ie 4,77 5,04 4,45 3,18 2,58 3,50 3,92 B ielsk ie 3,42 3,68 3,79 3,53 3,19 4,00 3,60 B y d g o sk ie 4,24 3,32 4,49 3,75 2,63 4,17 3,77 C h ełm sk ie 3,41 4,01 4,02 3,84 2,53 2,86 3,45 C iech an ow sk ie 4,08 4,29 3,84 3,92 3,69 4,10 3,99 Czę stoch o w sk ie 3,88 4,03 4,17 3,59 3,56 3,94 3,86 E lb ląsk ie 4,70 4,38 3,98 3,83 3,05 3,58 3,92 G d ań sk ie 4,23 3,92 4,29 3,08 3,05 3,88 3,74 G orzow skie 3,80 4,02 3,49 3,30 3,35 3,47 3,57 J elen io g ó rsk ie 4,16 2,63 3,78 3,55 3,54 3,62 3,55 K a lisk ie 4,25 4,01 4,50 3,95 3,71 4,45 4,15 K a to w ick ie 4,22 4,19 4,27 4,04 3,47 4,11 4,05 K ieleck ie 4,38 4,55 4,28 3,05 3,03 3,60 3,82 K o n iń sk ie 3,27 4,14 3,40 3,20 1,99 3,04 3,17 K o sza liń sk ie 4,20 4,13 3,85 4,48 2,82 3,88 3,89 K ra k o w sk ie 3,37 3,69 3,43 3,85 2,70 2,97 3,34 K rośn ień sk ie 3,37 3,67 2,93 3,65 2,47 3,24 3,22 L egn ick ie 4,04 3,80 3,80 3,05 3,12 3,43 3,54 L eszczyń sk ie 4,40 3,38 4,69 3,94 3,84 4,24 4,08 L u b elsk ie 4,16 4,52 4,19 4,40 3,16 3,79 4,04 Ł om żyń sk ie 5,32 3,92 3,25 3,38 3,28 4,42 3,93 Ł ódzkie 4,02 3,60 4,21 3,48 3,16 4,25 3,79 N o w o są d eck ie 3,37 3,68 4,20 3,85 2,62 3,35 3,51 O lszty ń sk ie 3,99 3,80 3,88 3,22 2,79 3,42 3,52 O polskie 4,11 4,15 4,41 3,85 3,84 3,96 4,05 O strołęckie 4,38 3,80 3,73 3,19 3,11 3,52 3,62 P ilsk ie 4,52 3,91 3,92 3,44 3,03 4,35 3,86 P io tro w sk ie 4,10 4,08 4,72 3,68 3,96 4,35 4,15 P łock ie 4,20 3,41 3,79 4,26 3,27 4,18 3,85 P o zn a ń sk ie 4,66 4,33 4,65 4,24 3,49 4,43 4,30 P rzem y sk ie 3,61 3,48 3,49 3,37 2,61 3,60 3,36 R ad om sk ie 4,32 3,91 3,93 3,96 3,94 3,82 3,98 R zeszo w sk ie 3,48 3,94 3,56 3,26 2,46 3,15 3,31 S ie d le c k ie 4,92 4,79 4,10 3,89 3,52 3,67 4,15 S iera d zk ie 3,86 4,10 4,35 4,03 3,71 4,31 4,06 S k ie r n ie w ic k ie 4,29 3,65 4,19 4,05 3,56 3,78 3,92 S łu p sk ie 5,39 4,36 3,88 3,94 3,19 3,58 4,06 S u w a lsk ie 4,38 4,35 4,23 2,87 3,04 3,61 3,75 S zczeciń sk ie 4,35 4,39 3,92 4,64 3,82 3,92 4,17
M etoda an alizy efek ty w n o ści n aw ożen ia m ineralnego.., 365 1 1 2 3 4 5 6 7 8 T arnobrzeskie 4,46 4,39 4,81 4,41 3,35 4,18 4,27 T arn ow sk ie 5,49 4,58 3,54 3,25 3,25 3,25 3,89 T oruńskie 4,31 4,00 4,38 3,82 3,30 3,62 3,91 W ałbrzyskie 3,92 3,89 3,96 4,07 3,27 3,43 3,76 W łocław sk ie 4,23 4,06 4,57 4,15 2,52 3,70 3,87 W rocław sk ie 3,64 3,77 3,88 4,08 3,24 3,64 3,71 Z am ojskie 3,98 4,28 4,33 3,99 3,11 4,03 3,95 Z ielon ogórsk ie 3,37 3,93 3,83 3,56 3,15 3,44 3,55
* C zyli w setn ych częściach jed n ostk i zbożow ej. Źródło: O bliczenia w ła sn e.
