□ 闞大學(xué)，呂連菊

城鎮(zhèn)化對(duì)水資源利用的非線性影響
——基于面板平滑轉(zhuǎn)換回歸模型研究

□ 闞大學(xué)，呂連菊

文章運(yùn)用PSTR模型和城市動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)，實(shí)證發(fā)現(xiàn)中國(guó)城鎮(zhèn)化對(duì)水資源利用總量的影響是非線性的，該影響依賴于各轉(zhuǎn)換變量，且均存在門檻效應(yīng)。其中，對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高城市與較低城市，城鎮(zhèn)化對(duì)水資源利用總量的提高作用均較小，對(duì)于中等經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平城市，城鎮(zhèn)化對(duì)水資源利用總量的提高作用較大。該結(jié)論也適用于對(duì)外貿(mào)易和外資兩個(gè)轉(zhuǎn)換變量；其他轉(zhuǎn)換變量則將各城市分為高低兩個(gè)體制，其中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平較高的城市的城鎮(zhèn)化降低了水資源利用總量，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平較低的城市城鎮(zhèn)化提高了水資源利用總量；技術(shù)進(jìn)步、要素集聚程度和人力資本水平越高的城市，城鎮(zhèn)化對(duì)水資源利用總量的降低作用越大；要素市場(chǎng)扭曲程度越高的城市，城鎮(zhèn)化對(duì)水資源利用總量的提高作用越大。

城鎮(zhèn)化；水資源利用；非線性；面板平滑轉(zhuǎn)換回歸模型

一、引言

改革開放以來(lái)，中國(guó)城鎮(zhèn)化水平大幅提高，城鎮(zhèn)化率增加了近40個(gè)百分點(diǎn)，2015年為56.10%。與此同時(shí)，中國(guó)用水總量也不斷提高，增加了近1700億立方米，2015年為6103.2億立方米①依據(jù)《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》數(shù)據(jù)計(jì)算所得。。目前，中國(guó)31個(gè)省(自治區(qū)、直轄市)中24個(gè)省水資源短缺，11個(gè)省水資源是嚴(yán)重短缺，占比分別高達(dá)77.42%和35.48%，僅7個(gè)省水資源不短缺。城市層面也同樣如此，我國(guó)建制市中400多個(gè)城市水資源短缺，110個(gè)城市則是嚴(yán)重缺水，占比分別高達(dá)65.32%和16.44%，其中95%的百萬(wàn)人口以上城市則長(zhǎng)期受缺水困擾②依據(jù)《2015年中國(guó)水資源公報(bào)》數(shù)據(jù)計(jì)算所得。?？梢姡擎?zhèn)化進(jìn)程下水資源短缺狀況不容樂觀。在我國(guó)現(xiàn)有水資源總量中，有效水資源量不足12000億立方米，占比僅39%；同時(shí)，人均擁有水資源量也較低，只有世界平均水平的1/4③依據(jù)《2015年中國(guó)水資源公報(bào)》數(shù)據(jù)計(jì)算所得。；此外，中國(guó)水污染問(wèn)題較為突出，淺層地下水綜合質(zhì)量整體較差，部分城市地下水位下降，這進(jìn)一步惡化了城鎮(zhèn)化進(jìn)程中的水資源供需矛盾，不利于新型城鎮(zhèn)化進(jìn)程推進(jìn)和水資源可持續(xù)利用。中國(guó)目前城鎮(zhèn)化率僅略高于世界平均水平，戶籍人口城鎮(zhèn)化率更低，與發(fā)達(dá)國(guó)家相比，城鎮(zhèn)化率相差近24個(gè)百分點(diǎn)，因此，中國(guó)城鎮(zhèn)化還將會(huì)處于快速推進(jìn)時(shí)期。那么如何更加有效地利用水資源顯然是城鎮(zhèn)化進(jìn)程下亟須解決的問(wèn)題。為此，研究中國(guó)城鎮(zhèn)化對(duì)水資源利用的影響，對(duì)于合理利用水資源，推進(jìn)新型城鎮(zhèn)化，實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展顯然具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

二、文獻(xiàn)回顧

相關(guān)文獻(xiàn)對(duì)城鎮(zhèn)化進(jìn)程下水資源需求、用水量及結(jié)構(gòu)、水污染等變化情況進(jìn)行了研究，但并未就城鎮(zhèn)化與水資源利用指標(biāo)間進(jìn)行計(jì)量回歸分析。在研究城鎮(zhèn)化與水資源環(huán)境耦合關(guān)系以及城鎮(zhèn)化對(duì)水資源脆弱性的影響時(shí)，僅對(duì)城鎮(zhèn)化與水資源消耗的關(guān)系進(jìn)行了分析[1][2][3][4][5][6][7][8][9]，但這些研究均是局限于單個(gè)地區(qū)、流域和城市。部分學(xué)者則對(duì)城鎮(zhèn)化水平與水資源利用關(guān)系進(jìn)行了定量研究，如李華等[10]利用西安1997-2010年數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)了城市化對(duì)用水量、用水效率、人均用水量的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)西安城市化對(duì)生產(chǎn)用水量和生活用水量的影響以及對(duì)人均生產(chǎn)用水量和人均生活用水量的影響截然相反，城市化提高了用水效率；晁增福等[11]基于2004-2012年阿克蘇地區(qū)數(shù)據(jù)實(shí)證發(fā)現(xiàn)阿克蘇地區(qū)城鎮(zhèn)化水平與用水總量之間存在著高度顯著的雙曲線性關(guān)系，但其實(shí)證建模時(shí)未納入控制變量，運(yùn)用的研究方法未能克服城鎮(zhèn)化水平與用水總量之間的內(nèi)生性問(wèn)題，即水資源對(duì)城鎮(zhèn)化進(jìn)程的約束作用；楊亮和丁金宏[12]基于IPAT模型和LMDI分解法實(shí)證分析了太湖流域水資源消耗的驅(qū)動(dòng)因素，結(jié)果表明城鎮(zhèn)化水平對(duì)水資源消耗的歷史驅(qū)動(dòng)貢獻(xiàn)率相對(duì)較小，但驅(qū)動(dòng)力巨大；馬海良等[13]利用Granger因果檢驗(yàn)法實(shí)證分析了中國(guó)城鎮(zhèn)化對(duì)用水總量、用水效率、用水結(jié)構(gòu)的影響，并預(yù)測(cè)了2020年城鎮(zhèn)化進(jìn)程下中國(guó)水資源利用情況，但該文僅是利用時(shí)序數(shù)據(jù)，未納入控制變量和考慮內(nèi)生性問(wèn)題；張曉曉等[14]利用2000-2012年寧夏數(shù)據(jù)實(shí)證發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化降低了農(nóng)業(yè)用水比重，提高了工業(yè)用水和生活用水比重，且城鎮(zhèn)化水平也促進(jìn)了用水效益提高；馬遠(yuǎn)[15]基于2004-2012年數(shù)據(jù)，運(yùn)用IPAT模型實(shí)證發(fā)現(xiàn)新疆城鎮(zhèn)化導(dǎo)致水資源利用規(guī)模增加，效率提高；呂素冰等[16]則利用2006-2013年中原城市群數(shù)據(jù)實(shí)證發(fā)現(xiàn)城市化水平顯著提高了工業(yè)和生活用水量以及人均生活用水量，與用水效益呈顯著線性增長(zhǎng)關(guān)系。

