農(nóng)民微觀經(jīng)濟(jì)行為對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)和環(huán)境的影響

何文舉 聶國卿 肖 敏

摘要：將我國當(dāng)前農(nóng)村微觀經(jīng)濟(jì)主體——農(nóng)民的經(jīng)濟(jì)行為與農(nóng)村環(huán)境問題結(jié)合起來，以農(nóng)業(yè)大省湖南的情況為例，進(jìn)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(yùn)用外部性原理分析了如何促進(jìn)農(nóng)民非生態(tài)性外部行為的轉(zhuǎn)變，實(shí)現(xiàn)我國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)與環(huán)境的協(xié)調(diào)發(fā)展。

關(guān)鍵詞：微觀；外部性；經(jīng)濟(jì)；環(huán)境

中圖分類號(hào)：F062.2

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1000-2529(2009)06-0075-05

一、湖南農(nóng)民經(jīng)濟(jì)行為對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)、環(huán)境影響的實(shí)證分析

1所選取模型變量的相關(guān)解釋

(1)模型變量的選擇

模型中選取了六個(gè)指標(biāo)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?fù)碛袡C(jī)械動(dòng)力數(shù)(X4)，湖南農(nóng)村自然災(zāi)害成災(zāi)率(X5)。

(2)選擇上述變量的原因分析

選取這些指標(biāo)進(jìn)行回歸分析，是因?yàn)檫@些指標(biāo)能夠很好地代表湖南農(nóng)村的經(jīng)濟(jì)環(huán)境問題，同時(shí)能夠反映出當(dāng)?shù)剞r(nóng)民的經(jīng)濟(jì)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?yàn)檫@一指標(biāo)不僅能夠較好反映出當(dāng)?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(chǔ)設(shè)施條件、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件等對(duì)當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)單位產(chǎn)出的影響。而當(dāng)?shù)剞r(nóng)民經(jīng)濟(jì)行為對(duì)生態(tài)環(huán)境帶來的影響，最終也會(huì)反映到農(nóng)業(yè)的單位產(chǎn)出的變化上，不管這種影響對(duì)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?yàn)樵谵r(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(duì)促進(jìn)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(huì)對(duì)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(jìn)而不利于當(dāng)?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(duì)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(jìn)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(jì)行為是否理性。

選取湖南單位耕地?fù)碛袡C(jī)械動(dòng)力數(shù)作為自變量，是因?yàn)檗r(nóng)業(yè)機(jī)械的使用情況能夠較好反映科學(xué)技術(shù)對(duì)湖南農(nóng)業(yè)的作用，因?yàn)榭茖W(xué)技術(shù)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(jī)械的使用情況可以體現(xiàn)湖南農(nóng)民的經(jīng)濟(jì)行為，農(nóng)業(yè)機(jī)械對(duì)單位耕地產(chǎn)出的貢獻(xiàn)大，則表明湖南農(nóng)民的經(jīng)濟(jì)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(jì)行為受傳統(tǒng)因素的影響較多。

選取自然災(zāi)害成災(zāi)率作為自變量，是因?yàn)橐粋€(gè)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(zāi)害的影響程度來衡量。如果自然災(zāi)害受災(zāi)率對(duì)農(nóng)業(yè)單產(chǎn)的影響大，則表明當(dāng)?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(dāng)?shù)厣鷳B(tài)環(huán)境受到的破壞程度較輕。當(dāng)然，自然災(zāi)害對(duì)農(nóng)業(yè)的影響，與當(dāng)?shù)氐幕A(chǔ)設(shè)施也有較大關(guān)系，因?yàn)榛A(chǔ)設(shè)施差則農(nóng)業(yè)受自然災(zāi)害的影響就大，反之則自然災(zāi)害對(duì)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(gè)指標(biāo)并不能完整地反映湖南農(nóng)民經(jīng)濟(jì)行為對(duì)當(dāng)?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(shí)，由于其他反映農(nóng)民經(jīng)濟(jì)行為及農(nóng)村環(huán)境的指標(biāo)，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(gòu)建計(jì)量模型，故可以認(rèn)為選取的上述指標(biāo)是基本合理的。

(4)變量時(shí)間段的選擇

模型中變量的時(shí)間段是：1993～2008年。由于統(tǒng)計(jì)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(guān)的銷售量數(shù)據(jù)。因此，為了因變量和自變量的時(shí)間段的統(tǒng)一，只能選取1993～2008年的數(shù)據(jù)構(gòu)建模型。變量的數(shù)量有限對(duì)模型的構(gòu)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(jì)行為，不需要做精確的預(yù)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(gòu)建多元回歸模型

