章恒全，方 靜，楊 柳，張陳俊

(1.河海大學(xué)商學(xué)院，江蘇 南京 211100； 2.江蘇省人民醫(yī)院，江蘇 南京 210029； 3.江蘇科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江蘇 鎮(zhèn)江 212100)

城鎮(zhèn)化是我國現(xiàn)代化建設(shè)的必由之路，其已經(jīng)逐漸成為我國社會經(jīng)濟(jì)穩(wěn)步增長的新支撐和新引擎[1]。1978—2021年，我國常住人口城鎮(zhèn)化率從17.9%提高到64.72%，年均提高1.09%[2]。城鎮(zhèn)化的快速發(fā)展助推經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，對促進(jìn)區(qū)域協(xié)調(diào)、高質(zhì)量發(fā)展具有重要意義[3]。然而，隨著我國城鎮(zhèn)化進(jìn)程的持續(xù)推進(jìn)，水資源與社會發(fā)展之間的矛盾日益突出[4]。根據(jù)《中國水資源公報2018》，全國有近20%的河流水質(zhì)劣于Ⅲ類，且四分之三的湖泊水質(zhì)處于富營養(yǎng)狀態(tài)[5]。水質(zhì)的惡化加劇了水資源短缺[6]，有限的水資源儲備已經(jīng)難以滿足現(xiàn)階段城鎮(zhèn)化高速發(fā)展的需求，給我國各區(qū)域帶來了較大的水資源壓力[7-8]。同時，我國水資源空間分布不均衡，2020年各城市水資源總量最高值是最低值的1.3萬倍，對我國經(jīng)濟(jì)社會布局產(chǎn)生負(fù)面影響[9]。

為了減少城鎮(zhèn)化推進(jìn)過程中對水資源的過度消耗和對水環(huán)境的過度破壞，黨的十八大首次提出“堅持走新型城鎮(zhèn)化發(fā)展道路”的中國式命題，摒棄“唯速度論英雄”的傳統(tǒng)發(fā)展觀念[10]。新型城鎮(zhèn)化注重發(fā)展質(zhì)量，突顯資源集約、產(chǎn)城互動、城鄉(xiāng)統(tǒng)籌、生態(tài)宜居的發(fā)展模式，以期實現(xiàn)“人口、經(jīng)濟(jì)、資源、環(huán)境協(xié)調(diào)發(fā)展”的“可持續(xù)發(fā)展道路”目標(biāo)。因此，應(yīng)當(dāng)綜合考慮新型城鎮(zhèn)化內(nèi)涵，結(jié)合水資源壓力空間分布特征，科學(xué)分析城市發(fā)展與水資源壓力二者之間的空間關(guān)系，以尋得有效緩解由城鎮(zhèn)化發(fā)展帶來水資源沖突問題的方法，因地制宜，爭取為協(xié)調(diào)城鎮(zhèn)化發(fā)展與水資源壓力的關(guān)系提供建議。這對促進(jìn)我國城鎮(zhèn)化與水資源的“雙和諧”、貫徹健康可持續(xù)發(fā)展理念、實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展具有重要意義。

綜上，本文基于空間溢出視角論證了新型城鎮(zhèn)化發(fā)展對水資源壓力的影響。通過結(jié)合水足跡和供需比值思想表征我國31個省(自治區(qū)、直轄市)(因部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失，未將臺灣、香港、澳門列入研究范圍)水資源壓力指數(shù)，從人口、經(jīng)濟(jì)、空間、社會、生態(tài)5個維度測度各省份新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平。采用空間計量模型，從省份內(nèi)部直接作用和省份之間相互作用的溢出影響兩個角度探究我國新型城鎮(zhèn)化發(fā)展影響水資源壓力的空間特征。

1 文獻(xiàn)綜述

水資源消耗和水生態(tài)環(huán)境穩(wěn)定對實現(xiàn)高速度、高質(zhì)量的城鎮(zhèn)化發(fā)展具有重要的意義。當(dāng)前，已有學(xué)者對城鎮(zhèn)化發(fā)展中水資源利用情況展開研究。

