吳義根

（池州學院 商學院，安徽 池州 247000）

我國城鎮(zhèn)化快速推進，大量農(nóng)業(yè)人口從農(nóng)村土地轉(zhuǎn)移到非農(nóng)產(chǎn)業(yè)，一方面提升了農(nóng)村勞動力就業(yè)率，增加了農(nóng)民的收入，提升了農(nóng)民自身的人力資本，且緩解了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的內(nèi)卷化[1]，這可以回饋農(nóng)民，使其收入增加。另一方面農(nóng)村人口減少，促進了適度規(guī)模經(jīng)營，同時優(yōu)化了農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化生產(chǎn)要素的投入，為農(nóng)業(yè)機械化的進一步推廣注入了內(nèi)生動力[2]。農(nóng)業(yè)由勞動過密投入的土地密集型轉(zhuǎn)向勞動集約型，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率提升。截至2020年，實現(xiàn)了糧食產(chǎn)量十七連豐，人均糧食占有量480公斤，遠超世界平均水平[3]。為了追求糧食產(chǎn)量，面對農(nóng)業(yè)勞動力缺乏，選擇了化肥作為替代要素，導致這個廉價的替代品被過量施用，在過去的三十年，我國的化肥、農(nóng)藥以及農(nóng)膜使用量增加了2～4倍。自2015年以來，我國推動并實施了農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展五大行動，在“一控、兩減、三基本”的目標約束下，我國化肥和農(nóng)藥的施用量逐年下降。但我國面源污染的現(xiàn)實情況仍然非常嚴峻，2019年我國化肥施用強度是326 千克/公頃，超過國際安全施用的建議標準（225千克/公頃）。2020年我國三大糧食作物（水稻、小麥和玉米）化肥利用率平均為40.2%，仍比歐美等發(fā)達國家低10%～

20%[4]。

目前文獻主要討論了化肥面源污染的時間和空間分布以及驅(qū)動因素等。就方法來說，采用了時 間 序 列VAR 模型[5]、OLS 面 板模 型[6-7]、SD 模型[8]、LMDI分解模型[9]或IPAT方程[10]、空間面板模型[11-12]，從不同側(cè)重點分別討論了農(nóng)業(yè)面源污染的影響因素。就城鎮(zhèn)化來說，直接討論其對面源污染影響的文獻很鮮見，主要是基于農(nóng)村勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移和農(nóng)民收入角度間接討論的比較多[13]。一些調(diào)查顯示，城鎮(zhèn)化增加了非農(nóng)收益，這導致更多農(nóng)村青壯年勞動力外出打工，為了確保產(chǎn)量，農(nóng)民傾向于多使用廉價的化肥替代勞動[14]，結(jié)果導致化肥過量施用且低效[15]。農(nóng)村勞動力非農(nóng)化，導致農(nóng)村優(yōu)質(zhì)勞動力短缺，使得一些環(huán)境友好型的技術(shù)很難推廣，加大了農(nóng)業(yè)面源污染治理難度[16]，對農(nóng)村生態(tài)環(huán)境造成負面影響。隨著城鎮(zhèn)化進程加快，農(nóng)民收入增加，農(nóng)民手里資金的約束得以緩解，在小農(nóng)風險回避情境下[15]，農(nóng)民傾向于多施用化肥，這加劇了化肥面源污染。但同時由于農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)改善，農(nóng)民的經(jīng)營性收入比例呈現(xiàn)下降趨勢，這又緩解了農(nóng)業(yè)面源污染[17]。勞動力轉(zhuǎn)移背景下，以手工勞動為主、低污染的“傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)”開始轉(zhuǎn)向高污染的“石油農(nóng)業(yè)”[18]，高度依賴化肥成為農(nóng)民生產(chǎn)的習慣[19]。

