長江經濟帶城鎮化進程中的水資源約束效應分析

秦騰+章恒全+佟金萍+馬劍鋒+支彥玲

摘要 城鎮化進程的推進離不開水資源的支撐，水資源對城鎮化進程的約束力將成為城鎮化發展速度的關鍵因素?；谫Y源約束理論，本文以空間溢出作為研究視角，在進行嚴格假設檢驗的基礎上選取合適的空間計量方法，構建城鎮化進程的水資源約束模型，并利用1998—2015年省際面板數據對長江經濟帶城鎮化進程中的水資源約束強度進行測算。結果表明：水資源對長江經濟帶的約束效應較為明顯，由于水資源的約束，長江經濟帶城鎮化進程的速度比沒有水資源約束時下降0.6%。依據各地區的測算結果，可將長江經濟帶各省市分為無約束型、中約束型和強約束型三類。其中上海和浙江城鎮化發展進程沒有受到水資源的約束；江蘇、重慶和云南的約束強度大于0.5%，屬于強約束型地區；剩余地區的約束強度位于0～0.5%之間，屬于中約束型地區。長江經濟帶大部分地區呈現為水資源中約束型特征，且集中分布在上中游地帶，具有明顯的空間集聚特征。此外，不考慮空間自相關性的普通面板計量模型估計出的水資源約束強度略高，說明遺漏空間效應會導致城鎮化發展進程中的水資源約束效應判斷出現較大的偏誤，同時反映出通過引導區域間的區域協調發展能夠降低水資源對城鎮化發展的阻礙作用。研究進一步認為，即使在水資源稟賦優良的長江經濟帶地區，城鎮化進程也受到水資源約束，這種現象值得其他地區警惕和防范。因此，在制定節水政策時，要充分發揮區域間的空間聯動效應和統一協作能力，促進地區間的協調發展，緩解水資源對城鎮化進程的約束效應。

關鍵詞 城鎮化；水資源；長江經濟帶；空間溢出

中圖分類號 F062.1

文獻標識碼 A 文章編號 1002-2104（2018）03-0039-07 DOI：10.12062/cpre.20170703

城鎮化是規模經濟發展的必然結果，已逐漸成為我國經濟增長的新支撐和新引擎[1]，切實保障城鎮化進程的順利推進是實現我國產業結構調整升級和經濟增長的前提。然而不可否認的是，目前我國的城鎮化進程受到水資源短缺的嚴重挑戰，據統計，我國有超過2/3的城市面臨不同程度的缺水，其中嚴重缺水的城市有110多個，嚴重阻礙了我國城鎮化進程及區域可持續發展。長江經濟帶是國家新型城鎮化發展的主體，也是未來高密度城鎮化集聚地區，以21.27%的國土面積承載著超過40%的總人口、城鎮人口和國民經濟產出。2014年中央政府工作報告將長江經濟帶建設納入國家戰略中[2]，意味著長江經濟帶將在未來較長一段時期內擔當起國家參與全球競爭與經濟建設的重要增長極。由此可見，長江經濟帶新型城鎮化進程推進的成功與否將直接關系著國家新型城鎮化戰略的成敗。2015年長江經濟帶城鎮化水平為55.46%，處于城鎮化快速發展階段，近年來對水資源的需求不斷增加。據統計，長江經濟帶用水量從2004年2 350.03億m3增長到2015年的2 622.5億m3，凈增加272.47億m3，相當于大半個南水北調工程年調水總量[3]。可以看出，長江經濟帶城鎮化進程對于水資源的依賴性愈發增強，然而值得注意的是，有限的水資源不可能隨著城鎮化進程的推進而不斷增長，長此以往，水資源短缺將成為長江經濟帶城鎮化進程推進的重要障礙。因此，在水資源約束日益嚴重的背景下，進一步審視長江經濟帶城鎮化發展與水資源消耗之間的關系與規律，量化水資源對城鎮化進程的約束程度，對于緩解區域供需水壓力，促進城鎮化進程與水資源的可持續協調發展，保障“一帶一路”戰略的順利實施具有重要的理論和現實意義。

