聶春霞，田加源

(新疆發(fā)展與改革委員會(huì)經(jīng)濟(jì)研究院，新疆 烏魯木齊 830002)

天山北坡城市群是國(guó)家培育的西部地區(qū)城市群之一，其處于典型的干旱區(qū)綠洲、荒漠生態(tài)環(huán)境交錯(cuò)帶，面臨著水資源約束的瓶頸，艾比湖、瑪納斯河流域等已無水資源開采潛力，烏魯木齊市的重要水源一號(hào)冰川也在加速萎縮，烏魯木齊河來水量日漸減少、水資源已經(jīng)嚴(yán)重超載；石河子市、克拉瑪依市、吐魯番市等區(qū)域地下水開發(fā)利用率均超過100%，引發(fā)了地下水位持續(xù)下降、土地沙化、荒漠化加劇、草原品質(zhì)下降等生態(tài)問題，同時(shí)，由于煤電煤化工等重工業(yè)的發(fā)展，造成了烏魯木齊、阜康和奎屯空氣污染嚴(yán)重。研究水資源對(duì)天山北坡城市群城鎮(zhèn)化的脅迫作用，通過采取有效措施，合理調(diào)控水資源脅迫強(qiáng)度，盡可能使水資源脅迫作用處于正常狀態(tài)下脅迫類型，從而保障天山北坡城市群可持續(xù)發(fā)展。

1 水資源對(duì)城鎮(zhèn)化脅迫研究的進(jìn)展評(píng)述

“脅迫”一詞起源于生理學(xué)，指不利于生物生長(zhǎng)的一切生態(tài)環(huán)境的總稱。之后，“脅迫”被廣泛用于其他學(xué)科領(lǐng)域。水資源脅迫指在某一特定時(shí)間或空間范圍內(nèi)，由于水資源缺乏而阻礙了城鎮(zhèn)化進(jìn)程，水資源對(duì)城鎮(zhèn)化的這種約束作用被稱為水資源脅迫。目前水資源對(duì)城鎮(zhèn)化脅迫的研究主要集中于水資源對(duì)城鎮(zhèn)化約束力的內(nèi)涵、水資源對(duì)城鎮(zhèn)化約束力計(jì)算方法、水資源變化對(duì)城鎮(zhèn)化的脅迫規(guī)律、水資源約束下的城鎮(zhèn)化閥值計(jì)算4個(gè)方面。鮑超等[1](2006)提出了水資源約束力的內(nèi)涵、研究意義及戰(zhàn)略框架。鮑超等[2](2007)通過西北干旱區(qū)典型綠洲城市武威和張掖的城市化水平、用水總量等變化過程的定量分析和比較，發(fā)現(xiàn)城市化水平與用水總量之間擬合方程的相關(guān)系數(shù)，可作為定量識(shí)別西北干旱區(qū)水資源約束城鎮(zhèn)化進(jìn)程的重要指標(biāo)；高翔等[3](2010)、鮑超等[4](2007)、陳彤等[5](2013)通過建立指標(biāo)體系，先后采用了層次分析法、熵值法、灰色關(guān)聯(lián)度法計(jì)算了我國(guó)西北干旱地區(qū)水資源約束力以及城市化與水資源的耦合度。方創(chuàng)琳等[6](2004)把水資源作為西北干旱區(qū)先決約束條件，提出了水資源約束下西北干旱區(qū)水資源變化對(duì)城鎮(zhèn)化過程的脅迫機(jī)制與規(guī)律。方創(chuàng)琳等[7](2005)計(jì)算分析了水資源約束下西北干旱區(qū)城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展與城鎮(zhèn)化閥值。鮑超等[8](2010)探討了城鎮(zhèn)化進(jìn)程與水資源開發(fā)利用之間響應(yīng)與反饋機(jī)理，并提出了相關(guān)的調(diào)控模式與建議。

