城鎮化進程中用水量增長的門檻效應與動態作用機制分析

秦騰 章恒全 佟金萍??馬劍鋒

摘要

城鎮化是發展中國家21世紀的主要發展趨勢，在很大程度上主導著人口、經濟和產業結構等各方面的轉變，成為拉動用水量增長的關鍵因素。城鎮化進程中城鎮居民收入、人口結構、人口密度和人力資本等因素的變化，使得城鎮化并非表現為線性發展規律，最終導致用水量也存在相應的門檻效應并呈現階段性增長特征。本文首先對我國各地區城鎮化水平和用水量進行統計分析，從地區層面直觀描述我國城鎮化水平和用水量的變化特征，然后采用面板門檻模型研究城鎮化、城鎮居民人均收入、人力資本、城市人口密度和人口年齡結構對于用水量的門檻效應，搜尋在城鎮化進程中各人口因素對用水量影響的門檻點并分析階段性變化特征，最后結合PVAR模型研究城鎮化進程中各人口因素對用水量的動態影響和作用機制。門檻回歸結果發現：城鎮化對用水量的影響具有明顯的階段性特征，分別以城鎮化和人均收入為門檻變量，超越門檻點后城鎮化對用水量的彈性系數分別呈現先升后降的倒“U”型和先降后升的正“U”型變化趨勢；以人力資本為門檻變化量，城鎮化對用水量的拉動作用則不斷減弱。脈沖響應結果顯示：城鎮化對用水量具有長期且穩定的正向沖擊，而居民收入和人口年齡結構對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用水量均具有負向沖擊，且人口密度的負效應不斷增強，而人力資本的負效應不斷減弱。方差分解的結果表明，目前我國用水量的增長受自身的影響較大，除年齡結構外，人口密度、居民收入、人力資本和城鎮化也具有小規模的貢獻程度。

關鍵詞城鎮化；人口因素；水資源消耗；門檻效應；脈沖響應函數

中圖分類號F062.1

文獻標識碼A文章編號1002-2104（2017）05-0045-09DOI：10.12062/cpre.20170344

城鎮化是規模經濟發展的必然結果，也是現代社會文明的重要標志，已逐漸成為新的經濟增長引擎，其對于人口遷移、產業結構和經濟增長方式等方面產生了巨大影響，也不可避免地推動了水資源的消耗。一方面，人口、經濟、自然和社會等各種資源向城鎮的高度集聚，使得城鎮人口、建設用地、經濟和社會消費等規模不斷擴張[1]，為我國經濟增長與結構調整提供強勁動力的同時也創造了巨大的投資與消費需求，引發了巨大的水資源消耗；另一方面，城鎮化對我國居民的傳統生活習慣與用水方式的改變，使得每一個農村居民向城鎮居民轉變的過程中伴隨著大量的水資源消耗。根據聯合國人口司預測的數據，2050年全球城鎮總人口數將到達10億[2]，且超過一半的城鎮新增人口將位于中國和印度兩個主要的發展中國家[3]。與此同時，我國2014年城鎮化率僅為54.77%，離城鎮化發展穩定階段（城鎮化率達到70%左右）還有一定的差距[4]，處于城鎮化快速發展階段。顯而易見，我國的區域供水與行業用水將在未來一到兩個世紀內受到城鎮化發展的嚴重挑戰。可以看出，城鎮化進程的同時也是水資源消耗日益集聚和增長的過程，深入研究城鎮化與水資源之間的關系與發展規律，正確認識城鎮化對水資源的作用機制，對于緩解我國供需水壓力，促進城鎮化進程中經濟、資源與生態環境可持續協調發展具有重要的理論和現實意義，也有利于制定促進城鎮化和水資源協調發展的政策方針，為我國新型城鎮化發展提供水安全保障。