水資源雖然是一種可再生資源，但是可供生存和生產的新鮮用水量在不斷下降[4]，同時現階段快速發展的城鎮化進程引起的需水量卻在不斷上升，使得由于水資源短缺帶來的用水矛盾嚴重阻礙了城鎮化進程的發展。將水資源約束力作為城市化發展的重要制動力進行分析則成為研究的一大熱點，眾多學者采用如對數模型[5-7]、閾值模型[8]、熵技術[9]、系統動力學[10-11]以及預警技術[12]等方法對此進行了有益的探討，且得出了一些重要的研究結論：隨著人口經濟規模等接近或超過水資源承載力，水資源已經逐漸成為城鎮化發展進程的重要外營力[13]，不合理的空間分布、行業分配格局及過低的水價制約了水資源的合理配置[14]，加劇了水資源對城鎮化進程的約束作用[5]，因此有必要構建水資源對城鎮化約束的綜合評價模型[7]，量化水資源對城鎮化的約束強度[6]以及時空變化規律[9]，據此分析水資源硬約束條件下的城鎮經濟發展總量及其對應的城鎮化閾值[8]，并提出與此相適應的城鎮化發展模式[15]，同時借助仿真模擬及情景預警分析，對未來水資源可承載范圍內的城鎮開發安全進行預警[13]，在兼顧水資源系統保護與城市化系統發展的前提下[10]，設計出適合當地水資源、經濟社會和城鎮化協調發展的優選方案[11]。

可以發現，學者們已經意識到水資源對城鎮化進程發展的阻礙作用，且取得了豐碩的研究成果。但是研究多是基于截面數據、時間序列或者是面板數據，忽略了空間溢出效應的影響，事實上，水資源的自然流動、跨區域的水資源調配、水權分配以及區域間的虛擬水貿易，必然會導致水資源呈現出一定程度的空間依賴或空間相關特征，然而目前這方面的研究卻鮮有涉及，導致研究結果不夠全面、科學，其次，實踐上也缺乏對長江經濟帶的實證研究。有鑒于此，本文以長江經濟帶為研究對象，嘗試將地理空間因素納入分析框架，構建空間溢出視角下水資源約束城鎮化進程的數學模型，并以此就水資源對城鎮化進程的約束強度進行測算分析，以彌補現有研究的不足，為國家全面推進長江經濟帶新型城鎮化建設提供決策依據。

1 模型構建與數據說明

1.1 模型構建

Romer基于擴展的索洛模型考慮土地和自然資源，提出資源約束下的經濟增長模型[16]，具體如下：

其中，Y為產出；K為資本；R為可利用的自然資源；T為土地資源數量；A為“知識”或“勞動”的有效性；L為勞動投入；A（t）L（t）以乘積的方式表征有效勞動；α、β和γ分別表示資本、資源和土地的生產彈性。endprint

由于資源類的數據難以收集和衡量，且本文主要考察水資源對城鎮化的約束效應，故將式（1）簡化為：

進一步考慮地區間的空間溢出效應，并在式（2）進行對數變換，可得：

其中，δi為空間特質效應，μi為時期特質效應，vit為服從正太分布的隨機誤差項，λ和ρ分別為空間回歸系數和空間誤差系數，若λ顯著為0，模型（3）簡化為空間誤差模型，若ρ顯著為0，模型（3）簡化為空間滯后模型；wit為空間權重矩陣W第i行第j列的元素，由于采用不同形式的空間權重矩陣并不會從本質上改變最終的回歸結果[17]，故本文中仍然采用傳統的0～1臨接矩陣作為空間權重矩陣的具體形式。

由于一國或地區水資源稟賦基本是恒定的，水資源的消耗會導致水資源存量下降，因此在存在水資源約束的情況下，W′（t）=-mW（t），其中m>0，表示用水量的增長率。沒有水資源限制時，水資源的使用與人口同步增長，W′（t）=nW（t），鑒于水資源特有的自然和社會雙重屬性，本文采用總人口增長率作為n的取值，參考文獻[18]的推導過程，可得水資源對經濟增長的約束強度：