關(guān)于城市群水資源與城鎮(zhèn)化的相關(guān)研究主要集中在城市群水資源承載力、水資源優(yōu)化配置、水環(huán)境效應(yīng)、水資源脆弱性評(píng)價(jià)等方面，還未見水資源對(duì)城市群城鎮(zhèn)化脅迫作用的成果。張小梅[9](2014)分別評(píng)價(jià)了遼中南城市群、環(huán)渤海西岸城市群、半島城市群等6座城市群的水資源承載力。張瑞[10](2010)分析了湘江干流長(zhǎng)株潭城市群水資源現(xiàn)狀，構(gòu)建了湘江干流長(zhǎng)株潭城市群水資源安全配置優(yōu)化模型；譚樂彥等[11](2014)對(duì)濟(jì)寧都市區(qū)城市群進(jìn)行復(fù)雜水源系統(tǒng)下的多目標(biāo)供水進(jìn)行了分析，提出了水資源配置方案?？镂幕鄣萚12](2011)分析了京津唐城市群不透水地表對(duì)海河流域地表水環(huán)境的影響。周念清等[13](2014)通過構(gòu)建壓力驅(qū)動(dòng)DPSIR(驅(qū)動(dòng)力—壓力—狀態(tài)—影響—反應(yīng))模型，采用層次分析法和熵權(quán)法，評(píng)價(jià)了長(zhǎng)株潭城市群水資源系統(tǒng)的脆弱性。

天山北坡城市群水資源與城鎮(zhèn)化的相關(guān)研究主要集中于水文效應(yīng)、水資源供需情況、地下水可開采量3個(gè)方面。楊瑾等[14](2005)對(duì)天山北坡地下水開發(fā)利用中存在的問題進(jìn)行了分析。穆艾塔爾·賽地等[15](2013)利用多種水文統(tǒng)計(jì)模型，分析了天山北坡的烏魯木齊河、瑪納斯河和奎屯河流域近50年的流域水文綜合特征，判斷徑流年內(nèi)/年際變化特征及變化趨勢(shì)。鄧銘江等[16](2010)通過分析預(yù)測(cè)天山北麓水資源供需發(fā)展趨勢(shì)，結(jié)合外流域可調(diào)入的水量和社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展布局，提出了區(qū)域水資源合理配置及重點(diǎn)工程規(guī)劃思路。吳紅燕[17](2013)利用典型流域開采模型、可開采系數(shù)計(jì)算了天山北坡昌吉市和阜康市地下水可開采量。

基于上述文獻(xiàn)，關(guān)于水資源對(duì)城市群城鎮(zhèn)化脅迫的研究起步較晚，多數(shù)文獻(xiàn)針對(duì)西北干旱區(qū)城鎮(zhèn)層面的數(shù)據(jù)，分析了水資源對(duì)城鎮(zhèn)化的約束或脅迫作用，而城市群城鎮(zhèn)化進(jìn)程中的水資源短缺問題突出，特別是天山北坡城市群城鎮(zhèn)化進(jìn)程中面臨的水資源壓力更加突出，現(xiàn)有的研究中鮮有系統(tǒng)地研究城市群水資源對(duì)城鎮(zhèn)化脅迫作用的成果，更缺少系統(tǒng)地研究天山北坡城市群水資源對(duì)城鎮(zhèn)化脅迫作用的成果。本文以天山北坡城市群為研究對(duì)象，以水資源作為先決約束條件，選擇水資源變化過程與城鎮(zhèn)化過程之間相互脅迫的驅(qū)動(dòng)因子，運(yùn)用天山北坡城市群2004～2016年面板數(shù)據(jù)，估算了水資源對(duì)天山北坡城市群城鎮(zhèn)化的脅迫強(qiáng)度。

2 研究區(qū)域選擇

天山北坡城市群地處歐亞腹地，東起吐魯番，西至克拉瑪依，天山北坡城市群規(guī)劃(2016～2020)范圍包括：烏魯木齊、克拉瑪依、昌吉、吐魯番、阜康、石河子、五家渠、奎屯、烏蘇9座城市。其中，五家渠市的城鎮(zhèn)化和水資源的相關(guān)數(shù)據(jù)缺失，難以獲取?；诖?，本文以烏魯木齊、克拉瑪依、昌吉、吐魯番、阜康、石河子、奎屯、烏蘇8座城市為研究對(duì)象，利用2004～2016年《新疆水資源公報(bào)》及各地州(市)水資源公報(bào)、《新疆統(tǒng)計(jì)年鑒》中的相關(guān)數(shù)據(jù)，計(jì)算和分析天山北坡城市群水資源對(duì)城鎮(zhèn)化的脅迫作用。