由于城鎮化對水資源的影響表現為優化和脅迫正反兩個方面的作用[5]，因此關于此方面的研究結論也不盡相同。一類學者認為快速發展的城鎮化給城鎮供需水造成了巨大的壓力[6]，雖然其歷史驅動貢獻率相對較小，但驅動力巨大[7]，城鎮化率每提高1%，總用水量將提高0.58%，水資源對經濟和社會的制約作用愈加凸顯[8]。另外，由于缺乏完善的管理和協調機制[9]，城鎮化引起的水資源在部門和地區間的無序流動也會嚴重威脅我國的用水安全[10]，由此導致城市發展與水資源系統的協調度不高，城市發展系統和水資源系統的矛盾日漸突出[11]；另一部分學者則持相反的態度，認為城鎮化水平的提高可能抑制用水總量增長[12]，城鎮化能夠促進水資源由低效率的農業向高效率產業間的轉移，提高總體用水效率[13]及各城市用水效益[14]，所形成的集聚效應對水資源的影響以減量效應為主[15]，

加上水資源管理水平的不斷增強，不僅從長期來看有利于用水量的降低，而且能夠緩解部門間的用水矛盾[2]。因此，適度增強城市人口和產業的集聚與規模效應，是提高水資源開發利用潛力最有效的途徑[16]。

縱觀上述研究不難發現，目前學術界關于城鎮化對水資源影響的研究結論并未達成一致，這與城鎮化自身的發展特點及其背后的影響因素有很大關系。城鎮化發展初期，大量勞動力由農村涌入城鎮，推動經濟發展的同時提高了整體消費水平，極大地誘發了用水需求，同時較低的人力資本不利于節水技術的擴散和推廣，較低的人口密度也阻礙了資源集約效應的發揮，此階段表現為用水量的急劇上升；當城鎮化發展進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、人口結構也趨于穩定，此時城鎮的供水和節水設施逐漸完善，集聚效益和用水效益得以完全體現，同時居民對于高質量節水設備的選擇和節水意識的提升也有助于抑制用水量的增長。

可以發現，城鎮化對于水資源的影響會因經濟社會模式的不同而存在明顯的異質性，而且由于其他因素的不斷變化，用水量實際上是隨著城鎮化進程的深入而表現為動態演變的過程。雖然學者們已經采用了多種方法，如回歸分析、因素分解和協整檢驗等進行了大量研究，但是以往的研究囿于方法和視角的限制，大多是基于線性假設和靜態分析，不但無法準確刻畫各個不同階段城鎮化對水資源的差異性影響，也無法捕捉因素滯后期的變動對用水量的影響。有鑒于此，本文以城鎮化進程中的人口因素作為切入視角，基于非線性門檻模型來驗證城鎮化對用水量的階段性影響，并進一步運用PVAR模型分析城鎮化、居民收入、人力資本等變量對用水量的動態作用機制，為制定更為合理的水資源發展戰略提供決策依據。

1模型構建與數據說明

1.1模型構建

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、經濟和技術對環境的影響，即環境影響（I）=人口（P）×經濟（A）×技術水平（T）。然而該模型無法進行假設檢驗，且自變量各自對因變量的彈性系數恒等于1，使得很多研究結果與現實相悖[18-19]。

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

其中，P以總人口數來衡量，A以人均GDP來衡量，T以二次產業增加值比重和三次產業增加值比重兩個變量來衡量[21]，t表示年份。為了考察城鎮化及其他人口因素對用水量的影響，對式（2）進行擴展和變形：

其中，twater為總用水量，urb為城鎮化率，tpop為總人口數，aff為人均GDP，ind和sv分別為二次產業和三次產業增加值占總GDP比重，其他人口因素包括城市人口密度（den）、城鎮居民人均收入（inc）、人力資本（hcap）和人口年齡結構（astr），thr為門檻變量，η為待估的門檻值，M（·）為指示函數，φ1-φ7為各變量對用水量的彈性系數，i和t分別表示地區和年份。多門檻模型可在模型（3）的基礎上擴展得到。

1.2模型估計與檢驗

對于門檻模型（3）的求解分為兩個部分，首先是估計門檻值η和lnurbit變量的回歸參數，其次是對模型的門檻效應進行相關的檢驗，前者可以在假定最小化門檻數的基礎上，利用普通最小二乘估計的殘差值實現。后者則分為兩個部分，首先構建門檻效應顯著性的原假設H0∶φ1=φ2，檢驗統計量為：