zów niż w lata ch 1979— 1981. W m iarę zm iejszania intensyw ności s tr u k tu ry zasiewów i naw ożenia m ineralnego produkcja roślinna staw ała się m n iej efektyw na. Obliczone w skaźniki eftektyw ności naw ożenia m in e ralnego w yraźnie pow iązane są ze średnim i podanym i w tabeli 1. M ożna więc w skazać, że dobrze ch a ra k te ry z u ją om aw ianą efektyw ność w po szczególnych latach badanego okresu.
Efektyw ność naw ożenia m ineralnego w R S P była b ardziej zróżnico w an a w układzie w ojew ódzkim niż czasowym, co p otw ierdzają w sk aźn iki zam ieszczone w tabeli 4. W ynika z nich, że om aw iana efektyw ność n a j w yżej u k ształto w ała się w rok u 1976, a najn iżej w ro k u 1980. B yły to w b adanym okresie sk ra jn e lata pod względem ro k ład u w arun kó w k li m atycznych i efektyw ności produkcji rolniczej w całym k ra ju . Obliczone w układzie w ojew ódzkim w skaźniki efektyw ności naw ożenia zaw arte są w poszczególnych latach i w całym okresie w przedziałach (od— do):
w r. 1976 3,27— 5,49 w r. 1977 2,63— 5,04 w r. 1978 2,93— 4,81 w r. 1979 2,87— 4,64 w r. 1980 1,99— 3,96 w r. 1981 2,86— 4,60 w 1. 1976—81 1,99— 5,49
Średn ia w ielkość om aw ianych tu w skaźników dla w szy stkich la t i w o jew ództw w ynosi 3,82 i rów na się w spółczynnikow i re g re sji bj, czyli efektyw ności określonej fu n k cją p rodukcji roślinn ej. Z tego w ynika, że zaproponow ana m etoda — nie zm ieniając isto ty fu n k cji — pozw ala a n a lizow ać efektyw ność naw ożenia m ineralnego w poszczególnych jed n o st kach sta ty sty c z n y ch , czyli pozwala w niknąć w e w n ątrz p ró b y (populacji),
co szczególnie p rzy zależnościach liniow ych m a duże w alo ry p rak ty c z ne, poznaw cze i m etodyczne.
Na zakończenie uw ażam y za w skazane zwrócić uw agę na n iektóre spostrzeżenia o c h a ra k te rz e m erytory czny m . P rzed e w szystkim trzeba zauw ażyć, iż średnio w całym o kresie najw yższą efektyw nością naw o żenia m ineralnego pow yżej 4,2 kg c h arak tery zo w ały się R S P z w o je w ództw : w arszaw skiego, bialskopodlaskiego, poznańskiego i tarn o b rze s kiego. Na szczególną uw agę zasłu g u ją R S P z poznańskiego, bo stosunkow o w ysoka efektyw ność uzy sk iw ana była p rzy dużym zużyciu nawozów m i n eraln y ch (345 k g/ha UR). S tąd m ożna wnosić, że przy racjo n aln y m gos podarow aniu m ożna stosow ać w ysokie daw ki nawozów i zapew nić do statecznie w ysoką ich efektyw ność. N ajniższa zaś efektyw ność (poniżej 3,5 kg) m iała m iejsce w R S P z w ojew ództw : konińskiego, k ro śn ieńskie go, krakow skiego, przem yskiego i rzeszow skiego. W w ojew ództw ach tycli R S P u zy sk iw ały niew spółm iernie nisk i poziom p ro du kcji ro ślin nej w sto su n k u do naw ożenia. Spółdzielnie te w in n y poczynić odpow iednie s ta ra nia, a b y popraw ić skuteczność naw ożenia, a przede w szy stk im podnieść jakość gospodarow ania plonotw órczym i środkam i produkcji.
W N IO SK I
1. B adania w ykazały, że zaproponow ana w ram ach O środka K oordy nacyjnego RW PG przez g ru p ę sp ecjalistó w koncepcja w spółczynnika oddziaływ ania naw ozów m oże być w y k o rzy stan a p rzy analizow aniu e fek tyw ności naw ożenia m ineralnego m etodą fu n k cji produkcji.
