范小艷

摘要：隨著城鎮(zhèn)化進程的深化，城鎮(zhèn)規(guī)模的不斷擴張需要大量的資源作為發(fā)展的物質(zhì)基礎，產(chǎn)業(yè)間對資源的惡性競爭會愈發(fā)凸顯。水資源作為重要的投入要素，城鎮(zhèn)化的高速發(fā)展面臨著水資源利用率低下、水資源配置與管理機制不完善等問題。本文搜集了2004～2014年10個河域一級分區(qū)的相關數(shù)據(jù)，運用面板數(shù)據(jù)模型分別在截面與時間序列上對水資源流轉與城鎮(zhèn)化進程水平的關聯(lián)性進行了探討與實證研究，并提出了相關結論。

關鍵詞：城鎮(zhèn)化；水資源流轉；面板數(shù)據(jù)；優(yōu)化配置

中圖分類號：TV213+F291.1文獻標識號：A文章編號：1001-4942（2016）06-0168-05

城鎮(zhèn)化進程促進了屬地原本單一的農(nóng)耕產(chǎn)業(yè)結構向多元化經(jīng)濟體制的轉型與資源的再分配，實現(xiàn)市場的多樣性擴張與推動新型產(chǎn)業(yè)的規(guī)模性發(fā)展，帶動經(jīng)濟多元化發(fā)展，有利于縮小農(nóng)村與城市的收入差距，逐步實現(xiàn)公平與正義的時代主題。

水資源涉及到全產(chǎn)業(yè)鏈的各個方面，也在極大程度上影響著人口流轉，從而作用于城鎮(zhèn)化進程。2002～2014年，我國城鎮(zhèn)化率以年均1.35%的速度發(fā)展，2014年城鎮(zhèn)化率達到了54.1%，預計到2020年將達到60%，其背后對于水資源的需求總量與用水結構與規(guī)劃勢必發(fā)生重大變化，兩者的內(nèi)在邏輯成為學者們關注的焦點。

1文獻綜述

關于城鎮(zhèn)化進程與水資源流轉之間的關聯(lián)性問題，國內(nèi)外學者做了大量研究。Allan（1999）[1]、Zoebl（2006）[2]對正處于高速城鎮(zhèn)化發(fā)展的所在國的水資源配置與可持續(xù)利用做了較為深入的研究，為城市水資源短缺問題提供了理論基礎。Merret（1997）[3]將城鎮(zhèn)化發(fā)展中對水資源的利用情況大致劃分為三個階段，分別是需求快速增長階段、需求滯留階段與需求負增長階段。Meinzen-Dick等（2002）[4]認為城鎮(zhèn)化進程中的水資源配置問題的解決應集中在城鎮(zhèn)水資源供給量的增加、產(chǎn)業(yè)部門間的水資源合理配置與城鎮(zhèn)節(jié)水三個方面。Boberg（2005）[5]的研究表明，人均水資源消耗水平在極大程度上影響著城鎮(zhèn)化進程速率，人口聚集效應會加強水資源短缺的困境。毛戰(zhàn)坡（2014）[6]論證了水資源管理與規(guī)劃的重要地位，建議完善水資源全過程管理，以區(qū)域水資源為著眼點，形成節(jié)水、水資源優(yōu)化配置、系統(tǒng)治理的解決方案。

學者們也從實證角度對水資源與城鎮(zhèn)化進程的關系進行了分析。許廣森等（1989）[7]分析了我國超過300個城鎮(zhèn)的水資源供需情況；陳永奇（1997）[8]對黃河流域水資源緊缺城市的水資源供需關系進行了定量研究，進而對相關城市的城鎮(zhèn)化程度與缺水程度做出了全方位的深入評價；鮑超等（2006）[9]基于河西走廊區(qū)域的面板數(shù)據(jù)對其水資源需求總量與城鎮(zhèn)化水平做了實證研究，認為河西走廊區(qū)域的城鎮(zhèn)化水平與水資源需求總量呈正相關，且每年的遞增速率不斷提升；都沁軍等（2009）[10]對河北省城鎮(zhèn)化率與水資源利用情況做了量化分析，認為城鎮(zhèn)水資源的供給不足與分配不合理很大程度上抑制了城鎮(zhèn)化發(fā)展；張曉曉等（2015）[11]對寧夏2000～2012年的城鎮(zhèn)化率、水資源結構與產(chǎn)業(yè)結構做了動態(tài)演化分析，結論顯示：農(nóng)業(yè)用水總量仍居高，但總體比重在不斷下降，工業(yè)與生活用水總體比重隨著城鎮(zhèn)化進程呈現(xiàn)明顯的遞增趨勢。

