我國農產品貿易與農業環境的雙向影響機制研究

馬 進

(山東師范大學 經濟學院，山東 濟南 250358)

我國農產品貿易與農業環境的雙向影響機制研究

馬 進

(山東師范大學 經濟學院，山東 濟南 250358)

本文通過對1992-2013年我國農產品貿易與農業環境的相關數據進行時間序列分析發現，我國農產品貿易與農業環境在長期和短期均存在一定的均衡關系和雙向動態影響。盡管我國農業環境對農產品貿易的影響程度和解釋力遜色于農產品貿易對農業環境的影響程度，但總體來看，農業環境對農產品貿易存在一個反向調節的趨勢，即環境改善會促進貿易發展，而環境污染會抑制貿易發展。目前我國尚缺乏一個包含環境約束的有效市場機制和價格調節手段，所以在環境保護方面常常出現先破壞再補救的惡性循環，因此也難以實現農業環境對農產品貿易的良性反調節作用。對此，應利用價格調節手段以更好地實現農業環境外部效應內部化。在政策制定上，堅持生產力與環境承載力相匹配、政府指導與市場機制相結合的原則，建立公平公正、獎懲分明的市場環境。

農產品貿易；農業環境；環境承載力；時間序列分析

一、引言

環境庫茲涅茨倒U型曲線理論認為，伴隨著經濟增長，環境質量會出現先惡化后改善的趨勢。如果這一論斷成立，自然也可以運用到影響人均收入的國際貿易領域。隨著農業現代化建設的不斷加快和農村居民生活質量的日益提高，我國農業環境的面源污染問題也日益突出。而一味地追求農產品高產和擴大農產品貿易，忽視生態環境的可持續性，不僅會造成生態平衡的破壞和資源的枯竭，農業環境也會因資源制約、偏好選擇等因素的影響對農產品貿易產生反向作用，從而給農業經濟和農民利益帶來難以估量的損失。

本文利用1992-2013年的時間序列數據，分別考察我國農產品進出口貿易、出口貿易和進口貿易與農業環境變量之間的動靜態雙向影響。這個問題的關鍵是貿易的內生性，即貿易本身也可能是由其他因素決定的內生變量。為解決內生變量帶來的非一致性估計問題，本文選取基于向量自回歸(VAR)模型的時間序列分析方法。首先，使用單位根檢驗方法，對各時間序列數據進行平穩性檢驗。其次，對滿足一階單整的樣本數據進行Johansen協整檢驗，以此檢測農產品貿易與農業環境之間的長期關系。再次，運用格蘭杰因果檢驗方法檢驗農產品貿易與農業環境之間的因果關系。最后，使用VAR模型常用的兩個政策時滯方法考察農產品貿易和農業環境一方變動對另一方造成的動態影響以及兩者之間在解釋對方變動時的貢獻程度。

二、變量選取和數據來源

農業環境水平可由農業環境污染、農業環境治理和農業環境質量三方面來綜合衡量。其中，農業污染指標的定義和測算是研究農業環境問題的難點之一。現有相關文獻多采用以下四種方法來估算農業污染：一是直接采用化肥、農藥等農業化學品使用量；二是使用《第一次全國污染源普查公報》中2007年化學需氧量(COD)、總氮(TN)和總磷(TP)的排放量來推算歷年的排放量；三是運用Truog的養分平衡法理論，測算過剩氮總量；四是單元調查法。

綜合考量各方法的優缺點以及實際數據的客觀性和可獲得性，本文采取化肥、農藥等農業化學品的單位面積使用量作為主要的環境污染數據，即農業化學品使用量與種植面積的比值，主要基于以下兩點原因：一是農業化學品的單位面積使用量可以較好地衡量農業污染強度。高投入、低效率和高殘留是我國現階段農業化學品使用存在的主要問題。以化肥施用為例，國際上公認的單位面積施用安全上限是225千克/公頃，而我國的這一數據在2013年高達359.1千克/公頃，約為安全上限的1.6倍。盡管我國化肥利用率近年來有所提高，但也僅在30%左右，遠低于發達國家50%至70%的平均水平，未被利用的化肥成為農業面源污染的主要污染源，對土壤和水質造成極大的損害。二是使用單位面積施用量作為變量，統計數據較為客觀真實，計算方法簡單易行，不會出現主觀上的偏差。因此，本文使用農用化肥單位面積施用折純量、農藥單位面積使用量、農用塑料薄膜單位面積使用量、秸稈單位面積產量和單位畜禽糞便排放量來衡量環境污染；水土流失治理面積和治澇面積來衡量環境治理效果；受災面積和水庫容量來衡量環境質量。*秸稈單位面積產量=秸稈量/農作物總播種面積；單位禽畜糞便排放量=畜禽糞便排放量/剔除價格指數的牧業總值。計算公式和數據來源參見馬進、范愛軍：《我國農業經貿發展水平與農業環境協調度分析》，《山東社會科學》2016年第2期。