2. O pracow ana m etoda okazała się p rzy d a tn a do analizow ania efek tyw ności naw ożenia w u kładzie czasow ym i p rzestrzen n y m . P rz y jej pom ocy m ożna u sta la ć w skaźniki efektyw ności naw ożenia m ineralnego w poszczególnych jed n o stk a ch b ad an ej zbiorowości.
3. Zaproponow ana m etoda — nie n aru sz a ją c isto ty fu n k cji p rod u k cji — pozw ala w niknąć do w n ę trz a bad an ej p ró b y i zróżnicow ać śred n ią efek tyw ność naw ożenia m in eralnego w zależności od poziom u uzyskiw anej p ro d u k cji ro ślin n ej, s tr u k tu ry zasiew ów i w aru n k ó w przyrodniczo-gle- bowych.
4. Ze w zględu na fak t, iż p rzy esty m ow an iu fu n k cji i obliczaniu w sk aźnik a oddziaływ ania naw ozów bierze się pod uw agę naw ozow ą in tensyw ność s tr u k tu ry zasiew ów i jakość gleb oraz poziom rzeczyw iście u zy sk an ej p ro d u k cji i zastosow ania naw ozów m ożna uznać, że p rzy po m ocy zaproponow anej m eto d y u z y sk u je się porów nyw alne w skaźniki efek ty w n ości naw ożenia m ineralnego.
М етод ан али за эф ф ек ти в н ости м инерального удобрения... 3 0 7 Р Е З Ю М Е В статье п редставл ен м етод ан али за эф ф ек ти в н ост и минерального у д о б р е ния при помощ и к о эф ф и ц и ен та воздействия удобрения. П редлагаем ы й к о э ф ф и циен т (МО вы ч исляется н а основании р ан ее эстмированной, тр ехф ак тор н ой ф у н к ц и и растительной п р одукци и согласно ф орм уле: Ь1Х1 \У = ---, а+Ь1Х1 + ЬгХ2+Ьзхз в которой XI — м и н еральн ое удобр ен и е ЫРК в кг/га сел ьск охозя й ств ен н ы х угодий, хг — интенсивность удобр ен и я структуры посевов в точках, хз — п ок азател ь бонитировки почв в точках, а, Ь>1, Ьг, Ьз — параметры ф ункции . П ок азатели эф ф ек ти в н о ст и м инерального удобрен и я (Е) вы числялись по ф ор м уле: у-\¥ Е = , X I в которой у — валовая растительная продукция в еди н и ц ах зер н ов ы х на 1 гектар сел ьск охозяй ств ен н ы х угодий. Так вы числяемы е п ок азател и определяю т в отдельн ы х статистическ их ед и н и ц а х средню ю эф ф ек ти в н ост ь м инерального удобрения нетто, п оскольку она оп р едел я ет ся на основании прироста продукции, достигнутого в данны х усл ов и я х благодаря прим енению удобрений . П редл агаем ой м етод дем он стри р ует ся на прим ере дан н ы х и з сел ьск охозяй ств ен н ы х кооперативов. S U M M A R Y
T he paper p resen ts th e m ethod of an alyzin g th e e fficien cy o f m in era l fe r t ili zation w ith th e u se of th e co efficien t o f the in flu en ce of fertilizers. T his co efficien t (W) w as ca lcu la ted on the basis of p reviou sly estim ated , th ree-fa cto r fu n ction o f th e plant production according to th e form ula:
w _ __________ b i X i _________
a + biX i+ b2x 2+ b3x 3’
w h en : — m in eral fertiliza tio n N PK in kg/ha of arab le lands, x 2 — fertilizer in ten sity of th e sow in g stru ctu re in points, x a — v a lu a tio n in d e x of the so ils in points,
a, b1( b2, b3 — p aram eters of th e function.
T he in d ex es o f th e e ffic ie n c y of m in eral fertiliza tio n (E) w ere calcu lated according to th e fom ula:
y -W E =
---Xi ’
T h e in d ex es ca lcu la ted in su ch a w a y d efin e th e m ea n e ffic ie n c y of m in eral fe r tiliz a tio n n etto in p articu lar sta tistic a l u n its, since it is estab lish ed on th e basis of th e production r ise w h ich w a s a c h iev ed in th e g iv e n con d ition s o w in g to th e fer tiliz e r s used.
T he su g g ested m eth od is e x e m p lifie d by th e data com in g from th e agricu ltu ral c o lle c tiv e farm s.