綜上，已有文獻從城鎮(zhèn)化和農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移視角做了較為豐富的研究。但也存在拓展空間：一是現(xiàn)有文獻多從城鎮(zhèn)化引起農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移或者收入結(jié)構(gòu)變化等某一視角來討論其對面源污染的影響，而從城鎮(zhèn)化這一視角討論其對面源污染直接影響文獻較少，將城鎮(zhèn)化和農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移納入同一框架下來研究較為鮮見。二是從方法上來看，為了討論面源污染的驅(qū)動因素以及區(qū)域異質(zhì)性，而忽視了城鎮(zhèn)化、農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對化肥面源污染長期動態(tài)影響?；诖?，本文選用面板向量自回歸模型，將城鎮(zhèn)化、農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移以及化肥面源污染納入到同一框架下，利用PVAR 模型克服內(nèi)生性，考察三者之間的長期動態(tài)關(guān)系，評估城鎮(zhèn)化、農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的環(huán)境效應。

一、理論分析

城鎮(zhèn)化和農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對化肥面源污染影響機制主要有兩大效應：一是污染效應，二是減排效應，其影響機制如圖1所示。

圖1 城鎮(zhèn)化、農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對化肥面源污染影響的理論機制

就污染效應來看，一方面隨著城鎮(zhèn)化進程的深入，城鎮(zhèn)人口規(guī)模不斷擴大，而且吸納的就業(yè)人數(shù)增加，這些都增加了對農(nóng)產(chǎn)品的剛性需求[20]。同時，城鎮(zhèn)化改變了土地的利用方式，城市建設(shè)用地和非農(nóng)產(chǎn)業(yè)建設(shè)用地擠占了耕地數(shù)量[21]。為了應對農(nóng)產(chǎn)品需求增加以及耕地資源減少，確保自身收入不降低，農(nóng)民會選擇加大化肥投入。另一方面城鎮(zhèn)化的發(fā)展有利于農(nóng)村勞動力向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。這必然會大幅度減少農(nóng)村勞動力數(shù)量，較勞動力的成本而言，化肥更廉價，這會驅(qū)動農(nóng)民使用耕地和勞動力節(jié)約型技術(shù)，過量施用化肥成為最優(yōu)選擇[11]。

就減排效應來說，一方面城鎮(zhèn)化水平提升，消費者對農(nóng)產(chǎn)品的綠色生產(chǎn)和綠色消費意愿增強，促使政府和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者關(guān)注農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境，隨著進城農(nóng)民收入水平和教育水平提升，農(nóng)民綠色生產(chǎn)意識增強。城鎮(zhèn)化為環(huán)境友好型技術(shù)推廣提供資金支持，有利于降低化肥施用量[22]。另一方面城鎮(zhèn)化帶動了農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移，主要是青壯年勞動力流出農(nóng)村，剩下的農(nóng)村勞動力的平均質(zhì)量下降[23]。此外，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移推動了農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)，有利于實現(xiàn)農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營[24]，一定程度上降低化肥的過量施用[25]。

綜上，城鎮(zhèn)化、農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對化肥面源污染影響取決于正效應與負效應的相對大小，需要進一步進行實證判斷并分析長期動態(tài)影響。

二、研究方法、指標選取與數(shù)據(jù)來源

（一）研究方法

為了考察城鎮(zhèn)化、農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對化肥面源污染的遠期影響，本文采用PVAR 模型，該模型綜合了時間與空間分析的優(yōu)勢，同時控制了時間和個體異質(zhì)性。能考察所有變量及滯后項，模型能把目標變量納入同一內(nèi)生性系統(tǒng)，可以真實反映目標變量的長期動態(tài)關(guān)系，其正交化脈沖響應函數(shù)可以將不同因素對化肥面源污染的影響分離出來。PVAR模型為：

式中，yit是沖擊變量，i為安徽省16個地級市，t為年份，ai為個體固定效應，βt為時間效應，εit為隨機擾動項，其中城市異質(zhì)性是通過個體效應ai來衡量的，βt為每個時期特定的沖擊效應。本文設(shè)定yit=(ur，nlr，ei)′包含3個變量的列向量，ur表示城鎮(zhèn)化率，nlr表示農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移率，ei表示各市化肥面源污染排放強度。