綜上述可知，當(dāng)前學(xué)術(shù)界多是利用線性模型實(shí)證檢驗(yàn)城鎮(zhèn)化對(duì)水資源利用的影響，得出的結(jié)論也不盡一致。上述文獻(xiàn)在回歸時(shí)，幾乎均未考慮內(nèi)生性問(wèn)題會(huì)對(duì)估計(jì)結(jié)果可靠性產(chǎn)生的影響，個(gè)別學(xué)者雖然利用工具變量法和系統(tǒng)廣義矩估計(jì)法克服內(nèi)生性問(wèn)題，但目前尚缺乏可靠有效的工具變量，系統(tǒng)廣義矩估計(jì)法也存在檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量偏大、估計(jì)結(jié)果有偏、經(jīng)濟(jì)處于穩(wěn)態(tài)均衡附近的適用條件過(guò)于嚴(yán)格等缺陷。同時(shí)，現(xiàn)有文獻(xiàn)幾乎均是將中國(guó)劃分為東部、中部和西部三大地區(qū)或劃分為東部、中部、東北、西部四大地區(qū)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，這種基于區(qū)位角度的分組是外生分組，并不是依據(jù)所研究變量的地區(qū)異質(zhì)性進(jìn)行的內(nèi)生分組，這有可能導(dǎo)致計(jì)量結(jié)果分析時(shí)不夠準(zhǔn)確，致使分析結(jié)果停留在地區(qū)層面。另外，城鎮(zhèn)化與水資源利用在不同地區(qū)存在的異質(zhì)性可能致使城鎮(zhèn)化對(duì)水資源利用存在非線性影響，而目前現(xiàn)有研究?jī)H是驗(yàn)證了城鎮(zhèn)化能耗庫(kù)茲涅茨曲線是否存在，個(gè)別學(xué)者采用面板門限回歸模型和面板平滑轉(zhuǎn)換回歸模型(PSTR)分析了城鎮(zhèn)化與能源消費(fèi)間的非線性關(guān)系，但鮮有學(xué)者利用這兩種模型實(shí)證分析城鎮(zhèn)化對(duì)水資源利用的影響。由于基于面板門限回歸模型的計(jì)量結(jié)果往往由于模型本身要求變量在閾值兩側(cè)瞬間發(fā)生突變，實(shí)現(xiàn)不同狀態(tài)轉(zhuǎn)換，一般變量顯然難以符合該要求，這導(dǎo)致該模型的回歸結(jié)論可能不可靠。而PSTR模型能避免外生分組帶來(lái)的樣本量減小和分組標(biāo)準(zhǔn)武斷等不足，能較好刻畫數(shù)據(jù)的截面異質(zhì)性，允許回歸參數(shù)逐步發(fā)生變化，同時(shí)能有效解決內(nèi)生性問(wèn)題。文章將基于1998-2014年城市動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)，使用PSTR模型實(shí)證研究城鎮(zhèn)化對(duì)水資源利用的影響。

三、模型構(gòu)建、變量測(cè)度和數(shù)據(jù)說(shuō)明

(一)PSTR模型

González etal[17]提出的PSTR模型一般形式為:

其中，i、t、y、x、qit、r、c、μ、ε 分別為城市、時(shí)間、因變量、自變量、轉(zhuǎn)換變量、平滑參數(shù)、轉(zhuǎn)換發(fā)生的位置參數(shù)、截面固定效應(yīng)和隨機(jī)干擾項(xiàng)，r決定了轉(zhuǎn)換速度，c決定了轉(zhuǎn)換發(fā)生位置，轉(zhuǎn)換函數(shù)g(qit；r，c)∈[0，1]，是qit的連續(xù)有界函數(shù)。

目前常用的轉(zhuǎn)換函數(shù)為:

其中，m 表示位置參數(shù)個(gè)數(shù)，一般取值為1或2；g(qit；r，c)＝0和 g(qit；r，c)＝ 1時(shí)，分別稱模型為低體制和高體制；c為低體制向高體制轉(zhuǎn)換的臨界值。

另外，在估計(jì)PSTR模型的參數(shù)前，還必須檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷姆蔷€性關(guān)系是否存在，是否適合構(gòu)建PSTR模型，即需對(duì)截面異質(zhì)性檢驗(yàn)，一般構(gòu)造LM和LMF統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行檢驗(yàn)。具體公式如下:

其中，K、SSR0、SSR1分別為自變量個(gè)數(shù)、線性固定效應(yīng)模型殘差平方和、線性輔助回歸模型殘差平方和；LM服從χ2分布，LMF服從F分布。