農產品貿易方面選擇農產品外貿依存度、農產品出口外貿依存度和農產品進口外貿依存度來表示農產品整體對外貿易情況、出口情況和進口情況。農產品進出口數據由UN Comtrade數據庫上的歷年數據加總整理而得。

三、基于VAR模型的時間序列檢驗

(一)農產品貿易與農業環境變量的單位根檢驗

為避免變量出現偽回歸或偽相關，首先要對變量進行單位根檢驗。Phillips-Perron檢驗(PP檢驗)使用異方差自相關穩健的標準差對DF統計量進行修正，在某種意義上相當于異方差穩健的ADF檢驗。對各變量進行PP檢驗，結果見表1：

表1 單位根檢驗結果

注：PP檢驗為左邊單側檢驗，原序列5%臨界值為-3.012，10%臨界值為-2.646；一階差分后5%臨界值為-3.021，10%的臨界值為-2.650。△表示一階差分算子，△2表示二階差分算子

由PP檢驗結果并綜合考慮各變量的ADF單位根檢驗、DF-GLS單位根檢驗和KPSS單位根檢驗結果，可以判定在貿易變量中，我國農產品外貿依存度、出口依存度和進口依存度滿足一階單整的過程；在環境變量中，化肥單位面積施用折純量、農藥單位面積使用量、農膜單位面積使用量、秸稈單位面積產量、水土流失治理面積、造林面積、受災面積和水庫容量滿足一階單整過程。以上變量均為I(1)序列，可以通過協整檢驗來進行協整分析。

(二)農產品貿易與農業環境的Johansen協整關系檢驗

Johansen檢驗方法是對有約束的VAR模型進行檢驗，所以需利用信息準則確定各變量的VAR滯后階數p，從而得到協整檢驗的最優滯后階數p-1。然后，將各農業環境變量分別與農產品外貿依存度、出口依存度、進口依存度、農村居民實際人均純收入增量進行Johansen協整關系檢驗，通過計算跡統計量(λtrace)和最大特征值統計量(λmax)，判定各協整關系，如表2所示：

表2 環境變量與貿易變量的Johansen協整檢驗結果

協整可以衡量經濟變量之間的長期均衡關系，通過協整檢驗發現，在過程為一階單整的八個農業環境變量中，除水庫容量外，其余七個變量均與農產品外貿依存度存在穩定的協整關系。因此，從對實際數據的檢驗結果來看，我國農產品貿易與農業環境確實存在長期穩定的均衡關系。這一結論與貿易環境理論預期及其他國家的實際經驗相符。

在七個與農產品貿易存在協整關系的農業環境變量中，化肥單位面積施用折純量、農藥單位面積使用量、農膜單位面積使用量和秸稈單位面積產量與農產品外貿依存度存在正的協整關系；水土流失治理面積、治澇面積和受災面積與農產品外貿依存度存在負的協整關系。

從各農業環境變量與農產品出口依存度的協整檢驗結果來看，出口依存度與除秸稈單位產量和水庫容量以外的六個環境變量存在協整關系。其中，與化肥單位面積施用折純量、農藥單位面積使用量、農膜單位面積使用量和治澇面積存在負的協整關系；與水土流失治理面積和受災面積存在正的協整關系。從各農業環境變量與農產品進口依存度的協整檢驗結果來看，進口依存度與除水庫容量以外的七個環境變量存在協整關系。其中，與化肥單位面積施用折純量、農藥單位面積使用量、農膜單位面積使用量、秸稈單位面積產量和治澇面積存在正的協整關系；與水土流失治理面積和受災面積存在負的協整關系。

