秦騰 章恒全 佟金萍??馬劍鋒

摘要

城鎮(zhèn)化是發(fā)展中國(guó)家21世紀(jì)的主要發(fā)展趨勢(shì)，在很大程度上主導(dǎo)著人口、經(jīng)濟(jì)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等各方面的轉(zhuǎn)變，成為拉動(dòng)用水量增長(zhǎng)的關(guān)鍵因素。城鎮(zhèn)化進(jìn)程中城鎮(zhèn)居民收入、人口結(jié)構(gòu)、人口密度和人力資本等因素的變化，使得城鎮(zhèn)化并非表現(xiàn)為線(xiàn)性發(fā)展規(guī)律，最終導(dǎo)致用水量也存在相應(yīng)的門(mén)檻效應(yīng)并呈現(xiàn)階段性增長(zhǎng)特征。本文首先對(duì)我國(guó)各地區(qū)城鎮(zhèn)化水平和用水量進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，從地區(qū)層面直觀描述我國(guó)城鎮(zhèn)化水平和用水量的變化特征，然后采用面板門(mén)檻模型研究城鎮(zhèn)化、城鎮(zhèn)居民人均收入、人力資本、城市人口密度和人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)于用水量的門(mén)檻效應(yīng)，搜尋在城鎮(zhèn)化進(jìn)程中各人口因素對(duì)用水量影響的門(mén)檻點(diǎn)并分析階段性變化特征，最后結(jié)合PVAR模型研究城鎮(zhèn)化進(jìn)程中各人口因素對(duì)用水量的動(dòng)態(tài)影響和作用機(jī)制。門(mén)檻回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)：城鎮(zhèn)化對(duì)用水量的影響具有明顯的階段性特征，分別以城鎮(zhèn)化和人均收入為門(mén)檻變量，超越門(mén)檻點(diǎn)后城鎮(zhèn)化對(duì)用水量的彈性系數(shù)分別呈現(xiàn)先升后降的倒“U”型和先降后升的正“U”型變化趨勢(shì)；以人力資本為門(mén)檻變化量，城鎮(zhèn)化對(duì)用水量的拉動(dòng)作用則不斷減弱。脈沖響應(yīng)結(jié)果顯示：城鎮(zhèn)化對(duì)用水量具有長(zhǎng)期且穩(wěn)定的正向沖擊，而居民收入和人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)用水量的正向沖擊則逐漸收斂于零，人口密度和人力資本對(duì)用水量均具有負(fù)向沖擊，且人口密度的負(fù)效應(yīng)不斷增強(qiáng)，而人力資本的負(fù)效應(yīng)不斷減弱。方差分解的結(jié)果表明，目前我國(guó)用水量的增長(zhǎng)受自身的影響較大，除年齡結(jié)構(gòu)外，人口密度、居民收入、人力資本和城鎮(zhèn)化也具有小規(guī)模的貢獻(xiàn)程度。

關(guān)鍵詞城鎮(zhèn)化；人口因素；水資源消耗；門(mén)檻效應(yīng)；脈沖響應(yīng)函數(shù)

中圖分類(lèi)號(hào)F062.1

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼A文章編號(hào)1002-2104（2017）05-0045-09DOI：10.12062/cpre.20170344

城鎮(zhèn)化是規(guī)模經(jīng)濟(jì)發(fā)展的必然結(jié)果，也是現(xiàn)代社會(huì)文明的重要標(biāo)志，已逐漸成為新的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)引擎，其對(duì)于人口遷移、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式等方面產(chǎn)生了巨大影響，也不可避免地推動(dòng)了水資源的消耗。一方面，人口、經(jīng)濟(jì)、自然和社會(huì)等各種資源向城鎮(zhèn)的高度集聚，使得城鎮(zhèn)人口、建設(shè)用地、經(jīng)濟(jì)和社會(huì)消費(fèi)等規(guī)模不斷擴(kuò)張[1]，為我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與結(jié)構(gòu)調(diào)整提供強(qiáng)勁動(dòng)力的同時(shí)也創(chuàng)造了巨大的投資與消費(fèi)需求，引發(fā)了巨大的水資源消耗；另一方面，城鎮(zhèn)化對(duì)我國(guó)居民的傳統(tǒng)生活習(xí)慣與用水方式的改變，使得每一個(gè)農(nóng)村居民向城鎮(zhèn)居民轉(zhuǎn)變的過(guò)程中伴隨著大量的水資源消耗。根據(jù)聯(lián)合國(guó)人口司預(yù)測(cè)的數(shù)據(jù)，2050年全球城鎮(zhèn)總?cè)丝跀?shù)將到達(dá)10億[2]，且超過(guò)一半的城鎮(zhèn)新增人口將位于中國(guó)和印度兩個(gè)主要的發(fā)展中國(guó)家[3]。與此同時(shí)，我國(guó)2014年城鎮(zhèn)化率僅為54.77%，離城鎮(zhèn)化發(fā)展穩(wěn)定階段（城鎮(zhèn)化率達(dá)到70%左右）還有一定的差距[4]，處于城鎮(zhèn)化快速發(fā)展階段。顯而易見(jiàn)，我國(guó)的區(qū)域供水與行業(yè)用水將在未來(lái)一到兩個(gè)世紀(jì)內(nèi)受到城鎮(zhèn)化發(fā)展的嚴(yán)重挑戰(zhàn)。可以看出，城鎮(zhèn)化進(jìn)程的同時(shí)也是水資源消耗日益集聚和增長(zhǎng)的過(guò)程，深入研究城鎮(zhèn)化與水資源之間的關(guān)系與發(fā)展規(guī)律，正確認(rèn)識(shí)城鎮(zhèn)化對(duì)水資源的作用機(jī)制，對(duì)于緩解我國(guó)供需水壓力，促進(jìn)城鎮(zhèn)化進(jìn)程中經(jīng)濟(jì)、資源與生態(tài)環(huán)境可持續(xù)協(xié)調(diào)發(fā)展具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義，也有利于制定促進(jìn)城鎮(zhèn)化和水資源協(xié)調(diào)發(fā)展的政策方針，為我國(guó)新型城鎮(zhèn)化發(fā)展提供水安全保障。