（二）變量選取

1.化肥面源污染排放強度（NLR）?，F(xiàn)有統(tǒng)計數(shù)據(jù)并沒有安徽省化肥面源污染排放量的直接數(shù)據(jù)?；蕦Νh(huán)境污染排放核算一般采用單元調(diào)查法，化肥對環(huán)境污染的載體主要包括土壤、大氣、作物、水體。本文重點評估化肥對地下水和地表水產(chǎn)生的污染，核算的污染物主要是總氮（TN）和總磷（TP）。本文根據(jù)已有文獻的普遍做法[26]，核算了安徽省各地級市的化肥面源污染。具體計算公式為式（2）：

式（2）中，E表示化肥面源污染總量，Eij表示第i單元產(chǎn)生并流失進入水體的第j種污染物排放量；Cij表示第i單元產(chǎn)生并對水體環(huán)境造成潛在面源污染的第j種污染物排放量；Ti表示第i單元指標數(shù)；σij表示第i單元第j種污染物產(chǎn)污系數(shù)；δi表示第i種化肥流失率。不同污染物的特征、危害以及環(huán)境效應存在差異，為了便于比較，需要對污染物做標準化處理[10]，具體計算公式如式（3）所示，

其中，Pi為農(nóng)業(yè)面源污染等標排放量，m3/a（立方米每年）；Pij為單元i污染物j等標排放量；Eij為單元i污染物j的排放量，t/a（噸每年）；Mij為污染物j的排放標準，mg/l（質(zhì)量濃度，毫克每升）；1010為單位調(diào)整系數(shù)。由于國家目前尚未制定農(nóng)業(yè)面源污染的相關(guān)排放標準，采用《污水綜合排放標準》（GB 8978—2002），總氮采用一級標準的B標準為20mg/l，總磷采用二級標準為3mg/l[26]。

其中，EI表示化肥面源污染的等標排放強度，AL表示農(nóng)作物播種面積。

2.農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移。農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移反映了戶籍在農(nóng)村的農(nóng)村勞動力就業(yè)的轉(zhuǎn)移過程，主要從農(nóng)業(yè)部門轉(zhuǎn)移至非農(nóng)業(yè)部門，可以用農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移率來表示，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的測算借鑒童玉芬的做法[27]，具體估算公式如式（5）所示，

3.城鎮(zhèn)化水平。城鎮(zhèn)化水平可以從人口、經(jīng)濟、土地和社會等方面來判斷，本文重在關(guān)注城鎮(zhèn)化帶來的要素再配置及其對化肥面源污染的影響。政策制定和落實主要是考察城鎮(zhèn)人口變化，本文采用式（6）計算：

（三）數(shù)據(jù)來源

本文分析需要的數(shù)據(jù)包括化肥施用總量、氮肥、磷肥、鉀肥、復合肥施用量和農(nóng)作物播種面積等，數(shù)據(jù)均來源于2006—2020 年《安徽省統(tǒng)計年鑒》。對于城鎮(zhèn)化變量的極少數(shù)缺失數(shù)據(jù)，采用平均增長率方法補全。另外，為了降低數(shù)據(jù)的波動性，降低異方差帶來的影響，取了三個變量的對數(shù)值。三個變量的描述性統(tǒng)計分析如表1所示。

表1 各變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

三、實證檢驗與結(jié)果分析

（一）數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗

為了避免使用非平穩(wěn)面板數(shù)據(jù)造成虛假回歸，本文采用LLC 檢驗、Fisher-ADF 檢驗和Hadri LM檢驗等三種方法檢驗了數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，結(jié)果如表2 所示。結(jié)果顯示，除了城鎮(zhèn)化率LLC 檢驗在5%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)，其余均在1%的顯著性水平上拒絕了原假設(shè)，說明城鎮(zhèn)化率、農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移率和化肥面源污染等標排放量強度等數(shù)據(jù)滿足平穩(wěn)性要求，可以進行PVAR模型分析。