1.3數據來源與說明

基于數據的可獲得性，本文以我國29個省份（西藏部分數據無法獲取，故未將其納入）為研究對象，時間跨度為1998—2014年。采用的指標包括總用水量（億m3）、國內生產總值（萬元）、總人口數（萬人）、二次產業增加值（萬元）、三次產業增加值（萬元）、城鎮化率（%）、城市人口密度（人/km2）、人力資本（年）、城鎮居民收入（元）以及人口年齡結構（%）。需要說明的是，城鎮化率指標是以城鎮常住人口數占總人口數的比例來衡量；人力資本以平均受教育年限來衡量，具體的計算方法為：hcap=6×pri+9×middle+12×hig+16×col，pri、middle、hig和col分別為小學、初中、高中和大專及以上人口比重[22]；人口年齡結構以15—64歲人口占總人口比重來衡量。另外，為了消除價格因素的影響，以上涉及到的經濟數據均按照價格指數轉換為1997年不變價格。其中用水量數據來源于《新中國60年統計資料匯編》《中國水資源公報》（1998—2014）和《中國統計年鑒》（1999—2015）；

〖JP+1〗國內生產總值、二次產業增加值比重和三次產業增加值的數據主要來源于《新中國60年統計資料匯編》和《中國統計年鑒》（1999—2015）；城鎮化率和其他人口因素變量的數據主要來源于《新中國60年統計資料匯編》《中國統計年鑒》（1999—2015）以及《中國人口統計年鑒》（1999—2015）。對于部分缺失的數據按照各省、市、自治區的統計年鑒進行增補。

由表1對各變量的描述性統計可以看出，各變量間存在明顯的差異，說明各省份經濟發展模式、用水方式以及城鎮化發展進程等存在一定的地域非均衡性。下面結合圖1就各省份城鎮化發展速度和用水量增長速度進行更為直觀的描述分析。

除個別省份外，我國的城鎮化水平基本上遵循了東部、中部和西部依次降低的規律，東部、中部和西部的城鎮化率均值分別為55.37%、42.34%和36.47%。其中上海和北京兩地的城鎮化率超過80%，而超過50%的省份則有天津、廣東、遼寧、黑龍江、浙江、吉林和江蘇。可以看出，上述城鎮化率超過50%的9個省份中，除黑龍江和吉林外，其他7個省份均位于我國東部地區；貴州的城鎮化水平最低，城鎮化率低于30%，而城鎮化率低于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西部地區。

從用水量增長率來看，可以明顯地看出“中間大、兩頭小”的變化態勢，我國中部地區用水量增長率遠遠超過了東部和西部的用水量增長率。其中安徽的用水量增長率最大，為3.06%，此外，增長率超過1.4%的省份還包括重慶、江蘇、新疆、江西、吉林、湖北和山西。可以看出，上述大部分省份位于中部地區，中部地區用水量的增長構成了全國用水量增長的主體；而用水量增長率為負的省份依次為寧夏、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，河南位于中部地區，其他省份均位于東部地區。正是由于東部地區用水量負增長的貢獻，才使得我國近年來用水量沒有出現較為明顯的上升情況。

2實證分析

2.1門檻回歸結果與分析

各變量門檻檢驗結果如表2所示。以人力資本為門檻變量存在一個門檻且在1%的水平上顯著，以城鎮化自身和居民收入為門檻變量均存在兩個門檻且在1%的水平上顯著。

表3給出了不同門檻變量下的回歸結果。首先以城鎮化為門檻變量進行估計，得到的兩個門檻值分別為0.58和0.63。為了便于分析，根據本文測得的兩個門檻點對城鎮化發展階段進行劃分，當城鎮化率低于0.58時，城鎮化水平處于較低的初期階段；當城鎮化率位于0.58—0.63之間時，城鎮化水平處于中等的中期階段；當城鎮化率高于0.63時，城鎮化水平處于穩定的成熟階段。