由以上檢驗結果可以看出，除受災面積以外，我國農產品貿易與樣本范圍內的農業污染變量增多存在正向關系，而與環境質量變量的提升存在負向關系。農產品進口外貿依存度與多數農業污染變量的增多存在正向關系，農產品出口外貿依存度與多數農業污染變量的增多存在負向關系。主要原因可能有以下幾點：一是從我國農產品貿易結構和農產品國際市場價格來看，我國在棉花和小麥、玉米、水稻等糧食作物生產上不具備比較優勢，而在水果、蔬菜和花卉等農產品的生產上具有比較優勢。在農業生產中，果蔬相較于糧食作物屬于“清潔產品”，“清潔產品”出口依存度的提高會使該產品出口國的污染物排放降低，環境得到改善。二是貿易開放程度的提高和進口的增加，會使我國進口農產品的國內價格下降，加劇污染密集型農產品生產者的競爭，環境的外部性導致生產者為追逐利潤而以犧牲環境為代價壓縮成本。三是協整關系討論的是兩者之間的長期均衡關系，農業污染物的增長若不加控制而超過當地環境承載力，長期看可能影響農業產量，使得出口減少而進口增多。

(三)農產品貿易與農業環境的格蘭杰因果關系檢驗

為更好地探究農產品貿易變量和農業環境變量間的動態影響機制，本文采用格蘭杰因果檢驗方法對兩者關系進行進一步分析。根據單位根檢驗結果顯示，本文所選變量均為非平穩變量，直接使用格蘭杰檢驗容易出現偽回歸現象，從而得出錯誤的因果關系。Toda等(1991)和Lutkepohl等(1992)提出若兩個非平穩變量存在協整關系，其協整模型中，Wald統計量具有χ2分布，仍能用原序列的VAR模型進行因果檢驗。*賀紅波：《非平穩變量的Granger因果檢驗》，《長春師范學院學報》2004年第3期。也就是說，若兩個變量之間存在協整關系，則兩變量之間的格蘭杰因果檢驗有效，可以用常規的Wald檢驗來確定是否存在因果關系。基于此思想，對存在協整關系的變量組合進行格蘭杰因果關系分析，結果見表3：

表3 環境變量與貿易變量的格蘭杰因果分析

根據所選樣本數據得到的格蘭杰因果檢驗結果，可以逐一考察我國農業環境與農產品對外貿易、出口貿易、出口貿易之間的因果關系。通過對農產品貿易與環境變量的因果性分析可以發現，在5%的顯著性水平上，農產品外貿依存度為化肥單位面積施用折純量、農藥單位面積使用量、秸稈單位面積產量和受災面積的因，為農膜單位面積使用量的果；在10%的顯著性水平上，農產品外貿依存度為水土流失治理面積的果，同時與化肥單位面積施用折純量、農膜單位面積使用量互為因果。通過對農產品出口貿易與環境變量的因果性分析可以發現，在5%的顯著性水平上，出口依存度為化肥單位面積施用折純量、農膜單位面積使用量和水土流失治理面積的因，同時與農藥單位面積使用量互為因果；在10%的顯著性水平上，出口依存度與化肥單位面積施用折純量互為因果。通過對進口貿易與環境變量的因果性分析可以發現，在5%的顯著性水平上，進口依存度為受災面積的因，為農膜單位面積使用量、秸稈單位面積產量和水土流失治理面積的果，同時與化肥單位面積施用折純量互為因果；在10%的顯著性水平上，進口依存度還為農藥單位面積使用量的因，為治澇面積的果，同時與秸稈單位面積產量互為因果。

由格蘭杰因果關系的檢驗方法可以看出，格蘭杰因果關系并非真正意義上的因果關系，它表達的是一個變量對一個變量的“預測能力”。根據本節實證檢驗結果顯示，我國農產品貿易變量為大多數農業環境變量的格蘭杰因。此結論符合一般的理論預期，主要有兩個原因：一是我國是世界上最大的發展中國家，比較優勢帶來的國際貿易是我國經濟增長的重要源泉。在經濟發展初期，對貿易增長帶來的社會財富聚集的渴望遠大于對環境的重視，因此不可避免地出現貿易主動而環境被動的局面。二是農業環境的外部性效率偏差制約了環境對貿易的影響程度。在環境貿易的理論模型中，為消除農業面源污染的外部性，往往通過設計一個價格機制，*比如污染稅或排污權交易的價格。將外部費用引入價格中。而在現實生活中，由于農業自身的特殊性，存在生態系統定價難、環境外部性非內在化、產權不明晰等市場失靈的情況。也就是說，我國欠缺一個包含環境的有效市場機制和價格調節手段，有效市場環境的欠缺阻礙了環境對貿易的反調節作用。

