化工園區(qū)對周邊農民福利影響的模糊評價

葛繼紅+楊森+徐慧君

摘要：以江蘇省、安徽省化工園區(qū)周邊農民的問卷調查數(shù)據為基礎，首先利用森的可行能力理論分析框架選取家庭經濟狀況、居住環(huán)境狀況、健康狀況、社區(qū)公共設施條件、心理狀況5個方面構建農民福利評價體系，其次利用多維福利測度模型評價化工園區(qū)對周邊農戶福利的影響。結果表明：（1）化工園區(qū)造成周邊農民（處理組）總福利水平小于遠離化工園區(qū)農民（對照組）總福利水平；（2）除了社區(qū)公共設施條件外，化工園區(qū)造成處理組家庭經濟狀況、居住環(huán)境狀況、健康狀況、心理狀況4個功能性活動福利水平明顯低于對照組對應維度的福利水平；（3）化工園區(qū)加劇了周邊農民福利差距，表現(xiàn)為當考慮分布不均等因素時處理組農民總福利損失率高于對照組，處理組家庭經濟狀況、居住環(huán)境狀況、健康狀況、心理狀況4個維度功能性活動的福利損失率均高于對照組；（4）如果考慮功能性活動擴展等因素，化工園區(qū)對周邊農民福利的負面影響可能更加嚴重。

關鍵詞：化工園區(qū)；農民；福利；森的可行能力；多維福利測度模型

中圖分類號： D422.7文獻標志碼： A

文章編號：1002-1302（2017）10-0312-04

國化工業(yè)規(guī)模龐大，據統(tǒng)計，2014年我國化工業(yè)占全國工業(yè)的6.8%，并保持快速增長勢頭。和分散的化工企業(yè)不同，化工園區(qū)是在一定區(qū)域范圍內將化工企業(yè)集中化，規(guī)避濫用耕地和粗放排污[1]。然而現(xiàn)實中，部分化工園區(qū)達不到集中治污效果，反而因為在相對聚集的空間里集中排污，給周邊地區(qū)帶來環(huán)境污染。雖然農村化工園區(qū)在短期內能夠促進農村工業(yè)經濟增長，增加農民就業(yè)機會，提高農民非農收入，提高整個地區(qū)的產業(yè)競爭力，但是從長遠發(fā)展來看得不償失?；@區(qū)對農村發(fā)展造成的負面影響要遠大于它所創(chuàng)造的經濟價值。利益受損的農民用行動來捍衛(wèi)自己的權益，但大都以失敗告終。2015年3月20日，內蒙古自治區(qū)600余名村民組織串聯(lián)并封堵奈曼旗化工園區(qū)入口；2010年4月27日，江蘇省200余名村民封堵溧陽市別橋鎮(zhèn)綢繆精細化工園區(qū)入口，并拉起橫幅靜坐堵路；2008年，山東省鄆城縣佀樓村村民為阻止當?shù)亟ɑ@，采用在耕地上搭建帳篷、輪換打更放哨等方式，與政府對峙長達3個月之久。基于此，本研究以實地調研數(shù)據為基礎，在森的可行能力理論分析框架下，以化工園區(qū)周邊農戶為研究對象，構建化工園區(qū)周邊農民福利評價體系?？紤]到類似于貧富差距對社會總財富狀況的影響，社會總福利狀況不僅取決于個體福利水平，也取決于福利在個體間分布的均等化程度，社會福利在個體間分布是否均衡深刻地影響社會總福利水平；同時考慮到構成福利的各維度間關聯(lián)程度也會深刻影響福利水平，本研究根據塞斯的廣義均值雙參數(shù)構造理論，構建多維度福利測度模型，對化工園區(qū)周邊農民福利水平進行測度，旨在為政府合理提高化工園區(qū)周邊農民福利、促進農村和諧發(fā)展提供科學依據。