由于城鎮(zhèn)化對(duì)水資源的影響表現(xiàn)為優(yōu)化和脅迫正反兩個(gè)方面的作用[5]，因此關(guān)于此方面的研究結(jié)論也不盡相同。一類(lèi)學(xué)者認(rèn)為快速發(fā)展的城鎮(zhèn)化給城鎮(zhèn)供需水造成了巨大的壓力[6]，雖然其歷史驅(qū)動(dòng)貢獻(xiàn)率相對(duì)較小，但驅(qū)動(dòng)力巨大[7]，城鎮(zhèn)化率每提高1%，總用水量將提高0.58%，水資源對(duì)經(jīng)濟(jì)和社會(huì)的制約作用愈加凸顯[8]。另外，由于缺乏完善的管理和協(xié)調(diào)機(jī)制[9]，城鎮(zhèn)化引起的水資源在部門(mén)和地區(qū)間的無(wú)序流動(dòng)也會(huì)嚴(yán)重威脅我國(guó)的用水安全[10]，由此導(dǎo)致城市發(fā)展與水資源系統(tǒng)的協(xié)調(diào)度不高，城市發(fā)展系統(tǒng)和水資源系統(tǒng)的矛盾日漸突出[11]；另一部分學(xué)者則持相反的態(tài)度，認(rèn)為城鎮(zhèn)化水平的提高可能抑制用水總量增長(zhǎng)[12]，城鎮(zhèn)化能夠促進(jìn)水資源由低效率的農(nóng)業(yè)向高效率產(chǎn)業(yè)間的轉(zhuǎn)移，提高總體用水效率[13]及各城市用水效益[14]，所形成的集聚效應(yīng)對(duì)水資源的影響以減量效應(yīng)為主[15]，

加上水資源管理水平的不斷增強(qiáng)，不僅從長(zhǎng)期來(lái)看有利于用水量的降低，而且能夠緩解部門(mén)間的用水矛盾[2]。因此，適度增強(qiáng)城市人口和產(chǎn)業(yè)的集聚與規(guī)模效應(yīng)，是提高水資源開(kāi)發(fā)利用潛力最有效的途徑[16]。

縱觀上述研究不難發(fā)現(xiàn)，目前學(xué)術(shù)界關(guān)于城鎮(zhèn)化對(duì)水資源影響的研究結(jié)論并未達(dá)成一致，這與城鎮(zhèn)化自身的發(fā)展特點(diǎn)及其背后的影響因素有很大關(guān)系。城鎮(zhèn)化發(fā)展初期，大量勞動(dòng)力由農(nóng)村涌入城鎮(zhèn)，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時(shí)提高了整體消費(fèi)水平，極大地誘發(fā)了用水需求，同時(shí)較低的人力資本不利于節(jié)水技術(shù)的擴(kuò)散和推廣，較低的人口密度也阻礙了資源集約效應(yīng)的發(fā)揮，此階段表現(xiàn)為用水量的急劇上升；當(dāng)城鎮(zhèn)化發(fā)展進(jìn)入較高水平的中后期，居民較為富裕、人力資本和人口密度不斷提高、人口結(jié)構(gòu)也趨于穩(wěn)定，此時(shí)城鎮(zhèn)的供水和節(jié)水設(shè)施逐漸完善，集聚效益和用水效益得以完全體現(xiàn)，同時(shí)居民對(duì)于高質(zhì)量節(jié)水設(shè)備的選擇和節(jié)水意識(shí)的提升也有助于抑制用水量的增長(zhǎng)。

