تعتبر ليبيا من البلدان ذات الطبيعة الصحراوية ومحدودة الموارد الطبيعية والتي تتصف بندرة المياه الجوفية وتذبذب معدلات سقوط الأمطار , ومحدودية الأراضي الصالحة للزراعة بالرغم من المساحة الشاسعة والتي تبلغ حوالي 1.760.000 كم², وقد إهتمت ثورة الفاتح منذ قيامها بالقطاع الزراعي وأولته أهمية كبيرة لما له من أهمية كبيرة في الإقتصاد الوطني من حيث كونه المصدر الأساسي في توفير الغذاء للسكان وتحقيق الأمن الغذائي وكذلك لما له من دور مهم في تزويد القطاعات الأخرى بالسلع الوسيطة التي تدخل في الصناعة وأيضاً توفير فرص العمل، وبالرغم من المجهودات الكبيرة التي بذلتها الدولة لتطوير القطاع الزراعي والتي تم من خلالها صرف ميزانيات واستثمارات ضخمة بمليارات الدينارات بهدف الرفع من مستوى القطاع وتحقيق المستهدف منه إلا أن نسبة المساهمة الحالية للقطاع في الناتج المحلي الإجمالي لازالت متدنية مما جعل القطاع الزراعي لم يحقق المستهدف منه الأمر الذي يتطلب ضرورة العمل علي وضع السياسات والخطط التنموية المستقبلية للرفع من الأهمية النسبية للقطاع الزراعي في الإقتصاد الوطني والتقليل من مستوى الإعتماد على النفط ، ويهدف هذا البحث إلى دراسة وتحليل الوضع الحالي والمستقبلي للقطاع الزراعي (النباتي , والحيواني) في ليبيا والصعوبات والمشاكل التي تواجهه في تحقيق المستهدف منه وكذلك التعرف على أسباب تدني مساهمته في الناتج المحلي الإجمالي ودراسة سبل تطوير القطاع الزراعي مستقبلاً و يهدف أيضاً إلى تحديد أهم العوامل المؤثرة في القطاع الزراعي وكذلك تقدير دالة الناتج المحلي الزراعي وتحديد مدى تأثير كل عامل من العوامل المؤثرة في الناتج المحلي الزراعي وتحديد وتقدير مساهمة القطاع الزراعي في الناتج المحلي الإجمالي وتقدير مساهمة كلاً من القوى العاملة والقروض الزراعية في القطاع الزراعي .ولتحقيق الأهداف التي تسعى إليها هذه الدراسة تم تجميع المعلومات والبيانات من خلال الإحصائيات المتاحة من الجهات الرسمية خلال الفترة من (1990 2007) وقد شملت البيانات كل من المتغيرات التالية والتي تتلخص في : = Y الناتج المحلي الإجمالي = X الناتج المحلي الزراعي = x1 التكوين الرأسمالي الثابت الزراعي = x2 القوى العاملة في القطاع الزراعي = x3 القروض الزراعية الممنوحة. حيث أن المعادلة Y=F (x1) تدل على أن الناتج المحلي الإجمالي هو دالة يتوقف على الناتج المحلي الزراعي باعتباره جزء من القطاعات الإقتصادية الأخرى ويكون الناتج المحلي الزراعي في هذه المعادلة عنصراً متغيراً مستقلاً بينما الناتج المحلي الإجمالي يكون عنصراً متغيراً تابع، والمعادلة X= G (x1, x2, x3) تدل على أن الكمية الناتجة من الناتج المحلي الزراعي هي دالة تتوقف على كل العناصر الإنتاجية وهي رأس المال الزراعي والقوى العاملة الزراعية والقروض الزراعية، وفي هذه الحالة يكون الناتج المحلي الزراعي هو المتغير التابع وتكون العناصر الإنتاجية السابقة متغيرات مستقلة. وقد أظهرت النتائج عند تقدير دالة الناتج المحلي الإجمالي (Ln Yt) وعلاقته بالمتغيرات المستقلة وهي الناتج المحلي الزراعي (Ln Xt)، راس المال الزراعي (X1t)، حجم العمالة في القطاع الزراعي (X2t)، حجم القروض الزراعية الممنوحة (X3t) لتمويل القطاع خلال فترة الدراسة.