農民微觀經濟行為對農村經濟和環境的影響

何文舉 聶國卿 肖 敏

摘要：將我國當前農村微觀經濟主體——農民的經濟行為與農村環境問題結合起來，以農業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民非生態性外部行為的轉變，實現我國農村經濟與環境的協調發展。

關鍵詞：微觀；外部性；經濟；環境

中圖分類號：F062.2

文獻標識碼：A

文章編號：1000-2529(2009)06-0075-05

一、湖南農民經濟行為對農村經濟、環境影響的實證分析

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：湖南農村單位耕地面積產出(Y)，湖南年末農藥使用量(X1)，湖南年末農用薄膜使用量(X2)，湖南年末化肥使用量(X3)，湖南單位耕地擁有機械動力數(X4)，湖南農村自然災害成災率(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村的經濟環境問題，同時能夠反映出當地農民的經濟行為。

(一)因變量的選擇原因。選取湖南農村單位耕地面積產出作為因變量，是因為這一指標不僅能夠較好反映出當地農業生產的效率，而且能夠反映出科技投入水平、農業基礎設施條件、農業生產條件等對當地農業單位產出的影響。而當地農民經濟行為對生態環境帶來的影響，最終也會反映到農業的單位產出的變化上，不管這種影響對環境是有利還是不利。

(二)自變量的選擇原因。選取農藥、農用薄膜、化肥作為自變量，是因為在農業生產過程中，農藥、化肥、農用薄膜等作為重要的生產資料，對促進農業的發展有重要的作用，但四者的使用同樣可能帶來環境問題，尤其是過量使用會對生態環境帶來不利影響，這種不利影響主要體現在影響土地長期的生產能力，進而不利于當地農業和農村的可持續發展。但是這些生產資料對農業的發展卻是必不可少的，因此需要控制使用量，尤其是要提高其利用率，因此這些生產資料在促進農業增產中的效率就能很好地體現湖南農民的經濟行為是否理性。

選取湖南單位耕地擁有機械動力數作為自變量，是因為農業機械的使用情況能夠較好反映科學技術對湖南農業的作用，因為科學技術是第一生產力，而它的影響則是通過生產工具的更新來體現。另外，農業機械的使用情況可以體現湖南農民的經濟行為，農業機械對單位耕地產出的貢獻大，則表明湖南農民的經濟行為受現代因素影響較多；反之，則表明湖南農民的經濟行為受傳統因素的影響較多。

選取自然災害成災率作為自變量，是因為一個地區的生態環境的破壞程度往往可以通過該地區生產受自然災害的影響程度來衡量。如果自然災害受災率對農業單產的影響大，則表明當地的生態環境受到了較大程度的破壞；反之則表明當地生態環境受到的破壞程度較輕。當然，自然災害對農業的影響，與當地的基礎設施也有較大關系，因為基礎設施差則農業受自然災害的影響就大，反之則自然災害對生產的影響小。

(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民經濟行為對當地農村生態環境的影響，但是其具有一定的代表性。與此同時，由于其他反映農民經濟行為及農村環境的指標，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。由于統計方面的原因，農用薄膜的使用量只有1993年之后的數據，之前的數據缺失；而農藥使用量也只有1993年之后的數據，1993年之前只有相關的銷售量數據。因此，為了因變量和自變量的時間段的統一，只能選取1993～2008年的數據構建模型。變量的數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民的經濟行為，不需要做精確的預測，因此較少的數據也是可以接受的。

2以初始數據構建多元回歸模型

根據中國統計年鑒(1993～2008)、湖南統計年鑒(1993～2008)整理得到構建模型所需的原始數據，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=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。但是根據經驗法則，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整。

3適當調整變量形式以促成多元回歸模型的構建

調整后的變量依次用YY、X1、X22、X33、X44、X55表示，分別對應調整前的Y、X1、X2、X3、X4、X5。用調整后的數據構建模型，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)模型的經濟意義檢驗

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

自變量X22、X33的系數為正數，符合經濟意義，而X11的系數為負數，不符合經濟意義。同時X55代表湖南農村自然災害成災率的變化，成災率增大則表明農業生產受自然災害的影響比較大，那么單位耕地產出應受到不利影響，其變化應與自然災害成災率變化方向相反，故X44的系數應為負數。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

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

(2)擬合優度檢驗

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

(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=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)單個系數的顯著性檢驗