可以發現，城鎮化對用水量整體上為正向影響，但彈性系數呈現倒“U”形的變化趨勢。當城鎮化率跨過0.58的位置之后，城鎮化對于用水量的拉動作用大幅度增強，彈性系數由0.38上升為1.3。在城鎮化由初期開始進入中期階段的過程中，主要表現為人口規模高度集聚、用地規模擴大以及經濟規模擴張，此階段人口和經濟快速增長，居民生活水平及質量顯著提高，城鎮家庭用水設備得到普及，各種市政設施與服務業不斷發展，同時，各種節水設施的完善和用水效率的提高需要一定的過程，使得城鎮化的發展導致了用水量的大幅度增加。然而當城鎮化進一步發展，跨越第二個門檻點0.63進入成熟階段之后，城鎮已具備一定的規模和綜合實力，城鎮規模效益開始逐漸顯現出來，各類供水、節水、排水及污水處理設施的邊際成本降低，得以充分發揮各自的效用，同時各類節水技術及治污技術的普及也有助于淘汰部分高耗水行業，外加用水效率相對較高的第二產業和第三產業的不斷發展，導致區域用水效率和效益顯著提升，極大地減弱了城鎮化對于用水量的促進作用，彈性系數由1.3下降為0.23。同時值得注意的是，截止2014年底，除北京、上海、天津和江蘇等少〖CM（81.5mm〗數省份及城市外，我國大部分地區的城鎮化率均低于以居民收入為門檻變量的回歸結果顯示，以6 477和8 686.24為兩個門檻點，城鎮化對于用水量的拉動作用呈現出“U”形變化趨勢，三階段的彈性系數分別為0.45、0.36和0.46。可以看出，在居民收入水平較低時（inc<6 477），城鎮化發展更多的是帶動居民消費總量的提升，體現在居民對于基本生活商品，如食品和衣著等方面需求的增加，而這些部門恰恰是主要高耗水部門，且較低的居民收入也約束了居民對高質量、低耗水產品的訴求[23]，居民收入水平提高增強了城鎮化發展對用水量的推動作用；隨著居民收入水平的提高（6 4778 686.24），不會更加顯著地減弱城鎮化對用水量的推動作用，反而會刺激更多的居民對于高端商品的需求，同時居民收入增加也會帶動洗車業和洗浴業等高耗水服務業的興起和發展，這些無疑都會增強城鎮化對用水量的促進

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

以人力資本為門檻變量的回歸結果顯示隨著人力資本的提升（hcap>9.51），城鎮化對于用水量的拉動作用出現小幅度的下降，彈性系數由0.34變為0.25。在城鎮化發展初期，城鎮化發展水平較低，政府更加關注經濟總量的增加以及城鎮化發展的速度，即使此階段人力資本的提升有利于技術創新的實現，但是更多的是體現在推動經濟增長上面，很難發揮出節水技術的優勢。但是當城鎮化進一步發展，以水資源短缺和水環境惡化為主要特征的水危機開始凸顯，嚴重制約地區可持續發展和城鎮化發展進程，此時與節水減排有關的創新技術和政策措施開始得到重視，高人力資本有利于發揮節水技術及治污技術的溢出及擴散效應，同時高人力資本（教育水平）也有利于節水意識和環境規制的提升，可以在一定程度上抑制城鎮化進程中水資源的消耗。

城市人口密度與人口年齡結構兩個變量均不存在門檻點，但是對于用水量的影響有所差異。城市人口密度的回歸系數為負且較為顯著，說明提高人口聚集密度，有利于水資源的統一供給及生活污水的統一排放與處理，且能在一定程度上減少水資源輸送過程中的損失，這與緊湊城市發展理論一致，在城市能承受的范圍內貫徹城市緊湊布局戰略有利于水資源的節約。雖然目前我國北京、上海和天津等少數地區城市人口密度較大，但是由于其他大部分地區城市人口密度尚未達到很高的水平，因此其對用水量的影響并未出現轉折。人口年齡結構變化能夠推動用水量的增長，但是效果卻并不顯著。人口年齡結構變化對用水量的影響主要表現為兩個方面：一是勞動年齡人口（15—64歲）增加能夠為社會提供豐富的勞動力，將會極大地推動經濟增長，從而產生更多的水資源需求；二是此年齡段的人口是消費領域的主體，此類人口的增加會提高社會的整體消費水平，誘發用水量的增長。但是從統計數據來看，人口年齡結構的變化幅度較小，難以對用水量產生較為實質的影響。同時可以預見的是，隨著我國老齡化社會的到來，我國生產及消費領域將會不可避免地受到一定程度的沖擊，將會在一定程度上減小對水資源的需求。

