何文舉 聶國卿 肖 敏

摘要：將我國當前農(nóng)村微觀經(jīng)濟主體——農(nóng)民的經(jīng)濟行為與農(nóng)村環(huán)境問題結合起來，以農(nóng)業(yè)大省湖南的情況為例，進行定量分析，得出的主要因素及主要因素形成的深層次外部原因，并運用外部性原理分析了如何促進農(nóng)民非生態(tài)性外部行為的轉變，實現(xiàn)我國農(nóng)村經(jīng)濟與環(huán)境的協(xié)調(diào)發(fā)展。

關鍵詞：微觀；外部性；經(jīng)濟；環(huán)境

中圖分類號：F062.2

文獻標識碼：A

文章編號：1000-2529(2009)06-0075-05

一、湖南農(nóng)民經(jīng)濟行為對農(nóng)村經(jīng)濟、環(huán)境影響的實證分析

1所選取模型變量的相關解釋

(1)模型變量的選擇

模型中選取了六個指標作為變量，分別為：湖南農(nóng)村單位耕地面積產(chǎn)出(Y)，湖南年末農(nóng)藥使用量(X1)，湖南年末農(nóng)用薄膜使用量(X2)，湖南年末化肥使用量(X3)，湖南單位耕地擁有機械動力數(shù)(X4)，湖南農(nóng)村自然災害成災率(X5)。

(2)選擇上述變量的原因分析

選取這些指標進行回歸分析，是因為這些指標能夠很好地代表湖南農(nóng)村的經(jīng)濟環(huán)境問題，同時能夠反映出當?shù)剞r(nóng)民的經(jīng)濟行為。

(一)因變量的選擇原因。選取湖南農(nóng)村單位耕地面積產(chǎn)出作為因變量，是因為這一指標不僅能夠較好反映出當?shù)剞r(nóng)業(yè)生產(chǎn)的效率，而且能夠反映出科技投入水平、農(nóng)業(yè)基礎設施條件、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件等對當?shù)剞r(nóng)業(yè)單位產(chǎn)出的影響。而當?shù)剞r(nóng)民經(jīng)濟行為對生態(tài)環(huán)境帶來的影響，最終也會反映到農(nóng)業(yè)的單位產(chǎn)出的變化上，不管這種影響對環(huán)境是有利還是不利。

(二)自變量的選擇原因。選取農(nóng)藥、農(nóng)用薄膜、化肥作為自變量，是因為在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中，農(nóng)藥、化肥、農(nóng)用薄膜等作為重要的生產(chǎn)資料，對促進農(nóng)業(yè)的發(fā)展有重要的作用，但四者的使用同樣可能帶來環(huán)境問題，尤其是過量使用會對生態(tài)環(huán)境帶來不利影響，這種不利影響主要體現(xiàn)在影響土地長期的生產(chǎn)能力，進而不利于當?shù)剞r(nóng)業(yè)和農(nóng)村的可持續(xù)發(fā)展。但是這些生產(chǎn)資料對農(nóng)業(yè)的發(fā)展卻是必不可少的，因此需要控制使用量，尤其是要提高其利用率，因此這些生產(chǎn)資料在促進農(nóng)業(yè)增產(chǎn)中的效率就能很好地體現(xiàn)湖南農(nóng)民的經(jīng)濟行為是否理性。

選取湖南單位耕地擁有機械動力數(shù)作為自變量，是因為農(nóng)業(yè)機械的使用情況能夠較好反映科學技術對湖南農(nóng)業(yè)的作用，因為科學技術是第一生產(chǎn)力，而它的影響則是通過生產(chǎn)工具的更新來體現(xiàn)。另外，農(nóng)業(yè)機械的使用情況可以體現(xiàn)湖南農(nóng)民的經(jīng)濟行為，農(nóng)業(yè)機械對單位耕地產(chǎn)出的貢獻大，則表明湖南農(nóng)民的經(jīng)濟行為受現(xiàn)代因素影響較多；反之，則表明湖南農(nóng)民的經(jīng)濟行為受傳統(tǒng)因素的影響較多。

選取自然災害成災率作為自變量，是因為一個地區(qū)的生態(tài)環(huán)境的破壞程度往往可以通過該地區(qū)生產(chǎn)受自然災害的影響程度來衡量。如果自然災害受災率對農(nóng)業(yè)單產(chǎn)的影響大，則表明當?shù)氐纳鷳B(tài)環(huán)境受到了較大程度的破壞；反之則表明當?shù)厣鷳B(tài)環(huán)境受到的破壞程度較輕。當然，自然災害對農(nóng)業(yè)的影響，與當?shù)氐幕A設施也有較大關系，因為基礎設施差則農(nóng)業(yè)受自然災害的影響就大，反之則自然災害對生產(chǎn)的影響小。