起初的主流觀點認(rèn)為，水資源問題是城鎮(zhèn)化發(fā)展衍生的“副產(chǎn)品”，城市擴(kuò)張致使不透水面積增加，帶來頻繁的洪水災(zāi)害[11]。在美國、歐洲等城市化和工業(yè)化程度最高的地區(qū)，工業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)生的污染物通過污水系統(tǒng)等到達(dá)地表水，嚴(yán)重惡化當(dāng)?shù)厮|(zhì)[12-13]。類似的證據(jù)在發(fā)展中國家也同樣存在。Azizullah[14]以巴基斯坦為研究對象，發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化進(jìn)程會帶來水資源短缺、水環(huán)境污染等一系列的公共安全問題。Zinia等[15]研究了孟加拉灣沿岸地區(qū)的城鎮(zhèn)化發(fā)展與海水環(huán)境之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化帶來的人口規(guī)?？焖贁U(kuò)張會給當(dāng)?shù)貛韲?yán)重的水華災(zāi)害。同時，由于城鎮(zhèn)化引發(fā)了工業(yè)集聚，會對國家的水質(zhì)產(chǎn)生較為惡劣的影響[16]。我國城鎮(zhèn)化發(fā)展雖然起步晚，但推進(jìn)速度很快，這致使水資源需求量迅速增長[17]。同時，由于我國人口眾多，人口規(guī)模擴(kuò)張和人口城鎮(zhèn)化對廢水排放產(chǎn)生持續(xù)的正向作用，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)難以有效處理快速的城鎮(zhèn)化污染，只能由河流湖泊發(fā)揮“處理”污染物的作用[18]。以上研究表明城鎮(zhèn)化發(fā)展直接或間接加大了用水壓力，然而，較少有研究討論城鎮(zhèn)化進(jìn)程對水量和水質(zhì)的綜合影響，即二者共同產(chǎn)生的水資源壓力程度。

但也有學(xué)者得到相異的研究結(jié)論，他們認(rèn)為隨著城鎮(zhèn)化發(fā)展進(jìn)入穩(wěn)定階段，現(xiàn)代化的服務(wù)業(yè)會成為城市的支柱產(chǎn)業(yè)，由此替代高耗水高污染的傳統(tǒng)制造行業(yè)份額，減少用水量和水污染[19]。同時，新型城鎮(zhèn)化的推進(jìn)使城市功能得以提升、基礎(chǔ)設(shè)施和公共配套服務(wù)得以完善，使得人力資本向城鎮(zhèn)積聚，從而推動技術(shù)變革與創(chuàng)新[20]。這有利于促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，從而對提升用水效率產(chǎn)生輔助作用，促進(jìn)各行業(yè)用水效率全面提高[21]。孫才志等[22]發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化發(fā)展過程中，人口集中供水能夠減少水資源浪費，同時實現(xiàn)水資源利用的有效監(jiān)控，對降低水足跡強(qiáng)度有顯著的促進(jìn)作用。除此之外，各地對城鎮(zhèn)化發(fā)展提供助力支持和工作部署等相關(guān)政策，或?qū)Τ擎?zhèn)化發(fā)展中產(chǎn)生的問題進(jìn)行及時調(diào)控，政策的部署與調(diào)控能夠避免由發(fā)展帶來的負(fù)面影響[23]。環(huán)境規(guī)制力度的提升能夠促進(jìn)地區(qū)污染企業(yè)的升級轉(zhuǎn)型，從而約束地區(qū)的水環(huán)境污染情況[24]。因此，應(yīng)當(dāng)綜合考慮城鎮(zhèn)化中的人口、產(chǎn)業(yè)和技術(shù)等因素，研究被賦予這些因素的新型城鎮(zhèn)化發(fā)展對水資源壓力的影響。同時，水資源具有區(qū)域性特征，地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展可能也會對鄰近地區(qū)的水資源壓力產(chǎn)生影響，這種影響的方向和大小同樣需要關(guān)注。

綜上所述，城鎮(zhèn)化發(fā)展對水資源并非只有一種影響方向，一方面，城鎮(zhèn)化發(fā)展會致使水資源的大量消耗，惡化水環(huán)境，增加區(qū)域水資源壓力；另一方面，城鎮(zhèn)化發(fā)展能夠促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、改善節(jié)水技術(shù)，進(jìn)而可以降低對水資源的消耗、改善水環(huán)境污染。而在新型城鎮(zhèn)化背景下，這兩種影響孰強(qiáng)孰弱尚不得知。

2 研究方法和數(shù)據(jù)

本文將空間關(guān)聯(lián)因素納入考量范圍，通過構(gòu)建多維度新型城鎮(zhèn)化發(fā)展指數(shù)和以水足跡表征的水資源壓力指數(shù)，從空間溢出視角探究我國新型城鎮(zhèn)化發(fā)展對水資源壓力的影響。

2.1 計量模型

本文基于索羅模型，以規(guī)模報酬不變的改進(jìn)后生產(chǎn)函數(shù)為理論基礎(chǔ)來測算新型城鎮(zhèn)化發(fā)展對地區(qū)水資源壓力的作用關(guān)系。索羅模型，也稱為外生經(jīng)濟(jì)增長模型、新古典經(jīng)濟(jì)增長模型，由羅伯特·索羅(Robert Solow)于1957年提出。該方法指出，在完全競爭的市場條件下，勞動與資本要素投入的增長，能夠相應(yīng)帶來產(chǎn)出的增長[25]。本文構(gòu)建了一個以水資源壓力指數(shù)為被解釋變量、新型城鎮(zhèn)化發(fā)展為核心解釋變量的普通面板回歸模型，分析新型城鎮(zhèn)化發(fā)展對水資源壓力的影響，構(gòu)建生產(chǎn)函數(shù)如下：

lnYit=αUit+γX+C+εit

(1)