如果檢驗(yàn)接受不含有異質(zhì)性的線性模型原假設(shè)，說(shuō)明不適合構(gòu)建PSTR模型，相反檢驗(yàn)拒絕原假設(shè)，則說(shuō)明適合構(gòu)建PSTR模型，那么還需檢驗(yàn)有無(wú)剩余非線性效應(yīng)，進(jìn)一步確定位置參數(shù)的個(gè)數(shù)。最后可運(yùn)用固定效應(yīng)模型的組內(nèi)回歸和非線性最小二乘法估計(jì)PSTR模型的參數(shù)。

(二)模型構(gòu)建

分別依據(jù)相關(guān)研究[18][19][20][21][22][23][24]，選擇以下變量作為轉(zhuǎn)換變量。

(1)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(Eco)?，F(xiàn)有研究一般認(rèn)為當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低時(shí)，水資源利用總量較低，經(jīng)濟(jì)不斷發(fā)展將提高水資源利用總量。但當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越過(guò)門檻值時(shí)，水資源利用總量將會(huì)下降，即兩者關(guān)系呈現(xiàn)為倒U形。由于中國(guó)各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在異質(zhì)性，因此，尚不清楚各地區(qū)處于倒U形的哪一部分，但可以肯定的是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是水資源利用的重要影響因素，且經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高的地區(qū)，往往城鎮(zhèn)化水平也較高，因此，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平也是城鎮(zhèn)化影響水資源利用的重要變量。

(2)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(Ind)?，F(xiàn)有文獻(xiàn)表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)水資源利用的影響也是倒U形的，即經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期，農(nóng)業(yè)和輕工業(yè)在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中占比較高，此時(shí)水資源利用總量較低。進(jìn)入工業(yè)化階段，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中低端制造業(yè)和傳統(tǒng)服務(wù)業(yè)占比較高，會(huì)消耗大量水資源，但當(dāng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中以高端制造業(yè)和現(xiàn)代服務(wù)業(yè)為主時(shí)，水資源利用總量又趨于降低。故產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平對(duì)水資源利用總量有影響，而中國(guó)各地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平不同，這直接影響城鎮(zhèn)化進(jìn)程，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平高的地區(qū)，往往城鎮(zhèn)化水平較高，城鎮(zhèn)化進(jìn)程中主要從事的是技術(shù)密集型產(chǎn)品生產(chǎn)和提供現(xiàn)代服務(wù)，這有助于提高水資源利用效率，降低水資源利用總量。因此，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也是城鎮(zhèn)化影響水資源利用總量的重要因素之一。

(3)技術(shù)進(jìn)步(Tol)。一般認(rèn)為城鎮(zhèn)化有助于降低技術(shù)進(jìn)步成本，推動(dòng)節(jié)水和水污染控制技術(shù)在內(nèi)的各項(xiàng)技術(shù)外溢和擴(kuò)散，有助于提高水資源利用效率，減少水資源利用。但技術(shù)進(jìn)步本身就有助于提高城鎮(zhèn)化進(jìn)程中水資源利用效率，降低單位產(chǎn)品生產(chǎn)的水資源利用強(qiáng)度，減少水資源利用總量。由于技術(shù)進(jìn)步存在水資源回彈效應(yīng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)，可能會(huì)導(dǎo)致城鎮(zhèn)化進(jìn)程中水資源利用總量降低的效果減弱。可見，技術(shù)進(jìn)步也是城鎮(zhèn)化影響水資源利用的重要變量。

(4)要素聚集程度(Faa)。城鎮(zhèn)化提高了勞動(dòng)力、資本等要素市場(chǎng)的流動(dòng)性和競(jìng)爭(zhēng)性，有助于要素重新配置，形成要素集聚，產(chǎn)生規(guī)模經(jīng)濟(jì)，提高水資源利用效率，降低水資源消耗強(qiáng)度。但同時(shí)勞動(dòng)力、資本等要素集聚帶動(dòng)了城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)方面的固定資產(chǎn)投資，形成的供水設(shè)施、節(jié)水設(shè)施、排水設(shè)施、污水處理設(shè)施因而被更多企業(yè)和居民分享，有助于提高水資源利用效率，減少水資源利用總量。故要素集聚程度也是城鎮(zhèn)化影響水資源利用的重要因素。由于我國(guó)不同地區(qū)要素集聚程度存在差異，要素集聚程度作用城鎮(zhèn)化對(duì)水資源利用的具體影響有待進(jìn)一步檢驗(yàn)。

(5)對(duì)外貿(mào)易(Tra)和外資(Fdi)。一國(guó)(地區(qū))對(duì)外貿(mào)易和外資主要通過(guò)規(guī)模效應(yīng)、技術(shù)效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)等影響水資源利用總量，其中通過(guò)規(guī)模效應(yīng)增加了水資源利用，通過(guò)技術(shù)效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)對(duì)水資源利用的影響不確定。因此，對(duì)外貿(mào)易和外資對(duì)水資源利用的影響取決于上述三種效應(yīng)的綜合作用。而我國(guó)不同地區(qū)的對(duì)外貿(mào)易額和引進(jìn)外資差距較大，一般對(duì)外貿(mào)易額和引進(jìn)外資較多的地區(qū)，參與國(guó)際經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的能力較強(qiáng)，有利于吸納轉(zhuǎn)移的農(nóng)村勞動(dòng)力，促進(jìn)城鎮(zhèn)化，故我國(guó)對(duì)外貿(mào)易額和引進(jìn)外資較多的地區(qū)往往城鎮(zhèn)化水平較高。因此，對(duì)外貿(mào)易和外資也是城鎮(zhèn)化影響水資源利用的兩個(gè)重要變量。