可以發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)化對(duì)于水資源的影響會(huì)因經(jīng)濟(jì)社會(huì)模式的不同而存在明顯的異質(zhì)性，而且由于其他因素的不斷變化，用水量實(shí)際上是隨著城鎮(zhèn)化進(jìn)程的深入而表現(xiàn)為動(dòng)態(tài)演變的過(guò)程。雖然學(xué)者們已經(jīng)采用了多種方法，如回歸分析、因素分解和協(xié)整檢驗(yàn)等進(jìn)行了大量研究，但是以往的研究囿于方法和視角的限制，大多是基于線(xiàn)性假設(shè)和靜態(tài)分析，不但無(wú)法準(zhǔn)確刻畫(huà)各個(gè)不同階段城鎮(zhèn)化對(duì)水資源的差異性影響，也無(wú)法捕捉因素滯后期的變動(dòng)對(duì)用水量的影響。有鑒于此，本文以城鎮(zhèn)化進(jìn)程中的人口因素作為切入視角，基于非線(xiàn)性門(mén)檻模型來(lái)驗(yàn)證城鎮(zhèn)化對(duì)用水量的階段性影響，并進(jìn)一步運(yùn)用PVAR模型分析城鎮(zhèn)化、居民收入、人力資本等變量對(duì)用水量的動(dòng)態(tài)作用機(jī)制，為制定更為合理的水資源發(fā)展戰(zhàn)略提供決策依據(jù)。

1模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)說(shuō)明

1.1模型構(gòu)建

Ehrlich和Holdren于1971年提出了IPAT模型（I=PAT）[17]，隨后被廣泛用于研究人口、經(jīng)濟(jì)和技術(shù)對(duì)環(huán)境的影響，即環(huán)境影響（I）=人口（P）×經(jīng)濟(jì)（A）×技術(shù)水平（T）。然而該模型無(wú)法進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)，且自變量各自對(duì)因變量的彈性系數(shù)恒等于1，使得很多研究結(jié)果與現(xiàn)實(shí)相悖[18-19]。

為了克服上述缺陷，Dietz和Rosa在其基礎(chǔ)上提出了基于隨機(jī)形式的STIRPAT模型[20]：

其中，P以總?cè)丝跀?shù)來(lái)衡量，A以人均GDP來(lái)衡量，T以二次產(chǎn)業(yè)增加值比重和三次產(chǎn)業(yè)增加值比重兩個(gè)變量來(lái)衡量[21]，t表示年份。為了考察城鎮(zhèn)化及其他人口因素對(duì)用水量的影響，對(duì)式（2）進(jìn)行擴(kuò)展和變形：

其中，twater為總用水量，urb為城鎮(zhèn)化率，tpop為總?cè)丝跀?shù)，aff為人均GDP，ind和sv分別為二次產(chǎn)業(yè)和三次產(chǎn)業(yè)增加值占總GDP比重，其他人口因素包括城市人口密度（den）、城鎮(zhèn)居民人均收入（inc）、人力資本（hcap）和人口年齡結(jié)構(gòu)（astr），thr為門(mén)檻變量，η為待估的門(mén)檻值，M（·）為指示函數(shù)，φ1-φ7為各變量對(duì)用水量的彈性系數(shù)，i和t分別表示地區(qū)和年份。多門(mén)檻模型可在模型（3）的基礎(chǔ)上擴(kuò)展得到。

1.2模型估計(jì)與檢驗(yàn)

對(duì)于門(mén)檻模型（3）的求解分為兩個(gè)部分，首先是估計(jì)門(mén)檻值η和lnurbit變量的回歸參數(shù)，其次是對(duì)模型的門(mén)檻效應(yīng)進(jìn)行相關(guān)的檢驗(yàn)，前者可以在假定最小化門(mén)檻數(shù)的基礎(chǔ)上，利用普通最小二乘估計(jì)的殘差值實(shí)現(xiàn)。后者則分為兩個(gè)部分，首先構(gòu)建門(mén)檻效應(yīng)顯著性的原假設(shè)H0∶φ1=φ2，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為：

1.3數(shù)據(jù)來(lái)源與說(shuō)明

基于數(shù)據(jù)的可獲得性，本文以我國(guó)29個(gè)省份（西藏部分?jǐn)?shù)據(jù)無(wú)法獲取，故未將其納入）為研究對(duì)象，時(shí)間跨度為1998—2014年。采用的指標(biāo)包括總用水量（億m3）、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（萬(wàn)元）、總?cè)丝跀?shù)（萬(wàn)人）、二次產(chǎn)業(yè)增加值（萬(wàn)元）、三次產(chǎn)業(yè)增加值（萬(wàn)元）、城鎮(zhèn)化率（%）、城市人口密度（人/km2）、人力資本（年）、城鎮(zhèn)居民收入（元）以及人口年齡結(jié)構(gòu)（%）。需要說(shuō)明的是，城鎮(zhèn)化率指標(biāo)是以城鎮(zhèn)常住人口數(shù)占總?cè)丝跀?shù)的比例來(lái)衡量；人力資本以平均受教育年限來(lái)衡量，具體的計(jì)算方法為：hcap=6×pri+9×middle+12×hig+16×col，pri、middle、hig和col分別為小學(xué)、初中、高中和大專(zhuān)及以上人口比重[22]；人口年齡結(jié)構(gòu)以15—64歲人口占總?cè)丝诒戎貋?lái)衡量。另外，為了消除價(jià)格因素的影響，以上涉及到的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)均按照價(jià)格指數(shù)轉(zhuǎn)換為1997年不變價(jià)格。其中用水量數(shù)據(jù)來(lái)源于《新中國(guó)60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》《中國(guó)水資源公報(bào)》（1998—2014）和《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》（1999—2015）；