表2 面板單位根檢驗

（二）PVAR模型估計結(jié)果分析

為了確保所設(shè)定的PVAR 模型的可靠性，首先需要判斷最優(yōu)滯后階數(shù)，一般采用MMSC 統(tǒng)計量來判斷[28]，即根據(jù)MBIC、MAIC和MQIC值來選擇。根據(jù)表3的結(jié)果顯示，最優(yōu)滯后階數(shù)為一階。由于設(shè)定的PVAR 模型是動態(tài)面板模型，包含了個體固定效應。為了得到參數(shù)的一致估計量，需要剔除個體固定效應的影響，采用各變量的前項均值差分法來糾正，確保轉(zhuǎn)換后的變量與模型的滯后變量正交，選擇滯后變量作為估計模型的工具變量，然后對模型進行系統(tǒng)GMM估計[29]。

表3 多準則聯(lián)合判斷結(jié)果

本文采用系統(tǒng)GMM 對PVAR 模型的參數(shù)進行了估計，結(jié)果如表4所示。在方程（1）中，因變量是城鎮(zhèn)化，滯后一期的城鎮(zhèn)化對因變量有正向促進作用，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移率和化肥面源污染等標排放量滯后項對因變量影響不顯著。在方程（2）中，因變量是農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移率，其滯后變量對本身有正向的促進作用，城鎮(zhèn)化率的滯后一期對農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移率的影響顯著為正，隨著城鎮(zhèn)化水平提高，城鎮(zhèn)能提供更多就業(yè)崗位，吸引大量的農(nóng)村勞動力到城鎮(zhèn)就業(yè)，因此農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移率會提高，這和理論機制分析一致。本文重點關(guān)注方程（3），因變量為化肥面源污染等標排放量強度，各變量滯后一期均通過了顯著性檢驗，城鎮(zhèn)化率滯后一期的系數(shù)顯著為負，說明城鎮(zhèn)化率滯后項降低了對化肥面源污染排放強度的影響，城鎮(zhèn)化通過污染效應和減排效應影響化肥面源污染等標排放量強度，系數(shù)為負說明減排效應大于污染效應，隨著城鎮(zhèn)化水平提升，一方面增加了對資源的剛性需求，這加劇了化肥面源污染的排放，另一方面通過技術(shù)等方面回饋農(nóng)村，通過技術(shù)和農(nóng)民環(huán)保意識等改善資源的利用效率，降低了化肥面源污染等標排放量強度。農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移率滯后項正向影響化肥面源污染等標排放量強度，即農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移率越高，化肥面源污染等標排放量強度越大，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對化肥面源污染影響來自污染效應和減排效應，顯然污染效應大于減排效應，隨著農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移率逐步提升，其增加了對化肥面源污等標排放量強度的正向影響?；拭嬖次廴镜葮伺欧帕繌姸葴笠黄陲@著為正，說明化肥面源污染自我增強的機制是存在的。

表4 全省PVAR模型的GMM估計結(jié)果

（三）PVAR模型的脈沖響應分析

脈沖響應函數(shù)反映了在PVAR 模型中給隨機擾動項一個標準差沖擊分別給系統(tǒng)中每個變量帶來的影響，可以直接衡量各個變量間的動態(tài)交互作用大小，且能從動態(tài)變化中識別變量之間的時滯關(guān)系[30]。為了分析城鎮(zhèn)化、農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對化肥面源污染動態(tài)影響機制和傳導路徑，繼續(xù)分析PVAR 模型的脈沖響應函數(shù)，探索持續(xù)十期脈沖響應圖。在做分析之前，首先檢驗PVAR 模型的穩(wěn)定性，利用其特征根的數(shù)值大小來判斷，其三個特征根倒數(shù)值均小于1，所有特征根均在單位圓內(nèi)，PVAR模型滿足穩(wěn)定性要求，可以進一步分析。