除了貿易為因的結果以外，有約三分之一的檢驗結果得出農產品貿易與環境互為因果的結論。農業環境為農產品貿易的格蘭杰原因的結果，主要體現在環境對進口貿易的影響上。此結論也與我國實際情況相符，主要可從以下兩個方面進行解釋：一是隨著我國經濟建設的快速發展，自然資源呈現枯竭趨勢，環境壓力激增；二是隨著人民生活水平的日益提高，居民對環境質量的要求和大眾整體環保意識不斷提高。因此，農業環境對農產品貿易的反作用機制日益凸顯，開始出現環境變化對貿易的反向影響。

四、農產品貿易與農業環境的脈沖響應函數

脈沖響應函數是用來考察在VAR系統內對一個內生變量的隨機誤差項加入一個標準差的沖擊后，某一個內生變量當期值和未來值對此沖擊的反應，即描述一個內生變量的單次沖擊對其自身和系統中其它內生變量帶來的影響。根據實際經濟意義，本文對上述存在格蘭杰因果關系的貿易變量和環境變量進行脈沖響應分析。脈沖響應函數是基于VAR模型而來，需對VAR模型進行穩定性檢驗，*AR特征方程特征根倒數的絕對值小于1，落于單位圓內，則VAR模型穩定。若VAR模型不穩定，則其脈沖響應結果可能無效。通過穩定性檢驗發現，上述存在格蘭杰因果關系的模型中的 VAR系統均為穩定過程，可以進行脈沖響應分析。因為，傳統的脈沖響應函數結果會嚴重依賴系統中各個變量的排列順序，所以，本文采用結果不受VAR模型變量排序影響的廣義脈沖響應函數。*限于篇幅，脈沖響應圖從略，有感興趣者可向作者索取。

脈沖響應結果顯示，化肥單位面積施用折純量和農藥單位面積使用量對農產品外貿依存度變化的沖擊反應為正值，說明貿易開放程度的提高會增加化肥、農藥的單位面積使用量，其軌跡大致呈現出一條先上升再下降的倒U型曲線。農膜單位面積使用量和秸稈單位面積產量對外貿依存度變化的沖擊反應在初期為負值，之后分別在第3期和第2期轉變為正值，前10期的累計脈沖響應值為正。治澇面積和受災面積對外貿依存度變化的沖擊反應為負值，治澇面積的響應曲線較為平緩，后幾期數值變化不大；受災面積的脈沖響應曲線在第2期達到最低值，之后迅速向零值靠攏，其軌跡大致呈“V型”。除受災面積外，上述環境變量對于貿易變化的沖擊反應均顯示出外貿依存度提高對農業環境的負面影響。

農產品貿易對農業環境變化沖擊的反應曲線比農業環境對農產品貿易變化沖擊的響應曲線更為平緩，說明環境對貿易變動的動態影響小于貿易對環境的影響波動。四個農業污染變量中，農產品外貿依存度對化肥單位面積施用量、農藥單位面積使用量和農膜單位面積使用量變化沖擊的前10期累計值為正值，說明這些污染變量的增多可使農產品貿易開放程度上升；而對秸稈單位面積產量的脈沖響應累計值為負值，說明此污染物的增多會反過來抑制農產品貿易的開放。對治澇面積和受災面積的累計脈沖響應值分別為正和負，說明治澇面積的提升和受災面積的下降會促進農產品貿易的開放。

農用化肥單位面積施用折純量和農藥單位面積使用量對農產品出口依存度變化的脈沖響應曲線近似于倒U型，累計脈沖響應量都為正。農膜單位面積使用量對出口依存度變化的沖擊反應在初期為負值，在第3期轉為正值，前10期的累計脈沖響應值為正。治澇面積對出口依存度變化的沖擊反應為負值。上述環境變量對于農產品出口依存度變化的沖擊反應結果均表明出口依存度增長對環境的負面影響。