其他控制變量中，人口規模和人均GDP對用水量有促進作用，由于水資源既是人類生存必不可少的自然資源，也是推動經濟社會發展的經濟資源，因此人口規模擴大和地區經濟發展均會不同程度地推動用水量的增長。而第二產業和第三產業比重提高對用水量表現為抑制效應，說明就目前而言，與第一產業用水尤其是農業用水相比，第二產業和第三產業的水資源利用效率較高，在保障農業用水安全的基礎上，推動水要素由效率較低的第一產業向效率較高的第二及第三產業間的合理流動將是抑制城鎮化進程中水資源消耗過快的重要途徑之一。

2.2脈沖響應函數

為了進一步研究各項人口因素對于用水量的直接效應，并考察各因素沖擊對用水量的動態影響及貢獻大小，本文建立了加入變量滯后項的PVAR模型，研究各變量的即期單位變化對于用水量的沖擊力度與延續模式。VAR模型是一種動態聯立方程模型，能夠通過正交化脈沖響應函數分離出一個內生變量的沖擊對其他內生變量的影響程度。而PVAR則是在VAR模型的基礎上，同時考慮了面板數據模型的優點，不僅能夠有效地解決系統內生性問題，還能準確刻畫變量之間的動態變化關系，因此在各研究領域中得到了較為廣泛的應用。

依據AIC和SC檢驗值最小準則，選定滯后期為2期，各變量對于用水量的脈沖響應函數結果如圖2所示。給城鎮化一個標準差的沖擊，用水量在當期沒有響應，從第1期開始有顯著的正向響應并于第1期達到最大值，經歷2、3期的波動之后，這種正向響應緩慢地減小，于15期左右趨于穩定，反映出城鎮化對于用水量具有顯著的沖擊效果，且持續時間較長，這與楊亮的研究相一致[7]。城鎮化進程始終是用水需求增長的重要驅動因素，在城鎮化高速發展初期，大量人口涌入城鎮，對生活和生產各方面造成了巨大的沖擊，極大地增加了水資源的需求，用水量對于城鎮化的響應較為迅速。但是隨著城鎮化發展腳步的放緩，各類生產活動及居民生活趨于穩定，城鎮化對于用水量的影響也趨于平穩。居民收入和人口年齡結構對于用水量的沖擊也表現為正向。其中，在居民收入的正向沖擊下，用水量在第1期的響應值達到最大。較高的收入水平意味著居民和家庭能夠負擔起更多的用水設備，同時用水支出只是日常花費中很小的一部分，使得用水量在居民收入提高后做出了較為迅速的響應。但是居民收入的沖擊效應在經歷短暫的波動之后于第5期開始回落并不斷收斂于零。事實上，隨著居民消費結構不斷趨于穩定，居民收入對于用水量的促進作用微乎其微。而用水量對人口年齡結構的沖擊總響應上表現為正向狀態，第3期達到峰值后開始下降，并于15期左右收斂于零，且最后3期表現為不顯著的負向影響，這與前文的分析一致。勞動年齡人口無論從生產領域還是消費領域，均會極大地促進用水量的增長，但是人口年齡結構的變化較為微妙，對于用水量的影響主要體現在前期，后期的影響比較微弱，且近年來老齡人口比例的增加使得人口年齡結構的變化對于用水量的影響由促進作用轉變為抑制作用。面對城市人口密度和人力資本的正向沖擊，用水量均表現為負向響應，但是響應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期開始出現負向響應，且響應值在波動中不斷增加，說明目前我國大部分地區城市人口密度沒有達到很高的水平，通過提高人口密度可以很好地抑制用水量的增長；而用水量對于人力資本的負向響應在第1期達到最大值，說明人力資本的提高有利于節水技術發展和居民節水意識的提升，能夠減少水資源的使用和消耗。但是值得注意的是，從第2期開始響應值經歷短暫波動之后逐漸減小，表明人力資本除了對用水量產生抑制效果外，其對于經濟增長的促進作用也會在一定程度上抵消這種負向效應。此外，節水技術的創新及普及需要很長的周期，難以在短期造成顯著影響，導致人力資本對于用水量的負向影響逐漸減弱。