式中：Y為被解釋變量——水資源壓力；U為核心解釋變量——新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平；下標(biāo)i代表省份，t代表時間；X為控制變量；α和γ分別為對應(yīng)變量的系數(shù)；C為常數(shù)項；εit為隨機(jī)誤差項。

進(jìn)一步地，為了體現(xiàn)新型城鎮(zhèn)化發(fā)展對水資源壓力增長可能呈現(xiàn)的空間溢出作用，本文在傳統(tǒng)的測量方法中引入不同類型空間關(guān)聯(lián)關(guān)系的空間權(quán)重矩陣W，以此來測算在不同空間關(guān)系下的新型城鎮(zhèn)化發(fā)展對地區(qū)水資源壓力的影響，即新型城鎮(zhèn)化發(fā)展對地區(qū)水資源壓力的空間外溢效應(yīng)。本文選擇空間杜賓模型(SDM)、空間滯后模型(SAR)及空間誤差模型(SEM)3類空間計量模型來進(jìn)行分析，由于空間杜賓模型(SDM)具有較強(qiáng)的解釋能力，是本文關(guān)注的重點，其能在衡量新型城鎮(zhèn)化發(fā)展對地區(qū)自身水資源壓力作用的同時，更好地估計對周邊地區(qū)直接作用與間接作用的大小。

Yit=ηwiYt+βXit+θwiXt+μi+εit

(2)

式中：Yit、Xit分別為被解釋和解釋變量，其中，Xit表示核心解釋變量U和控制變量兩類；wi為空間權(quán)重矩陣w第i行，表示在研究模型中考慮了空間依賴關(guān)系；η、θ為空間依賴性系數(shù)，其中，η表示周邊地區(qū)對本地水資源壓力產(chǎn)生的溢出效應(yīng)；β為解釋變量與控制變量的彈性系數(shù)；μi為i地區(qū)的個體效應(yīng)；εit為誤差項。

2.2 主要變量

2.2.1因變量

水資源壓力指數(shù)表征人類在生產(chǎn)生活過程中對地區(qū)水資源產(chǎn)生的負(fù)荷和水資源的相對稀缺程度[26]。從供需平衡的角度出發(fā)，并基于水足跡理論衡量地區(qū)水資源壓力指數(shù)，其數(shù)值越大，表示水資源壓力越大；反之，則越小。計算公式為

(3)

式中：IWS為水資源壓力指數(shù)；WF為地區(qū)總水足跡；WA為地區(qū)節(jié)水量；WR為地區(qū)供水量。地區(qū)總水足跡根據(jù)下式計算：

WF=WFcs+WFg+WFle+WFga

(4)

式中：WF為地區(qū)總水足跡；WFcs為消耗農(nóng)畜產(chǎn)品產(chǎn)生的水足跡；WFg為工業(yè)水足跡；WFle為生活和生態(tài)水足跡；WFga為地區(qū)工業(yè)和農(nóng)業(yè)總水污染足跡。其中，農(nóng)畜產(chǎn)品產(chǎn)生的水足跡采用地區(qū)農(nóng)畜產(chǎn)品的總產(chǎn)量乘以各類農(nóng)畜產(chǎn)品所含虛擬水量計算得出，主要選取糧食、蔬菜、肉類、蛋類及制品、奶類、食用油、水產(chǎn)品、果類和啤酒共9類產(chǎn)品來計算地區(qū)農(nóng)畜產(chǎn)品水足跡，各類農(nóng)畜產(chǎn)品的虛擬水含量參考孫才志等[27]成果。工業(yè)水足跡、生活和生態(tài)水足跡分別采用工業(yè)用水量、生活與生態(tài)用水量表示。水污染足跡包括工業(yè)和農(nóng)業(yè)水污染足跡兩種，本文選取由化學(xué)需氧量(COD)和氨氮物質(zhì)量引發(fā)灰水足跡中的較大者作為研究區(qū)域的灰水足跡[28]。

2.2.2自變量

本文以我國31省份為研究對象，以2004—2019年為研究窗口，根據(jù)科學(xué)性、系統(tǒng)性、代表性、可行性等基本原則，結(jié)合相關(guān)文獻(xiàn)及新型城鎮(zhèn)化內(nèi)涵，從人口、經(jīng)濟(jì)、空間、社會、生態(tài)5個維度的城鎮(zhèn)化發(fā)展構(gòu)建多維度的綜合評價指標(biāo)體系。本文采用加入時間變量的客觀熵權(quán)法對我國新型城鎮(zhèn)化發(fā)展指標(biāo)權(quán)重進(jìn)行測度。新型城鎮(zhèn)化發(fā)展綜合評價指標(biāo)體系及各項指標(biāo)的權(quán)重如表1所示。