3 城鎮(zhèn)化水平與用水量變化分析

近年來，天山北坡城市群的人口不斷增加，城鎮(zhèn)化水平不斷提高。2016年，天山北坡城市群的總?cè)丝?24.46萬人，比2005年增加了74.88萬人；城鎮(zhèn)化率(城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎?分別為83.66%，比2005年上升了13.77個(gè)百分點(diǎn)。其中，烏魯木齊作為首府城市，總?cè)丝谧疃啵?016年其人口數(shù)達(dá)267.87萬人，比其他7座城市的總?cè)丝谶€多11.28萬人，阜康市人口最少，僅為16.71萬人；城鎮(zhèn)化水平差別較大，克拉瑪依市城鎮(zhèn)化率最高，吐魯番市和烏蘇市城鎮(zhèn)化率最低,分別為36.9%和36.6%。伴隨著人口的增加，天山北坡城市群用水量呈不斷增加的趨勢(shì)。2016年，天山北坡城市群用水總量達(dá)到53.59億m3，較2005年增加了2.38億m3，在8座城市中，除石河子市大力推廣農(nóng)業(yè)高效節(jié)水措施，用水總量不斷減少外，其余7座城市都呈增加態(tài)勢(shì)。

從用水量在產(chǎn)業(yè)間的分布看，由于天山北坡城市群用水結(jié)構(gòu)以效益較低的第一產(chǎn)業(yè)為主，其次是近年來工業(yè)的快速發(fā)展，使得第二產(chǎn)業(yè)用水量較大，第三產(chǎn)業(yè)用水量較少。2016年，第一產(chǎn)業(yè)用水量達(dá)到44.71億m3，比2005年增加了2.2億m3，第一產(chǎn)業(yè)用水量占用水總量的83.43%，比2005年增加了0.43個(gè)百分點(diǎn)，尤其是烏蘇、克拉瑪依、阜康、昌吉、吐魯番第一產(chǎn)業(yè)用水量比2005年增加了4.80億m3、2.38億m3、1.52億m3、1.46億m3、1.08億m3。第二產(chǎn)業(yè)用水量2.53億m3，占用水總量的比重為5.0%，比2005年下降了3個(gè)百分點(diǎn)，除烏魯木齊、奎屯第二產(chǎn)業(yè)用水量增加了0.15億m3和0.06億m3外，其余6座城市都呈減少態(tài)勢(shì)。第三產(chǎn)業(yè)用水量較少，為0.53億m3，比2005年減少了0.04億m3。

4 水資源對(duì)城鎮(zhèn)化的脅迫模型及分析

4.1 水資源與城鎮(zhèn)化間關(guān)系的推導(dǎo)

周一星[19]對(duì)157個(gè)國(guó)家和地區(qū)1977年的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析后，得出城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間呈對(duì)數(shù)曲線關(guān)系，表示為：

Y=c+dln(Z)

(1)

其中，Y為城鎮(zhèn)化水平，Z為人均GDP，c、d為擬合參數(shù)。

宋建軍等[20]利用50年間全國(guó)GDP指數(shù)與全國(guó)年用水量數(shù)據(jù)，分析得出用水量與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平間呈冪函數(shù)關(guān)系，表示為：

X=gZf

(2)

其中，X為用水量，Z為人均GDP，g、f為擬合參數(shù)。

將(2)式兩邊取對(duì)數(shù)后變?yōu)椋?/p>

ln(X)=lng+fln(Z)

(3)

將(1)式和(3)式消去中間變量ln(Z)，得到城鎮(zhèn)化水平與用水量的對(duì)數(shù)關(guān)系：

Y=a+bln(X)

(4)