(3)選擇上述變量的合理性分析

盡管上述六個指標并不能完整地反映湖南農(nóng)民經(jīng)濟行為對當?shù)剞r(nóng)村生態(tài)環(huán)境的影響，但是其具有一定的代表性。與此同時，由于其他反映農(nóng)民經(jīng)濟行為及農(nóng)村環(huán)境的指標，如水土流失情況、植被破壞情況、人畜排泄物污染狀況、生活垃圾污染情況等難以量化，不適用于構建計量模型，故可以認為選取的上述指標是基本合理的。

(4)變量時間段的選擇

模型中變量的時間段是：1993～2008年。由于統(tǒng)計方面的原因，農(nóng)用薄膜的使用量只有1993年之后的數(shù)據(jù)，之前的數(shù)據(jù)缺失；而農(nóng)藥使用量也只有1993年之后的數(shù)據(jù)，1993年之前只有相關的銷售量數(shù)據(jù)。因此，為了因變量和自變量的時間段的統(tǒng)一，只能選取1993～2008年的數(shù)據(jù)構建模型。變量的數(shù)量有限對模型的構建必然造成不利影響，但是由于模型重在分析湖南農(nóng)民的經(jīng)濟行為，不需要做精確的預測，因此較少的數(shù)據(jù)也是可以接受的。

2以初始數(shù)據(jù)構建多元回歸模型

根據(jù)中國統(tǒng)計年鑒(1993～2008)、湖南統(tǒng)計年鑒(1993～2008)整理得到構建模型所需的原始數(shù)據(jù)，構建多元線性回歸模型，得到如下結果：

Y=-2442.25-464.49^*X1+509.79^*X2+41.38^*X3

-17989.31^*X4-1717.92^*X5

s=4078.40 257.87 905.15 27.24

175019.70 818.50

t=-0.60 -1.80 0.56 1.52-0.10-2.10

R²=0.9004 F=16.2725 DW=0.8755 SE=302.5625

此模型中，F(xiàn)=16.2725，顯然大于F(5，9)=3.48，四個自變量整體上對因變量有顯著影響。但是根據(jù)經(jīng)驗法則，變量X1、X2、X3、X4所對應的t值均遠少于2，可以初步判斷四者難以通過顯著性檢驗。具體而言，通過查t分布表，在給定顯著性水平為0.05的情況下;得到臨界值t_0.025(13)=2，1604>|t₅|=2.10>|t₁|=1.80>t₃1.52>t2=0.56>|t₄|=0.10>|t₄|=0.60，表明自變量xl、X2、X3、X4、X5分別對因變量沒有顯著的影響，因此多元回歸模型難以成立，所以需要對模型指標做相應調(diào)整。

3適當調(diào)整變量形式以促成多元回歸模型的構建

調(diào)整后的變量依次用YY、X1、X22、X33、X44、X55表示，分別對應調(diào)整前的Y、X1、X2、X3、X4、X5。用調(diào)整后的數(shù)據(jù)構建模型，得到如下結果：

YY=-12.540-0.6011^*X11+1.0345^*X22+4.5623^*X33

+0.591 0^*X44+0.0073^*X55

s=4.678328 0.625484 0.300596 0.969838

0.438435 0.055611

t=-2.680403-0.960997 3.441345 4.704143

1.347004 0.130831

R²=0.863068 SE=7.457062 DW=1.881282 F=10.08460

4模型的整體檢驗

(1)模型的經(jīng)濟意義檢驗

在此模型中，就經(jīng)濟意義而言，在假設其他條件不變的條件下，隨著生產(chǎn)資料投入的相應增加，產(chǎn)出也應該相應增加，因此自變量X11、X22、X33的系數(shù)均應為正數(shù)，模型中

自變量X22、X33的系數(shù)為正數(shù)，符合經(jīng)濟意義，而X11的系數(shù)為負數(shù)，不符合經(jīng)濟意義。同時X55代表湖南農(nóng)村自然災害成災率的變化，成災率增大則表明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)受自然災害的影響比較大，那么單位耕地產(chǎn)出應受到不利影響，其變化應與自然災害成災率變化方向相反，故X44的系數(shù)應為負數(shù)。因此，在此處應將X11、X55這兩個變量舍棄，重新做回歸，得到如下結果：

