中国城镇化进程中的水资源利用研究_马海良

分回归模型： LTWC = 1.857 4 + 0.579 7LUR +[AR(1) = 0.500 1]
（2）
根 据 广 义 差 分 回 归 分 析 结 果 ，城 镇 化 率 水 平
（LUR）每提高 1%，全国总用水量（LTWC）相应地提
表 3 全国用水总量对城镇化率的广义差分回归分析
Table 3 Generalized difference total regression analysis of water
复相关系数
0.823 4 被解释变量均值
4.043 6
修正复相关系数 0.922 9 被解释变量标准值
需说明的是，由于管理体制不完善，我国用水 数据在相当长的时期内缺乏统一的汇总和整编，直 到 1997 年起才正式发布《中国水资源统计公报》，对 当年的水资源量、蓄水动态、供用水量、用水指标、 江河湖库水质以及重要水事等进行统计。另外，我 国城镇化率的统计方法，是以 2000 年全国第五次人 口普查得到的城镇化率为基础，以每年的人口与城 镇化抽样调查结果进行推算。基于这样的资料背 景，为保证研究的客观严谨性，本文选取 2000-2010 年的年度数据对城镇化进程中的水资源利用进行 实证分析。除特别说明外，数据来源为历年的《中 国水资源统计公报》和《中国城市发展报告》。
Pr ob（F - statistic） = 0.0013
由于模型中 DW 值较小，说明误差项存在自相
关问题，在全国总用水量对城镇化率的原回归方程
模型中添加一阶自回归 AR（1），得到如表 3 所示的 广义差分回归结果。
根据广义差分回归分析结果，调整 R2由原来的 0.800 7 上升到 0.922 9，DW 统计量由原来的 0.901 0 上升为 2.133 2，各项统计量也通过了显著性检验， 由此可以得到全国用水总量对城镇化率的广义差
2 城镇化率与用水总量的关系
2.1 城镇化率和全国用水总量的总体描述 由 于 城 镇 化 可 以 节 约 土 地 利 用 ，促 进 经 济 发
展，并在一定程度上消除教育、医疗等城乡二元结 构的弊端，因此成为新农村建设以及国家农村政策 的一项重要内容，尤其在最近的 10 多年间，我国城 镇化水平得到了较大提升。我国城镇化率（Urbaniza -tion Rate，UR）从 2000 年的 36.2%到 2010 年 47.5%， 每年大约增长 1%（见图 1）。与此同时，随着经济总 量 的 增 加 ，全 国 用 水 总 量 TWC（Total Water Consumption）也表现出逐年增加的总体趋势，从 2000 年 的 5 498 亿 m3增加到 2010 年的 6 022 亿 m3。需引起
表 2 全国总用水量与城镇化率的 Granger 因果关系检验
Table 2 The Granger test of urbanization rate and total water
consumption
原假设 LUR 不是引起 LTWC 的原因 LTWC 不是引起 LUR 的原因
F 统计量 4.583 94 0.073 43
关键词：城镇化；水资源利用；格兰杰检验；用水红线；中国
1 引言
城镇化是指农村人口不断向城镇转移，第二、 三产业不断向城镇聚集，从而使城镇数量增加，城 镇规模扩大的一种历史过程[1]。其主要表现为随着 一个国家或地区社会生产力的发展、科学技术的进 步以及产业结构的调整，其农村人口居住地点向城 镇的迁移和农村劳动力从事职业向城镇二、三产业 的转移。城镇化的过程也是各个国家在实现工业 化、现代化过程中所经历社会变迁的一种反映 。 [2] 需强调的是，城镇化不仅仅是城市人口和城市数量 的增加，也包括城市的进一步社会化和资源的集约 化，是一个复杂的空间形态变化和社会、经济发展 过程[3]。
美国著名经济学家斯蒂格利茨（E.Stiglitse）曾 有一著名论断，21 世纪影响世界进程和改变世界面 貌的有两件事：①美国高科技产业的发展；②中国 的城镇化进程。目前，中国的城镇化步伐正以前所 未有的速度向前推进。有数据表明，在进入 21 世纪 后，中国的城镇化率增长保持在每年大约 1%的水平 上，从 2000 年的 36.22%上升到 2010 年的 47% [4]。快 速
