農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率空間效應(yīng)及其影響因子
——基于SBM 的分析

何 龍，駱映竹，俞雅乖

（寧波大學(xué) 商學(xué)院，浙江 寧波 315211）

當(dāng)下，已進(jìn)入中國特色社會(huì)主義新時(shí)代，人民的生態(tài)環(huán)保理念日益增進(jìn)。特別是農(nóng)村人民對(duì)于農(nóng)業(yè)水環(huán)境的重視程度越來越高，因?yàn)樗Y源不僅影響生活質(zhì)量，更影響農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。

越來越多的學(xué)者也注意到資源和環(huán)境效率的研究?jī)r(jià)值和重要性，劉渝和王芨（2012）[1]在已有研究基礎(chǔ)上，進(jìn)一步證實(shí)了農(nóng)業(yè)水資源具有空間集聚效應(yīng)。張可等（2017）[2]在此基礎(chǔ)上，利用2013 年的截面數(shù)據(jù)測(cè)算了我國農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率，研究其空間效應(yīng)和影響因素，研究結(jié)果表明我國農(nóng)業(yè)水環(huán)境有空間分布特征和空間集聚效應(yīng)。但使用截面數(shù)據(jù)所得結(jié)果的一般性不夠顯著。因此，本文做出改進(jìn)設(shè)計(jì)，采用2014—2017 年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，分析中國農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率的空間效應(yīng)，并進(jìn)一步分析其影響因子。這對(duì)于提高我國農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率，降低地區(qū)間農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率的不均衡性具有重要意義。

一、中國農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率的空間特征分析

（一）中國農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率的測(cè)度

SBM 模型最早由國外學(xué)者提出，國內(nèi)相關(guān)學(xué)者將其不斷地應(yīng)用改進(jìn)。SBM 模型考慮產(chǎn)出的期望和非期望兩個(gè)指標(biāo)[3]，更凸顯決策單元環(huán)境效率評(píng)價(jià)的本質(zhì)。評(píng)價(jià)過程中，先構(gòu)建正確有效的生產(chǎn)可行性集，其內(nèi)容包括：（1）期望產(chǎn)出；（2）非期望產(chǎn)出；（3）要素投入。再計(jì)算可行性集距離各決策單元的數(shù)值，所得即為效率值。因此本文借鑒SBM 模型[4]，根據(jù)已有研究成果和農(nóng)業(yè)水環(huán)境自身特點(diǎn)，選取2個(gè)期望產(chǎn)出指標(biāo)、2 個(gè)非期望產(chǎn)出指標(biāo)和5 個(gè)投入指標(biāo)（見表1）。

表1 中國農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率測(cè)度指標(biāo)

通過SBM 模型測(cè)算2014—2017 年我國農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率，并生成中國農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率空間分位圖（見圖1）。從圖1 中可以看出，農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率在我國東部大多介于0.91～1.0 范圍，向西逐級(jí)遞減，水環(huán)境效率最低值出現(xiàn)在我國西北部。我國農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率空間分布不均衡，東西差異大，在東部沿海和東三省呈現(xiàn)集聚特征。

圖1 中國農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率空間分位圖

（二）空間自相關(guān)檢驗(yàn)

首先，本文采用全局Moran's I 指數(shù)進(jìn)行空間自相關(guān)檢驗(yàn)[5-6]。Moran's I 指數(shù)解釋了一定空間內(nèi)全部經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的集群分布狀況，其定義為：

其中：n是觀察值的數(shù)量；xi是在位置i的觀察值；zi是xi的標(biāo)準(zhǔn)化變換，。

用全局Moran's I 檢驗(yàn)中國2014—2017 年農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率，2014 年和2017 年通過10%置信度以下檢驗(yàn)，2015 年和2016 年沒有通過10%置信度以下檢驗(yàn)。說明在2014 年和2017 年，我國的農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率在空間上有一定的相關(guān)性，相鄰省份間互相學(xué)習(xí)效仿，農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率空間分布有集聚性。

考慮到農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率有空間依賴性，本文進(jìn)一步用局部Moran's I 檢驗(yàn)2014 年和2017 年各省份農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率，觀測(cè)各省空間依賴情況。全局Moran's I 檢驗(yàn)處在整體視角，其結(jié)果只能反映區(qū)域的空間集聚或分散狀態(tài)，不能很好地反映區(qū)域的空間關(guān)聯(lián)情況。局部Moran's I 檢驗(yàn)恰能彌補(bǔ)這個(gè)不足[7]。本文將局部Moran's I 指數(shù)定義為：