在模型中，從單個系數的影響看，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。盡管農藥的使用對農業增產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，湖南農業生產中農藥的使用量基本上是處于遞增的狀態，盡管增幅曾出現過回落，但是直到2007年才出現減少的趨勢。上述事實表明，湖南農民的經濟行為存在非理性的一面。

三、影響湖南農民經濟行為非生態性的因素分析

1社會經濟因素

(1)湖南農村整體經濟水平較低

湖南作為農業大省，其農業在全國占有重要的地位。以2007年為例，當年湖南糧食的產量占到全國的5.37％。但是湖南第一產業生產總值在全國第一產業生產總值中的比例與其農業大省的地位不協調。同樣是2007年，當年湖南第一產業生產總值僅僅占到全國的3.30％，表明湖南農業生產的經濟效益不高，農村的整體經濟水平還比較低。

(2)湖南農民收入水平低制約當地農民的生態化選擇

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

2農業科技方面的因素

相對于湖南龐大的農業從業人員數量，湖南農業技術人員的數量顯得很少，盡管自1997年以來，農業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業技術人員。農業技術人員數量少，導致農業科學技術的進步難以傳遞到湖南農村，這一點可以從模型中發現，盡管湖南的農業機械化水平有了較大的提升，2007年湖南農村單位耕地面積機械動力擁有數達到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業單位面積產出的增加，說明農業技術對湖南農業生產的影響還極為有限。

3農村土地制度的因素從產權角度來看，農村家庭聯產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土地產權虛置的現象，使得農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，農民對土地進行粗放經營，短期化傾向嚴重，表現為在有限的土地上投入大量的生產要素以追求最大產量，盡管投入增加不僅沒有帶來相應產值增加，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地環境。

4農業生產環境的因素

(1)生產環境及條件

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業生產中占有極其重要的地位，而在這一地區的農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業基礎設施的建設，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，新增農田有效灌溉面積12.6千公頃。但是湖南農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

湖南的現實是當地農業的抗災害能力明顯低于全國的平均水平，由1997～2007年十年間的數據可知，湖南農業成災面積占受災面積的比重絕大多數年份都高于全國平均水平，說明湖南農業缺乏抵消自然災害不利影響的能力。抗災害能力的缺乏，使得本地區農民的經濟行為無可避免地出現非理性的傾向。以化肥為例，在模型中，湖南農民在投入化肥方面顯得非理性。由于缺乏抗災能力，當地農田遭遇水災時，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，當地農民不得不在一個生產周期內重復地使用化肥。

5農村市場的因素

(1)農產品的市場化程度低、不穩定制約當地農民的生態化理性選擇

衡量農村的市場化進程，可以用不同省份的農村居民家庭平均每人出售的農產品數量相比較。湖南作為農業大省，糧食產量居全國前列，2007年湖南全省的糧食產量達到2692.2萬噸，在全國位居第八位，即使在考慮到湖南農業人口之后，湖南農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量卻與其生產地位極不相符。湖南農村居民家庭平均每人出售農產品數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，促進湖南農民經濟行為的生態化轉變

農村的環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民的經濟行為的聯系不大，因此此處的建議就不包括與農村的生產活動關系不大的方面，而是主要關注農村生產過程中可能帶來環境污染的方面。應該特別指出的是：此處以使用傳統生產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村的環境保護問題。

1農民傳統的經濟行為產生負的生態外部性

圖1中水平直線D=SMR表示農戶的邊際收益曲線，SMC是其邊際成本曲線，由于存在生產上的外部不經濟，即農民使用農藥、化肥、農用薄膜等生產資料，將對當地的環境產生消極的影響，故邊際社會生產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，可以看成外部不經濟，即由于該農戶增加傳統生產資料使用引起社會其他成本增加。農戶為了片面追求產出最大化，將以上生產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采取措施推動農民發揮正的外部性

一旦使用Q^**水平的環保型的生產資料，那么農戶邊際私人成本將隨之上升，這是農戶所不能接受的。但是應該看到，隨著農戶對環保型生產資料使用的增加，相應的結果就是傳統的生產資料使用的減少，進而帶來的是環境的改善和其他人的潛在收益的增加，所以農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戶這一有利于社會的經濟行為。

首先政府應當引導農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保型生產資料的農戶降低邊際私人成本，進而推動其增加環保型生產資料的消費，減少傳統生產資料的消費，這樣一來，就能從生產的源頭上控制有可能產生環境污染物質的使用量。

其次，價格高于傳統的生產資料，也是環保型生產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，采取措施降低環保型生產資料成本，也是促進其使用增加的有效途徑。

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