面对这一焦点问题，中央政府 2011 年“一号文 件”首次聚焦水资源管理，明确提出“随着工业化和 城镇化深入发展，要强化水资源节约保护工作”，并 从战略和全局高度出发，确立了在未来一段时间的 全国用水总量和用水效率等三条红线，这进一步激 发研究的动力：城镇化的快速发展对用水总量和用 水效率产生多大程度的影响？如果影响较大，城镇 化建设的目标与用水总量与用水效率的红线目标 是否存在冲突？如果存在冲突，是否可以通过调整 农业用水、工业用水、生活及生态用水的比例结构 以便更好地适应社会发展？本研究围绕上述几个
第 36 卷 第 2 期 2014 年 2 月
2014，36（2）：0334-0341
Resources Science
Vol.36，No.2 Feb.，2014
文章编号：1007-7588（2014）02-0334-08
中国城镇化进程中的水资源利用研究
马海良 1，3，徐 佳 2，王普查 3
（1. 河海大学苏南经济研究所，常州 213022；2. 中国科技大学管理学院，合肥 230026； 3. 河海大学企业管理学院，常州 213022）
从图 1 中，不难发现，全国用水总量 TWC 和城 镇化率 UR 有着比较一致的整体发展趋势。因而， 考虑对两者进行协整分析。由于数据多存在单位 根问题，通常采用先取对数再差分的方法。对全国 总用水量 TWC 和城镇化率 UR 进行对数处理，分别 记为：LTWC 和 LUR。单位根检验的方法有多种，如 PP 检验，ADF 检验、KPSS 检验等，本文采用较为常 见的 ADF 检验以确定单整的阶数，具体检验结果见 表 1，其中，C，T，K 分别代表单位根检验方程中常数 项、时间趋势项和滞后阶数，i 代表一阶差分，DW 值
收稿日期：2013-08-29；修订日期：2013-12-29 基金项目：国家自科基金项目：“ 绿色水资源利用效率的空间异质性及其与新型城镇化的耦合”（编号：41301620）；国家社科基金项目： “基于循环经济的资源价值流成本管理创新研究”（编号：11BGL029）；江苏省高校哲学社会科学基金项目：“江苏农村水污染治理机制研 究”（编号：2012SJD790023）；河海大学中央高校业务基金项目（编号：2012B09414，2012B09514）。 作者简介：马海良，男，江苏常州人，博士，讲师，研究方向为水资源效率与水资源环境。E-mail：hilima@vip.sina.com
概率 P 值 0.009 2 0.830 4
表 2 的检验结果表明，城镇化与全国总用水量 之间存在着十分明显的单向因果关系，城镇化率的
提高或降低必然引起全国用Βιβλιοθήκη Baidu总量的增加或减
少。据此，建立回归方程：
LTWC = 2.6441 + 0.3729 × LUR
（1）
调整 R2 = 0.8007 DW = 0.9010
是否平稳 否 否 是 是
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资源科学
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代表杜宾-瓦特森检验值，ADF 值代表单位根检
验值。 由表 1 可知：LUR 和 LTWC 的 t 统计量值分别
是-2.440 8 和-1.982 7，均大于显著性水平 5%的临 界值-4.008 2，表明，LTWC、LUR 的水平序列都是非 平稳的。但他们的一阶差分序列 iLUR、iLTWC 经过 单位根检验后可以判定其为平稳序列，ADF 统计量
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马海良等：中国城镇化进程中的水资源利用研究
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2014 年 2 月