1森的可行能力理論分析框架

本研究以森的可行能力理論分析框架構建農民福利評價體系。關于福利定量研究方法，較為傳統(tǒng)的方法有消費者剩余（consumer surplus）方法、生產者剩余（producer surplus）方法以及?？怂寡a償（hicks compensation）方法，較為前沿的方法之一有阿馬蒂亞·森提出的可行能力方法（capability approach）?？尚心芰碚搹娬{同時關注人的功能性活動和可行能力，但在現(xiàn)實中可行能力并不容易被觀察到，當只評價福利結果時，僅度量功能性活動更具意義。因此在實證研究中往往根據研究目的，主要關注被評價對象的功能性活動集合。

福利評價體系中所涉功能性活動集合并非固定不變。高進云等關于失地農民福利研究中所涉的功能性活動有家庭經濟收入、社會保障、居住條件、社區(qū)生活和環(huán)境[2]。賈燕等關于集中居住農民福利研究中功能性活動還包括發(fā)展空間、心理等[3]。馬賢磊等關于失地農民福利研究中所涉的功能性活動有家庭經濟收入、社會保障、居住條件、社會資本、決策參與自由[4]。鄭鵬關于不同流通模式中農戶福利研究中所涉的功能性活動主要有經濟收益、市場風險、交易爭端和心理[5]。對于農民而言，表達福利的功能性活動集合內容很多，本研究根據化工園區(qū)對農民福利的影響，選擇家庭經濟狀況、居住環(huán)境狀況、健康狀況、社區(qū)公共設施條件、心理狀況等5個方面構建功能性活動集合以表達和評價農民福利。選取家庭人均總收入、恩格爾系數(shù)2項子指標衡量農民的家庭經濟狀況；選取地表及地下水質量、空氣質量、土壤質量3項子指標衡量農民的居住環(huán)境狀況；選取被調查者對家庭成員健康狀況的自我評價、家庭年人均醫(yī)療支出2項子指標衡量農民的健康狀況；選取交通狀況、垃圾清運2項子指標來衡量農民社區(qū)設施條件；選取環(huán)境擔憂度、生活滿意度2項子指標衡量農民的心理狀況。

以上5個功能性活動構成農戶的功能性活動集合。功能性活動集合確定后，還需要考慮以下因素：（1）福利分布不均因素。資源分布越均衡，地區(qū)群體福利水平越高。（2）各功能性活動維度間關聯(lián)程度。不同維度代表著不同的福利來源，家庭經濟狀況、居住環(huán)境狀況、健康狀況、社區(qū)公共設施條件、心理狀況等功能性活動不能完全替代，需要考慮各功能性活動維度間關聯(lián)程度對化工園區(qū)周邊農民總福利的影響。（3）功能性活動擴展因素。因為各種功能性活動之間具有相互依賴的特征，某一功能活動的損失可能導致其他功能無法實現(xiàn)，即功能無法擴展，例如健康受損可能導致收入降低，從而造成更大的福利損失。

2福利測度：方法與數(shù)據

2.1處理組和對照組

福利變化可以是農民本身縱向比較，即化工園區(qū)建立前后農民在不同時點福利的縱向對比；也可以是農民間橫向比較，即在其他條件基本相同條件下，化工園區(qū)周邊農民（處理組）和非化工園區(qū)周邊的農民（對照組）在同一截面福利的橫向對比；或者是處理組不同時點的福利差額與對照組不同時點福利差額的對比（2組樣本相同時間間隔）。由于難以獲得農民在化工園區(qū)入駐前的福利數(shù)據，因此本研究采用農民福利橫向比較。該方法僅考察當前時點處理組和對照組福利差異，忽略二者化工園區(qū)建立之前的福利差異，計算得到的福利差異結果與化工園區(qū)對周邊農民福利實際影響尚存誤差，但不失為數(shù)據不完備情況下的次優(yōu)選擇。