PVAR模型與其他面板模型相比，更強調(diào)通過脈沖響應預測變量未來的變動方向。通過固定某一變量的前期值和其他變量的各期數(shù)值，然后再給該變量一個標準差沖擊，識別其對其他變量未來值的沖擊作用大小以及持續(xù)性影響。PVAR 模型中脈沖響應函數(shù)正交分解對三個變量順序非常敏感，沖擊變量的順序尤為重要，而城鎮(zhèn)化進程影響農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移率，進而影響化肥面源污染的排放量。為了分析城鎮(zhèn)化、農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對化肥面源污染的影響，本文在脈沖響應分析中，將變量LUR放在最前面，其次是變量LNLR，最后是變量LEI。通過蒙特卡洛模擬1 000次繪制出脈沖響應函數(shù)圖，如圖2所示。

圖2 全省脈沖響應函數(shù)圖（蒙特卡洛模擬1 000次）

（1）從圖2中（a）（b）（c）可以看出，給化肥面源污染變量一個標準差沖擊，可以看出化肥面源污染、農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移和城鎮(zhèn)化的動態(tài)反應情況。變量化肥面源污染立即產(chǎn)生一個正向沖擊，沖擊效應立即達到最大值，然后沖擊效應開始下降，下降的速度較快，到第五期趨于0?；拭嬖次廴緦ψ陨頉_擊作用在中短期保持持續(xù)沖擊影響，其對農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移和城鎮(zhèn)化的沖擊作用幾乎為0。

（2）從圖2中（d）（e）（f）可以看出，給變量農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的一個標準差沖擊，化肥面源污染立即產(chǎn)生一個正向的沖擊效應，第一期達到最大值，這一沖擊效應維持到第二期，然后開始緩慢下降，到第八期開始接近于0；農(nóng)村勞動力自身立即產(chǎn)生了正向影響，沖擊效應立即達到最大值，然后快速下降，到第五期接近于0；對城鎮(zhèn)化的沖擊效應不明顯，說明農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移并不是直接導致城鎮(zhèn)化主要原因。

（3）從圖2中（g）（h）（i）可以看出，給變量城鎮(zhèn)化的一個標準差沖擊，對化肥面源污染初始產(chǎn)生了一個正向沖擊，但很快變成負向影響，到第五期的這種負向沖擊達到最大值，并穩(wěn)定至第十期；對農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移產(chǎn)生了一個正向的沖擊，沖擊效應緩慢上升，在第五期達到最大值，并穩(wěn)定到第十期；對城鎮(zhèn)化沖擊效應為正，且沖擊效應立即達到最大值，并略有下降并維持到第十期；城鎮(zhèn)化對自身的沖擊效應立即達到最大值，并維持到第十期，沖擊時滯較長，城鎮(zhèn)化對自身累積影響是長期的。城鎮(zhèn)化對農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移產(chǎn)生了長期持續(xù)的正向沖擊，時滯較長，說明城鎮(zhèn)化持續(xù)提升了農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移率，城鎮(zhèn)化對化肥面源污染產(chǎn)生了負向沖擊，這種沖擊效應時滯較長，是長期持續(xù)沖擊。

（四）PVAR模型的方差分解分析

PVAR 模型的方差分解分析是為了識別各影響因素貢獻的大小，反映每個沖擊變量在某一個被沖擊變量變化中的重要性大小。如表5所示。

表5 全省方差分解結(jié)果

（1）重點分析被沖擊變量LEI。在第一期，城鎮(zhèn)化變量對化肥面源污染的貢獻大約0.6%，而農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對化肥面源污染的貢獻約為2.1%，化肥面源污染對自身貢獻為97.4%。第五期各自貢獻為11.7%、17.6%和70.7%。第六期農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的貢獻達到最大值18%后略有下降，城鎮(zhèn)化對化肥面源污染的影響逐漸增大，第十期達到最大值為28.9%，化肥面源污染對自身沖擊貢獻逐漸下降，第十期貢獻為54.9%?？傮w來說，城鎮(zhèn)化對化肥面源污染變動貢獻要明顯高于農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移，但化肥面源污染變動主要來自自身，化肥面源污染具有自我增強效應，有一定的慣性。城鎮(zhèn)化和農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移是影響化肥面源污染的重要因素。