YY=-12.2377+0.9225^*X22+3.961 2^*X33

+0.617 6^*X44

s=3.8687 0.2724 0.7740 0.4185

t=-3.1632 3.3872 5.1181 1.4758

R²=0.8409 F=17.6263 DW=1.4711 SE=7.188O

模型再次調(diào)整后，自變量X22、X33、X44的系數(shù)為正，符合經(jīng)濟意義。自變量X22、X33、X44的系數(shù)分別為0.9225、3.9612、0.6176，表明當其他條件不變時，農(nóng)用薄膜的使用量較上年每增加15.35個百分點，湖南農(nóng)村單位耕地產(chǎn)出較上年相應增加1個百分點；化肥使用量較上年每增加4.34個百分點，湖南農(nóng)村單位耕地產(chǎn)出較上年相應增加1個百分點；湖南單位耕地面積擁有機械動力數(shù)每增加22.43個百分點，湖南農(nóng)村單位耕地產(chǎn)出較上年相應增加1個百分點。

(2)擬合優(yōu)度檢驗

R2=0.8409說明，回歸方程即上述樣本需求函數(shù)的解釋能力為84.09％，三個自變量能對湖南第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值增加值的84.09％做出解釋，回歸方程的擬合優(yōu)度較好。

(3)回歸模型的總體顯著性檢驗

從全部因素的總體影響看，在5％顯著性水平上，F(xiàn)=17.6263>F0.05(3,14-3-1)=4.10，說明三個自變量對于因變量的共同影響是顯著的。且p=O.00026說明只要顯著性水平大于十萬分之二十六，這三個自變量對于因變量的共同影響就是顯著的。

(4)單個系數(shù)的顯著性檢驗

在模型中，從單個系數(shù)的影響看，在0.05顯著性水平上，|t(b₀)|=3.1632>t_0.025(11)=2.201O，故常數(shù)項對因變量的影響顯著；t(b₂)=3.3872>t_0.025(11)=2.2010，表明自變量X22對因變量的影響是顯著的；t(b₂)=5.118 1>t_0.025(11)=2.201O，表明自變量X33對因變量的影響是顯著的；t(b₄)=1.47580.025

出帶來不利影響。盡管農(nóng)藥的使用對農(nóng)業(yè)增產(chǎn)沒有明顯的促進作用甚至有阻礙作用，但是1993～2007年的14年間，湖南農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中農(nóng)藥的使用量基本上是處于遞增的狀態(tài)，盡管增幅曾出現(xiàn)過回落，但是直到2007年才出現(xiàn)減少的趨勢。上述事實表明，湖南農(nóng)民的經(jīng)濟行為存在非理性的一面。

三、影響湖南農(nóng)民經(jīng)濟行為非生態(tài)性的因素分析

1社會經(jīng)濟因素

(1)湖南農(nóng)村整體經(jīng)濟水平較低

湖南作為農(nóng)業(yè)大省，其農(nóng)業(yè)在全國占有重要的地位。以2007年為例，當年湖南糧食的產(chǎn)量占到全國的5.37％。但是湖南第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值在全國第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值中的比例與其農(nóng)業(yè)大省的地位不協(xié)調(diào)。同樣是2007年，當年湖南第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值僅僅占到全國的3.30％，表明湖南農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的經(jīng)濟效益不高，農(nóng)村的整體經(jīng)濟水平還比較低。

(2)湖南農(nóng)民收入水平低制約當?shù)剞r(nóng)民的生態(tài)化選擇

湖南是農(nóng)業(yè)大省，農(nóng)業(yè)人口占了很大比重，而農(nóng)村居民的人均收入水平又相對較低，制約了農(nóng)村地區(qū)投入資金治理農(nóng)村環(huán)境的能力。湖南城市居民人均可支配收入水平要遠遠高于農(nóng)村居民家庭人均純收入，1993～2007的13年問，湖南城鄉(xiāng)居民收入的比例從未低于2.5，反映湖南農(nóng)村的經(jīng)濟發(fā)展水平還比較低。所以不能用城市環(huán)境保護的標準來要求農(nóng)村地區(qū)，也由于農(nóng)村居民的人均經(jīng)濟水平低，導致其經(jīng)濟行為更多的傾向于追求收入的增加，而不是追求環(huán)境的改善或是經(jīng)濟與環(huán)境的協(xié)調(diào)發(fā)展。