表1 我國新型城鎮(zhèn)化發(fā)展綜合評價指標(biāo)體系及指標(biāo)權(quán)重

2.2.3控制變量

為了消除其他因素可能對結(jié)果造成的影響，本文還加入了一系列控制變量?？萍紕?chuàng)新水平(L)：本文采用地區(qū)研發(fā)經(jīng)費支出占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重表示地區(qū)科技創(chuàng)新水平。人力資本(M)：采用地區(qū)總就業(yè)人數(shù)與居民平均受教育年限的乘積來表征該地的人力資本水平。其中，居民平均受教育年限采用公式S=6S1+10S2+16S3計算得來，式中，S1、S2和S3分別為地區(qū)小學(xué)、普通中學(xué)和高等學(xué)校每萬人在校生人數(shù)[31]。人口規(guī)模(P)：采用地區(qū)年末常住人口數(shù)反映人口規(guī)模大小，來探索人口規(guī)模對地區(qū)水資源壓力的具體影響。用水結(jié)構(gòu)(ST)：選取地區(qū)工業(yè)用水比重來衡量地區(qū)用水結(jié)構(gòu)。環(huán)境規(guī)制(RE)：本文選取地區(qū)環(huán)境污染治理投資額占工業(yè)增加值的比重表征地區(qū)環(huán)境規(guī)制水平。外貿(mào)依存度(OP)：本文采用地區(qū)外貿(mào)進(jìn)出口總額占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重來表征地區(qū)的外貿(mào)依存度。

2.3 數(shù)據(jù)來源

本文以2004—2019年為時間窗口、以我國31省份為研究單元進(jìn)行實證分析。各指標(biāo)數(shù)據(jù)來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國水資源公報》《城鄉(xiāng)建設(shè)統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》《國民經(jīng)濟(jì)與社會發(fā)展統(tǒng)計公報》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》以及各省份統(tǒng)計局、統(tǒng)計年鑒等。少量缺失數(shù)據(jù)采用插值法和趨勢外推法補(bǔ)齊。同時，為消除通貨膨脹影響，以貨幣為單位的數(shù)據(jù)均以2004年為研究基期做平減處理。其中，針對生態(tài)城鎮(zhèn)化“工業(yè)污染治理(X22)”指標(biāo)項，對于工業(yè)污染治理完成額數(shù)據(jù)，本文參照朱平芳等[32]的處理方式，將“0.55×消費物價指數(shù)+0.45×固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)”作為其平減指數(shù)，對其進(jìn)行平減處理。各變量描述性統(tǒng)計見表2。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

3 新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平與水資源壓力分析

3.1 新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平分析

3.1.1全國新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平分析

本文從人口、經(jīng)濟(jì)、空間、社會和生態(tài)5個維度對我國31省份新型城鎮(zhèn)化發(fā)展指數(shù)進(jìn)行測算，結(jié)果如圖1所示。

圖1 2004—2019年全國新型城鎮(zhèn)化發(fā)展指數(shù)變化趨勢

綜合來看，考察期內(nèi)我國新型城鎮(zhèn)化和各維度城鎮(zhèn)化發(fā)展水平均在穩(wěn)步推進(jìn)。新型城鎮(zhèn)化發(fā)展指數(shù)從2004年的0.282 9躍升至2019年的0.523 1，漲幅為89.916%，年均增長率為4.187%。整體來看，新型城鎮(zhèn)化發(fā)展指數(shù)的增長趨勢較為平穩(wěn)。各維度城鎮(zhèn)化發(fā)展速度的關(guān)系為：社會城鎮(zhèn)化>經(jīng)濟(jì)城鎮(zhèn)化>空間城鎮(zhèn)化>人口城鎮(zhèn)化>生態(tài)城鎮(zhèn)化，新型城鎮(zhèn)化發(fā)展速度大致位于5個維度城鎮(zhèn)化發(fā)展速度的平均水平。這說明我國新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平的提升是各維度城鎮(zhèn)化發(fā)展協(xié)同作用的結(jié)果，多維度的城鎮(zhèn)化聚集帶來我國新型城鎮(zhèn)化的不斷發(fā)展。

3.1.2各類地區(qū)新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平分析

諾瑟姆將城市的發(fā)展劃分為“初期、加速、穩(wěn)定”3個階段。為了研究新型城鎮(zhèn)化發(fā)展對水資源壓力的影響，本文將諾瑟姆理論應(yīng)用于我國新型城鎮(zhèn)化發(fā)展階段的劃分。結(jié)合中國新型城鎮(zhèn)化的發(fā)展特征，基于諾瑟姆理論和各國學(xué)者的研究成果，進(jìn)一步將我國新型城鎮(zhèn)化發(fā)展劃分為“初期、前期加速、中期加速、后期加速、穩(wěn)定”5個階段[33]，并通過ArcGIS10.7軟件運用jenks最佳自然斷裂法，將我國新型城鎮(zhèn)化發(fā)展指數(shù)進(jìn)行分類，具體分類結(jié)果如表3所示。