〖JP+1〗國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、二次產(chǎn)業(yè)增加值比重和三次產(chǎn)業(yè)增加值的數(shù)據(jù)主要來(lái)源于《新中國(guó)60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》和《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》（1999—2015）；城鎮(zhèn)化率和其他人口因素變量的數(shù)據(jù)主要來(lái)源于《新中國(guó)60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》（1999—2015）以及《中國(guó)人口統(tǒng)計(jì)年鑒》（1999—2015）。對(duì)于部分缺失的數(shù)據(jù)按照各省、市、自治區(qū)的統(tǒng)計(jì)年鑒進(jìn)行增補(bǔ)。

由表1對(duì)各變量的描述性統(tǒng)計(jì)可以看出，各變量間存在明顯的差異，說(shuō)明各省份經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式、用水方式以及城鎮(zhèn)化發(fā)展進(jìn)程等存在一定的地域非均衡性。下面結(jié)合圖1就各省份城鎮(zhèn)化發(fā)展速度和用水量增長(zhǎng)速度進(jìn)行更為直觀的描述分析。

除個(gè)別省份外，我國(guó)的城鎮(zhèn)化水平基本上遵循了東部、中部和西部依次降低的規(guī)律，東部、中部和西部的城鎮(zhèn)化率均值分別為55.37%、42.34%和36.47%。其中上海和北京兩地的城鎮(zhèn)化率超過(guò)80%，而超過(guò)50%的省份則有天津、廣東、遼寧、黑龍江、浙江、吉林和江蘇?？梢钥闯?，上述城鎮(zhèn)化率超過(guò)50%的9個(gè)省份中，除黑龍江和吉林外，其他7個(gè)省份均位于我國(guó)東部地區(qū)；貴州的城鎮(zhèn)化水平最低，城鎮(zhèn)化率低于30%，而城鎮(zhèn)化率低于35%的省份還有廣西、河南、甘肅、四川和云南，除河南外，其他省份均位于我國(guó)西部地區(qū)。

從用水量增長(zhǎng)率來(lái)看，可以明顯地看出“中間大、兩頭小”的變化態(tài)勢(shì)，我國(guó)中部地區(qū)用水量增長(zhǎng)率遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過(guò)了東部和西部的用水量增長(zhǎng)率。其中安徽的用水量增長(zhǎng)率最大，為3.06%，此外，增長(zhǎng)率超過(guò)1.4%的省份還包括重慶、江蘇、新疆、江西、吉林、湖北和山西?？梢钥闯觯鲜龃蟛糠质》菸挥谥胁康貐^(qū)，中部地區(qū)用水量的增長(zhǎng)構(gòu)成了全國(guó)用水量增長(zhǎng)的主體；而用水量增長(zhǎng)率為負(fù)的省份依次為寧夏、山東、河北、北京、上海、河南、浙江、海南、遼寧和甘肅，其中甘肅和寧夏位于西部地區(qū)，河南位于中部地區(qū)，其他省份均位于東部地區(qū)。正是由于東部地區(qū)用水量負(fù)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)，才使得我國(guó)近年來(lái)用水量沒(méi)有出現(xiàn)較為明顯的上升情況。

2實(shí)證分析

2.1門(mén)檻回歸結(jié)果與分析

各變量門(mén)檻檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。以人力資本為門(mén)檻變量存在一個(gè)門(mén)檻且在1%的水平上顯著，以城鎮(zhèn)化自身和居民收入為門(mén)檻變量均存在兩個(gè)門(mén)檻且在1%的水平上顯著。

表3給出了不同門(mén)檻變量下的回歸結(jié)果。首先以城鎮(zhèn)化為門(mén)檻變量進(jìn)行估計(jì)，得到的兩個(gè)門(mén)檻值分別為0.58和0.63。為了便于分析，根據(jù)本文測(cè)得的兩個(gè)門(mén)檻點(diǎn)對(duì)城鎮(zhèn)化發(fā)展階段進(jìn)行劃分，當(dāng)城鎮(zhèn)化率低于0.58時(shí)，城鎮(zhèn)化水平處于較低的初期階段；當(dāng)城鎮(zhèn)化率位于0.58—0.63之間時(shí)，城鎮(zhèn)化水平處于中等的中期階段；當(dāng)城鎮(zhèn)化率高于0.63時(shí)，城鎮(zhèn)化水平處于穩(wěn)定的成熟階段。