對(duì)2014 年和2017 年我國農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率的測(cè)度結(jié)果進(jìn)行局部Moran's I 檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，2014 年通過10%置信度檢驗(yàn)的省區(qū)為天津和寧夏。2014 年通過5%置信度檢驗(yàn)的省區(qū)為：北京、山西、江蘇、新疆。2017 年通過10%置信度檢驗(yàn)的省區(qū)為：北京、山西、遼寧、吉林、青海。2017 年通過5%置信度檢驗(yàn)的省區(qū)為：天津、甘肅、寧夏、新疆。

表2 為2014 和2017 年我國農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率局域空間自相關(guān)LISA 集群表[8]，2014 年我國華東沿海省份和東三省呈“高—高”聚集模式，中西部部分地區(qū)呈“低—低”聚集模式。這表明我國農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率高值區(qū)集中在東部沿海省份，省份間互相帶動(dòng)共同提高本區(qū)域農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率。區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高，自然地理?xiàng)l件得天獨(dú)厚，河網(wǎng)密布、水系發(fā)達(dá)都決定了我國東部區(qū)域內(nèi)雙高聚集模式。我國農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率低值區(qū)集中在中西部省份，一是中西部相較于東部經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平落后，二是自然地理環(huán)境所決定。西北多荒漠，水資源匱乏。西南多山區(qū)，地區(qū)間經(jīng)濟(jì)不便合作，資源難以共享，最終呈現(xiàn)出雙低聚集模式。在2017 年發(fā)生了動(dòng)態(tài)演變。即“高—高”聚集模式省份由7 個(gè)上升到10 個(gè)，由東三省和華東沿海省份向周邊省份擴(kuò)張，可見位于“高—高”聚集模式周邊的省份有向鄰近省份學(xué)習(xí)的現(xiàn)象；同時(shí)，“低—低”聚集模式的省份從8 個(gè)減少為3 個(gè)?？梢?，中國農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率總體呈上升趨勢(shì)，且低效率省份會(huì)向高效率省份學(xué)習(xí)，逐漸提高本省農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率。

表2 2014 年和2017 年我國農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率局域空間自相關(guān)LISA集群表

二、中國農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率的影響因素分析

（一）影響因素分析

已有的文獻(xiàn)充分研究了農(nóng)業(yè)環(huán)境效率的影響因素，主要有：資源因素、環(huán)境因素和經(jīng)濟(jì)因素[9-10]。本文基于已有研究成果[11-12]，結(jié)合農(nóng)業(yè)水環(huán)境的特征，選取出可能會(huì)對(duì)農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率產(chǎn)生影響的因素。

Monchuk（2010）[13]研究了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的影響因素，發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)、工業(yè)化以及農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平都會(huì)影響到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率。農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率同樣會(huì)受農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的影響，生產(chǎn)糧食或者養(yǎng)殖畜禽對(duì)水資源的要求不一樣，其帶來的影響也不一樣。因此，借鑒張可等（2017）[2]的研究，本文選取了兩個(gè)農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響因素，一個(gè)是以養(yǎng)殖業(yè)總產(chǎn)值占農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值比重進(jìn)行衡量，該值越大表明當(dāng)?shù)貙?duì)于養(yǎng)殖業(yè)的投入越大；另一個(gè)是以農(nóng)作物播種面積與耕地面積的比值進(jìn)行衡量，該值越大，表明當(dāng)?shù)貙?duì)農(nóng)產(chǎn)品的投入越大。此外，Monchuk（2010）還選取了農(nóng)村工業(yè)化水平作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的影響因素。地區(qū)工業(yè)化水平提高可以帶動(dòng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率提高，間接提高農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率。譬如，工業(yè)化水平提高帶動(dòng)化肥使用效率提高，減少氮磷元素對(duì)水環(huán)境的負(fù)污染，既增加了“期望產(chǎn)出”，也降低了“非期望”產(chǎn)出。因此，本文選取了一個(gè)工業(yè)化水平的影響因素，用規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)量的自然對(duì)數(shù)進(jìn)行衡量。該值越高，表明當(dāng)?shù)氐墓I(yè)化水平也越高。因此本文選取了農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)和工業(yè)化水平做影響因素。