表3 全國31個省份所處城鎮(zhèn)化發(fā)展階段分類

表3清晰地展示出，我國31省份新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平不盡相同，并處于不同的新型城鎮(zhèn)化發(fā)展階段。其中，北京與上海在研究時段內(nèi)的平均水平相對較高，處于穩(wěn)定發(fā)展階段。西藏、甘肅、貴州、云南與廣西五省份在考察期內(nèi)的平均新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平相對較低，暫處于城鎮(zhèn)化發(fā)展中的初期階段。其余省份處于新型城鎮(zhèn)化發(fā)展過程中的不同加速時期。

3.2 水資源壓力水平分析

3.2.1水資源壓力的空間分布格局分析

各省份水資源壓力指數(shù)如圖2所示，本文借助jenks最佳自然斷裂法將水資源壓力指數(shù)劃分為“低、較低、中等、較高、高”5個等級，并選取2004年、2009年、2014年和2019年數(shù)據(jù)對各省份水資源壓力指數(shù)的時間變化趨勢進(jìn)行展示。

(a) 2004年

(b) 2009年

(c) 2014年

(d) 2019年圖2 2004—2019年水資源壓力指數(shù)空間分布格局

總體來看，我國31省份的水資源壓力指數(shù)整體上呈現(xiàn)波動上升的趨勢，除北京、天津、上海、江蘇、安徽5省份的水資源壓力在研究期內(nèi)有所緩解外，其余省份的壓力指數(shù)均呈現(xiàn)波動上漲的趨勢，但上升速度在不斷減緩。北部水資源壓力整體高于南部，黃河中下游、西南部分地區(qū)、華北地區(qū)的水資源壓力始終較大，這些地區(qū)均有較大的節(jié)水減排潛力。與此同時，我國水資源壓力的集聚特征較為明顯，呈現(xiàn)出在特定區(qū)域集聚的特征。

3.2.2水資源壓力分布的變化趨勢分析

本文利用空間標(biāo)準(zhǔn)差橢圓法(standard deviational ellipse, SDE)分析各省份間水資源壓力分布的變化趨勢，其可以從時間、空間兩個維度揭示各省份水資源壓力存在的差異及其演變趨勢。具體而言，SDE中的長軸表示水資源壓力的分布方向，短軸表示水資源壓力的分布范圍，長短軸之比反映我國水資源壓力的集聚或分散程度，比值大于1，表明水資源壓力分布的方向性越明顯。橢圓的平均中心即為水資源壓力的空間重心，重心位置的分布和移動可以揭示水資源壓力水平的均衡性和變化特征。圖3展示了2004—2019年我國31省份水資源壓力指數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差橢圓長短軸和空間重心的變化情況。

(a) 水資源壓力指數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差橢圓

(b) 水資源壓力指數(shù)橢圓移動圖3 2004—2019年全國水資源壓力指數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差橢圓

我國水資源壓力空間標(biāo)準(zhǔn)差橢圓主要覆蓋黃河中下游及華北地區(qū)，包括以河南為中心的河北、山西、陜西、湖北、安徽、山東等地。從標(biāo)準(zhǔn)差橢圓的參數(shù)來看，長軸變化區(qū)間為(1149.76,1197.69)，年均延長3.19 km；短軸變化區(qū)間為(758.35,806.66)，年均延長3.22 km，且橢圓長短半軸表現(xiàn)出波動上漲的變化趨勢(圖3(a))，長、短軸代表的標(biāo)準(zhǔn)差均呈現(xiàn)波動上升的變化趨勢，表明我國水資源壓力分布在各方向上的集聚程度均有所降低。長短軸之比呈現(xiàn)為波動下降的變化趨勢，說明我國水資源壓力指數(shù)數(shù)據(jù)范圍逐漸趨于分散，數(shù)據(jù)離散程度有所升高。這進(jìn)一步表明我國水資源壓力的分布范圍越發(fā)廣泛，各省份之間的水資源壓力差距在逐漸縮小。從標(biāo)準(zhǔn)差橢圓的重心遷移情況來看，研究期內(nèi)，重心整體上向西方移動，說明我國東部地區(qū)的水資源壓力有所減緩，與西部地區(qū)的差距正在逐年縮小。如圖3(b)所示，我國水資源壓力指數(shù)橢圓重心在東西方向上共向西移動26.82 km。研究期內(nèi)，共有9年向西移動，6年向東移動，說明我國西部地區(qū)水資源壓力上漲速度高于東部地區(qū)。就南北方向而言，重心共有7次向北移動，8次向南移動，較東西方向的重心遷移而言，南北方向的重心移動較為平緩，且呈現(xiàn)南北向交替移動的態(tài)勢。但從16年整體變化的結(jié)果來看，重心在南北方移動的趨勢不明顯。