農產品出口依存度對化肥單位面積施用量的變化，在1期會產生一個正影響，在第三期開始變為負值，雖然前10期的累積量仍不是正值，但是說明農業污染對出口貿易有滯后的抑制作用，會在未來影響出口貿易開放程度的提高。出口依存度對農藥單位面積使用量和農膜單位面積使用量變化沖擊的累計值都為負值，說明這些污染的增多會反過來阻礙農產品出口貿易的發展。農膜的反作用在第一期即達到最大值；而農藥的反作用較為滯后，在第4期達到最大值。出口依存度對治澇面積沖擊響應的累計值為負值，表明治澇面積的增多會促進出口貿易的發展。

與環境和貿易的脈沖響應曲線相似，化肥單位面積施用折純量和農藥單位面積使用量對農產品進口依存度的脈沖響應曲線大致為一條先上升再下降的倒U型曲線，其沖擊反應均為正值。農膜單位面積使用量和治澇面積對進口依存度變化的沖擊反應在初期為負值，在第2期轉變為正值，前10期的累計脈沖響應值均為正。水土流失治理面積對進口依存度變化的沖擊響應值均為正值，響應曲線則較為平緩，從第4期開始數值變化不大，說明進口貿易開放程度的提高對水土流失治理有正面影響。在前10期內，受災面積對進口依存度的沖擊響應值均為負值，其脈沖響應曲線在第2期達到最低值，之后迅速向零值靠攏，軌跡大致呈V型，說明進口依存度的提高對受災面積的減少有積極作用。

農產品進口依存度對化肥單位面積施用量、農藥單位面積使用量和農膜單位面積使用量變化沖擊的累計值為正值，說明這些污染變量的增多可使進口依存度上升，與協整結論及其推測原因相一致；對水土流失治理面積和治澇面積變化沖擊的累計脈沖響應值為正，說明水土流失和澇區的治理會促進農產品進口貿易的發展；對受災面積變化沖擊的累計脈沖響應值為負，說明受災面積的減少對進口貿易會產生正面影響。

除脈沖響應函數之外，本文還使用方差分解方法研究變量之間的動態特征。同脈沖響應函數一樣，方差分解的結果也依賴于VAR模型中各個變量的排列順序。通過對農業環境與農產品出口依存度、進口依存度的方差分解分析發現，農產品出口依存度和進口依存度對大部分農業環境變量的解釋程度也要高于農業環境變量對農產品出口和進口的解釋程度。出口依存度對化肥單位面積施用折純量、農藥單位面積使用量、農膜單位面積使用量和治澇面積的預測方差平均貢獻度分別為60.88%、27.15%、12.05%和36.13%；化肥單位面積施用折純量、農藥單位面積使用量、農膜單位面積使用量和治澇面積對出口依存度預測方差的平均貢獻度分別為12.55%、2.71%、0.73%和0.90%。進口依存度對化肥單位面積施用折純量、農藥單位面積使用量、農膜單位面積使用量、水土流失治理面積、治澇面積和受災面積的預測方差平均貢獻度分別為61.37%、47.91%、12.26%、0.05%、3.68%和50.63%；化肥單位面積施用折純量、農藥單位面積使用量、農膜單位面積使用量、水土流失治理面積、治澇面積和受災面積對進口依存度預測方差的平均貢獻度分別為31.89%、3.07%、8.82%、18.63%、5.46%和3.95%。

通過我國農產品貿易與農業環境的方差分解分析發現，大部分農產品貿易變量對農業環境變量預測方差的解釋力要強于農業環境變量對農產品貿易變量的解釋力。此結論基本與農產品貿易和農業環境的格蘭杰因果檢驗結果相符。農業總產值和總貿易量的逐年攀升拉動了我國經濟增長，為我國現代化建設做出了杰出貢獻。但是，對經濟利益的過度追求可能造成自然資源的無序開發和生態環境的惡化，從而農業環境被破壞給農產品貿易帶來負面影響。

五、結論及政策啟示

本文采用時間序列的計量分析方法，考察了1992-2013年我國農產品貿易與農業環境變量之間的長期均衡關系、格蘭杰因果關系和短期動態傳導機制，得到以下幾點結論：

第一，在Johansen協整分析中，我國農產品外貿依存度與樣本系統中大部分農業污染變量的增多存在正向關系，與環境質量變量的提升存在負向關系。脈沖響應分析得到與協整分析相似的結果，即農產品貿易開放程度的提高會對大部分農業環境變量產生負面影響。而且，部分農業環境變量已顯示出對農產品貿易的反向作用，比如農業污染物的增多會抑制貿易的發展，而農業環境的改善會促進貿易的發展。