(6)要素市場(chǎng)扭曲(Fsn)。首先，落后產(chǎn)能由于在要素市場(chǎng)扭曲中要素價(jià)格低估而未被淘汰，其生產(chǎn)過(guò)程中利用了大量水資源；其次，要素市場(chǎng)扭曲不利于技術(shù)進(jìn)步和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變，對(duì)水資源利用效率提高產(chǎn)生了負(fù)面影響；再者，要素市場(chǎng)扭曲所滋生的尋租行為導(dǎo)致要素配置效率較低，更多要素分配給了生產(chǎn)效率較低的有政治關(guān)聯(lián)的企業(yè)[25]，導(dǎo)致水資源沒有有效利用。因此，要素市場(chǎng)扭曲不利于提高水資源利用效率，致使水資源利用總量增加。因此，要素市場(chǎng)扭曲也是城鎮(zhèn)化影響水資源利用的重要變量之一。

(7)人力資本(Hca)。內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論認(rèn)為，人力資本是促進(jìn)一國(guó)(地區(qū))技術(shù)進(jìn)步的重要因素。人力資本通過(guò)促進(jìn)技術(shù)研發(fā)和技術(shù)擴(kuò)散提高生產(chǎn)率，進(jìn)而提升水資源利用效率，降低水資源消耗；同時(shí)人力資本提高有助于吸收對(duì)外貿(mào)易和外資的技術(shù)外溢效應(yīng)，提高生產(chǎn)率，降低水資源利用總量；再者，人力資本有助于改善地區(qū)要素稟賦和比較優(yōu)勢(shì)，降低產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中高水耗產(chǎn)業(yè)比重，提高技術(shù)知識(shí)密集型產(chǎn)業(yè)比重，進(jìn)而減少水資源利用總量；最后，人力資本提高推進(jìn)了城市文明，有助于節(jié)約水資源和減少水污染強(qiáng)度。故人力資本也是城鎮(zhèn)化影響水資源利用的重要因素。

在納入上述轉(zhuǎn)換變量后，考慮本期水資源利用總量往往受上一期水資源利用總量影響，以及影響水資源利用的其他因素較多，難以在模型中均納入，故在模型中引入滯后一期的水資源利用總量，因變量水資源利用總量Wru和自變量城鎮(zhèn)化Urb取對(duì)數(shù)形式，最終構(gòu)建了以下PSTR模型:

(三)變量測(cè)度和數(shù)據(jù)說(shuō)明

首先，分別采用水資源用水總量和城鎮(zhèn)人口數(shù)占總?cè)丝跀?shù)比重衡量因變量和自變量；其次，分別用各城市人均GDP、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重、資本勞動(dòng)比①資本采用永續(xù)盤存法計(jì)算得到，公式為Kit＝Iit/Pit+(1-δ)Kit-1，其中Iit為第i個(gè)城市第t年的全社會(huì)固定資產(chǎn)投資，Pit為固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)(以1998年為100)，δ為資本折舊率，采用國(guó)際上慣常的做法，將其設(shè)定為5%，至于初始年份1998年各城市的資本存量，文章通過(guò)下式求出Ki1998＝Ii1998/(0.03+Zi)，其中，Zi為第i個(gè)城市1998-2014年的GDP平均增長(zhǎng)率。勞動(dòng)力數(shù)量用各城市年末就業(yè)人數(shù)來(lái)衡量。、進(jìn)出口總額占GDP比重、實(shí)際利用外資金額占GDP比重來(lái)分別衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)進(jìn)步、對(duì)外貿(mào)易和外資②對(duì)于測(cè)度變量中涉及的GDP，均用GDP折算指數(shù)(以1998年為100)對(duì)各城市原始數(shù)據(jù)進(jìn)行折算。；關(guān)于要素集聚程度，用勞動(dòng)要素集聚和資本要素集聚的平均值來(lái)衡量[26]，其中勞動(dòng)要素集聚＝(某市工業(yè)就業(yè)人數(shù)/全省工業(yè)總就業(yè)人數(shù))/(該市全部就業(yè)人數(shù)/全省總就業(yè)人數(shù))③直轄市的勞動(dòng)要素集聚＝(該市工業(yè)就業(yè)人數(shù)/全國(guó)工業(yè)總就業(yè)人數(shù))/(該市全部就業(yè)人數(shù)/全國(guó)總就業(yè)人數(shù))。，同理可得到資本要素集聚。對(duì)于要素市場(chǎng)扭曲的測(cè)度，采用張杰等[27]的做法來(lái)衡量，其中涉及城市層面的各市場(chǎng)化指數(shù)均依據(jù)樊綱等人[28]的方法計(jì)算得到。關(guān)于人力資本測(cè)度，采用闞大學(xué)和羅良文[29]的做法，利用平均受教育程度來(lái)衡量。

文章選擇的樣本時(shí)間為1998-2014年。相關(guān)變量原始數(shù)據(jù)源自《中國(guó)水資源公報(bào)》《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)城市發(fā)展報(bào)告》《中國(guó)縣(市)社會(huì)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》、各省市統(tǒng)計(jì)年鑒、各省市水資源公報(bào)和各省市水利統(tǒng)計(jì)年報(bào)。表1為各變量的描述統(tǒng)計(jì)量。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

四、實(shí)證結(jié)果分析

(一)非線性檢驗(yàn)

對(duì)上述構(gòu)建的八個(gè)PSTR模型利用LM和LMF統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行非線性檢驗(yàn)，結(jié)果見表2，從中發(fā)現(xiàn)，在H0:r＝0，H1:r＝1時(shí)，所有模型的LM和LMF統(tǒng)計(jì)量均拒絕了原假設(shè)，表明所有模型均是至少有一個(gè)位置參數(shù)的非線性模型，故選擇非線性模型是合適的，即經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)進(jìn)步等八個(gè)轉(zhuǎn)換變量作用城鎮(zhèn)化對(duì)水資源利用的影響存在顯著的非線性特征。進(jìn)一步檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，在H0:r＝1，H1:r＝2時(shí)，模型(1)、(2)、(4)、(5)、(7)的LM和LMF統(tǒng)計(jì)量拒絕了原假設(shè):至少有一個(gè)位置參數(shù)的非線性模型，接受了在H0:r＝2，H1:r＝3時(shí)有兩個(gè)位置參數(shù)的非線性模型假設(shè)，表明模型(1)、(2)、(4)、(5)、(7)的最優(yōu)位置參數(shù)為兩個(gè)。從表2還發(fā)現(xiàn)，在H0:r＝1，H1:r＝2時(shí)，模型(3)、(6)、(8)的LM和LMF統(tǒng)計(jì)量均接受了原假設(shè)，說(shuō)明模型(3)、(6)、(8)的最優(yōu)位置參數(shù)均為一個(gè)。此外，模型(2)的LM和LMF統(tǒng)計(jì)量最大，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)城鎮(zhèn)化的水資源利用效應(yīng)最重要。