4 新型城鎮(zhèn)化發(fā)展對水資源壓力的空間溢出影響

4.1 新型城鎮(zhèn)化發(fā)展與水資源壓力的空間相關(guān)性檢驗

4.1.1空間權(quán)重矩陣選取與構(gòu)建

為研究區(qū)域之間各因素的相互作用而產(chǎn)生的外部性問題，首先要構(gòu)建必要的、合適的空間權(quán)重矩陣。考慮到新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平受到眾多因素的影響，本文將構(gòu)建鄰接矩陣、地理距離矩陣和經(jīng)濟(jì)距離矩陣共3類空間權(quán)重矩陣，以此來引入?yún)^(qū)域間不同類型的地理關(guān)系，并對這3類空間權(quán)重矩陣進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。鄰接空間權(quán)重矩陣根據(jù)省份i和j之間是否相鄰分別賦值為1或0，地理距離空間權(quán)重矩陣根據(jù)從省份i到省份j之間地理距離平方的倒數(shù)來對其進(jìn)行賦值，經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣采用省份間的地理距離(省份幾何中心距離)與經(jīng)濟(jì)“距離”(以2004年為研究基期，做平減處理后的人均GDP之差)的乘積進(jìn)行計算[34]。

4.1.2全局空間相關(guān)性檢驗

由于受到空間關(guān)聯(lián)因素的影響，各類地理數(shù)據(jù)之間不再相互獨立，為了有效判斷各變量在地區(qū)之間是否存在空間上的關(guān)聯(lián)關(guān)系，本文采用莫蘭指數(shù)(Moran’sI)來檢驗研究對象的全局空間相關(guān)性。Moran’sI處于-1至1的區(qū)間內(nèi)，若Moran’sI大于0，表明變量在此空間范圍內(nèi)呈現(xiàn)正自相關(guān)關(guān)系，反之為負(fù)自相關(guān)關(guān)系。絕對值越接近于1，表示自相關(guān)性越強(qiáng)。本文對新型城鎮(zhèn)化水平與水資源壓力水平進(jìn)行全局自相關(guān)檢驗，表4為具體的檢驗結(jié)果。

表4 2004—2019年我國新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平、水資源壓力水平全局自相關(guān)檢驗結(jié)果

檢驗結(jié)果表明，新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平和水資源壓力水平在研究時段內(nèi)呈現(xiàn)出較為明顯的空間自相關(guān)性。其中，新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平的Moran’sI在3類空間權(quán)重矩陣下都呈現(xiàn)正向趨勢。水資源壓力水平的Moran’sI在3類空間權(quán)重矩陣下均通過了5%的顯著性檢驗，呈現(xiàn)出很好的空間相關(guān)性。

4.1.3局部空間相關(guān)性檢驗

整體看來，我國新型城鎮(zhèn)化和水資源壓力分布均是以H-H型聚集和L-L型聚集為主。圖4中，橫軸Z表示趨平值，縱軸wZ表示空間權(quán)重矩陣與趨平值的乘積，可以看出我國新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平的地域性特征較為明顯，呈現(xiàn)出了在特定區(qū)域和省份的顯著集聚狀態(tài)。通過圖5，可以看出我國水資源壓力水平同樣呈現(xiàn)出顯著的空間聚集狀態(tài)，表現(xiàn)為明顯的空間正相關(guān)性。

(a) 2004年 (b) 2019年圖4 2004年、2019年經(jīng)濟(jì)

(a) 2004年 (b) 2019年圖5 2004年、2019年經(jīng)濟(jì)距離矩陣下全國水資源壓力水平LISA空間集聚圖

4.2 新型城鎮(zhèn)化發(fā)展對水資源壓力的溢出效應(yīng)

利用已經(jīng)構(gòu)建好的鄰接、地理距離與經(jīng)濟(jì)距離矩陣，深入探索新型城鎮(zhèn)化發(fā)展對水資源壓力可能存在的空間溢出效應(yīng)。

4.2.1空間計量測算結(jié)果

分別采用SAR、SEM和SDM3類空間面板回歸模型來分析我國新型城鎮(zhèn)化發(fā)展對水資源壓力的空間溢出作用。通過比較以上3種模型的Log-L、AIC和R2值，發(fā)現(xiàn)SDM整體上具有最優(yōu)的回歸結(jié)果。故本文重點選擇空間杜賓模型SDM的固定效應(yīng)進(jìn)行新型城鎮(zhèn)化發(fā)展對水資源壓力的空間溢出效應(yīng)分解，同時將索羅模型作為對照?；貧w結(jié)果如表5所示。

表5 基于面板數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果

經(jīng)過卡方檢驗，Chi 2統(tǒng)計量拒絕了將SDM模型替換為SAR模型或SEM模型的假設(shè)，證明本文選擇的SDM模型是適用的?？臻g回歸分析結(jié)果顯示SDM模型中的核心解釋變量新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平的空間效應(yīng)項均顯著，這表明新型城鎮(zhèn)化水平的發(fā)展對水資源壓力存在著空間效應(yīng)，同時也驗證了本文選擇的空間計量模型是合理的。