梁流濤（2012）[14]、李谷成（2014）[15]都提到了農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和環(huán)境規(guī)制對(duì)于農(nóng)業(yè)環(huán)境的影響，因此本文選取農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平作為一個(gè)影響因素，以農(nóng)村居民人均可支配收入衡量農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，該值越大表明當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高。環(huán)境規(guī)制主要表現(xiàn)為政府出臺(tái)的環(huán)境保護(hù)政策、對(duì)于破壞環(huán)境行為的執(zhí)法力度以及環(huán)境治理的投入。但是這一方面的度量在數(shù)據(jù)獲得方面略受限制，因此本文借鑒已有研究，環(huán)境規(guī)制影響因子用污染物控制效果衡量，污染物控制效果越好，表明當(dāng)?shù)丨h(huán)境規(guī)制力度越強(qiáng)。因此，本文選取了兩個(gè)指標(biāo)衡量環(huán)境規(guī)制力度，一個(gè)是農(nóng)業(yè)COD 排放程度，另一個(gè)是氮磷排放程度。

梁流濤等（2012）[14]提出農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施條件是農(nóng)業(yè)環(huán)境效率的一個(gè)影響因素，換言之，農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施越好，投入要素的生產(chǎn)效率也就越高。因此，本文選取了農(nóng)業(yè)環(huán)境基礎(chǔ)設(shè)施條件作為一個(gè)影響因素，用農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施投資額做衡量標(biāo)準(zhǔn)，該變量越大表明農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施越好。

此外，各地區(qū)自然保護(hù)程度會(huì)影響當(dāng)?shù)剞r(nóng)村居民的環(huán)保意識(shí)，即自然保護(hù)程度高的地區(qū)，當(dāng)?shù)鼐用駥?duì)自然保護(hù)的重視程度也就更高，在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)中會(huì)有意識(shí)地減少非期望產(chǎn)出，從而提高農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率。因此，本文選用自然保護(hù)區(qū)面積作為當(dāng)?shù)氐淖匀槐Ｗo(hù)程度。

具體的影響因素以及衡量方法如表3 所示。

表3 農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率的影響因素

（二）數(shù)據(jù)來源

本文采用我國2014—2017 年農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率及其影響因素相關(guān)指標(biāo)的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，樣本總量124 個(gè)。數(shù)據(jù)來自《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

（三）模型設(shè)定

本文首先采用普通最小二乘法（OLS）模型研究農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率的影響因素，為使結(jié)果穩(wěn)健，本文使用空間滯后模型（SLM）和空間誤差模型（SEM）進(jìn)行研究。

（1）普通最小二乘法模型（OLS）

（2）空間滯后模型（SLM）

空間滯后模型是研究空間內(nèi)各變量間的溢出效應(yīng)。其中：X為自變量，即表3 中的8 個(gè)影響因素；y為因變量，即農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率（AWEE）；β表示X對(duì)Y的影響；ρ為空間自回歸系數(shù)；Wy是內(nèi)生變量[16]。

（3）空間誤差模型（SEM）

空間誤差模型研究空間內(nèi)，各誤差項(xiàng)間的依賴關(guān)系。其中，X為自變量，即表3 中的8 個(gè)影響因素；y為因變量，即農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率（AWEE）；β表示X對(duì)Y的影響；ε為隨機(jī)誤差向量；λ為自回歸系數(shù)，表示本地區(qū)受相鄰地區(qū)誤差沖擊的程度；μ為標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的隨機(jī)誤差向量；W為空間權(quán)重矩陣[17]。

三、結(jié)果與討論

各模型計(jì)量結(jié)果如表4 所示。OLS，SLM 和SEM的擬合度分別是0.445，0.553 和0.539，OLS 的擬合度既低于SLM 又低于SEM，說明OLS 回歸分析中假設(shè)各省份農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率相互獨(dú)立的說法不成立，即我國農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率在空間上有一定的相關(guān)性。SLM 模型的自回歸系數(shù)通過10%顯著性水平檢驗(yàn)，說明我國相鄰省域間，農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率會(huì)互相影響，存在空間依賴性。具體而言有6 點(diǎn)：