可以發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)化對(duì)用水量整體上為正向影響，但彈性系數(shù)呈現(xiàn)倒“U”形的變化趨勢(shì)。當(dāng)城鎮(zhèn)化率跨過(guò)0.58的位置之后，城鎮(zhèn)化對(duì)于用水量的拉動(dòng)作用大幅度增強(qiáng)，彈性系數(shù)由0.38上升為1.3。在城鎮(zhèn)化由初期開(kāi)始進(jìn)入中期階段的過(guò)程中，主要表現(xiàn)為人口規(guī)模高度集聚、用地規(guī)模擴(kuò)大以及經(jīng)濟(jì)規(guī)模擴(kuò)張，此階段人口和經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)，居民生活水平及質(zhì)量顯著提高，城鎮(zhèn)家庭用水設(shè)備得到普及，各種市政設(shè)施與服務(wù)業(yè)不斷發(fā)展，同時(shí)，各種節(jié)水設(shè)施的完善和用水效率的提高需要一定的過(guò)程，使得城鎮(zhèn)化的發(fā)展導(dǎo)致了用水量的大幅度增加。然而當(dāng)城鎮(zhèn)化進(jìn)一步發(fā)展，跨越第二個(gè)門(mén)檻點(diǎn)0.63進(jìn)入成熟階段之后，城鎮(zhèn)已具備一定的規(guī)模和綜合實(shí)力，城鎮(zhèn)規(guī)模效益開(kāi)始逐漸顯現(xiàn)出來(lái)，各類(lèi)供水、節(jié)水、排水及污水處理設(shè)施的邊際成本降低，得以充分發(fā)揮各自的效用，同時(shí)各類(lèi)節(jié)水技術(shù)及治污技術(shù)的普及也有助于淘汰部分高耗水行業(yè)，外加用水效率相對(duì)較高的第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的不斷發(fā)展，導(dǎo)致區(qū)域用水效率和效益顯著提升，極大地減弱了城鎮(zhèn)化對(duì)于用水量的促進(jìn)作用，彈性系數(shù)由1.3下降為0.23。同時(shí)值得注意的是，截止2014年底，除北京、上海、天津和江蘇等少〖CM（81.5mm〗數(shù)省份及城市外，我國(guó)大部分地區(qū)的城鎮(zhèn)化率均低于以居民收入為門(mén)檻變量的回歸結(jié)果顯示，以6 477和8 686.24為兩個(gè)門(mén)檻點(diǎn)，城鎮(zhèn)化對(duì)于用水量的拉動(dòng)作用呈現(xiàn)出“U”形變化趨勢(shì)，三階段的彈性系數(shù)分別為0.45、0.36和0.46?？梢钥闯?，在居民收入水平較低時(shí)（inc<6 477），城鎮(zhèn)化發(fā)展更多的是帶動(dòng)居民消費(fèi)總量的提升，體現(xiàn)在居民對(duì)于基本生活商品，如食品和衣著等方面需求的增加，而這些部門(mén)恰恰是主要高耗水部門(mén)，且較低的居民收入也約束了居民對(duì)高質(zhì)量、低耗水產(chǎn)品的訴求[23]，居民收入水平提高增強(qiáng)了城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)用水量的推動(dòng)作用；隨著居民收入水平的提高（6 4778 686.24），不會(huì)更加顯著地減弱城鎮(zhèn)化對(duì)用水量的推動(dòng)作用，反而會(huì)刺激更多的居民對(duì)于高端商品的需求，同時(shí)居民收入增加也會(huì)帶動(dòng)洗車(chē)業(yè)和洗浴業(yè)等高耗水服務(wù)業(yè)的興起和發(fā)展，這些無(wú)疑都會(huì)增強(qiáng)城鎮(zhèn)化對(duì)用水量的促進(jìn)

作用。而且由回歸結(jié)果可知，本階段的彈性系數(shù)（0.46）大于第一階段（0.45），因此要倡導(dǎo)合理消費(fèi)、適度消費(fèi)以及文明節(jié)儉的生活理念與方式，以防未來(lái)出現(xiàn)用水量激增的不利局面。

以人力資本為門(mén)檻變量的回歸結(jié)果顯示隨著人力資本的提升（hcap>9.51），城鎮(zhèn)化對(duì)于用水量的拉動(dòng)作用出現(xiàn)小幅度的下降，彈性系數(shù)由0.34變?yōu)?.25。在城鎮(zhèn)化發(fā)展初期，城鎮(zhèn)化發(fā)展水平較低，政府更加關(guān)注經(jīng)濟(jì)總量的增加以及城鎮(zhèn)化發(fā)展的速度，即使此階段人力資本的提升有利于技術(shù)創(chuàng)新的實(shí)現(xiàn)，但是更多的是體現(xiàn)在推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)上面，很難發(fā)揮出節(jié)水技術(shù)的優(yōu)勢(shì)。但是當(dāng)城鎮(zhèn)化進(jìn)一步發(fā)展，以水資源短缺和水環(huán)境惡化為主要特征的水危機(jī)開(kāi)始凸顯，嚴(yán)重制約地區(qū)可持續(xù)發(fā)展和城鎮(zhèn)化發(fā)展進(jìn)程，此時(shí)與節(jié)水減排有關(guān)的創(chuàng)新技術(shù)和政策措施開(kāi)始得到重視，高人力資本有利于發(fā)揮節(jié)水技術(shù)及治污技術(shù)的溢出及擴(kuò)散效應(yīng)，同時(shí)高人力資本（教育水平）也有利于節(jié)水意識(shí)和環(huán)境規(guī)制的提升，可以在一定程度上抑制城鎮(zhèn)化進(jìn)程中水資源的消耗。