2.2福利變化測度方法

考慮福利分布不均因素。在地區(qū)群體福利水平計算中，如果僅將個人福利進行簡單平均計算，往往會掩蓋分布不均所造成的福利損失。目前已有研究開始將福利分布不均因素融入福利測度模型中。Hicks用基尼系數(shù)構建具有多維度分布不均敏感的福利測度模型[6]。周義等通過改進Hick模型，用阿特金森不平等指數(shù)代替基尼系數(shù)構建Wz福利測度模型[7]。

本研究沿用周義等根據塞斯廣義均值雙參數(shù)構造理論構建的多維福利測度模型，考察化工園區(qū)對周邊農民福利的影響，該模型優(yōu)勢在于有效兼容了福利分布不均因素（具有分布敏感性）和各維度間關聯(lián)程度（具有交聯(lián)敏感性）對社會福利水平的影響[8-9]，具體計算方法如下：

[JZ（]Wu=u{ui（h1），…，u（hd）；a}。[JZ）][JY]（1）

[JZ（]Wz=u1-ε{ui（h1）[1-Iε（h1）]，…，u（hd）[1-Iε（hd）]；a}。[JZ）][JY]（2）

式中：Wu是按傳統(tǒng)方法計算的福利模糊值；Wz是考慮分布不均因素的福利模糊值；u為一般的算術平均函數(shù)；u1-ε為廣義均值函數(shù)；Iε（h1）為阿特金森不平等指數(shù)；hd為第d維度上的數(shù)據分布；a是權重分布向量。公式（2）中廣義均值函數(shù)表達式如下：

[JZ（]u1-ε（X；a）=[JB（{][HL（2]（∑[DD（]Ni=1[DD）]aix1-εi）1/（1-ε）ε≠1∏[DD（]Ni=1[DD）]xa[HT4.]iiε=1[HL）][JB）]。[JZ）][JY]（3）

若權重分布向量a中的各元素都相等，用a[TX-*5]來表示，此時廣義均值函數(shù)表達式為：

[JZ（]u1-ε（X；a[TX-*5]）=[JB（{][HL（2]（[SX（]1N[SX）]∑[DD（]Ni=1[DD）]x1-εi）1/（1-ε）ε≠1（∏[DD（]Ni=1[DD）]xi）1/Nε=1[HL）][JB）]。[JZ）][JY]（4）

該表達式用來反映分布不平等程度的不平等厭惡指數(shù)，ε≥1，ε越大，阿特金森不平等指數(shù)就越大，不平等造成的福利損失就越多。公式（2）的Wz雖然考慮了福利分布不均因素，但不能有效反映各福利維度間相互關聯(lián)程度（交聯(lián)敏感性）對總福利的影響。周義等研究通過改變集合次序，構建了既考慮分布不均因素又考慮各福利維度間相互影響程度的多維福利測度模型Wlm：

[JZ（]Wlm=ua{uβ（h1；a），…，uβ（hn；a），…，uβ（hN；a）；a[TX-*5]}=[JB（{][HL（2][JB（[][SX（]1N[SX）]∑[DD（]Nk=1[DD）]（∑[DD（]Dk=1[DD）]akhβik）α/β[JB）]]1/aβ≠1[JB（[][SX（]1N[SX）]∑[DD（]Ni=1[DD）]（∏[DD（]Dk=1[DD）]hakik）a[JB）]]1/aβ=1[HL）][JB）]。[JZ）][JY]（5）

[FL（2K2]式中：Wlm是既考慮分布不均因素又考慮各福利維度間相互影響程度的福利模糊值，α表示不平等回避系數(shù)，β表示替代程度系數(shù)，ua、uβ為廣義均值函數(shù)，hn表示第n個個體的功能分布。通常設α=-1<β=0，則Wlm表示為：

[JZ（]Wlm=[JB（[][SX（]1N[SX）]∑[DD（]Ni=1[DD）]（∏[DD（]Dk=1[DD）]h-αkik）[JB）]]-1。[JZ）][JY]（6）