表2 非線性檢驗(yàn)結(jié)果

(二)估計(jì)結(jié)果

采用非線性最小二乘法估計(jì)上述八個(gè)PSTR模型，具體結(jié)果如表3所示。

表3 估計(jì)結(jié)果

從表3可知，所有模型的各變量估計(jì)系數(shù)在不同水平上顯著，說(shuō)明各地區(qū)城鎮(zhèn)化對(duì)水資源利用總量存在非線性影響，各地區(qū)城鎮(zhèn)化對(duì)水資源利用總量的影響存在顯著的異質(zhì)性，城鎮(zhèn)化對(duì)水資源利用總量影響的彈性系數(shù)被轉(zhuǎn)換變量分成了若干個(gè)體制，各彈性系數(shù)在體制間平滑轉(zhuǎn)換。

(1)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與城鎮(zhèn)化對(duì)水資源利用總量的影響。模型(1)估計(jì)結(jié)果表明，β0＝0.717，β1＝-0.511，r＝1.102，c有兩個(gè)，c1＝1.017，c2＝6.262，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)城鎮(zhèn)化進(jìn)程下水資源利用總量的影響具有雙門檻的非對(duì)稱特征。當(dāng)Eco位于1.017萬(wàn)元～6.262萬(wàn)元時(shí)，模型處于中間體制，城鎮(zhèn)化對(duì)水資源利用總量影響的彈性系數(shù)為0.717，即城鎮(zhèn)化水平提高1%，水資源利用總量提高0.717%，共有5547個(gè)的樣本觀測(cè)值處于中間體制，占樣本總數(shù)的49.46%；當(dāng)Eco＜1.017萬(wàn)元或者Eco＞6.262萬(wàn)元時(shí)，模型處于外體制，城鎮(zhèn)化對(duì)水資源利用總量影響的彈性系數(shù)為0.206，即城鎮(zhèn)化水平提高1%，水資源利用總量提高0.206%，共有5669個(gè)的樣本觀測(cè)值處于外體制，占樣本總數(shù)的50.54%。因此，在其他條件不變的前提下，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高地區(qū)城鎮(zhèn)化對(duì)水資源利用總量的提高作用均較小，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平中等地區(qū)的提高作用則較大。以2014年為例，和田、定西、臨夏等326個(gè)城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低，人均GDP均低于1.017萬(wàn)元，處于外體制；廣州、深圳、北京、南京、杭州、天津、青島、上海、廈門等77個(gè)城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高，人均GDP均超過(guò)了6.262萬(wàn)元，也處于外體制；而太原、馬鞍山、徐州、湘潭、昆明等261個(gè)城市均處于中間體制，說(shuō)明處于中間體制的城市亟須轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式，走新型城鎮(zhèn)化道路，提高水資源利用效率。外體制中經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的城市同樣需提高城鎮(zhèn)化質(zhì)量，避免當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展由外體制進(jìn)入中間體制所帶來(lái)的水資源利用總量大幅提高。從模型(1)的估計(jì)結(jié)果還可知，r為1.102，表明隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的變化，城鎮(zhèn)化對(duì)水資源利用總量的影響在體制間平滑轉(zhuǎn)換，變化速率為1.102。

(2)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與城鎮(zhèn)化對(duì)水資源利用總量的影響。模型(2)估計(jì)結(jié)果表明，β0＝0.553，β1＝-0.798，c＝0.469，其中位置參數(shù)將模型分為兩個(gè)體制，當(dāng)Ind＜0.469時(shí)，模型處于低體制，城鎮(zhèn)化對(duì)水資源利用總量影響的彈性系數(shù)為0.553，即城鎮(zhèn)化水平提高1%，水資源利用總量提高0.553%，共有10895個(gè)的樣本觀測(cè)值處于低體制，占樣本總數(shù)高達(dá)97.14%；當(dāng)Ind＞0.469時(shí)，模型處于高體制，城鎮(zhèn)化對(duì)水資源利用總量影響的彈性系數(shù)為-0.245，即城鎮(zhèn)化水平提高1%，水資源利用總量下降0.245%，共有321個(gè)的樣本觀測(cè)值處于高體制，僅占樣本總數(shù)的2.86%。因此，在其他條件不變前提下，第三產(chǎn)業(yè)占GDP比重較低，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)滯后的地區(qū)城鎮(zhèn)化提高了水資源利用總量，反之，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平高的地區(qū)城鎮(zhèn)化則有助于水資源利用總量降低。以2014年為例，北京、濟(jì)南、南京、天津、哈爾濱、東莞、上海、廈門、武漢等41個(gè)城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平較高，第三產(chǎn)業(yè)占GDP比重均超過(guò)了0.469，處于高體制，城鎮(zhèn)化降低了水資源利用總量，而其他城市均處于低體制，城鎮(zhèn)化提高了水資源利用總量，說(shuō)明處于低體制的城市在走新型城鎮(zhèn)化道路時(shí)，需優(yōu)化調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，促進(jìn)其轉(zhuǎn)型升級(jí)，進(jìn)而降低水資源利用強(qiáng)度及其總量。從模型(2)的估計(jì)結(jié)果還發(fā)現(xiàn)，r為1.417，表明城鎮(zhèn)化對(duì)水資源利用總量的影響隨產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化在體制間平滑轉(zhuǎn)換，變化速率為1.417。