城市人口密度與人口年齡結(jié)構(gòu)兩個(gè)變量均不存在門(mén)檻點(diǎn)，但是對(duì)于用水量的影響有所差異。城市人口密度的回歸系數(shù)為負(fù)且較為顯著，說(shuō)明提高人口聚集密度，有利于水資源的統(tǒng)一供給及生活污水的統(tǒng)一排放與處理，且能在一定程度上減少水資源輸送過(guò)程中的損失，這與緊湊城市發(fā)展理論一致，在城市能承受的范圍內(nèi)貫徹城市緊湊布局戰(zhàn)略有利于水資源的節(jié)約。雖然目前我國(guó)北京、上海和天津等少數(shù)地區(qū)城市人口密度較大，但是由于其他大部分地區(qū)城市人口密度尚未達(dá)到很高的水平，因此其對(duì)用水量的影響并未出現(xiàn)轉(zhuǎn)折。人口年齡結(jié)構(gòu)變化能夠推動(dòng)用水量的增長(zhǎng)，但是效果卻并不顯著。人口年齡結(jié)構(gòu)變化對(duì)用水量的影響主要表現(xiàn)為兩個(gè)方面：一是勞動(dòng)年齡人口（15—64歲）增加能夠?yàn)樯鐣?huì)提供豐富的勞動(dòng)力，將會(huì)極大地推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，從而產(chǎn)生更多的水資源需求；二是此年齡段的人口是消費(fèi)領(lǐng)域的主體，此類(lèi)人口的增加會(huì)提高社會(huì)的整體消費(fèi)水平，誘發(fā)用水量的增長(zhǎng)。但是從統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)來(lái)看，人口年齡結(jié)構(gòu)的變化幅度較小，難以對(duì)用水量產(chǎn)生較為實(shí)質(zhì)的影響。同時(shí)可以預(yù)見(jiàn)的是，隨著我國(guó)老齡化社會(huì)的到來(lái)，我國(guó)生產(chǎn)及消費(fèi)領(lǐng)域?qū)?huì)不可避免地受到一定程度的沖擊，將會(huì)在一定程度上減小對(duì)水資源的需求。

其他控制變量中，人口規(guī)模和人均GDP對(duì)用水量有促進(jìn)作用，由于水資源既是人類(lèi)生存必不可少的自然資源，也是推動(dòng)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的經(jīng)濟(jì)資源，因此人口規(guī)模擴(kuò)大和地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展均會(huì)不同程度地推動(dòng)用水量的增長(zhǎng)。而第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)比重提高對(duì)用水量表現(xiàn)為抑制效應(yīng)，說(shuō)明就目前而言，與第一產(chǎn)業(yè)用水尤其是農(nóng)業(yè)用水相比，第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的水資源利用效率較高，在保障農(nóng)業(yè)用水安全的基礎(chǔ)上，推動(dòng)水要素由效率較低的第一產(chǎn)業(yè)向效率較高的第二及第三產(chǎn)業(yè)間的合理流動(dòng)將是抑制城鎮(zhèn)化進(jìn)程中水資源消耗過(guò)快的重要途徑之一。

2.2脈沖響應(yīng)函數(shù)

為了進(jìn)一步研究各項(xiàng)人口因素對(duì)于用水量的直接效應(yīng)，并考察各因素沖擊對(duì)用水量的動(dòng)態(tài)影響及貢獻(xiàn)大小，本文建立了加入變量滯后項(xiàng)的PVAR模型，研究各變量的即期單位變化對(duì)于用水量的沖擊力度與延續(xù)模式。VAR模型是一種動(dòng)態(tài)聯(lián)立方程模型，能夠通過(guò)正交化脈沖響應(yīng)函數(shù)分離出一個(gè)內(nèi)生變量的沖擊對(duì)其他內(nèi)生變量的影響程度。而PVAR則是在VAR模型的基礎(chǔ)上，同時(shí)考慮了面板數(shù)據(jù)模型的優(yōu)點(diǎn)，不僅能夠有效地解決系統(tǒng)內(nèi)生性問(wèn)題，還能準(zhǔn)確刻畫(huà)變量之間的動(dòng)態(tài)變化關(guān)系，因此在各研究領(lǐng)域中得到了較為廣泛的應(yīng)用。