但相關研究多針對單一區(qū)域的截面數(shù)據(jù)或時間序列數(shù)據(jù)進行分析?；诖?，本文選取了我國10個河域一級分區(qū)2004～2014年的面板數(shù)據(jù)為研究對象，建立面板數(shù)據(jù)回歸模型，分析了水資源利用、用水結構與城鎮(zhèn)化進程的關聯(lián)性及其內(nèi)在影響機理，從而為城鎮(zhèn)化進程中水資源的合理利用與配置提供依據(jù)。

2城鎮(zhèn)化進程與水資源流轉配置的關聯(lián)假設

2.1假設1：城鎮(zhèn)化發(fā)展對水資源可持續(xù)利用的脅迫性影響

通過區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構轉型與集聚效應推動生產(chǎn)效率大幅提高、資源優(yōu)化配置是城鎮(zhèn)化的核心目的。在城鎮(zhèn)化進程初期，城鎮(zhèn)供水基礎設施和管理與調(diào)度水資源的水平較低，水資源的利用效率低下，無法滿足產(chǎn)業(yè)結構的變化。隨著產(chǎn)業(yè)規(guī)模與城鎮(zhèn)規(guī)模的擴大，經(jīng)濟總量的增長對于水資源的依賴越來越大（表1），因而城鎮(zhèn)化進程對水資源可持續(xù)利用具有一定的脅迫作用。

2.2假設2：水資源可持續(xù)利用對城鎮(zhèn)化進程呈現(xiàn)階段性影響

2.2.1水資源利用對城鎮(zhèn)化進程的支撐作用工業(yè)是城鎮(zhèn)化進程的核心產(chǎn)業(yè)，從制造、加工到冷卻、洗滌，水資源作為極其重要的生產(chǎn)資源直接或間接參與工業(yè)過程。工業(yè)化過程會帶來產(chǎn)業(yè)大規(guī)模興起、人口集聚和產(chǎn)業(yè)結構多元化，進而對城鎮(zhèn)化起到穩(wěn)固的支撐作用。

2.2.2水資源利用對城鎮(zhèn)化進程的制約作用在城鎮(zhèn)化進程發(fā)展速率無限逼近甚至超過區(qū)域本身的水資源荷載后，城鎮(zhèn)水資源無法滿足日益增長的工業(yè)與生活用水的需求，會對城鎮(zhèn)化進程起到制約作用，這些制約因素會體現(xiàn)在城鎮(zhèn)經(jīng)濟、生活、生產(chǎn)等諸多方面。另外，城鎮(zhèn)自然生態(tài)系統(tǒng)也面臨著排水和水污染等相關衍生問題。此時，水資源的稀缺性就會隨之凸顯出來，相對于城鎮(zhèn)整體經(jīng)濟系統(tǒng)和生活系統(tǒng)日益旺盛的需求，兩者的矛盾會不斷加劇，從而對城鎮(zhèn)化進程的深化產(chǎn)生制約作用。

3水資源配置對城鎮(zhèn)化進程影響的實證分析

3.1指標、數(shù)據(jù)及模型的選擇

3.1.1指標的選擇城鎮(zhèn)化進程中，產(chǎn)業(yè)結構變動與水資源需求結構變化最為明顯的兩個部門是農(nóng)業(yè)和工業(yè)。為簡化計量過程，使結果更具準確性，本文主要考察水資源在上述兩大產(chǎn)業(yè)間流轉調(diào)配的變化對于城鎮(zhèn)化進程的影響。

Urbtion（自變量）：城鎮(zhèn)化率。按照各省、市、自治區(qū)所屬一級河域分區(qū)的城鎮(zhèn)化系數(shù)的加權平均所得的各一級河域的城鎮(zhèn)化系數(shù)。