(3)技術(shù)進(jìn)步與城鎮(zhèn)化對(duì)水資源利用總量的影響。模型(3)估計(jì)結(jié)果表明，β0＝-0.164，β1＝-0.182，說(shuō)明技術(shù)進(jìn)步有助于城鎮(zhèn)化降低水資源利用總量；位置參數(shù)c＝5.960，其將模型分為兩個(gè)體制，當(dāng)Tol＜5.960時(shí)和Tol＞5.960時(shí)，模型分別處于低體制和高體制，相應(yīng)城鎮(zhèn)化對(duì)水資源利用總量影響的彈性系數(shù)分別為-0.164和-0.346，即城鎮(zhèn)化水平提高1%，低體制中水資源利用總量下降0.164%，高體制中則下降0.346%，樣本中有95.68%的觀測(cè)值處于低體制，剩下4.32%的觀測(cè)值處于高體制。說(shuō)明在其他條件不變前提下，技術(shù)進(jìn)步越顯著的地區(qū)城鎮(zhèn)化更有利于水資源利用總量降低。2014年北京、沈陽(yáng)、南京、武漢、上海、杭州、西安等79個(gè)城市處于高體制，這些城市在研發(fā)資金投入、知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)等方面力度較大，技術(shù)進(jìn)步較快，使得城鎮(zhèn)化對(duì)水資源利用總量的降低作用更為明顯，而其他城市均處于低體制，技術(shù)進(jìn)步不顯著，城鎮(zhèn)化對(duì)水資源利用總量的降低作用較小。從模型(3)的估計(jì)結(jié)果還發(fā)現(xiàn)，平滑參數(shù)r＝1.253，表明隨著技術(shù)進(jìn)步的變化，城鎮(zhèn)化對(duì)水資源利用總量的影響在體制間平滑轉(zhuǎn)換，變化速率為1.253。

(4)要素集聚程度與城鎮(zhèn)化對(duì)水資源利用總量的影響。從模型(4)估計(jì)結(jié)果可知，β0和β1均為負(fù)數(shù)，說(shuō)明要素集聚程度提高有助于城鎮(zhèn)化降低水資源利用總量；位置參數(shù)c＝1.756，其將模型分為高低兩個(gè)體制，城鎮(zhèn)化對(duì)水資源利用總量的影響隨要素集聚程度的變化在體制間平滑轉(zhuǎn)換，變化速率為1.369；從城鎮(zhèn)化對(duì)水資源利用總量影響的彈性系數(shù)可知，城鎮(zhèn)化水平提高1%，低體制和高體制中水資源利用總量分別下降0.193%和0.407%，樣本中有10451個(gè)的觀測(cè)值處于低體制，占樣本總數(shù)93.18%，765個(gè)的觀測(cè)值處于高體制，僅占6.82%，說(shuō)明在其他條件不變情況下，要素集聚程度越高的地區(qū)城鎮(zhèn)化越有利于水資源利用總量降低。2014年北京、上海、南京、武漢、鄭州、廣州、杭州、西安、重慶、成都等52個(gè)城市處于高體制，這些城市勞動(dòng)力和資本等要素集聚程度較高，規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)明顯，致使城鎮(zhèn)化對(duì)水資源利用總量的降低作用更為顯著，而其他城市均處于低體制，要素集聚程度較低，城鎮(zhèn)化對(duì)水資源利用總量的降低作用較小。

(5)對(duì)外貿(mào)易與城鎮(zhèn)化對(duì)水資源利用總量的影響。從模型(5)估計(jì)結(jié)果可知，位置參數(shù)c1＝0.031，c2＝0.424，說(shuō)明對(duì)外貿(mào)易對(duì)城鎮(zhèn)化進(jìn)程下水資源利用總量的影響具有雙門檻的非對(duì)稱特征。當(dāng)Tra位于0.031～0.424時(shí)，模型處于中間體制；當(dāng)Tra＜0.031或者Tra＞0.424時(shí)，模型處于外體制，城鎮(zhèn)化對(duì)水資源利用總量的影響隨對(duì)外貿(mào)易的變化在體制間平滑轉(zhuǎn)換，變化速率為1.286；樣本中處于中間體制和外體制的觀測(cè)值分別占樣本總數(shù)的92.22%和7.78%，大多數(shù)觀測(cè)值處于中間體制。模型(5)估計(jì)結(jié)果還表明，中間體制和外體制相應(yīng)城鎮(zhèn)化對(duì)水資源利用總量影響的彈性系數(shù)分別為0.925和0.247，即城鎮(zhèn)化水平提高1%，中間體制和外體制中水資源利用總量分別提高0.925%和0.247%。因此，在其他條件不變前提下，進(jìn)出口額占GDP比重較低和較高地區(qū)分別由于外貿(mào)金額較小和外貿(mào)質(zhì)量較高，使得城鎮(zhèn)化對(duì)水資源利用總量的提高作用均較??；進(jìn)出口額占GDP比重中等地區(qū)外貿(mào)質(zhì)量較低，主要從事高耗水的勞動(dòng)密集型制造業(yè)產(chǎn)品出口，外貿(mào)技術(shù)外溢效應(yīng)不明顯，致使城鎮(zhèn)化對(duì)水資源利用總量的提高作用較大。2014年北京、天津、大連、上海、杭州、寧波、廈門、青島、廣州、深圳等56個(gè)城市處于外體制，這些城市對(duì)外貿(mào)易對(duì)城鎮(zhèn)化進(jìn)程下水資源利用總量的正面影響較小，而處于中間體制的其他城市對(duì)外貿(mào)易產(chǎn)生的正面影響則較大。