وقد تبين عند تقدير دالة الناتج المحلي الإجمالي الأتي: - 1 بالنظر إلى قيمة (R2) معامل التحديد يلاحظ أنها وصلت إلى (62 %) من التغييرات التي تحدث في المتغير التابع Ln Yt)) يكون مسئولاً عن شرحها التغيرات التي تحدث في المتغير المستقل L Xt)) والباقي (38 %) يكون مسئولاً عن شرحه متغيرات أخرى غير داخلة في المعادلة. 2 من خلال إختبار F) ) يتضح أن المتغير المستقل Ln Xt ) ) يعتبر معنوياً عند مستوى معنوي 10 % , 5 % على التوالي وذلك لأن قيمة) t) المحسوبة أكبر من قيمة (t) الجدولية , 20) = 1.7 (T (0.05, (T (0.10, 20) = 1.3). 3 وباستخدام إختبار F) (للدلالة على المعنوية الكلية يلاحظ أن المعادلة معنوية ومقبولة عند مستوى معنوية 5 % , 10 % حيث أن قيمة) (fالمحسوبة أكبر من قيمة (f) الجدولية (F (0.05, 2, 20) = 3.49) و (F (0.10, 2, 20) = 2.59) وهذا يعني إننا نرفض الفرض العدم (H0) ونقبل الفرض البديل (H1)، ويتضح من خلال التفسير الإقتصادي للنموذج القياسي أن العلاقة المقدرة تتطابق مع ما جاء في النظرية الإقتصادية , حيث أن الإشارة الموجبة لمعامل لوغاريتم الناتج المحلي الزراعي توضح وجود العلاقة الطردية بين الناتج المحلي الزراعي والناتج المحلي الإجمالي ولكن هذه العلاقة تعتبر ضعيفة , حيث أن إرتفاع الناتج المحلي الإجمالي بوحدة نقدية واحدة سوف يؤدي إلى إرتفاع الناتج المحلي الزراعي في المدى القصير بمقدار 0.0009 دينار وذلك عند ثبات العوامل الأخرى ، وقد أظهرت النتائج عند تقدير دالة الناتج المحلي الزراعي عن طريق الإختبارات الإحصائية لإختبار أفضل تعبير عن العلاقة بين المتغير التابع (الناتج المحلي الزراعي) والمتغيرات المستقلة التي تتمثل في رأس المال الثابت الزراعي والعمالة الزراعية والقروض الزراعية بالإعتماد على البيانات السنوية خلال فترة الدراسة لقيم المتغيرات المستخدمة في النموذج , وقد تبين من خلال التحليل الإقتصادي للنموذج القياسي لدالة الناتج المحلي الزراعي الأتي: 1 نلاحظ من خلال قيمة (R2) أن 97 % من التغييرات التي تحدث في المتغير التابع (لوغاريتم الناتج المحلي الزراعي) يمكن تفسيرها ومعرفتها نتيجة التغيرات التي تحدث في المتغيرات المستقلة وهي لوغاريتم رأس المال الثابت ولوغاريتم العمالة الزراعية ولوغاريتم القروض الزراعية، والباقي 3 % يكون مسئولاً عن شرحها متغيرات أخرى غير داخلة في المعادلة. 2 أما بالنسبة لإختبار (t) نلاحظ أن المتغير Ln X1 يتميز بدلالة إحصائية عند مستوى معنوي 5 % , 10 % وهذا يعني إننا نقبل الفرض البديل (H1) الذي يعني وجود علاقة جوهرية بين هذا المتغير والمتغير التابع، أما المتغير Ln X2 فهو غير معنوي عند مستوى معنوية 10 % وهذا يعني إننا نقبل الفرض العدم (H0) والذي يعني وجود علاقة موجبة بين هذا المتغير والمتغير التابع، أما المتغير Ln X3 فهو معنوي عند مستوى معنوية 5 % وبالتالي نقبل الفرض البديل (H1) وهذا يدل على علاقة موجبة بين هذا المتغير والمتغير التابع. 