用Ecoi、Envi、Heai、Resi、Psyi表示第i個農戶在家庭經濟狀況、居住環(huán)境、健康、社區(qū)條件、心理等維度上的福利分布。a=-1<β=0，則既考慮福利分布不均因素又考慮各個福利維度間相互影響的福利值Wlm可表示為：

[HS2*3][JZ（]Wlm=[JB（[][SX（]1N[SX）]∑[DD（]Ni=1[DD）]（∏[DD（]mj=1[DD）]hij）-1/m[JB）]]-1=[JB（[][SX（]1N[SX）]∑[DD（]Ni=1[DD）]（Ecoi·Envi·Heai·Resi·Psyi）-1/5[JB）]]-1。[JZ）][JY]（7）

式中：hij表示第i個農戶在第j個維度上的能力分布。

[FL（2K2]本研究采用Wu方法計算傳統(tǒng)的總福利模糊值，記作Wu；采用Wlm方法計算既需要考慮分布不均因素也需要考慮各維度之間關聯(lián)程度的總福利模糊值，記作Wlm。采用Wu方法計算傳統(tǒng)的單維度福利模糊值，記作Wui；采用Wz方法計算需要考慮分布不均因素的單維度福利值，記作Wzi。用Lx和Ly分別計算總福利損失率和單維度福利損失率，計算方法見公式（8）、（9），福利損失率可以在一定程度上反映福利分布的不均等狀況，通常福利損失率越大，說明福利分布不均等程度越高。

[JZ（]Lx=1-[SX（]WlmWu[SX）]；[JZ）][JY]（8）

[JZ（]Ly=1-[SX（]WziWui[SX）]。[JZ）][JY]（9）

2.3指標標準化

實證研究中需要對原始指標進行標準化處理，公式（10）表示原始指標與福利狀況正向相關的標準化處理方法，公式（11）表示原始指標與福利狀況反向相關的標準化處理方法，具體公式如下：

[JZ（]X1=[SX（]Z-ZminZmax-Zmin[SX）]；[JZ）][JY]（10）

[JZ（]X2=[SX（]Zmax-ZZmax-Zmin[SX）]。[JZ）][JY]（11）

式中：X1、X2分別表示標準化的結果，Z表示各指標的原始數(shù)值，Zmax、Zmin分別表示原始指標中的最大值與最小值。

根據《2015年中國統(tǒng)計年鑒》，選取全國農村居民按收入五等份分組的高收入組，即人均純收入23 947元作為人均收入指標的最大值，選取低收入組即人均純收入2 768元作為人均收入指標的最小值。聯(lián)合國糧農組織將恩格爾系數(shù)在59%以上的界定為貧困，因此本研究將59%作為恩格爾系數(shù)的最大值，根據通常做法，將20%作為恩格爾系數(shù)的最小值。根據《2015年中國統(tǒng)計年鑒》全國農村居民按收入五等份分組中高收入組醫(yī)療保健支出1 503元，作為家庭成員年均醫(yī)療費用支出的最大值，將低收入組醫(yī)療保健支出449元作為該指標的最小值。環(huán)境擔憂度和生活滿意度采用二分指標，1代表擔憂，0代表不擔憂。企業(yè)指標均采用虛擬定性指標，最大值5代表非常好，最小值1代表非常差。

2.4數(shù)據來源

選取安徽省濉溪縣和江蘇省阜寧縣的農村作為調研區(qū)域，濉溪縣、阜寧縣分別位于安徽省、江蘇省的北部，地處淮河流域，并同屬長三角城市群，經濟發(fā)展相對較為落后，調研區(qū)域均有建成多年的化工園區(qū)，阜寧縣所屬的化工園區(qū)建成時間（2003年）早于濉溪縣所屬的化工園區(qū)（2010年）。選取濉溪縣、阜寧縣化工園區(qū)所在鄉(xiāng)鎮(zhèn)作為處理組，選取同屬濉溪縣、阜寧縣并且與處理組鄉(xiāng)鎮(zhèn)相鄰，但沒有化工園區(qū)的鄉(xiāng)鎮(zhèn)作為對照組。2個地區(qū)的處理組與對照組均屬于同一縣城，生活習慣、發(fā)展水平等都極為相似。本研究以農戶為調研對象，分別對2個地區(qū)的處理組、對照組農民進行問卷調研，共計發(fā)放問卷300份，有效問卷280份，其中濉溪縣147份，阜寧縣133份。