(6)外資與城鎮(zhèn)化對(duì)水資源利用總量的影響。從模型(6)估計(jì)結(jié)果可知，位置參數(shù)c1＝0.003，c2＝0.035，說(shuō)明外資對(duì)城鎮(zhèn)化進(jìn)程下水資源利用總量的影響也具有雙門檻的非對(duì)稱特征。當(dāng)Fdi位于c1和c2之間時(shí)，模型處于中間體制；當(dāng)Fdi＜c1或者Fdi＞c2時(shí)，模型處于外體制，中間體制和外體制中城鎮(zhèn)化水平提高1%，水資源利用總量分別提高0.088%和0.025%，樣本中處于中間體制和外體制的觀測(cè)值分別占91.03%和8.97%。同時(shí)由于r＝1.034，說(shuō)明隨著外資的變化，城鎮(zhèn)化對(duì)水資源利用總量的影響在體制間平滑轉(zhuǎn)換，變化速率為1.034。從模型(6)估計(jì)結(jié)果還發(fā)現(xiàn)，在其他條件不變情況下，實(shí)際利用外資金額占GDP比重較低和較高地區(qū)分別由于外資金額較小和實(shí)際利用外資質(zhì)量較高，致使城鎮(zhèn)化進(jìn)程中水資源利用效應(yīng)較小，實(shí)際利用外資金額占GDP比重中等地區(qū)實(shí)際利用外資質(zhì)量較低，在城鎮(zhèn)化進(jìn)程中外資多是進(jìn)入耗水量較多的勞動(dòng)密集型制造業(yè)和房地產(chǎn)等傳統(tǒng)服務(wù)業(yè)，外資技術(shù)外溢效應(yīng)較低，致使城鎮(zhèn)化進(jìn)程中水資源利用總量較大。2014年，天津、沈陽(yáng)、大連、上海、杭州、廈門、青島、南昌、重慶、成都、西安等74個(gè)城市處于外體制，這些城市外資對(duì)城鎮(zhèn)化水資源利用效應(yīng)的正面影響較小，而其他城市均處于中間體制，外資對(duì)城鎮(zhèn)化水資源利用效應(yīng)的正面影響較大。

(7)要素市場(chǎng)扭曲與城鎮(zhèn)化對(duì)水資源利用總量的影響。模型(7)估計(jì)結(jié)果表明，β0和β1均為正值，說(shuō)明要素市場(chǎng)扭曲導(dǎo)致城鎮(zhèn)化提高了水資源利用總量。位置參數(shù)只有一個(gè)，其將模型分為高低兩個(gè)體制，其中要素市場(chǎng)扭曲程度低的低體制中城鎮(zhèn)化對(duì)水資源利用總量的影響較小，高體制中城鎮(zhèn)化對(duì)水資源利用總量的影響則較大，且該影響隨要素市場(chǎng)扭曲程度的變化在高低體制間平滑轉(zhuǎn)換，變化速率為1.275。樣本中90.13%的觀測(cè)值處于高體制，9.87%的觀測(cè)值處于低體制。2014年北京、天津、大連、上海、杭州、哈爾濱、太原、成都、長(zhǎng)春、昆明、蘭州等95個(gè)城市處于低體制，這些城市要素市場(chǎng)扭曲對(duì)城鎮(zhèn)化水資源利用效應(yīng)的正面影響較?。黄渌鞘袆t處于高體制，這些城市要素市場(chǎng)扭曲程度較高，導(dǎo)致城鎮(zhèn)化進(jìn)程中落后產(chǎn)能鎖定效應(yīng)與水資源誤置，使得城鎮(zhèn)化對(duì)水資源利用總量的提高作用較大。

(8)人力資本與城鎮(zhèn)化對(duì)水資源利用總量的影響。模型(8)的估計(jì)結(jié)果表明，β0和β1均為負(fù)數(shù)，說(shuō)明人力資本提高有助于城鎮(zhèn)化降低水資源利用總量。c＝9.329，將模型分為高低兩個(gè)體制，低體制地區(qū)中人力資本水平較低，城鎮(zhèn)化水平提高1%，水資源利用總量下降0.118%；高體制地區(qū)中人力資本水平較高，城鎮(zhèn)化水平提高1%，水資源利用總量下降0.287%。隨著人力資本變化，城鎮(zhèn)化對(duì)水資源利用總量的影響在高低體制間平滑轉(zhuǎn)換，變化速率為1.181。樣本中僅小部分觀測(cè)值處于高體制，占7.84%。2014年北京、天津、沈陽(yáng)、長(zhǎng)春、哈爾濱、上海、南京、廣州、武漢、西安等67個(gè)城市人力資本水平較高，處于高體制，這些城市人力資本通過(guò)促進(jìn)技術(shù)研發(fā)與擴(kuò)散，提高技術(shù)外溢效應(yīng)吸收，改善要素稟賦，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，推進(jìn)城市文明等渠道，較為顯著地提高了城鎮(zhèn)化進(jìn)程中水資源利用效率，進(jìn)而城鎮(zhèn)化降低水資源利用總量的效果比較好；其他城市人力資本水平較低，處于低體制，城鎮(zhèn)化對(duì)水資源利用總量的降低作用較小。