其中,a、b為擬合參數(shù)，b>0，即城鎮(zhèn)化水平與用水量之間呈正相關(guān)關(guān)系。

在此，將城鎮(zhèn)化水平擴(kuò)展到環(huán)境城鎮(zhèn)化、經(jīng)濟(jì)城鎮(zhèn)化、人口城鎮(zhèn)化3個(gè)方面，環(huán)境城鎮(zhèn)化水平(Y1)用城市空氣質(zhì)量達(dá)到二級(jí)及以上天數(shù)占全年比重來衡量，經(jīng)濟(jì)城鎮(zhèn)化水平(Y2)用第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重衡量，人口城鎮(zhèn)化水平(Y3)用城鎮(zhèn)化率衡量。同時(shí)，將用水量細(xì)化為第一產(chǎn)業(yè)用水量(X1)、第二產(chǎn)業(yè)用水量(X2)、第三產(chǎn)業(yè)用水量(X3)。

4.2 水資源對(duì)城鎮(zhèn)化脅迫關(guān)系的分析

通過城鎮(zhèn)化與水資源利用關(guān)系式(4)可以計(jì)算一定城鎮(zhèn)化水平下的用水量，也可以計(jì)算城鎮(zhèn)化水平每增加1個(gè)百分點(diǎn)，所需增加的用水量。但是，由于區(qū)域水資源的有限性，用水總量的增加也是有限的，當(dāng)用水量達(dá)到或超過水資源利用極限時(shí)，則城鎮(zhèn)化進(jìn)程受到限制。在這種情況下，如果要推進(jìn)城鎮(zhèn)化進(jìn)程，必須要轉(zhuǎn)變水資源利用方式和城鎮(zhèn)化發(fā)展方式，使用水量呈零增長(zhǎng)或負(fù)增長(zhǎng)，而一旦出現(xiàn)零增長(zhǎng)或負(fù)增長(zhǎng)，城鎮(zhèn)化水平與用水量間的對(duì)數(shù)關(guān)系逐漸削弱，相關(guān)系數(shù)R2就會(huì)逐漸減小。當(dāng)需水量出現(xiàn)零增長(zhǎng)或負(fù)增長(zhǎng)時(shí)，城鎮(zhèn)化水平與用水量間的對(duì)數(shù)模型就不能通過顯著性檢驗(yàn)，即城鎮(zhèn)化水平與用水量就不能滿足上述模型。因此，可利用(4)式中的相關(guān)系數(shù)R2來測(cè)度水資源對(duì)城鎮(zhèn)化的強(qiáng)度，相關(guān)系數(shù)越小，表明水資源脅迫強(qiáng)度越大，相關(guān)系數(shù)R2越大，城鎮(zhèn)化水平與用水量之間符合上述對(duì)數(shù)函數(shù)關(guān)系。

相關(guān)系數(shù)R2表示城鎮(zhèn)化水平Y(jié)i和用水量Xi間的相關(guān)程度，一般情況下，當(dāng)0≤R2≤0.4時(shí)，屬弱相關(guān)；當(dāng)0.4≤R2≤0.6時(shí)，屬較強(qiáng)相關(guān)；當(dāng)0.6≤R2≤0.8時(shí)，屬強(qiáng)相關(guān)；當(dāng)0.8≤R2≤1時(shí)，屬極強(qiáng)相關(guān)。R2表示回歸方程的擬合系數(shù)，1-R2表示實(shí)際值與擬合值間的偏離程度，當(dāng)水資源脅迫強(qiáng)度為零時(shí)，城鎮(zhèn)化水平與用水量符合對(duì)數(shù)函數(shù)關(guān)系，當(dāng)水資源脅迫強(qiáng)度增大時(shí)，城鎮(zhèn)化水平隨用水量的變化將逐漸偏離理想狀態(tài)下的對(duì)數(shù)函數(shù)關(guān)系。因此，可以用偏離程度1-R2測(cè)量水資源對(duì)城鎮(zhèn)化的脅迫強(qiáng)度。

P=1-R2

P表示水資源對(duì)城鎮(zhèn)化的脅迫強(qiáng)度，R2表示城鎮(zhèn)化水平與用水量間的相關(guān)系數(shù)，0≤P≤1，P越接近1，表明水資源脅迫強(qiáng)度越大。