4.2.2省份內(nèi)部空間作用效應(yīng)分析

基于文獻(xiàn)綜述和理論分析，新型城鎮(zhèn)化的發(fā)展會帶來兩種影響，并且這兩種影響往往同時存在：一是城鎮(zhèn)化發(fā)展有利于改變傳統(tǒng)的“粗放式”供水用水方式，且能夠?qū)⑸a(chǎn)生活廢水進(jìn)行集中處理，在一定程度上緩解地區(qū)水資源壓力；二是在城鎮(zhèn)化規(guī)?？焖贁U(kuò)張階段，由此帶來人口、經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)的擴(kuò)張會增加地區(qū)用水量和污水排放量，從而增加地區(qū)水資源壓力。

從測算結(jié)果來看，前文所述的第二種影響的正向作用超過了第一種影響的負(fù)向作用。在普通面板回歸中，我國新型城鎮(zhèn)化發(fā)展指數(shù)每提升1%，水資源壓力會增長0.751%。而將空間因素納入回歸模型后，3類矩陣下的效率彈性均超過0.939，數(shù)值均高于普通回歸結(jié)果，且均通過1%的顯著性檢驗。這表明新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平的提高對水資源壓力的增長產(chǎn)生促進(jìn)作用，且將空間關(guān)聯(lián)因素納入考量范圍，提高了該影響的作用值。

控制變量中，科技創(chuàng)新水平L和人力資本M均在10%的顯著性水平下系數(shù)均為負(fù)，即科技創(chuàng)新水平的提升和人力資本的增加能夠顯著抑制水資源壓力的提高。人口規(guī)模P僅在經(jīng)濟(jì)距離矩陣中對水資源壓力水平產(chǎn)生顯著的正向影響，說明人口的增加可能為環(huán)境帶來了更大的負(fù)荷。用水結(jié)構(gòu)ST和環(huán)境規(guī)制RE的系數(shù)為負(fù)，說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化調(diào)整和環(huán)境規(guī)制力度的提升有利于緩解用水壓力[35]。外貿(mào)依存度OP對水資源壓力的作用則不顯著。

4.2.3省份之間空間溢出效應(yīng)分析

從省份之間溢出的視角看，核心解釋變量新型城鎮(zhèn)化發(fā)展U發(fā)揮的溢出影響在3類矩陣下分別通過了1%、10%和5%的顯著性檢驗。地區(qū)新型城鎮(zhèn)化水平每發(fā)展1%，將會對周邊省份的水資源壓力帶來正向溢出影響。與省份內(nèi)部空間作用不同的是，新型城鎮(zhèn)化發(fā)展對周邊省份的溢出效應(yīng)在鄰接矩陣中表現(xiàn)更好，單位影響達(dá)到了0.596%，地理距離矩陣次之。這可能是由于在省份間的相互影響中，空間鄰接和交通便利性等空間關(guān)聯(lián)因素扮演著更為重要的角色。對于水資源壓力而言，經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展意味著更多的資源消耗和對環(huán)境的更高依賴，因此，水資源壓力水平固然與經(jīng)濟(jì)情況存在一定的關(guān)聯(lián)。但是，基于空間溢出視角，省份之間地理位置的相鄰和交通的便利性等空間因素更能拉近地區(qū)間的要素交流，使得某省份在城鎮(zhèn)化發(fā)展進(jìn)程中，對本省份及周邊地區(qū)的水資源壓力均產(chǎn)生一定的正向溢出效應(yīng)。

控制變量中，科技創(chuàng)新水平L的提高，在地理距離矩陣和經(jīng)濟(jì)距離矩陣下對周邊地區(qū)的水資源壓力均表現(xiàn)為顯著的負(fù)向影響，在鄰接矩陣中的作用不顯著。人口規(guī)模P在3類矩陣下均對周邊地區(qū)的水資源壓力產(chǎn)生較為明顯的正向溢出影響，說明各省份的人口規(guī)模的提升能夠明顯增加周邊地區(qū)的水資源壓力。環(huán)境規(guī)制RE的負(fù)向溢出效應(yīng)均通過1%的顯著性檢驗，隨著環(huán)境規(guī)制力度的提高，地區(qū)自身和周邊地區(qū)的水資源壓力均得到了有效的緩解，說明各地政府強(qiáng)有力的環(huán)境管制工作對地區(qū)自身和周邊地區(qū)的生態(tài)環(huán)境均起到了積極的保護(hù)作用。外貿(mào)依存度OP在地理距離矩陣和經(jīng)濟(jì)距離矩陣下對水資源壓力產(chǎn)生顯著的負(fù)向溢出效應(yīng)，說明地區(qū)對外開放能夠納入先進(jìn)的管理方式和技術(shù)能力能夠?qū)χ苓叺貐^(qū)產(chǎn)生示范效應(yīng)，進(jìn)一步緩解自身和周邊地區(qū)的水資源壓力。人力資本M和用水結(jié)構(gòu)ST對周邊省份的水資源壓力的溢出影響則不顯著。