（2）分析被沖擊變量LNLR。在第一期，城鎮(zhèn)化變量對農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的貢獻大約占1%，而農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對自身的貢獻占比為99%，化肥面源污染對農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的貢獻為0。城鎮(zhèn)化對農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移沖擊貢獻呈現(xiàn)上升趨勢，第五期的貢獻為4.7%，到第十期貢獻達到最大值為11.2%，城鎮(zhèn)化對自身沖擊貢獻逐漸下降，第五期對自身貢獻95.2%，到第十期貢獻為88.8%。顯然，城鎮(zhèn)化是農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移主要原因之一，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移自身累計效應是主要的。

四、結(jié)論與政策建議

本文以安徽省16 個地級市2005—2019 年面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，分析了城鎮(zhèn)化、農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對化肥面源污染的影響機制，并運用PVAR 模型分析了三者之間關(guān)系。結(jié)論如下：

一是城鎮(zhèn)化和農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對化肥面源污染都有一個長期持續(xù)穩(wěn)定的影響。城鎮(zhèn)化沖擊力持續(xù)擴大，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移沖擊力逐漸降低，但城鎮(zhèn)化對化肥面源污染沖擊效應是負向的，而農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對化肥面源污染沖擊效應為正向的，化肥面源污染對自身影響存在較長時滯，存在自我強化機制且有慣性。城鎮(zhèn)化是導致農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移率上升的一個主要因素，而城鎮(zhèn)化和農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移是化肥面源污染兩個主要影響因素。

二是城鎮(zhèn)化和農(nóng)村勞動力是影響化肥面源污染的兩個重要因素，但貢獻不同。城鎮(zhèn)化的發(fā)展對化肥面源污染影響貢獻度持續(xù)上升，接近30%，而農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移率對化肥面源污染影響貢獻度上升后略有下降，接近20%，化肥面源污染有很強的累積效應，存在污染慣性。城鎮(zhèn)化是影響農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的重要因素，貢獻持續(xù)上升，接近12%，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移也存在自我強化機制，存在慣性，自我累積效應占據(jù)絕大部分。

以上結(jié)論的政策啟示在于：

一是防治化肥面源污染，除了推動污染防治技術(shù)，還應該重視社會經(jīng)濟調(diào)節(jié)，考慮城鎮(zhèn)化的影響。安徽省在城鎮(zhèn)化發(fā)展過程中要注重城鎮(zhèn)化的質(zhì)量效應，避免城鎮(zhèn)化的擴張效應，嚴控城鎮(zhèn)化低效擴展，推進新型城鎮(zhèn)化實現(xiàn)農(nóng)業(yè)高效可持續(xù)發(fā)展。統(tǒng)籌各市城鎮(zhèn)化的推進和化肥面源污染防治，做到協(xié)調(diào)差異發(fā)展，平衡城鎮(zhèn)化推進與農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展，建立城市間農(nóng)業(yè)環(huán)境政策聯(lián)動機制、合作機制，抓好源頭控制，設(shè)立鼓勵有機肥、生物肥等研發(fā)與推廣的綠色補償基金，實現(xiàn)城鎮(zhèn)化與綠色農(nóng)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展。

二是制定化肥面源污染防治政策，需要重點考慮勞動力大量流出地防治與技術(shù)應用。就政策而言，應該加大對農(nóng)村留守勞動力科學施肥等技能培訓，推廣環(huán)境友好型生產(chǎn)技術(shù)。加強新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體培育，引導農(nóng)戶向非農(nóng)兼業(yè)戶和農(nóng)業(yè)專業(yè)戶雙向分化，培育農(nóng)戶環(huán)保意識和質(zhì)量意識。

三是化肥面源污染具有明顯的自我強化機制，累積效應明顯。對于化肥面源污染要采取源頭管制、預防為主，推動化肥替代型和環(huán)境友好型農(nóng)業(yè)技術(shù)研發(fā)，杜絕走“先污染后治理”老路。