依據(jù)AIC和SC檢驗(yàn)值最小準(zhǔn)則，選定滯后期為2期，各變量對(duì)于用水量的脈沖響應(yīng)函數(shù)結(jié)果如圖2所示。給城鎮(zhèn)化一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊，用水量在當(dāng)期沒(méi)有響應(yīng)，從第1期開(kāi)始有顯著的正向響應(yīng)并于第1期達(dá)到最大值，經(jīng)歷2、3期的波動(dòng)之后，這種正向響應(yīng)緩慢地減小，于15期左右趨于穩(wěn)定，反映出城鎮(zhèn)化對(duì)于用水量具有顯著的沖擊效果，且持續(xù)時(shí)間較長(zhǎng)，這與楊亮的研究相一致[7]。城鎮(zhèn)化進(jìn)程始終是用水需求增長(zhǎng)的重要驅(qū)動(dòng)因素，在城鎮(zhèn)化高速發(fā)展初期，大量人口涌入城鎮(zhèn)，對(duì)生活和生產(chǎn)各方面造成了巨大的沖擊，極大地增加了水資源的需求，用水量對(duì)于城鎮(zhèn)化的響應(yīng)較為迅速。但是隨著城鎮(zhèn)化發(fā)展腳步的放緩，各類(lèi)生產(chǎn)活動(dòng)及居民生活趨于穩(wěn)定，城鎮(zhèn)化對(duì)于用水量的影響也趨于平穩(wěn)。居民收入和人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)于用水量的沖擊也表現(xiàn)為正向。其中，在居民收入的正向沖擊下，用水量在第1期的響應(yīng)值達(dá)到最大。較高的收入水平意味著居民和家庭能夠負(fù)擔(dān)起更多的用水設(shè)備，同時(shí)用水支出只是日?；ㄙM(fèi)中很小的一部分，使得用水量在居民收入提高后做出了較為迅速的響應(yīng)。但是居民收入的沖擊效應(yīng)在經(jīng)歷短暫的波動(dòng)之后于第5期開(kāi)始回落并不斷收斂于零。事實(shí)上，隨著居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)不斷趨于穩(wěn)定，居民收入對(duì)于用水量的促進(jìn)作用微乎其微。而用水量對(duì)人口年齡結(jié)構(gòu)的沖擊總響應(yīng)上表現(xiàn)為正向狀態(tài)，第3期達(dá)到峰值后開(kāi)始下降，并于15期左右收斂于零，且最后3期表現(xiàn)為不顯著的負(fù)向影響，這與前文的分析一致。勞動(dòng)年齡人口無(wú)論從生產(chǎn)領(lǐng)域還是消費(fèi)領(lǐng)域，均會(huì)極大地促進(jìn)用水量的增長(zhǎng)，但是人口年齡結(jié)構(gòu)的變化較為微妙，對(duì)于用水量的影響主要體現(xiàn)在前期，后期的影響比較微弱，且近年來(lái)老齡人口比例的增加使得人口年齡結(jié)構(gòu)的變化對(duì)于用水量的影響由促進(jìn)作用轉(zhuǎn)變?yōu)橐种谱饔?。面?duì)城市人口密度和人力資本的正向沖擊，用水量均表現(xiàn)為負(fù)向響應(yīng)，但是響應(yīng)值的變化有明顯的差異。在城市人口密度的沖擊下，用水量從第1期開(kāi)始出現(xiàn)負(fù)向響應(yīng)，且響應(yīng)值在波動(dòng)中不斷增加，說(shuō)明目前我國(guó)大部分地區(qū)城市人口密度沒(méi)有達(dá)到很高的水平，通過(guò)提高人口密度可以很好地抑制用水量的增長(zhǎng)；而用水量對(duì)于人力資本的負(fù)向響應(yīng)在第1期達(dá)到最大值，說(shuō)明人力資本的提高有利于節(jié)水技術(shù)發(fā)展和居民節(jié)水意識(shí)的提升，能夠減少水資源的使用和消耗。但是值得注意的是，從第2期開(kāi)始響應(yīng)值經(jīng)歷短暫波動(dòng)之后逐漸減小，表明人力資本除了對(duì)用水量產(chǎn)生抑制效果外，其對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用也會(huì)在一定程度上抵消這種負(fù)向效應(yīng)。此外，節(jié)水技術(shù)的創(chuàng)新及普及需要很長(zhǎng)的周期，難以在短期造成顯著影響，導(dǎo)致人力資本對(duì)于用水量的負(fù)向影響逐漸減弱。

2.3方差分解

為了更加精確地評(píng)估包括城鎮(zhèn)化在內(nèi)的人口因素對(duì)用水量變動(dòng)的影響程度，進(jìn)一步對(duì)用水量的變動(dòng)效應(yīng)進(jìn)行方差分解。表4給出了第1、5、10、15和20預(yù)測(cè)期內(nèi)用水量變動(dòng)的方差分解結(jié)果?？梢钥闯?，第5期及之后的分析結(jié)果影響幾乎相同，說(shuō)明經(jīng)過(guò)5個(gè)預(yù)測(cè)期后，系統(tǒng)處于相對(duì)穩(wěn)定狀態(tài)；用水量的變動(dòng)主要來(lái)自于自身的貢獻(xiàn)，解釋能力高達(dá)66.8%且較為穩(wěn)定，說(shuō)明用水量變動(dòng)受自身的影響特別大，作為生產(chǎn)和生活中各個(gè)環(huán)節(jié)不可或缺的基礎(chǔ)性資源，我國(guó)的用水量具有較強(qiáng)的棘輪效應(yīng)，在短期內(nèi)用水量具有不可逆性，習(xí)慣性用水量較大；城市人口密度和居民收入對(duì)于用水量的貢獻(xiàn)程度在10%左右，城市人口密度的解釋能力略有上升，而居民收入的解釋能力有所下降；人力資本和城鎮(zhèn)化分別解釋了用水量6%和5.4%的變動(dòng)，而人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)用水量變動(dòng)的解釋非常有限，只貢獻(xiàn)了0.5%左右的用水量變動(dòng)。方差分解結(jié)果很好地驗(yàn)證并支持了前文關(guān)于脈沖響應(yīng)函數(shù)的分析。

2.4擴(kuò)展分析

為了更為直觀地呈現(xiàn)我國(guó)用水量的變化趨勢(shì)和規(guī)律，就1997—2014年我國(guó)用水增長(zhǎng)量和增長(zhǎng)率的絕對(duì)值展開(kāi)分析。由圖3可以看出2003年之前用水量增長(zhǎng)方向。