3化工園區(qū)對農民福利影響的實證研究

3.1總福利水平

由表1可知，2個地區(qū)處理組農民總福利模糊值都明顯低于對照組。在不考慮福利分布不均因素和各維度間關聯(lián)程度的情況下，2個地區(qū)處理組和對照組農民總福利模糊值都在0.450 0～0.550 0之間，福利處于中等水平。考慮福利分布不均因素和各維度間關聯(lián)程度的情況時，2個地區(qū)處理組總福利模糊值均處于0.400 0以下的較低水平，較之前有所下降；濉溪縣處理組的總福利損失率Lx（20.01%）大于對照組的總福利損失率（17.41%），阜寧縣處理組的總福利損失率Lx（17.63%）大于對照組的總福利損失率（15.84%），說明2地處理組農民福利損失相對更多?？梢?，化工園區(qū)的存在對周邊農民具有負的外部性，造成周邊農民（處理組）總福利水平下降，并且加劇了周邊農民福利差距。

3.2單維度福利水平

表2中，濉溪縣處理組家庭經濟維度福利模糊值均小于對照組，分別表現(xiàn)為0.421 5<0.458 4和0.351 5<0.390 2；阜寧縣處理組福利模糊值均小于對照組，分別表現(xiàn)為 0.464 2<0.540 4和0.383 8<0.449 7；說明2地處理組農民該維度福利損失相對更多。同時，濉溪縣家庭經濟單維度福利損失率大于對照組（16.61%>14.88%），阜寧縣家庭經濟單維度福利損失率大于對照組（17.32%>16.78%），說明化工園區(qū)加劇了家庭經濟狀況方面的福利差距。處理組農民家庭人均收入以及恩格爾系數(shù)2個子指標的模糊值均低于對照組農民，說明化工園區(qū)并沒有顯著提高周邊農民的收入。

表2中2個地區(qū)處理組居住環(huán)境狀況的模糊值均低于對照組。在空氣、水、土壤3個子指標中，水質模糊值最低；相對空氣和土壤，農民對水質變化更加敏感。農民居住環(huán)境狀況維度的福利降低（不完備性）將會對其他功能產生影響。

表2中2個地區(qū)處理組健康狀況模糊值均明顯低于對照組，受污染影響較大的處理組農民身體狀況自我評價較低，而且家庭人均醫(yī)療支出較高，說明化工園區(qū)對農民身體健康狀況產生較大影響。處理組Ly指數(shù)高于對照組，說明受污染影響的處理組農民不僅健康維度福利水平整體較低，而且分布變得更加不均等。此外，阜寧縣處理組與對照組人均醫(yī)療支出模糊值低于濉溪縣，樣本數(shù)據也顯示阜寧縣人均醫(yī)療支出要高于濉溪縣，這可能與阜寧縣化工產業(yè)入駐時間較早、污染程度較嚴重有關，化工園區(qū)給當?shù)鼐用袼鶐淼慕】涤绊懣赡軙S著時間推移逐漸顯現(xiàn)。