2農(nóng)業(yè)科技方面的因素

相對于湖南龐大的農(nóng)業(yè)從業(yè)人員數(shù)量，湖南農(nóng)業(yè)技術人員的數(shù)量顯得很少，盡管自1997年以來，農(nóng)業(yè)技術人員的比例在不斷提高，但是絕對比例依然非常低，只達到0.17％的水平，即每千人中只有不到兩個農(nóng)業(yè)技術人員。農(nóng)業(yè)技術人員數(shù)量少，導致農(nóng)業(yè)科學技術的進步難以傳遞到湖南農(nóng)村，這一點可以從模型中發(fā)現(xiàn)，盡管湖南的農(nóng)業(yè)機械化水平有了較大的提升，2007年湖南農(nóng)村單位耕地面積機械動力擁有數(shù)達到9.724O千瓦／公頃，較1993年同比增加了131.60％，但是機械動力的增加并沒有直接促進湖南農(nóng)業(yè)單位面積產(chǎn)出的增加，說明農(nóng)業(yè)技術對湖南農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響還極為有限。

3農(nóng)村土地制度的因素從產(chǎn)權角度來看，農(nóng)村家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制下所形成的土地制度存在模糊不清和殘缺不全的情況，所有權歸集體、使用權歸個人的制度安排容易導致出現(xiàn)土地產(chǎn)權虛置的現(xiàn)象，使得農(nóng)民不會真正關心土地，尤其不會從長遠的角度著眼來看收益，農(nóng)民對土地進行粗放經(jīng)營，短期化傾向嚴重，表現(xiàn)為在有限的土地上投入大量的生產(chǎn)要素以追求最大產(chǎn)量，盡管投入增加不僅沒有帶來相應產(chǎn)值增加，甚至有可能因為資源配置不合理而對土地造成破壞或是污染當?shù)丨h(huán)境。

4農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境的因素

(1)生產(chǎn)環(huán)境及條件

湖南平原面積少，平原面積為277.86萬公頃，僅占全省面積的13.1％。決定洞庭湖平原在湖南的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中占有極其重要的地位，而在這一地區(qū)的農(nóng)作物有效灌溉面積占總播種面積的比例非常低，即使比例最高的年份也沒有達到40％。

湖南政府投入了較多的資金用于農(nóng)業(yè)基礎設施的建設，并且也取得了一定的成效。以2007年為例，當年湖南投入資金65.27億元建設水利設施，新增農(nóng)田有效灌溉面積12.6千公頃。但是湖南農(nóng)村耕地中旱澇保收面積比例并沒有較大幅度的增長。

(2)抗災能力的制約

湖南的現(xiàn)實是當?shù)剞r(nóng)業(yè)的抗災害能力明顯低于全國的平均水平，由1997～2007年十年間的數(shù)據(jù)可知，湖南農(nóng)業(yè)成災面積占受災面積的比重絕大多數(shù)年份都高于全國平均水平，說明湖南農(nóng)業(yè)缺乏抵消自然災害不利影響的能力。抗災害能力的缺乏，使得本地區(qū)農(nóng)民的經(jīng)濟行為無可避免地出現(xiàn)非理性的傾向。以化肥為例，在模型中，湖南農(nóng)民在投入化肥方面顯得非理性。由于缺乏抗災能力，當?shù)剞r(nóng)田遭遇水災時，積水往往難以排除，導致耕地長時間被水浸泡，土地的肥力銳減。為了補充土地的肥力，當?shù)剞r(nóng)民不得不在一個生產(chǎn)周期內(nèi)重復地使用化肥。

5農(nóng)村市場的因素

(1)農(nóng)產(chǎn)品的市場化程度低、不穩(wěn)定制約當?shù)剞r(nóng)民的生態(tài)化理性選擇

衡量農(nóng)村的市場化進程，可以用不同省份的農(nóng)村居民家庭平均每人出售的農(nóng)產(chǎn)品數(shù)量相比較。湖南作為農(nóng)業(yè)大省，糧食產(chǎn)量居全國前列，2007年湖南全省的糧食產(chǎn)量達到2692.2萬噸，在全國位居第八位，即使在考慮到湖南農(nóng)業(yè)人口之后，湖南農(nóng)村的糧食人均占有量依然位居第十位，達到了424公斤／人。但是其銷售的糧食數(shù)量卻與其生產(chǎn)地位極不相符。湖南農(nóng)村居民家庭平均每人出售農(nóng)產(chǎn)品數(shù)量在全國的排名僅在第18位，且出售的糧食只有191.56公斤／人，遠遠低于農(nóng)村人均糧食占有量424公斤／人。