根據(jù)方創(chuàng)琳等的相關(guān)研究，按照以下標(biāo)準(zhǔn)確定脅迫強(qiáng)度：當(dāng)0≤P<0.4水資源脅迫強(qiáng)度為弱脅迫；當(dāng)0.4≤P<0.6水資源脅迫強(qiáng)度為較強(qiáng)脅迫；當(dāng)0.6≤P<0.8水資源脅迫強(qiáng)度為強(qiáng)脅迫；當(dāng)0.8≤P≤1水資源脅迫強(qiáng)度為極強(qiáng)脅迫。

為具體分析天山北坡城市群水資源對(duì)城鎮(zhèn)化的脅迫作用，首先，對(duì)2004～2016年天山北坡城市群8座城市的第一產(chǎn)業(yè)用水量(百萬m3)、第二產(chǎn)業(yè)用水量(百萬m3)、第三產(chǎn)業(yè)用水量(百萬m3)3組序列取對(duì)數(shù)。接著，利用Eviews 6.0軟件，采用ADF- Fisher測(cè)試方法，分別對(duì)該3組序列及空氣質(zhì)量達(dá)到及好于二級(jí)天數(shù)占全年比重、第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重、城鎮(zhèn)化率的一階差分?jǐn)?shù)列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，得出所有數(shù)列均通過了平穩(wěn)性檢驗(yàn)(表1)。第三，通過對(duì)城鎮(zhèn)化水平與用水量各指標(biāo)間的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)(表2)，得出空氣質(zhì)量達(dá)到及好于二級(jí)天數(shù)占全年比重與第一產(chǎn)業(yè)用水量間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系，與第二產(chǎn)業(yè)用水量和第三產(chǎn)業(yè)用水量間不存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系；第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重與第一產(chǎn)業(yè)用水量、第二產(chǎn)業(yè)用水量和第三產(chǎn)業(yè)用水量間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系；城鎮(zhèn)化率與第一產(chǎn)業(yè)用水量間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系，城鎮(zhèn)化率與第二產(chǎn)業(yè)用水量、第三產(chǎn)業(yè)用水量間不存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系。最后，對(duì)于具有長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系的2個(gè)變量進(jìn)行回歸分析，并給出回歸關(guān)系式、回歸方程的擬合系數(shù)R2，F(xiàn)檢驗(yàn)的概率度p和脅迫強(qiáng)度P；對(duì)于不具有長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系的2個(gè)變量計(jì)算其擬合系數(shù)R2及脅迫強(qiáng)度P，分析結(jié)果見表3。

表1 城鎮(zhèn)化水平與用水量指標(biāo)序列一階差分的ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

注：*表示通過了10%的概率度檢驗(yàn)，**表示通過了5%的概率度檢驗(yàn)，***表示通過了1%的概率度檢驗(yàn)。下同。

表2 城鎮(zhèn)化水平與用水量指標(biāo)間的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

注：表中斜體字表示2個(gè)變量間沒有通過協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)，其余表示2個(gè)變量間通過了協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)。