2.3方差分解

為了更加精確地評估包括城鎮化在內的人口因素對用水量變動的影響程度，進一步對用水量的變動效應進行方差分解。表4給出了第1、5、10、15和20預測期內用水量變動的方差分解結果。可以看出，第5期及之后的分析結果影響幾乎相同，說明經過5個預測期后，系統處于相對穩定狀態；用水量的變動主要來自于自身的貢獻，解釋能力高達66.8%且較為穩定，說明用水量變動受自身的影響特別大，作為生產和生活中各個環節不可或缺的基礎性資源，我國的用水量具有較強的棘輪效應，在短期內用水量具有不可逆性，習慣性用水量較大；城市人口密度和居民收入對于用水量的貢獻程度在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；人力資本和城鎮化分別解釋了用水量6%和5.4%的變動，而人口年齡結構對用水量變動的解釋非常有限，只貢獻了0.5%左右的用水量變動。方差分解結果很好地驗證并支持了前文關于脈沖響應函數的分析。

2.4擴展分析

為了更為直觀地呈現我國用水量的變化趨勢和規律，就1997—2014年我國用水增長量和增長率的絕對值展開分析。由圖3可以看出2003年之前用水量增長方向。

2003年之后雖然表現為逐年增長趨勢（2014年除外），但是每年的增長量各有差異，說明我國用水量的增長不但呈現出階段性特征，而且具有顯著的非線性增長規律，與前文的門檻分析結果較為一致。此外，雖然用水量增長率的絕對值波動程度較大，但是可以發現，2008年后增長率的絕對值普遍低于2008年之前的數值，我國用水量的變動趨勢正在不斷減小，而且近年來變動幅度較為穩定。隨著時間的推移，除人口密度外，其他各因素的影響程度正在逐漸減弱，同時由于水資源本身的自有特性，我國用水量在未來很難出現激增的現象，將繼續保持較為平穩的變化趨勢。

3結論與對策建議

本文在分析國內外用水量與城鎮化關系的基礎上，從人口因素的視角建立二者之間的門檻模型，分析各人口因素在二者關系中扮演的重要角色，隨后運用PVAR模型的脈沖響應函數與方差分解技術考察了各人口因素對用水量的動態傳導機制，主要結論如下：

（1）城鎮化對于用水量有正向作用，在城鎮化率和居民收入水平的雙重門檻效應下，城鎮化對用水量的彈性系數分別呈現出先升后降和先降后升的倒“U”和正“U”形變化形態，而人力資本只存在一個門檻值，城鎮化對于用水量的拉動作用隨著人力資本水平的提高不斷減弱。

（2）城鎮化、居民收入和人口年齡結構對于用水量均具有較為迅速的正向沖擊作用，且隨著預測期的增加，城鎮化的正向作用趨于穩定，而居民收入與人口年齡結構則不斷收斂于零；城市人口密度和人力資本對用水量分別呈現出逐漸增強和逐漸減弱的負向影響。

（3）從方差分解來看，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，人力資本和城鎮化也解釋了一定程度的用水量變動，而人口年齡結構的影響則微乎其微。

緩解城鎮化與水資源消耗之間的矛盾，是實現經濟、人口與資源環境可持續發展的前提。本研究從人口因素出發，為城鎮化發展進程中節水政策的制定提供了新的視角：首先，根據城鎮的生態承載力合理控制城鎮化發展速度，制定妥善的人口政策確保外來人口向城鎮的合理有序流動，避免爆炸式的城鎮人口增長，同時要注重城鎮化發展規模與質量協調，減少不必要的城鎮過度擴張，充分發揮城鎮化內生的規模用水效應，提高水資源利用效率；其次，提升人力資本水平，加大公眾節水方面的教育與宣傳力度，強化公眾尤其是用水主體的中青年人“合理用水、反對浪費”的節水意識；再次，注重引導城鎮居民消費方式的合理轉變，倡導節水產品的推廣和使用，鼓勵適度消費、合理消費，反對過度消費，形成符合國情、健康文明的消費觀念；最后，適當提高中小城鎮的人口密度，通過設施共享與集中治理降低水資源消耗量，對于人口密度高的城鎮采取結構化疏散與集中并舉的策略，實施更為合理的土地與水資源規劃政策，優化自身的城鎮化布局，形成合理高效的水資源利用空間分配格局，避免人口過度密集而產生的規模不經濟。

（編輯：劉照勝）

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