2個地區(qū)在社區(qū)公共設施條件上存在差異，濉溪縣處理組社區(qū)公共設施條件好于對照組，阜寧縣卻出現(xiàn)相反的結果，但2個地區(qū)處理組農民的垃圾清運子指標狀況都得到了改善。對于發(fā)展水平相對比較落后的濉溪縣，農村地區(qū)的基礎設施條件不完善，化工園區(qū)的建立可以有效改善周邊農村的公共基礎設施條件；園區(qū)周邊交通通達，對于提高周邊農民福利具有一定的促進作用。但是，對于發(fā)展水平相對較好的阜寧縣，農村地區(qū)的交通道路等基礎設施建設相對較好，化工園區(qū)的建立對周邊農村地區(qū)的公共基礎設施狀況改善不明顯。這可以理解為化工園建立初期可能對相對落后的農村社區(qū)公共設施條件有改善作用，但這種正向作用隨著遠離化工園區(qū)的地區(qū)經濟狀況不斷改善而逐漸消失。

表2中2個地區(qū)處理組心理狀況模糊值均明顯低于對照組，福利損失率均明顯高于對照組。處理組農民環(huán)境擔憂度子指標模糊值較低，說明農民對環(huán)境狀況普遍比較擔憂，且對農民心理狀況產生較大影響；此外，濉溪縣、阜寧縣處理組對環(huán)境擔憂度均高于對照組，表現(xiàn)為處理組福利值低于對照組福利值；阜寧縣處理組對環(huán)境擔憂度要高于濉溪縣，這可能與化工園建成時間長短以及所處地區(qū)經濟發(fā)展水平有關。

4結論與建議

以江蘇省、安徽省化工園區(qū)周邊農民的問卷調查數(shù)據為基礎，利用多維福利測度模型評價化工園區(qū)對周邊農民福利的影響。結果表明：首先，化工園區(qū)對周邊農民具有負的外部性，造成化工園區(qū)周邊農民（處理組）總福利水平小于遠離化工園區(qū)農民（對照組）總福利水平。具體表現(xiàn)為化工園區(qū)造成處理組家庭經濟狀況、居住環(huán)境狀況、健康狀況、心理狀況4個功能性活動福利水平明顯低于對照組對應維度的福利水平。其次，化工園區(qū)加劇了周邊農民福利分布差距，具體表現(xiàn)為處理組農民總福利的福利損失率高于對照組，處理組農民福利分布不均程度高于對照組；單個維度的功能性活動上，除了社區(qū)公共設施條件維度外，處理組家庭經濟狀況、居住環(huán)境狀況、健康狀況、心理狀況4個維度功能性活動的（單維度）福利損失率均高于對照組，處理組農民單個維度的功能性活動福利分布差異高于對照組。再次，本研究對農民福利水平測度僅僅反映農民在測度時點所達到的狀態(tài)，如果考慮功能性活動擴展等因素，化工園區(qū)對周邊農民福利的負面影響可能更加嚴重。因為，功能受損將影響化工園區(qū)周邊農民新功能的擴展[10]，影響化工園區(qū)周邊農民福利的持續(xù)增長。化工園區(qū)周邊農民福利如果長期得不到改善和提高，將有可能引發(fā)較嚴重的社會問題，不利于社會的長治久安與和諧穩(wěn)定。

為改善農村化工園區(qū)周邊農民福利水平，減少化工園區(qū)污染給農民帶來的負面影響，本研究提出如下政策建議：（1）政府應全面評估化工園區(qū)污染給當?shù)剞r民福利造成的負面影響，建議對受污染嚴重影響的農民采取適當?shù)难a償措施。（2）及時排查和整改化工園區(qū)，對違規(guī)、違法導致污染的化工園區(qū)要及時關停或限產，責令限期整改，通過驗收企業(yè)方可繼續(xù)投產。建議采用基層“一把手”負責制，并將污染治理和基層領導晉升機制進行掛鉤。（3）健全農村環(huán)保法制法規(guī)，加大環(huán)保懲罰力度，增加高污染、高耗能化工園區(qū)企業(yè)的環(huán)境成本。（4）增加農民在環(huán)境保護中的話語權、參與權、監(jiān)督權，建立政府、農民、企業(yè)三者之間的有效溝通機制。

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