表4 實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果

（1）農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)帶來的影響從兩方面分析。一方面，ASCP 估計(jì)系數(shù)為負(fù)但不顯著。表明養(yǎng)殖業(yè)占農(nóng)業(yè)產(chǎn)值比重與農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率之間不存在顯著關(guān)系，養(yǎng)殖業(yè)在農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)中對(duì)農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率的影響有限。另一方面，ASCG 估計(jì)系數(shù)為正且通過5%顯著性水平檢驗(yàn)，表明農(nóng)作物產(chǎn)量占比的提升會(huì)帶動(dòng)農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率提高。原因是我國農(nóng)作物施肥量總量逐年平穩(wěn)，保證糧食作物平穩(wěn)增長(zhǎng)的前提下，提高其他農(nóng)業(yè)作物比重并不需要增加施肥量，化肥使用效率提高，非期望產(chǎn)出減少，農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率由此提高。因此，在保證糧食作物平穩(wěn)增長(zhǎng)的前提下，提高其他農(nóng)作物比重，可以提高化肥使用效率，提高農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率，減少水環(huán)境問題。

（2）農(nóng)村工業(yè)化估計(jì)系數(shù)為負(fù)，且通過10%的顯著性水平檢驗(yàn)，說明農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率伴隨著工業(yè)化有所下降。這可能源于，水資源在工業(yè)化進(jìn)程中被過度開發(fā)利用，快速工業(yè)化產(chǎn)生大量污染物得不到妥善處理，排放至就近水域中，日積月累形成了水污染問題。加之其他因素綜合疊加，如農(nóng)村粗放型增長(zhǎng)方式產(chǎn)生負(fù)向影響，城市工業(yè)向農(nóng)村轉(zhuǎn)移帶來污染等，都導(dǎo)致農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率降低。

（3）農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平估計(jì)系數(shù)為正，且通過1%顯著性水平檢驗(yàn)，表明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平上升有助于農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率提高。原因在于，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提升后，人們對(duì)生活質(zhì)量會(huì)有更多要求，政府和農(nóng)村居民自然更重視水環(huán)境質(zhì)量。此外，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高帶動(dòng)農(nóng)業(yè)科學(xué)技術(shù)提高，資源損耗和污染都隨之減少，從而農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率提高。

（4）環(huán)境規(guī)制帶來的影響從兩方面分析。一方面，ERCOD 估計(jì)系數(shù)為負(fù)但不顯著。從農(nóng)業(yè)COD 排放角度看，環(huán)境規(guī)制在一定程度上使農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率有所降低。這可能源于養(yǎng)殖業(yè)COD 排放在農(nóng)業(yè)COD 排放中占比居首位，排放主體發(fā)生污染的過程帶有隨機(jī)性、分散性，因此很難制定行之有效的制度。另一方面，ERNH 估計(jì)系數(shù)為正但不顯著。從氨氮排放角度看，環(huán)境規(guī)制在一定程度上使農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率有所提高。這可能源于農(nóng)業(yè)氨氮排放大多來自化肥和農(nóng)藥，我國政府出臺(tái)相關(guān)管理制度嚴(yán)控農(nóng)業(yè)氨氮排放。但在某些省份可能因當(dāng)?shù)卣腿嗣駥?duì)環(huán)保問題不夠重視，執(zhí)行力較弱，導(dǎo)致環(huán)境規(guī)制對(duì)農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率的影響并不顯著。

（5）農(nóng)業(yè)環(huán)境基礎(chǔ)設(shè)施條件估計(jì)系數(shù)為正但不顯著，表明農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率會(huì)因?yàn)榄h(huán)境基礎(chǔ)設(shè)施條件的改善而提升，效果卻不明顯?？赡艿慕忉屖牵r(nóng)業(yè)環(huán)境基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)，如滴灌節(jié)水技術(shù)、生態(tài)農(nóng)業(yè)工程等，提高了資源使用率和生產(chǎn)能力，減輕了生態(tài)破壞，從而提高了農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率。盡管有向好轉(zhuǎn)變的趨勢(shì)，但與此同時(shí)也存在諸如投資項(xiàng)目不合理、資金短缺斷裂等問題，從而致使農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率的影響不顯著。

（6）自然保護(hù)重視程度的估計(jì)系數(shù)為正，且通過5%的顯著性水平檢驗(yàn)，說明農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率會(huì)隨區(qū)域內(nèi)對(duì)自然保護(hù)重視程度的提高有所改善。這是由于當(dāng)?shù)乇旧砭椭匾曌匀画h(huán)境的保護(hù)，潛移默化之下，當(dāng)?shù)厝嗣褡陨硪矊?duì)高質(zhì)量的環(huán)境有了意識(shí)和需求。因此，在日常生活中、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)中，自發(fā)的注意環(huán)境保護(hù)，例如提高化肥的使用效率，減少非期望產(chǎn)出，在這樣一種重視自然保護(hù)的意識(shí)形態(tài)下，農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率會(huì)有所提高。