Watl（因變量）：水資源流轉率[12]。各一級河域分區(qū)城鎮(zhèn)工業(yè)用水與農(nóng)業(yè)用水比值，用于反應工農(nóng)產(chǎn)業(yè)間水資源利用情況，以便說明水資源的利用方向。

3.1.2數(shù)據(jù)的來源與處理《中國統(tǒng)計年鑒》與《中國水資源公報》中以各省市為統(tǒng)計單位的水資源相關數(shù)據(jù)缺損較為嚴重，但按河域一級分區(qū)的統(tǒng)計較為完整，因此選取10個河域一級分區(qū)為研究對象（表3）。但這樣會出現(xiàn)河域分區(qū)的城鎮(zhèn)化率無法找到相關統(tǒng)計數(shù)據(jù)，因此，本文按照各省、市、自治區(qū)所屬的分區(qū)城鎮(zhèn)化率，按面積的加權平均計算，得出10個一級分區(qū)的城鎮(zhèn)化率（Urbtion）。樣本區(qū)間為2004～2014年。

3.1.3實證模型的選擇標準

面板數(shù)據(jù)模型（Panel Data Model）兼有截面數(shù)據(jù)模型與時間序列模型的特征，既能反映某個時間節(jié)點各特征數(shù)據(jù)的規(guī)律，也能描述單個個體特征在時間區(qū)域上的變化規(guī)律。由于水資源流轉與城鎮(zhèn)化進程的數(shù)據(jù)樣本較少，為凸顯數(shù)據(jù)的擬合度，采取面板數(shù)據(jù)較為合適。

3.1.4統(tǒng)計量描述表2顯示，樣本個體的Urbtion的差異性較大，最小值39.76%，最大值52.64%。這符合我國當前城鎮(zhèn)化發(fā)展較為迅猛，但區(qū)域間差異性較大的現(xiàn)狀。

樣本個體的Watl的差異也較大，最小值為0.024，最大值為0.813。這說明我國各區(qū)域間產(chǎn)業(yè)類別與產(chǎn)業(yè)規(guī)模差別較大，水資源利用方向存在較大差異。

可以看出，除了遼河區(qū)、東南諸區(qū)、珠江區(qū)的水資源流轉系數(shù)（Watl）與城鎮(zhèn)化率（Urbtion）呈現(xiàn)負相關性（β′i的變動值與截距項的和為負值），其余河域分區(qū)均呈現(xiàn)出正相關性?？傮w來看，水資源從農(nóng)業(yè)部門流轉至工業(yè)部門是有利于城鎮(zhèn)化進程的發(fā)展，但局部區(qū)域也會呈現(xiàn)相反的發(fā)展邏輯。松花江區(qū)、長江區(qū)、西南諸區(qū)、西北諸區(qū)、黃河區(qū)、海河區(qū)與淮河區(qū)的水資源流轉拉動效率較為顯著；而像珠江區(qū)這樣本身經(jīng)濟結構中工業(yè)化進程步伐較快地區(qū)水資源的非農(nóng)轉化卻帶來相反的副作用。由模型擬合結果舉例，長江工業(yè)部門從農(nóng)業(yè)部門水資源每流轉1%，則該區(qū)域的城鎮(zhèn)化系數(shù)上升2.986%；珠江區(qū)工業(yè)部門從農(nóng)業(yè)部門水資源每流轉1%，該區(qū)域的城鎮(zhèn)化系數(shù)下降0.612%。由此可見，水資源利用對于城鎮(zhèn)化進程的影響在截面上依照區(qū)域不同而在工農(nóng)業(yè)部門中產(chǎn)生不同效果。

3.2.2時間序列估計以10個河域分區(qū)在第n年的全部觀測值為一組序列進行估計，假定時間序列上的結構參數(shù)只隨著時間的變化而變化。對Urbtion與Watl兩個變量分別取對數(shù)以消除異方差性的影響，其效應模型為公式3。選用廣義最小二乘法進行擬合，回歸結果如表4。