第二，農產品出口貿易與多數農業污染變量存在負的協整關系，出口依存度提高，農業污染排放下降。農產品出口依存度與農業環境變量的脈沖響應分析顯示，出口依存度的提高會對農業環境產生負面影響，加劇農業污染的排放；大部分農業污染變量的增多會阻礙出口貿易的發展，環境的改善會促進出口貿易的發展。其中，化肥的增多在初期會使出口依存度增加，而在后期會使出口依存度減少，表現出農業環境污染對出口抑制作用的滯后性。其脈沖響應分析的結果與協整檢驗的結果并不矛盾，因為協整關系表示的是一種長期穩定關系，而脈沖響應是分析一個變量的一個標準差的正向沖擊對另一個變量的短期動態影響，這種短期影響可能存在著與長期方向不同的偏離。

第三，農產品進口貿易與多數農業污染變量的增多存在長期正向均衡關系。短期來看，農產品進口外貿依存度的提高會導致環境污染變量的增加，但也會部分的使水土流失等其他環境質量得到改善，也就是說，污染變量的增多會反過來促進農產品進口貿易的發展。

第四，通過對滿足協整條件的變量關系進行格蘭杰因果檢驗發現，農產品貿易變量為大多數農業環境變量的格蘭杰因；另有約三分之一的檢驗結果得出農產品貿易與農業環境互為因果的結論；農業環境為農產品貿易格蘭杰因的結果主要體現在環境對進口貿易的影響上面。農產品貿易與農業環境的方差分解分析結果與格蘭杰因果檢驗的結論基本相符，其結果顯示，農產品貿易變量對大部分農業環境變量預測方差的貢獻度要高于環境變量對貿易變量的方差貢獻度。盡管我國農業環境對農產品貿易的影響程度遜色于貿易對環境的影響程度，但我國農業環境對農業經濟貿易存在一個反向調節的趨勢，即環境改善會提高農民收入水平并促進農產品貿易發展，而環境污染會降低農民收入并抑制農產品貿易發展。需要強調的是，隨著我國農業經濟的快速發展和人民生活水平的日益富足，大眾的環保意識和環境需求不斷提高，以及資源過度開發利用、環境承載力瀕臨極限等問題的出現，農業環境變化開始逐步對農產品貿易顯現出反向影響。

本文結論可以給我們帶來如下政策啟示：

第一，發揮比較優勢，合理化農產品進出口結構，增強國際競爭力。通過實證檢驗發現，我國農產品出口外貿依存度與多數農業污染變量的增多存在負向關系。這主要是因為，我國在果蔬、花卉、水產品等相對清潔的勞動密集型農產品生產上有比較優勢，出口數量較多。南北貿易模型理論認為，貿易開放程度的提高會使“清潔產品”出口國的污染排放量降低。因此，擴大勞動密集型農產品的生產和出口，增加資本密集型農產品的進口有助于我國農業環境的改善和農業經濟的發展。借助農產品供給側結構性改革的契機，充分發揮我國比較優勢，以市場為導向，調整種植業和漁業的生產結構和貿易結構，大力發展環境節約型、友好型現代化農業生產，因地制宜優化產業布局，增強我國農產品在國際市場的話語權和競爭力。

第二，建立一個包含環境約束的有效市場機制和價格調節手段。在經濟新常態背景下，應基于整體改革的視角，從供給側與需求側雙向施力。*夏晶、黃曉奎等：《內外經濟失衡對我國宏觀經濟的影響分析》，《經濟與管理評論》2017年第2期。目前我國尚缺乏一個包含環境約束的有效市場機制，在環境保護方面常常出現先破壞再補救的惡性循環，因此也難以實現農業環境對農產品貿易的良性反調節作用。另外，我國農業環境污染監測技術與監測覆蓋面還存在許多執行層面上的問題，從而使得該調節手段的實現還存在許多困難。對此，應進一步完善農業環境污染監測系統的建設，利用價格調節手段以更好地實現農業環境外部效應內部化。在政策制定上，應堅持生產力與環境承載力相匹配、政府指導與市場機制相結合的原則，建立公平公正、獎懲分明的市場環境。

2017-03-19

馬 進，女，經濟學博士，山東師范大學經濟學院講師，山東師范大學地理學在站博士后。

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1003-4145[2017]08-0156-06

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