然后建立城鎮化與經濟產出之間的數量關系，已有研究顯示，城鎮化水平與經濟增長之間符合十分明顯的半對數關系[19]，也可以將其寫成指數形式：

進一步對式（5）進行求導及變形，可得：

其中，u為城鎮化水平，y為人均產出，ε為隨機誤差，u′和y′分別表示城鎮化增長率和人均產出增長率，η表示城鎮化對人均產出的彈性值。

將式（6）代入到式（4）中，即可得到水資源對城鎮化進程的約束強度：

1.2 數據來源與說明

基于數據的完整性和可得性，選取的時間跨度為1998—2015年，研究對象為長江經濟帶11個省市。采用的指標包括總用水量（億m3）、國內生產總值（萬元）、資本存量（億元）、總人口數（萬人）、就業人員數量（萬人）、城鎮化率（%）。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；資本存量采用永續盤存法進行估算，方法為：Ki=Ii+（1-δ）Ki-1，Ki是第t年的資本存量，單位為億元，Ii是第t年的投資，δ是固定資產折舊率。其中用水量的數據來源于《中國水資源公報》（1998—2015）和《中國統計年鑒》（1999—2016）；總人口數、就業人員數量和城鎮化率的數據主要來源于《新中國60年統計資料匯編》和《中國統計年鑒》（1999—2016）；資本存量的數據主要來源于單豪杰[20]的研究，并依據其方法擴展到2015年。對于部分缺失的數據按照各省市的統計年鑒進行增補。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1998年不變價格。

2 實證分析

2.1 模型檢驗與約束強度測算

在進行計量分析之前，本文首先采用普通面板OLS回歸及空間相關性檢驗方法對長江經濟帶發展的空間特性進行檢驗，以此來探討空間相關的存在性并選擇最優的計量模型。從表1可以看出，Morans I、LMlag以及LMerror均通過了1%的顯著性水平，表明長江經濟帶區域發展相關問題存在顯著的空間依賴特征，有必要引入空間計量經濟模型進行研究，以消除空間相關性可能引起的測算偏誤。

由于空間計量模型包含了空間滯后模型（SLM）和空間誤差模型（SEM）兩類模型，因此需要做進一步的檢驗來確定最終的回歸模型。由表2可以看出，空間誤差模型（SEM）的Log likehood與R2值均優于空間滯后模型（SLM），而且LR test在1%水平下顯著，因此確定空間誤差模型（SEM）為最終的回歸模型。確定最優模型之后，結合式（4）～（7）即可測算出水資源對城鎮化進程的約束強度。為了便于比較分析，表2分別給出了普通面板回歸和空間誤差回歸（SEM）下測算出的水資源約束強度。

研究期內普通面板回歸和空間誤差回歸（SEM）下長江經濟帶水資源對城鎮化進程的年均總體約束強度分別為0.78%和0.6%，遠高于張琳[21]分析的土地資源對全國城鎮化進程的約束強度0.019 9%以及張樂勤[22]得出的資源要素組合對安徽省城鎮化進程的約束強度0.285%，同時也超過了劉耀彬[23]測算出的江西水資源對城鎮化進程的約束強度0.13%。一方面說明水資源約束效應在長江經濟帶城鎮化發展進程中明顯存在，由于水資源短缺的制約，長江經濟帶城鎮化成熟階段的到來將會向后延遲；另一方面說明相比于土地、能源等其他資源，水資源在城鎮化發展進程中更為稀缺，由于水資源所特有的自然和社會二元屬性，使得居民日常生活和社會生產等各個環節均離不開水資源的支撐，由此導致水資源短缺造成的城鎮化進程約束效應更加顯著。

雖然長江經濟帶位于自然資源較為豐富的長江流域，水資源總量常年占全國總量的40%以上，但是其在城鎮化發展進程中難以逃脫“資源詛咒”的陷阱。優越的水資源稟賦一方面使得水資源易于獲取，導致水資源利用效率低下，如果剔除上海和浙江這兩個用水效率極高的地區，長江經濟帶整體用水強度要遠高于全國平均水平，低效的用水方式造成了嚴重的水資源浪費，加大了地區的用水需求；另一方面，高水資源稟賦也會產生更多的水污染排放[24]，嚴重削弱了地區水資源承載能力，上述兩方面使得水資源系統恢復能力嚴重滯后于城鎮化發展速度，給長江經濟帶城鎮化發展進程帶來了嚴重的用水安全危機。就觀測的統計數據而言，在近年來全國用水量基本不變的背景下，除上海和浙江外，其他省份用水量均保持穩定增長。反映出整體上長江經濟帶城鎮化的發展對于水資源的需求十分巨大，一旦脫離了水資源的支撐，長江經濟帶的城鎮化發展進程將難以為繼。目前長江經濟帶有限的水資源無法滿足該地區快速城鎮化發展進程中激增的用水需求，由此帶來了顯著的水資源約束效應。