表3 水資源與城鎮(zhèn)化的回歸分析

從表3回歸方程來看，空氣質(zhì)量達(dá)到及好于二級(jí)天數(shù)占全年比重與第一產(chǎn)業(yè)用水量間存在較強(qiáng)的對(duì)數(shù)函數(shù)關(guān)系，其擬合系數(shù)為0.89，通過了概率度為1%的檢驗(yàn)，第一產(chǎn)業(yè)用水量每增加1個(gè)百分點(diǎn)，空氣質(zhì)量達(dá)到及好于二級(jí)天數(shù)占全年比重就提高0.08個(gè)百分點(diǎn)；第三產(chǎn)業(yè)增加值比重與第一產(chǎn)業(yè)用水量、第二產(chǎn)業(yè)用水量、第三產(chǎn)業(yè)用水量之間存在對(duì)數(shù)函數(shù)關(guān)系，其擬合系數(shù)較小，分別為0.50、0.64、0.65，雖然都通過了概率度為1%的檢驗(yàn)，但對(duì)數(shù)函數(shù)關(guān)系較弱，第一產(chǎn)業(yè)用水量、第二產(chǎn)業(yè)用水量每增加1個(gè)百分點(diǎn)，第三產(chǎn)業(yè)增加值比重就分別下降0.03、0.01個(gè)百分點(diǎn)；第三產(chǎn)業(yè)用水量每增加1個(gè)百分點(diǎn)，第三產(chǎn)業(yè)增加值比重就增加0.02個(gè)百分點(diǎn)。城鎮(zhèn)化率與第一產(chǎn)業(yè)用水量間存在對(duì)數(shù)函數(shù)關(guān)系，其擬合系數(shù)較低，為0.55，對(duì)數(shù)函數(shù)關(guān)系較弱，第一產(chǎn)業(yè)用水量每增加1個(gè)百分點(diǎn)，城鎮(zhèn)化率就降低0.03個(gè)百分點(diǎn)。因此，天山北坡城市群第一產(chǎn)業(yè)用水量的增加有利于改善空氣質(zhì)量，但卻限制了第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展和城鎮(zhèn)化率的提高；第二產(chǎn)業(yè)用水量的增加限制了第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展；第三產(chǎn)業(yè)用水量的增加促進(jìn)了第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。

從脅迫強(qiáng)度看，第二產(chǎn)業(yè)用水量對(duì)城市群空氣質(zhì)量的脅迫強(qiáng)度均為0.41，屬較強(qiáng)脅迫類型，第一產(chǎn)業(yè)用水量、第三產(chǎn)業(yè)用水量對(duì)城市群空氣質(zhì)量的脅迫強(qiáng)度分別為0.11和0.36，屬較弱脅迫；第二產(chǎn)業(yè)用水量的增加致使空氣質(zhì)量下降，說明加快發(fā)展第二產(chǎn)業(yè)使得空氣質(zhì)量下降；而第一產(chǎn)業(yè)用水量和第三產(chǎn)業(yè)用水量的增加對(duì)空氣質(zhì)量的影響較小。第一產(chǎn)業(yè)用水量對(duì)第三產(chǎn)業(yè)增加值比重的脅迫強(qiáng)度為0.50，屬較強(qiáng)脅迫，第二產(chǎn)業(yè)用水量對(duì)第三產(chǎn)業(yè)增加值比重的脅迫強(qiáng)度為0.36，屬較弱脅迫，即第一產(chǎn)業(yè)用水量的增加，將會(huì)制約第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展；而第三產(chǎn)業(yè)用水量對(duì)第三產(chǎn)業(yè)增加值比重的脅迫強(qiáng)度為0.35，屬較弱脅迫，說明第三產(chǎn)業(yè)用水量的增加對(duì)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響較小。第一產(chǎn)業(yè)用水量對(duì)城鎮(zhèn)化率的脅迫強(qiáng)度為0.45，屬較強(qiáng)脅迫；第二產(chǎn)業(yè)用水量、第三產(chǎn)業(yè)用水量對(duì)城鎮(zhèn)化率的脅迫強(qiáng)度分別為0.24和0.34，屬較弱脅迫，即第二產(chǎn)業(yè)用水量和第三產(chǎn)業(yè)用水量的增加對(duì)人口城鎮(zhèn)化進(jìn)程的影響較弱。說明第一產(chǎn)業(yè)用水量的增加對(duì)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展、城鎮(zhèn)化率的影響較強(qiáng)，第二產(chǎn)業(yè)用水量的增加對(duì)城市群空氣質(zhì)量的影響較大，第三產(chǎn)業(yè)用水量的增加對(duì)城鎮(zhèn)化水平的影響較小。

5 結(jié)論與討論

本文以天山北坡城市群為研究對(duì)象，選取實(shí)際值與擬合值間的偏離程度1-R2作為脅迫強(qiáng)度，利用2005～2016年的面板數(shù)據(jù)，分析判斷了城鎮(zhèn)化水平與用水量指標(biāo)之間是否存在對(duì)數(shù)函數(shù)關(guān)系，并計(jì)算了用水量對(duì)城鎮(zhèn)化水平的脅迫強(qiáng)度，得出以下與實(shí)際較為接近的結(jié)論。