四、運用外部性原理，促進湖南農(nóng)民經(jīng)濟行為的生態(tài)化轉變

農(nóng)村的環(huán)境問題的影響因素有很多，但是有些因素是難以量化的且與農(nóng)民的經(jīng)濟行為的聯(lián)系不大，因此此處的建議就不包括與農(nóng)村的生產(chǎn)活動關系不大的方面，而是主要關注農(nóng)村生產(chǎn)過程中可能帶來環(huán)境污染的方面。應該特別指出的是：此處以使用傳統(tǒng)生產(chǎn)資料帶來的外部性為例來論述如何運用外部性原理來解決農(nóng)村的環(huán)境保護問題。

1農(nóng)民傳統(tǒng)的經(jīng)濟行為產(chǎn)生負的生態(tài)外部性

圖1中水平直線D=SMR表示農(nóng)戶的邊際收益曲線，SMC是其邊際成本曲線，由于存在生產(chǎn)上的外部不經(jīng)濟，即農(nóng)民使用農(nóng)藥、化肥、農(nóng)用薄膜等生產(chǎn)資料，將對當?shù)氐沫h(huán)境產(chǎn)生消極的影響，故邊際社會生產(chǎn)成本高于邊際私人成本，從而使得邊際社會成本曲線位于邊際私人成本曲線的上方，由虛線SMC表示。虛線SMC與私人邊際成本曲線PMC的垂直距離，可以看成外部不經(jīng)濟，即由于該農(nóng)戶增加傳統(tǒng)生產(chǎn)資料使用引起社會其他成本增加。農(nóng)戶為了片面追求產(chǎn)出最大化，將以上生產(chǎn)資料的使用水平定在邊際收益等于其邊際成本處，即Q^*水平，但是在這個水平上，顯然社會利益并沒有達到最大，要想使得社會利益達到最大，則使用水平應當減少至Q^**的水平，此時邊際社會利益與邊際社會成本相等。

2采取措施推動農(nóng)民發(fā)揮正的外部性

一旦使用Q^**水平的環(huán)保型的生產(chǎn)資料，那么農(nóng)戶邊際私人成本將隨之上升，這是農(nóng)戶所不能接受的。但是應該看到，隨著農(nóng)戶對環(huán)保型生產(chǎn)資料使用的增加，相應的結果就是傳統(tǒng)的生產(chǎn)資料使用的減少，進而帶來的是環(huán)境的改善和其他人的潛在收益的增加，所以農(nóng)戶的這一行為將帶來社會效益的增加(如圖2)。所以政府應當采取積極的措施推動農(nóng)戶這一有利于社會的經(jīng)濟行為。

首先政府應當引導農(nóng)戶有益于社會的行為，即通過補貼相當于R水平的收入來幫助使用環(huán)保型生產(chǎn)資料的農(nóng)戶降低邊際私人成本，進而推動其增加環(huán)保型生產(chǎn)資料的消費，減少傳統(tǒng)生產(chǎn)資料的消費，這樣一來，就能從生產(chǎn)的源頭上控制有可能產(chǎn)生環(huán)境污染物質(zhì)的使用量。

其次，價格高于傳統(tǒng)的生產(chǎn)資料，也是環(huán)保型生產(chǎn)資料使用難以有效增加的重要原因，甚至可以說是根本原因。因此，采取措施降低環(huán)保型生產(chǎn)資料成本，也是促進其使用增加的有效途徑。

同時，加大農(nóng)業(yè)科研資金投入力度，積極推廣農(nóng)業(yè)科學技術，為其經(jīng)濟行為的轉變提供技術保障，重視發(fā)展湖南農(nóng)業(yè)高職教育，為湖南農(nóng)村培養(yǎng)科技人才；明晰湖南農(nóng)村土地產(chǎn)權，為其經(jīng)濟行為轉變提供制度保障；改善農(nóng)村基礎設施，為其經(jīng)濟行為轉變創(chuàng)造有利的生產(chǎn)環(huán)境；信息不對稱是制約湖南農(nóng)村市場化進程的重要因素，采取有效措施解決農(nóng)民獲取信息難的問題，推進湖南農(nóng)村的市場化進程，為農(nóng)民經(jīng)濟行為的轉變創(chuàng)造良好的外部基本條件。