3 من خلال إختبار F) (والذي يقيس المعنوية الكلية للمعادلة يلاحظ أن المعادلة معنوية ومقبولة عند مستوى معنوية 5 % , 10 % وذلك لأن قيمة F) (المحسوبة أكبر من قيمة F) (الجدولية ( F (0.10 , 3 , 20 ) = 2.38 ) , ( F ( 0.05 , 3 , 20 ) = 3.10 ) 4 أما بالنسب لأختبار دوربن واتسون (DW) فيشير إلى وجود مشكلة إرتباط ذاتي في المعادلة فقد تم معالجتها حيث بلغت قيمة (DW) 1.06 وهي القيمة التي تقع في منطقة بين القبول والرفض أى غير مؤكدة ولا يمكن الحكم على وجود إرتباط ذاتي أو عدم وجوده، ومن خلال التحليل الإقتصادي للنموذج يتضح بأن إشارات النموذج موجبة أي أنها تتفق مع ماجأت به النظرية الإقتصادية حيث أن مساهمة رأس المال الثابت الزراعي في الناتج المحلي الزراعي تزداد في المدى الطويل مقارنة بالمدى القصير فكلما زاد رأس المال بمقدار وحدة نقدية واحدة يؤدي إلى زيادة الناتج المحلي الزراعي بمقدار 0.3948 وحدة وبالتالي توصلت الدراسة إلى نتيجة وهي أن كثافة حجم التراكم الرأسمالي (الإستثمار) في قطاع الزراعة لم يحقق المطلوب فيما يخص الزيادة في الناتج المحلي الزراعي , حيث أنه وبالرغم من حجم الإستثمارات الموجهة لقطاع الزراعة لم تقابلها زيادة في الناتج المحلي الزراعي , أما مساهمة القوى العاملة الزراعية بعامل واحد مع ثبات المتغيرات الأخرى يؤدي إلى زيادة الناتج المحلي الزراعي بمقدار 0.0067 وحدة, ونستنتج من هذا أن القطاع الزراعي قام بتوظيف أعداد كبيرة من العمالة الزراعية ثم بدأت تنخفض بسبب إنعدام الحوافز والتحول للعمل في قطاعات إقتصادية أخرى أكثر دخل مما نتج عنه تناقص قيمة الناتج المحلي الزراعي الذي يتسم بحجم الغلة المتناقصة , أما العائد المتحقق من الإستثمار والذي مصدره القروض الزراعية الممنوحة فتشير إلى أنه إذا زادت القروض الزراعية بوحدة نقدية واحدة يؤدي ذلك إلى زيادة الناتج المحلي الزراعي بمقدار 0.0777 وهذا يعني سؤ إستخدام القروض الزراعية في الأغراض التي منحت من أجلها مما نتج عنه أن الزيادة في الناتج المحلي الزراعي لا تعادل الزيادة في حجم القروض الممنوحة ومن خلال هذه الدراسة ونتائجها يمكن إقتراح بعض التوصيات أهمها: العمل على تشجيع ودعم البحث العلمي في مجال الزراعة, الذي يكفل دراسة عناصر الإنتاج وأنواع المحاصيل وزيادة إنتاجية الموارد الزراعية بما يُمكن من معرفة أنواع المحاصيل المنتجة لتحقيق أكبر إنتاج وإنتاجية وكذلك التوجه في خطط التنمية الزراعية والإقتصادية مستقبلاً على جعل القطاع الزراعي يمول نفسه بنفسه وتقليل الإعتماد على النفط من خلال التوسع في الإستثمارات الزراعية وإستغلال مياه النهر الصناعي العظيم الإستغلال الأمثل ومكافحة مشكلة تفتت الحيازات الزراعية وإنتشار ظاهرة البناء عليها والتي تؤثر تأثير سلبي ومباشر من حيث كونها تؤدي إلى تقلص كبير وخطير على مساحات الأراضي الصالحة للزراعة وكذلك الإهتمام بمصادر المياه وإيجاد الحلول البديلة والعاجلة خاصة بعدما أوضحت الدراسات النقص الكبير والحاد في منسوب المياه الجوفية , التركيز في السياسات الإقتصادية الزراعية المستقبلية على التوسع والإكثار من المحاصيل الزراعية التي تدخل كمورد رئيسي في الصناعات الغذائية خصوصاً الحبوب وأهمها القمح والشعير.