五、結(jié)論與政策建議

基于1998-2014年城市動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用PSTR模型檢驗(yàn)了城鎮(zhèn)化對(duì)水資源利用總量的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)各地區(qū)城鎮(zhèn)化對(duì)水資源利用總量的影響是非線性的，該影響隨各城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)進(jìn)步、要素聚集程度、對(duì)外貿(mào)易、外資、要素市場(chǎng)扭曲和人力資本變化而不同。其中經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、對(duì)外貿(mào)易和外資對(duì)城鎮(zhèn)化的水資源利用效應(yīng)具有雙門檻的非對(duì)稱特征，存在兩個(gè)位置參數(shù)，將各城市分為中間體制與外體制，處于外體制中經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高城市與較低城市，城鎮(zhèn)化對(duì)水資源利用總量的提高作用較小，處于中間體制的中等經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平城市，城鎮(zhèn)化對(duì)水資源利用總量的提高作用較大。該結(jié)論也適用于對(duì)外貿(mào)易和外資兩個(gè)轉(zhuǎn)換變量。基于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的研究表明，只存在一個(gè)位置參數(shù)，該參數(shù)將各城市分為高、低兩個(gè)體制，高體制中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平較高，城鎮(zhèn)化降低水資源利用總量；低體制中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平較低，城鎮(zhèn)化提高了水資源利用總量?；诩夹g(shù)進(jìn)步、要素集聚程度和人力資本的研究表明，技術(shù)進(jìn)步、要素集聚程度和人力資本提高均有助于城鎮(zhèn)化降低水資源利用總量，也均只存在一個(gè)位置參數(shù)，該參數(shù)將各城市分為高、低兩個(gè)體制，在兩個(gè)體制中，技術(shù)進(jìn)步、要素集聚程度和人力資本對(duì)城鎮(zhèn)化進(jìn)程中水資源利用總量產(chǎn)生的降低作用不同。基于要素市場(chǎng)扭曲的研究表明，要素市場(chǎng)扭曲導(dǎo)致城鎮(zhèn)化提高了水資源利用總量，位置參數(shù)也將各城市分為高低兩個(gè)體制，低體制中要素市場(chǎng)扭曲對(duì)城鎮(zhèn)化水資源利用效應(yīng)的正面影響較小，高體制中產(chǎn)生的正面影響則較大。此外，隨著上述八個(gè)轉(zhuǎn)換變量水平變化，城鎮(zhèn)化對(duì)水資源利用總量的影響在體制間平滑轉(zhuǎn)換。

依據(jù)上述結(jié)論，筆者提出以下政策建議:一是提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，轉(zhuǎn)變粗放型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式，走新型城鎮(zhèn)化道路，提高城鎮(zhèn)化質(zhì)量；在發(fā)展對(duì)外貿(mào)易的同時(shí)，需重點(diǎn)培育外貿(mào)新業(yè)態(tài)，探索外貿(mào)轉(zhuǎn)型發(fā)展新路徑，提高外貿(mào)質(zhì)量，同時(shí)需豐富外資利用形式，改進(jìn)和完善招商方式，拓寬招商領(lǐng)域，加大部分領(lǐng)域引資力度，開辟利用外資新的增長(zhǎng)點(diǎn)，提升外資質(zhì)量；努力縮短經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、對(duì)外貿(mào)易和外資較低城市處于中間體制的時(shí)間，使中等經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、對(duì)外貿(mào)易和外資的城市進(jìn)入外體制中，進(jìn)而降低城鎮(zhèn)化對(duì)水資源利用總量的提高幅度。二是著眼第三產(chǎn)業(yè)新業(yè)態(tài)、新體制，推動(dòng)第三產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展、多元發(fā)展，進(jìn)而提高新興服務(wù)業(yè)比重，推進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，使處于低體制的城市進(jìn)入高體制中，以此發(fā)揮城鎮(zhèn)化來(lái)降低水資源利用總量的作用。三是改革和完善各種要素的市場(chǎng)定價(jià)機(jī)制，推進(jìn)要素市場(chǎng)市場(chǎng)化進(jìn)程，減少政府對(duì)勞動(dòng)力、資本、土地等要素市場(chǎng)的干預(yù)和管制，提高要素市場(chǎng)流動(dòng)性，降低要素市場(chǎng)扭曲程度，使處于高體制的城市進(jìn)入低體制中，進(jìn)而降低城鎮(zhèn)化對(duì)水資源利用總量的提高幅度。四是加強(qiáng)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度，增加研發(fā)投入，減少技術(shù)創(chuàng)新成本，降低創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)，提高技術(shù)創(chuàng)新回報(bào)，推動(dòng)技術(shù)進(jìn)步；同時(shí)整合資源，搭建服務(wù)平臺(tái)，推進(jìn)產(chǎn)業(yè)融合，以產(chǎn)業(yè)集聚引導(dǎo)要素集聚，提高要素集聚程度；另加強(qiáng)教育培訓(xùn)，增加人力資本投入，提高其投資收益率，提升人力資本素質(zhì)，使得技術(shù)進(jìn)步、要素集聚程度和人力資本處于低體制的城市進(jìn)入高體制中，從而更好地發(fā)揮城鎮(zhèn)化降低水資源利用總量的作用。

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Study on the Nonlinear Influence of Urbanization on Water Resources Utilization:Based on PSTR Model

KAN Da-xue， LV Lian-ju， Nanchang Institute of Technology

Based on the urban dynamic panel data，the paper uses the PSTR model empirical study and finds that the urbanization has obvious nonlinear effect on water resources utilization.The effects depend on the transformation variables with threshold effects.The water resources utilization effect is relatively weak for the cities with higher and lower economic development level，while strong for those with middle economic development level.This conclusion also applies to foreign trade and foreign capital.Other conversion variables divide provinces into two systems，in which the total water resources utilization is decreased in cities of high industrial structure level，increased in cities of low industrial structure level.And the reduction effects of water resources utilization fby urbanization are greater in the cities with higher level of technological progress，factors agglomeration degree and human capital，while the improve effects of water resources utilization for the urbanization is greater in cities with higher factor market distortion.

urbanization；water resources utilization；nonlinear；PSTR model

F016.3

A

1671-7023(2017)06-0126-09

闞大學(xué)，南昌工程學(xué)院經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院副教授；呂連菊，南昌工程學(xué)院經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院講師。

國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目“中國(guó)城鎮(zhèn)化對(duì)水資源利用的影響研究：基于水足跡視角”(71764018)；江西省教育廳科技項(xiàng)目“城鎮(zhèn)化對(duì)中部地區(qū)水資源利用的影響：基于水足跡視角研究”(GJJ151119)；江西省高校人文社會(huì)科學(xué)研究項(xiàng)目“江西城鎮(zhèn)化進(jìn)程對(duì)水足跡的影響研究”(JJ1551)；江西省自然科學(xué)基金項(xiàng)目“要素市場(chǎng)扭曲對(duì)城鎮(zhèn)化的影響研究：基于水平、質(zhì)量和結(jié)構(gòu)視角”(20171BAA218014)

2017-09-18

責(zé)任編輯 胡章成