綜合省內(nèi)、省間分析，新型城鎮(zhèn)化發(fā)展對水資源壓力的作用效果中，第二種影響的正向作用超過了第一種影響的抑制作用。這充分表明：我國整體新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平的提升對周邊地區(qū)的水資源環(huán)境而言，可能呈現(xiàn)為弊大于利的影響效果。整體來看，新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平的提高會給鄰近省份帶來明顯的正向溢出作用，但其產(chǎn)生的溢出影響均小于對地區(qū)自身水資源壓力的影響。這表明：一地新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平的提高首先會為地區(qū)自身帶來一定的水資源壓力，其次也會影響到周邊地區(qū)。這是由于某地的新型城鎮(zhèn)化發(fā)展對周邊地區(qū)形成示范效應(yīng)，周邊省份在學(xué)習(xí)和借鑒的過程中形成了速度較快、但質(zhì)量較低的城鎮(zhèn)化發(fā)展?fàn)顟B(tài)，此時的城鎮(zhèn)化發(fā)展會帶來更多的水資源消耗和廢污水的排放。與此同時，某地區(qū)的城鎮(zhèn)化發(fā)展也會產(chǎn)生虹吸效應(yīng)，吸引周邊地區(qū)的人才、技術(shù)向本地區(qū)集聚，因此，周邊地區(qū)較低水平的城鎮(zhèn)化發(fā)展也無法在短期內(nèi)快速改變自身供水用水及廢水處理的條件和方式，無法有效緩解這份正向溢出效應(yīng)。以上兩方面原因?qū)е碌貐^(qū)的新型城鎮(zhèn)化發(fā)展對周邊省市水資源壓力水平呈現(xiàn)出較為顯著的正向溢出作用，但小于對地區(qū)自身的作用效果。

5 結(jié)論與建議

5.1 結(jié)論

本文利用我國31省(區(qū)、市)2004—2019年的面板數(shù)據(jù)，分別測算我國各地區(qū)新型城鎮(zhèn)化發(fā)展指數(shù)和水資源壓力指數(shù)，并利用空間計量模型探究了新型城鎮(zhèn)化發(fā)展對水資源壓力影響。研究發(fā)現(xiàn)，我國新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平和水資源壓力均呈現(xiàn)上漲的趨勢，且地域性特征較為明顯，均呈現(xiàn)出了在特定區(qū)域、省份的顯著空間正相關(guān)的集聚狀態(tài)。在普通面板回歸中，我國新型城鎮(zhèn)化發(fā)展指數(shù)每提升1%，水資源壓力會增長0.751%。將空間關(guān)聯(lián)因素納入考量范圍后，新型城鎮(zhèn)化發(fā)展對水資源壓力的正向作用增強(qiáng)。同時，新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平的提高會給鄰近省份帶來明顯的正向溢出作用，但其產(chǎn)生的溢出影響小于對地區(qū)自身水資源壓力的影響。

5.2 建議

a.堅持貫徹新型城鎮(zhèn)化發(fā)展戰(zhàn)略，注重提高新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質(zhì)量。城鎮(zhèn)化是經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的重要動力源泉，新型城鎮(zhèn)化發(fā)展較為落后的Ⅰ類、Ⅱ類地區(qū)，應(yīng)汲取發(fā)展經(jīng)驗、發(fā)揮特有優(yōu)勢、提高新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質(zhì)量。

b.優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)提高產(chǎn)城融合度，提升技術(shù)水平降低資源依賴性。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級是城鎮(zhèn)化發(fā)展轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵所在，應(yīng)注重科技創(chuàng)新與技術(shù)水平的提升，鼓勵城鎮(zhèn)化發(fā)展水平較高的地區(qū)將“環(huán)保+技術(shù)”作為發(fā)展的雙引擎，發(fā)揮其先進(jìn)技術(shù)的空間溢出作用。

c.完善水資源生態(tài)環(huán)境管理機(jī)制，促進(jìn)我國環(huán)境與城鎮(zhèn)協(xié)同發(fā)展。針對新型城鎮(zhèn)化發(fā)展不平衡現(xiàn)象，我國應(yīng)不斷加強(qiáng)通力合作，因地制宜地完善水資源與水環(huán)境管理機(jī)制。一方面，做好地區(qū)間水量的分配工作，強(qiáng)化城鎮(zhèn)化水平落后地區(qū)的指標(biāo)管理；另一方面，穩(wěn)步推進(jìn)水資源壓力較小地區(qū)的節(jié)水工作，激發(fā)壓力較大地區(qū)的節(jié)水能力。