根據(jù)中國統(tǒng)計(jì)年鑒(1993～2008)、湖南統(tǒng)計(jì)年鑒(1993～2008)整理得到構(gòu)建模型所需的原始數(shù)據(jù)，構(gòu)建多元線性回歸模型，得到如下結(jié)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(gè)自變量整體上對(duì)因變量有顯著影響。但是根據(jù)經(jīng)驗(yàn)法則，變量X1、X2、X3、X4所對(duì)應(yīng)的t值均遠(yuǎn)少于2，可以初步判斷四者難以通過顯著性檢驗(yàn)。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(duì)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(duì)模型指標(biāo)做相應(yīng)調(diào)整。

3適當(dāng)調(diào)整變量形式以促成多元回歸模型的構(gòu)建

調(diào)整后的變量依次用YY、X1、X22、X33、X44、X55表示，分別對(duì)應(yīng)調(diào)整前的Y、X1、X2、X3、X4、X5。用調(diào)整后的數(shù)據(jù)構(gòu)建模型，得到如下結(jié)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(yàn)

(1)模型的經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)

在此模型中，就經(jīng)濟(jì)意義而言，在假設(shè)其他條件不變的條件下，隨著生產(chǎn)資料投入的相應(yīng)增加，產(chǎn)出也應(yīng)該相應(yīng)增加，因此自變量X11、X22、X33的系數(shù)均應(yīng)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(jì)意義，而X11的系數(shù)為負(fù)數(shù)，不符合經(jīng)濟(jì)意義。同時(shí)X55代表湖南農(nóng)村自然災(zāi)害成災(zāi)率的變化，成災(zāi)率增大則表明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)受自然災(zāi)害的影響比較大，那么單位耕地產(chǎn)出應(yīng)受到不利影響，其變化應(yīng)與自然災(zāi)害成災(zāi)率變化方向相反，故X44的系數(shù)應(yīng)為負(fù)數(shù)。因此，在此處應(yīng)將X11、X55這兩個(gè)變量舍棄，重新做回歸，得到如下結(jié)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(jì)意義。自變量X22、X33、X44的系數(shù)分別為0.9225、3.9612、0.6176，表明當(dāng)其他條件不變時(shí)，農(nóng)用薄膜的使用量較上年每增加15.35個(gè)百分點(diǎn)，湖南農(nóng)村單位耕地產(chǎn)出較上年相應(yīng)增加1個(gè)百分點(diǎn)；化肥使用量較上年每增加4.34個(gè)百分點(diǎn)，湖南農(nóng)村單位耕地產(chǎn)出較上年相應(yīng)增加1個(gè)百分點(diǎn)；湖南單位耕地面積擁有機(jī)械動(dòng)力數(shù)每增加22.43個(gè)百分點(diǎn)，湖南農(nóng)村單位耕地產(chǎn)出較上年相應(yīng)增加1個(gè)百分點(diǎn)。

(2)擬合優(yōu)度檢驗(yàn)

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(gè)自變量能對(duì)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(yàn)

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(gè)自變量對(duì)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(gè)自變量對(duì)于因變量的共同影響就是顯著的。

(4)單個(gè)系數(shù)的顯著性檢驗(yàn)

在模型中，從單個(gè)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(xiàng)對(duì)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(duì)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(duì)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(duì)農(nóng)業(yè)增產(chǎn)沒有明顯的促進(jìn)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(shí)表明，湖南農(nóng)民的經(jīng)濟(jì)行為存在非理性的一面。

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

1社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素

(1)湖南農(nóng)村整體經(jīng)濟(jì)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(dāng)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(dāng)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(jì)效益不高，農(nóng)村的整體經(jīng)濟(jì)水平還比較低。

(2)湖南農(nóng)民收入水平低制約當(dāng)?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(duì)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(yuǎn)遠(yuǎn)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(jì)發(fā)展水平還比較低。所以不能用城市環(huán)境保護(hù)的標(biāo)準(zhǔn)來要求農(nóng)村地區(qū)，也由于農(nóng)村居民的人均經(jīng)濟(jì)水平低，導(dǎo)致其經(jīng)濟(jì)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(jì)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(duì)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(shù)人員的數(shù)量顯得很少，盡管自1997年以來，農(nóng)業(yè)技術(shù)人員的比例在不斷提高，但是絕對(duì)比例依然非常低，只達(dá)到0.17％的水平，即每千人中只有不到兩個(gè)農(nóng)業(yè)技術(shù)人員。農(nóng)業(yè)技術(shù)人員數(shù)量少，導(dǎo)致農(nóng)業(yè)科學(xué)技術(shù)的進(jìn)步難以傳遞到湖南農(nóng)村，這一點(diǎn)可以從模型中發(fā)現(xiàn)，盡管湖南的農(nóng)業(yè)機(jī)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(jī)械動(dòng)力擁有數(shù)達(dá)到9.724O千瓦／公頃，較1993年同比增加了131.60％，但是機(jī)械動(dòng)力的增加并沒有直接促進(jìn)湖南農(nóng)業(yè)單位面積產(chǎn)出的增加，說明農(nóng)業(yè)技術(shù)對(duì)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(quán)角度來看，農(nóng)村家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)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(quán)歸集體、使用權(quán)歸個(gè)人的制度安排容易導(dǎo)致出現(xiàn)土地產(chǎn)權(quán)虛置的現(xiàn)象，使得農(nóng)民不會(huì)真正關(guān)心土地，尤其不會(huì)從長遠(yuǎn)的角度著眼來看收益，農(nóng)民對(duì)土地進(jìn)行粗放經(jīng)營，短期化傾向嚴(yán)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(yīng)產(chǎn)值增加，甚至有可能因?yàn)橘Y源配置不合理而對(duì)土地造成破壞或是污染當(dāng)?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(dá)到40％。