问题而展开，试图从以下几个方面取得进展：①通 过格兰杰因果检验判断我国城镇化率与用水总量 的关系，并进一步明确城镇化对于用水总量的具体 影响程度；②通过广义差分回归分析我国城镇化对 农业用水和工业用水效率的关系，进一步明确城镇 化对水资源利用效率的影响程度；③在上述研究的 基础上，判断城镇化到达 60%时，我国用水总量和 用水效率是否与红线目标存在矛盾，是否可以调整 我国用水结构的比例来适应城镇化发展需要。
摘 要：中国快速的城镇化导致资源被集约化使用的同时，耗用量却显著增加。以城镇化进程为视角，探讨中
国城镇化率与全国用水总量、水资源利用效率与用水结构之间的关系，并以此基础，预测 2020 年城镇化率到 60%时
的水资源利用情况。结果表明：城镇化率是全国用水总量和水资源利用效率的格兰杰因；城镇化率每提高 1%，水
图 1 中国城镇化率与全国用水总量趋势
Fig.1 The trend of Chinese urbanization rate and total water consumption
注意的是，我国用水总量 2003 年出现了一个明显的 拐点，达到了 21 世纪以来的最低点，只有 5 320 亿 m3，究其原因，一方面是当年水资源供给量较少，造 成实际需求没有得到满足，2003 年我国遭遇了全国 大范围春旱和江南、华南的严重夏伏旱，全国总供 水量仅为 5 320 亿 m3，与 2002 年的 5 497 亿 m3相比， 降低了 177 亿 m3，另一方面是我国在 2002 年 8 月颁 布了《中华人民共和国水法》，全国上下掀起了建立 节水型社会的热潮，许多用水需求得到一定程度的 限制，以上两个原因导致用水总量的大幅度下降。 2.2 城镇化率和全国用水总量的 Granger 因果检验
变量 LUR LTWC iLUR iLTWC
表 1 ADF 单位根检验结果
Table 1 The result of ADF unit root test （C，T，K） DW 值 ADF 值 1%临界值 5%临界值 （C，N，2） 1.93 -2.440 8 -5.295 4 -4.008 2 （C，T，2） 2.01 -1.982 7 -5.295 4 -4.008 2 （N，N，1） 1.98 -2.849 8 -2.886 1 -1.995 8 （N，N，1） 1.91 -2.627 3 -2.847 3 -1.988 2
LUR C AR（1）
consumption to urbanization rate 回归系数 标准误差 t 统计量 概率 P 值 0.579 7 0.250 711 2.132 1 0.031 4 1.857 4 0.954 766 2.301 4 0.022 8 0.500 1 0.288 319 1.994 6 0.042 6
为-2.849 8 和-2.627 3 均小于显著性水平为 5%的临 界 值 ，所 以 LTWC 和 LUR 为 一 阶 单 整 时 间 序 列 I （1）。因此，可以认为它们可能受到某些共同因素 影响，在时间上表现出相同的趋势，即可能存在一
种 稳 定 的 协 整 关 系 [9]，对 其 进 行 回 归 ，检 验 数 据 表 明，在 5%的临界值下，LTWC、LUR 之间存在明显的 协整关系。全国总用水量与城镇化率间的 Granger 因果关系检验结果见表 2。
资源综合利用效率将提高 7.68%，而总用水量将提高 0.58%；预测 2020 年城镇化率到 60%时，全国用水总量将突破
红线控制要求，水资源作为战略性经济资源的制约作用更加凸显。对此，提出从技术节水、结构节水和生活节水三
方面挖掘节水潜力，以及从生态增水、国际市场购水以及虚拟水贸易三方面增加水资源供应。
的城镇化加速了中国产业结构的调整和经济的增 长，但给资源供给和环境保护也随之带来巨大的压 力。随着我国城市化和工业化的推进，水资源作为 基础性的自然资源和战略性的经济资源得到完全 体现[5]。与此同时，社会经济发展与水资源、水环境 承载力不足的矛盾将更加突出 。 [6] 从目前文献来 看，尽管有少量学者对城市化和生态环境的协调发 展有过研究[7，8]，但鲜有学者从特定的水资源出发来 考虑这一特殊经济资源的约束性。