لطفي خميس الفرجاني خميس (2010)

في هذه الدراسة تم تحديد المعاملا ت الهيدرولوجية اللازمة لحساب الجريان السطحي المتوقع من حوض التجميع بوادي كعام بأستخدام طريقة (SCS) الأمريكية لحفظ التربة ومقارنتها ببيانات تجريبية مجمعة للحوض، حيث تم إستخدام نموذج الإرتفاعات الرقمية DEM لإستخلاص شبكة التصريف وحساب مساحة حوض التجميع بإستخدام نظم المعلومات الجغرافية GIS. كما تم تصنيف الغطاء النباتي لحوض التجميع من خريطة رقمية لدراسة سابقة بمقياس رسم 1:250000، حيث شملت منطقة الدراسة على ستة أصناف للغطاء الأرضي. ومن خريطة رقمية لدراسة سابقة بمقياس رسم 1:1000000 صنفت تربة منطقة الدراسة حسب مجموعات الترب الهيدرولوجية HSG إلى مجموعتي ترب هيدرولوجية. وتم تجميع بيانات مطرية لعواصف يومية مختارة من خلال أربع محطات حددت حول منطقة الدراسة بإستخدام مضلعات ثيسن للحصول على متوسط عمق الهطول الكلي داخل حوض التجميع. كما تم حساب الجريان السطحي المتوقع بإستخدام طريقة SCS لعواصف مطرية مختارة ضمن منطقة الدراسة ومقارنة النتائج المتحصل عليها مع قراءات الجريان السطحي التي تم الحصول عليها من واقع السجلات الخاصة بالبحيرة. ومن خلال مقارنة النتائج المتحصل عليها من نموذج SCS مع قراءات الجريان السطحي التي تم الحصول عليها من واقع السجلات الخاصة بالبحيرة لعواصف مطرية مختارة لسنوات مختلفة وبإستخدام معادلة الخط المستقيم، تبين أن هناك علاقة قوية بين الجريان المحسوب والجريان المقاس، حيث كانت قيم معامل التحديد للعلاقة بين القيم المحسوبة والقيم المقاسة 94% ودرجة الإرتباط بينهما 97%، والجذر التربيعي لمربع الخطا 1.72 مليون متر مكعب. Abstract In this study, the hydrological parameters needed for estimating the expected surface run-off from Wadi ka’am drainage basin had been derived using soil conservation surface (SCS) method. A digital elevation model (DEM) and a Geographical Information System (GIS) were used to delineate the drainage basin network and estimating its area. Based on a previously available digital map of the basin, with a scale of 1: 250000, the vegetation cover was classified into six classes. Another previously available digital soil map, with a scale of 1: 1000000, was used to classify the soil of the basin into two hydrological groups. Selected daily rainfall data, collected from four weather stations, were used to estimate the weighted average rainfall over the whole basin. The expected surface run-off from selected rainfall storms was calculated using the standard methodology of the United States Soil Conservation Service (USSCS). The obtained results were compared with the actual available flood measurements at the Wadi Ka’am dam site, by comparing the results obtained from the SCS model with runoff readings obtained from the measured data recorded in the lake for selected rainstorms during different years using the straight-line equation, a strong relationship between the calculated output and measured runoff was obtaind with coefficient of determination values of (94%), and the degree of correlation between them was (97%(, and root mean square error was 1.72 million m3.
مباركة سعد أحمد الغرياني (2015)

Bokashi is an organic fertilizer made from organic materials through fermentation process. A high quality bokashi should have C/N ratio between 10-20, which normally produced from a mix raw organic material with has C/N ratio of 30. However, many studies have shown a composition of raw organic material without a calculation of C/N ratio. Therefore, the objectives of this study were to gather the initial C/N ratio of various raw material from previous published studies, calculate the C/N ratio, and examine the descriptive characteristic (colour, aroma, and texture) of bokashi made from three selected C/N ratios of raw material (30, 70, and 110) and various length of fermentation (10, 17, and 24 days). This research combined literature reviews and laboratory experimental. For laboratory experimental, Complete Randomise Design (CRD) was applied. The result showed that all bokashi produced from raw material mixture with the C/N ratio up to 110 was still acceptable to be directly applied as a fertilizer. Bokashi produced with longer fermentation time had better texture but lower aroma and colour quality
RABYA A LAHMER(1-2021)