考慮空間特征下的水資源對城鎮化進程的約束強度小于普通面板回歸下的約束強度，說明遺漏了空間效應會影響最終結果的判斷，高估長江經濟帶城鎮化發展進程中的水資源約束效應。事實上，早在2005年，江蘇、上海和安徽等沿江7省2市就簽訂了《長江經濟帶合作協議》，雖然沒有取得應有的效果，但是在一定程度上緩解了長江經濟帶一直以來航運和經濟分割的狀態，此后，長江流域大通關體制改革進一步提升了長三角與中部及川渝地區的合作能力，長江經濟帶區域協作能力大大增強。隨著近兩年來“一帶一路”倡議以及《長江經濟帶發展規劃綱要》的提出，長江經濟帶以長江黃金水道為依托，不斷完善交通網絡及提高區域聯程聯運水平，使得區域交通運輸效率不斷提升，在很大程度上打破了行政區劃界限和貿易壁壘，極大地增強了區域間貿易能力，有力引導了人口經濟要素在區域間的合理流動，推動了上中下游逐步有序地實現協調發展，增強了長江經濟帶整體的資源承載能力，為區域城鎮化發展提供了強有力的支撐，有效緩解了由于水資源短缺帶來的不利影響。但是值得警惕的是，雖然良好的區域協調發展能夠緩解水資源對城鎮化發展的阻礙作用，但是長江經濟帶城鎮化發展進程中年均水資源約束強度仍然達到了0.6%，接近目前長江經濟帶城鎮化發展平均速度的一半，水資源短缺對城鎮化發展的制約仍然不容樂觀。因此，未來應該進一步加強長江經濟帶一體化發展，改變每個省份各自為政的管理方式，實行區域統籌規劃，依靠空間聯動及跨區域合作減輕城鎮化進程中水資源的約束效應。endprint

2.2 各地區約束強度

由于長江經濟帶上中下游城鎮化進程及用水方式和結構差異較大，因此本文進一步對各省份城鎮化進程中的水資源約束強度進行測算與分析比較，如表3所示。同時需要說明的是，如果出現數值等于或小于0的情況，表明水資源可以滿足城鎮化發展的需求，沒有阻礙城鎮化進程的推進，形成了城鎮化發展的動力，由于本文著重探討城鎮化進程中的水資源約束強度大小，因此上述這種情況不予討論。可以看出，除上海和浙江外，長江經濟帶大部分省份城鎮化進程均受到了水資源短缺的制約，根據各地區的測算結果以0.5%和0為分界點，將11個地區分為以下三類：第一類地區包括上海和浙江，無水資源約束。上海位于東部發達地區和長三角核心地帶，從2000年開始其人口已經處于飽和狀態、城鎮人口占比已經接近70%，城鎮化進程處于發展的成熟階段，極高的人力資本和用水效率使得“資源詛咒”出現反轉，有效地緩解了水資源對城鎮化進程的約束效應，城鎮化發展對水資源更多地表現為優化作用，“十一五”以來上海市的用水量不斷下降，很好地印證了這一點。浙江省在城鎮化發展的同時注重自身產業結構的調整，經濟發展模式由工業主導型不斷向三次產業主導型轉變，2016年浙江省第三產業占比達51.6%，超過其他兩個產業的總和，同時，工業行業內部調整也成效顯著，2016年浙江省規模以上工業增加值達14 009億元，但是多以高新技術產業及戰略性新興產業等資源環境友好型產業為主，這些產業增加值占浙江工業增加值的比例達90%左右，不斷優化的產業結構使得浙江省實現了水資源的高效利用，為城鎮化進程的推進提供了堅實的水安全保障；此外，浙江省在城鎮化發展進程中有效避免了無序的擴張方式，城鎮人口沒有出現爆炸式的增長，從2010年開始，浙江省城鎮化增速低于1%，發展比較平穩，城鎮人口密度及增長率始終保持在水資源可承載的范圍之內，城鎮化發展沒有導致用水量的激增，避免了由于水資源短缺帶來的不利影響，浙江省經濟發展模式、用水方式及城鎮化進程推進方式值得其他地區借鑒和學習。