四、結(jié)論與政策建議

本文運(yùn)用SBM 模型，基于2014—2017 年數(shù)據(jù)，測(cè)算了中國省級(jí)農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率，再通過空間滯后模型和空間誤差模型對(duì)農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率的空間效應(yīng)、動(dòng)態(tài)演進(jìn)及影響因子做進(jìn)一步分析。分析表明：

（1）我國農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率在各省份間有相關(guān)性。其空間分布有兩個(gè)特點(diǎn)：一是非均衡分布，農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率從東到西逐級(jí)降低；二是集聚效應(yīng)，東部沿海省份農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率是雙高聚集模式，中西部部分省份農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率是雙低聚集模式。

（2）我國各省份農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率存在動(dòng)態(tài)演進(jìn)的過程。從2014—2017 年，省際農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率存在向鄰近地區(qū)學(xué)習(xí)的效應(yīng)。位于“高—高”模式周邊的省份，向高效率省份學(xué)習(xí)，農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率有顯著提升，“高—高”模式的省份數(shù)量上升；位于“低—低”模式的省份，也會(huì)向高效率省份學(xué)習(xí)，農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率也得到提升，“低—低”模式的省份數(shù)量減少。由此可見，中國農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率是呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，且低效率省份會(huì)向鄰近高效率省份學(xué)習(xí)，提高農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率。

（3）我國各省份農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率相互間有所影響，地區(qū)間各類空間因素也相互影響。具體表現(xiàn)為農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率的提高與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)合理變動(dòng)、基礎(chǔ)設(shè)施條件改善、有效的環(huán)境規(guī)制、生態(tài)環(huán)保意識(shí)增強(qiáng)五個(gè)方面有關(guān)。工業(yè)增長(zhǎng)采取粗放型模式則會(huì)降低農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率。

基于上述分析，本文給出兩方面建議：（1）在農(nóng)業(yè)水環(huán)境污染的治理過程中，首先應(yīng)注重政策的空間聯(lián)動(dòng)性，區(qū)域間經(jīng)濟(jì)合作與環(huán)保合作協(xié)同推進(jìn)，統(tǒng)籌區(qū)域間水環(huán)境治理工作高效開展；其次東部沿海地區(qū)在目前的優(yōu)良基礎(chǔ)上應(yīng)充分發(fā)揮農(nóng)業(yè)水環(huán)境管理的引領(lǐng)效應(yīng)，中西部地區(qū)應(yīng)加強(qiáng)與東部沿海地區(qū)在農(nóng)業(yè)水環(huán)境治理方面的溝通與合作，采取“科學(xué)引領(lǐng)，全面聯(lián)動(dòng)”的方式，逐漸提升中西部地區(qū)農(nóng)業(yè)水環(huán)境治理能力。在借鑒過程中也要注意，切忌生搬硬套，學(xué)習(xí)成功經(jīng)驗(yàn)的同時(shí)要結(jié)合自身特點(diǎn)有的放矢，制定科學(xué)合理、適應(yīng)自身發(fā)展的水環(huán)境綜合治理體系。（2）考慮到農(nóng)業(yè)水環(huán)境效率受多重環(huán)境因素的影響，各地區(qū)在農(nóng)業(yè)水環(huán)境管理過程中，還需注意：第一，提高本地經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，暢通地區(qū)間經(jīng)濟(jì)交流合作；第二，優(yōu)化農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)，提倡綠色生產(chǎn)，推廣生態(tài)型農(nóng)業(yè)科技技術(shù)；第三，轉(zhuǎn)變農(nóng)村工業(yè)化增長(zhǎng)方式，摒棄粗放型模式，盡快采用集約型模式；第四，保證充足的資金用于改善農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施條件；第五，完善農(nóng)業(yè)水環(huán)境政策體系，出臺(tái)防治措施，財(cái)政加大扶持力度等政策工具的綜合運(yùn)用，發(fā)揮激勵(lì)作用，加快水環(huán)境政策體系的完善；第六，加強(qiáng)環(huán)境保護(hù)知識(shí)的宣傳教育工作，提高全民環(huán)保意識(shí)，環(huán)境的改變從每個(gè)公民的小轉(zhuǎn)變開始。