湖南政府投入了較多的資金用于農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)，并且也取得了一定的成效。以2007年為例，當(dāng)年湖南投入資金65.27億元建設(shè)水利設(shè)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(zāi)能力的制約

湖南的現(xiàn)實(shí)是當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)的抗災(zāi)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(zāi)面積占受災(zāi)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(zāi)害不利影響的能力?？篂?zāi)害能力的缺乏，使得本地區(qū)農(nóng)民的經(jīng)濟(jì)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(zāi)能力，當(dāng)?shù)剞r(nóng)田遭遇水災(zāi)時(shí)，積水往往難以排除，導(dǎo)致耕地長時(shí)間被水浸泡，土地的肥力銳減。為了補(bǔ)充土地的肥力，當(dāng)?shù)剞r(nóng)民不得不在一個(gè)生產(chǎn)周期內(nèi)重復(fù)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(dāng)?shù)剞r(nóng)民的生態(tài)化理性選擇

衡量農(nóng)村的市場化進(jìn)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(dá)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(dá)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(yuǎn)遠(yuǎn)低于農(nóng)村人均糧食占有量424公斤／人。

四、運(yùn)用外部性原理，促進(jìn)湖南農(nóng)民經(jīng)濟(jì)行為的生態(tài)化轉(zhuǎn)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(jì)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(dòng)關(guān)系不大的方面，而是主要關(guān)注農(nóng)村生產(chǎn)過程中可能帶來環(huán)境污染的方面。應(yīng)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(yùn)用外部性原理來解決農(nóng)村的環(huán)境保護(hù)問題。

1農(nóng)民傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)行為產(chǎn)生負(fù)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(jì)，即農(nóng)民使用農(nóng)藥、化肥、農(nóng)用薄膜等生產(chǎn)資料，將對(duì)當(dāng)?shù)氐沫h(huán)境產(chǎn)生消極的影響，故邊際社會(huì)生產(chǎn)成本高于邊際私人成本，從而使得邊際社會(huì)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(jì)，即由于該農(nóng)戶增加傳統(tǒng)生產(chǎn)資料使用引起社會(huì)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(gè)水平上，顯然社會(huì)利益并沒有達(dá)到最大，要想使得社會(huì)利益達(dá)到最大，則使用水平應(yīng)當(dāng)減少至Q^**的水平，此時(shí)邊際社會(huì)利益與邊際社會(huì)成本相等。

2采取措施推動(dòng)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(yīng)該看到，隨著農(nóng)戶對(duì)環(huán)保型生產(chǎn)資料使用的增加，相應(yīng)的結(jié)果就是傳統(tǒng)的生產(chǎn)資料使用的減少，進(jìn)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(huì)效益的增加(如圖2)。所以政府應(yīng)當(dāng)采取積極的措施推動(dòng)農(nóng)戶這一有利于社會(huì)的經(jīng)濟(jì)行為。

首先政府應(yīng)當(dāng)引導(dǎo)農(nóng)戶有益于社會(huì)的行為，即通過補(bǔ)貼相當(dāng)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(jìn)而推動(dòng)其增加環(huán)保型生產(chǎn)資料的消費(fèi)，減少傳統(tǒng)生產(chǎn)資料的消費(fèi)，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(jià)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(jìn)其使用增加的有效途徑。

同時(shí)，加大農(nóng)業(yè)科研資金投入力度，積極推廣農(nóng)業(yè)科學(xué)技術(shù)，為其經(jīng)濟(jì)行為的轉(zhuǎn)變提供技術(shù)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(quán)，為其經(jīng)濟(jì)行為轉(zhuǎn)變提供制度保障；改善農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施，為其經(jīng)濟(jì)行為轉(zhuǎn)變創(chuàng)造有利的生產(chǎn)環(huán)境；信息不對(duì)稱是制約湖南農(nóng)村市場化進(jìn)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(jìn)湖南農(nóng)村的市場化進(jìn)程，為農(nóng)民經(jīng)濟(jì)行為的轉(zhuǎn)變創(chuàng)造良好的外部基本條件。