2003年之后雖然表現(xiàn)為逐年增長(zhǎng)趨勢(shì)（2014年除外），但是每年的增長(zhǎng)量各有差異，說(shuō)明我國(guó)用水量的增長(zhǎng)不但呈現(xiàn)出階段性特征，而且具有顯著的非線(xiàn)性增長(zhǎng)規(guī)律，與前文的門(mén)檻分析結(jié)果較為一致。此外，雖然用水量增長(zhǎng)率的絕對(duì)值波動(dòng)程度較大，但是可以發(fā)現(xiàn)，2008年后增長(zhǎng)率的絕對(duì)值普遍低于2008年之前的數(shù)值，我國(guó)用水量的變動(dòng)趨勢(shì)正在不斷減小，而且近年來(lái)變動(dòng)幅度較為穩(wěn)定。隨著時(shí)間的推移，除人口密度外，其他各因素的影響程度正在逐漸減弱，同時(shí)由于水資源本身的自有特性，我國(guó)用水量在未來(lái)很難出現(xiàn)激增的現(xiàn)象，將繼續(xù)保持較為平穩(wěn)的變化趨勢(shì)。

3結(jié)論與對(duì)策建議

本文在分析國(guó)內(nèi)外用水量與城鎮(zhèn)化關(guān)系的基礎(chǔ)上，從人口因素的視角建立二者之間的門(mén)檻模型，分析各人口因素在二者關(guān)系中扮演的重要角色，隨后運(yùn)用PVAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解技術(shù)考察了各人口因素對(duì)用水量的動(dòng)態(tài)傳導(dǎo)機(jī)制，主要結(jié)論如下：

（1）城鎮(zhèn)化對(duì)于用水量有正向作用，在城鎮(zhèn)化率和居民收入水平的雙重門(mén)檻效應(yīng)下，城鎮(zhèn)化對(duì)用水量的彈性系數(shù)分別呈現(xiàn)出先升后降和先降后升的倒“U”和正“U”形變化形態(tài)，而人力資本只存在一個(gè)門(mén)檻值，城鎮(zhèn)化對(duì)于用水量的拉動(dòng)作用隨著人力資本水平的提高不斷減弱。

（2）城鎮(zhèn)化、居民收入和人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)于用水量均具有較為迅速的正向沖擊作用，且隨著預(yù)測(cè)期的增加，城鎮(zhèn)化的正向作用趨于穩(wěn)定，而居民收入與人口年齡結(jié)構(gòu)則不斷收斂于零；城市人口密度和人力資本對(duì)用水量分別呈現(xiàn)出逐漸增強(qiáng)和逐漸減弱的負(fù)向影響。

（3）從方差分解來(lái)看，用水量主要受到自身的影響，其次則是城市人口密度和居民收入，人力資本和城鎮(zhèn)化也解釋了一定程度的用水量變動(dòng)，而人口年齡結(jié)構(gòu)的影響則微乎其微。

緩解城鎮(zhèn)化與水資源消耗之間的矛盾，是實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)、人口與資源環(huán)境可持續(xù)發(fā)展的前提。本研究從人口因素出發(fā)，為城鎮(zhèn)化發(fā)展進(jìn)程中節(jié)水政策的制定提供了新的視角：首先，根據(jù)城鎮(zhèn)的生態(tài)承載力合理控制城鎮(zhèn)化發(fā)展速度，制定妥善的人口政策確保外來(lái)人口向城鎮(zhèn)的合理有序流動(dòng)，避免爆炸式的城鎮(zhèn)人口增長(zhǎng)，同時(shí)要注重城鎮(zhèn)化發(fā)展規(guī)模與質(zhì)量協(xié)調(diào)，減少不必要的城鎮(zhèn)過(guò)度擴(kuò)張，充分發(fā)揮城鎮(zhèn)化內(nèi)生的規(guī)模用水效應(yīng)，提高水資源利用效率；其次，提升人力資本水平，加大公眾節(jié)水方面的教育與宣傳力度，強(qiáng)化公眾尤其是用水主體的中青年人“合理用水、反對(duì)浪費(fèi)”的節(jié)水意識(shí)；再次，注重引導(dǎo)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)方式的合理轉(zhuǎn)變，倡導(dǎo)節(jié)水產(chǎn)品的推廣和使用，鼓勵(lì)適度消費(fèi)、合理消費(fèi)，反對(duì)過(guò)度消費(fèi)，形成符合國(guó)情、健康文明的消費(fèi)觀念；最后，適當(dāng)提高中小城鎮(zhèn)的人口密度，通過(guò)設(shè)施共享與集中治理降低水資源消耗量，對(duì)于人口密度高的城鎮(zhèn)采取結(jié)構(gòu)化疏散與集中并舉的策略，實(shí)施更為合理的土地與水資源規(guī)劃政策，優(yōu)化自身的城鎮(zhèn)化布局，形成合理高效的水資源利用空間分配格局，避免人口過(guò)度密集而產(chǎn)生的規(guī)模不經(jīng)濟(jì)。

（編輯：劉照勝）

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