從表4中可得，R2為0.914427，調(diào)整后的R2=0.913337，表明水資源在工農(nóng)業(yè)部門之間的流轉率與城鎮(zhèn)化水平存在高度相關性。另外，β′t代表在時間序列上水資源流轉率（Watl）對于城鎮(zhèn)化水平（Urbtion）的彈性，β′t的數(shù)值越大，就說明水資源從農(nóng)業(yè)轉向工業(yè)對城鎮(zhèn)化影響就較大。從表4可得，2014年的β′t最大，2005年的β′t最小，且從2004年至2014年β′t值呈現(xiàn)出上升趨勢，表明在時序上水資源從農(nóng)業(yè)部門流轉至工業(yè)部門對城鎮(zhèn)化進程有推動作用。另外，從∝t來看，其數(shù)據(jù)隨著年份的變化較小，說明除水資源流轉外，其他因素對城鎮(zhèn)化進程的影響較為穩(wěn)定，更加凸顯水資源對城鎮(zhèn)化進程影響的重要性。

4結論與展望

伴隨城鎮(zhèn)化引起的產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整，水資源在產(chǎn)業(yè)內(nèi)部的使用效率不佳是引起水資源重新配置的核心動因，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的興起與水資源供給的不足必然會引起部門間對水資源的惡性競爭。這些問題是由于我國水資源配置的管理機制不完善與水權制度的缺失所導致的，也體現(xiàn)了水資源在我國城鎮(zhèn)化進程中的重要地位。因此，必須建立完善的水資源調(diào)配管理機制與健全的水權制度，為我國城鎮(zhèn)化進程提供堅實的資源保障。

水資源流轉調(diào)配的關鍵在于最大化地激發(fā)水資源作為生產(chǎn)投入要素的使用效率。

雖然城鎮(zhèn)化的核心是工業(yè)化，但城鎮(zhèn)化發(fā)展過程中不能將農(nóng)業(yè)水資源無節(jié)制地調(diào)配至工業(yè)部門。需要根據(jù)不同區(qū)域和該區(qū)域城鎮(zhèn)化的程度進行特定研究與分析，構建一套復雜且全面的水資源調(diào)配管理機制。

2004～2014年正處于我國城鎮(zhèn)化初期階段，產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整引起的水資源競爭的惡性程度尚未體現(xiàn)，在這個階段，時間序列估計結果顯示水資源從農(nóng)業(yè)向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)流轉對城鎮(zhèn)化進程起到積極的正向作用。但隨著城鎮(zhèn)化進程的發(fā)展，資源的有限性無法匹配產(chǎn)業(yè)規(guī)模擴展需求時，矛盾就會出現(xiàn)，是否跟本文假設2相吻合還有待進一步研究。

參考文獻：

[1]

Allan T. Productive efficiency and allocative efficiency： why better water management may not solve the problem[J].Agricultural Water Management， 1999，40（1）：71-75.

[2]Zoebl D.Is water productivity a useful concept in agricultural Water Management？[J].Agricultural Water Management，2006， 84（3）：265-273.

[3]Merret S. Introduction to the economics of water resources：an international perspective[M].London：UCL press， 1997.

[4]Meinzen-Dick R，Appasamy P P. Urbanization and intersectoral competition for water[J].Urbanization and Water，2001：27-51.

[5]Boberg J.How demographic changes and water management policiesaffect freshwater resources[M].Santa Monica，CA：Rand Corporation，2005.

[6]毛戰(zhàn)坡.城鎮(zhèn)化進程中農(nóng)村水資源保護相關問題思考[J].環(huán)境保護，2014（15）：25-27

[7]許廣森，彭嘉堡.中國城市水資源系統(tǒng)分析[J].中國給水排水，1989，5 （3）：33-34

[8]陳永奇.黃河流域與缺水城市水資源供需預測[M].鄭州：黃河水利出版社，1997.

[9]鮑超，方創(chuàng)琳.河西走廊城市化與水資源利用關系的量化研究[J].自然資源學報，2006 （2）：301-310

[10]都沁軍，馮蘭剛，田亞明. 基于VEC模型的河北省城市化與水資源利用關系研究[J].石家莊經(jīng)濟學院學報，2009，32（3）：39-42

[11]張曉曉，董成鎖，李澤紅，等.寧夏城鎮(zhèn)化與水資源利用關系分析[J].資源與環(huán)境，2015（6）：696-699

[12]來晨霏，田貴良.我國二元經(jīng)濟中水資源流轉模式研究[J].中國人口·資源與環(huán)境，2012（8）：90-95