(1)從回歸分析看，天山北坡城市群空氣質(zhì)量達(dá)到及好于二級(jí)的天數(shù)占全年比重與第一產(chǎn)業(yè)用水量間存在較強(qiáng)的正向?qū)?shù)函數(shù)關(guān)系，說明過去12年間，天山北坡城市群第一產(chǎn)業(yè)用水量還未達(dá)到極限值，第一產(chǎn)業(yè)用水量的增加有利于改善空氣質(zhì)量；第三產(chǎn)業(yè)增加值比重與第一產(chǎn)業(yè)用水量、第二產(chǎn)業(yè)用水量之間存在較弱的反向?qū)?shù)函數(shù)關(guān)系，即第一產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)用水量也未達(dá)到極限值，第一、第二產(chǎn)業(yè)用水量的增加不利于第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展；第三產(chǎn)業(yè)增加值比重與第三產(chǎn)業(yè)用水量之間存在較弱的正向?qū)?shù)函數(shù)關(guān)系，說明第三產(chǎn)業(yè)用水量也未達(dá)到極限值，第三產(chǎn)業(yè)用水量的增加將促進(jìn)第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展；城鎮(zhèn)化率與第一產(chǎn)業(yè)用水量間存在較弱的反向?qū)?shù)函數(shù)關(guān)系，第一產(chǎn)業(yè)用水量的增加將限制人口城鎮(zhèn)化的進(jìn)程。

(2)從脅迫強(qiáng)度看，天山北坡城市群用水結(jié)構(gòu)主要以第一產(chǎn)業(yè)為主，因而第一產(chǎn)業(yè)用水量對(duì)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展、城鎮(zhèn)化率的脅迫作用較強(qiáng)，第一產(chǎn)業(yè)用水量對(duì)城市群空氣質(zhì)量、第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的脅迫作用弱。由于近年來天山北坡城市群第二產(chǎn)業(yè)的加快發(fā)展，使得第二產(chǎn)業(yè)用水量的增加，從而導(dǎo)致空氣質(zhì)量下降，表現(xiàn)為第二產(chǎn)業(yè)用水量對(duì)城市群空氣質(zhì)量的脅迫作用較強(qiáng)，對(duì)城鎮(zhèn)化率的脅迫作用弱。由于天山北坡城市群第三產(chǎn)業(yè)用水量較少，因此，第三產(chǎn)業(yè)用水量對(duì)空氣質(zhì)量、第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展、城鎮(zhèn)化率的脅迫作用較弱。

本文僅初步辨識(shí)了天山北坡城市群城鎮(zhèn)化水平與用水量間存在對(duì)數(shù)函數(shù)關(guān)系、用水量對(duì)城鎮(zhèn)化水平的脅迫作用的客觀存在，也反映出第一產(chǎn)業(yè)用水量的增加有利于改善空氣質(zhì)量，但制約了第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展和人口城鎮(zhèn)化的進(jìn)程；第二產(chǎn)業(yè)用水量的增加不利于第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。第一產(chǎn)業(yè)用水量對(duì)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展、人口城鎮(zhèn)化進(jìn)程的脅迫較強(qiáng)烈；第二產(chǎn)業(yè)用水量對(duì)城市群空氣質(zhì)量的脅迫作用較強(qiáng)，而第三產(chǎn)業(yè)用水量的增加對(duì)城鎮(zhèn)化水平的提高影響不大。原本就缺水的天山北坡城市群，第一產(chǎn)業(yè)用水量過大將會(huì)導(dǎo)致該城市群城鎮(zhèn)化進(jìn)程緩慢，第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展快、用水量大導(dǎo)致該區(qū)域空氣質(zhì)量下降也是已經(jīng)發(fā)生的事實(shí)。因此，應(yīng)進(jìn)一步分析水資源脅迫城市群城鎮(zhèn)化進(jìn)程的規(guī)律，有針對(duì)性地提出水資源優(yōu)化配置及調(diào)控模式，降低水資源對(duì)城市群城鎮(zhèn)化進(jìn)程的脅迫強(qiáng)度。