第二類地區包括湖南、安徽、貴州、湖北、江西和四川，水資源約束強度位于0.2%～0.5%之間，為中約束型。可以發現，這些省份都位于經濟欠發達的中西部地區，在城鎮化擴張的過程中沒有處理好地區用水與經濟發展之間的協調關系，經濟發展模式較為單一，二次產業比重高達45%左右，多為工業主導型發展模式。以貴州省為例，雖然其工業增加值占GDP比重略低于其他地區，但是多以高耗水行業為主，高新技術產業及先進制造業等資源環境友好型產業占比不足20%，嚴重削弱了地區水資源承載能力。而且“中部崛起”、“西部大開發”等戰略的實施，使得這些地區成為重要的產業轉移承接地區，激化了城鎮化進程與地區用水的矛盾。此外，近年來這些地區城鎮化進程保持了強勁的發展勢頭，城區面積急劇擴大，城鎮人口穩步增長，據統計，這些地區城鎮人口年均增長率高達1.5%，“激進式”的城市擴張和不斷激增的城鎮人口引發了地區用水與城鎮化進程的不協調，給地區水資源承載力帶來了嚴重的挑戰，加重了水資源對城鎮化進程的約束效應。

第三類地區包括江蘇、重慶和云南，水資源約束強度大于0.5%，為強約束型。江蘇省處于經濟轉型過渡期，工業比重始終居高不下，而且工業行業內部結構嚴重失衡，重工業比重超過70%，且多以采礦業、電力、熱力生產業及其他金屬和非金屬加工業等高耗水行業為主，將其與同為長江三角洲的浙江對比可以發現，2016年江蘇省地區總產值和工業增加值分別是浙江的1.63倍和1.68倍，然而總用水量卻分別是浙江的3倍和4.63倍之多，可以看出，江蘇省在推進城鎮化的過程中對水資源產生了極大的依賴，一旦失去了安全的用水保障，其城鎮化進程將會受到極大的沖擊。此外，日益嚴重的水污染和快速的城鎮化發展速度也不利于地區水資源承載力的恢復，據統計，2016年江蘇省廢水排放總量超過62億t，位居全國第二位，工業廢水排放量超過20億t，位列全國第1位，嚴重削弱了地區水資源對于城鎮化發展的承載能力，同時江蘇省城鎮人口增長率始終維持在1%以上，加上本身人口基數較大，進一步加劇了城鎮化進程中生產和生活用水的緊缺，增強了水資源對城鎮化進程的制約。重慶市地處我國西南地區，難以擺脫工業主導型經濟增長模式，而且工業行業內部也多以高耗水行業為主，與此同時，研究期內重慶市城鎮化年均增速約為1.67%，在總人口數出現下降的情況下，城鎮人口卻增長了96%以上，其爆炸式的城鎮人口增長和極端無序的城鎮規模擴張，使得研究期內重慶市用水量激增了50%左右，長此以往，有限的水資源將無法承受這種城鎮化進程推進模式。云南省成為三大強約束地區的原因在于其較高的水資源彈性和高人口增長率，就本文測算的結果而言，云南省城鎮化對水資源的彈性高達0.4左右，約為其他地區的2倍之多，城鎮化發展對水資源產生了極強的依賴性，同時，在長江經濟帶總人口增長率僅為6.4%的背景下，其總人口仍然保持約15%左右的高增長率，城鎮人口年均增長率也超過1.5%，如此快速的人口規模擴張不但損害了地區水資源的承載功能，也造成了嚴重的水資源浪費，不利于緩解水資源對城鎮化進程的約束效應。

2.3 水資源約束空間特征

根據表3可以發現，除了三個強約束型地區江蘇、重慶和云南的分布較為分散外，無約束型地區和中約束地區的分布均較為集中，尤其是占了半數以上的中約束型地區，集中分布在上中游地區，空間集聚效應明顯?？梢园l現，這些地區多為欠發達地區，在推進城鎮化進程的過程中，沒有處理好經濟發展與水資源之間的關系，產業結構多以高耗水的工業行業為主，且承接了大量來自于長三角的產業轉移，不利于基于水資源的可持續發展。此外，這些地區城鎮化率均低于70%，全都處于城鎮化快速發展階段，急劇增長的城鎮人口和不斷擴張的城鎮規模誘發了極大的用水需求，加重了城鎮化進程和水資源之間的不協調，上述原因使得水資源對城鎮化進程的約束效應表現為區域內“均質化”現象，因此在制定節水政策時要從全局出發，充分考慮區域間的地理空間效應，實行區域間統一協調管控，最大限度地減小水資源對城鎮化進程的約束效應。endprint