空間溢出視角下新型城鎮化進程對水資源壓力的影響

章恒全，方 靜，楊 柳，張陳俊

(1.河海大學商學院，江蘇 南京 211100； 2.江蘇省人民醫院，江蘇 南京 210029； 3.江蘇科技大學經濟管理學院，江蘇 鎮江 212100)

城鎮化是我國現代化建設的必由之路，其已經逐漸成為我國社會經濟穩步增長的新支撐和新引擎[1]。1978—2021年，我國常住人口城鎮化率從17.9%提高到64.72%，年均提高1.09%[2]。城鎮化的快速發展助推經濟轉型及產業結構升級，對促進區域協調、高質量發展具有重要意義[3]。然而，隨著我國城鎮化進程的持續推進，水資源與社會發展之間的矛盾日益突出[4]。根據《中國水資源公報2018》，全國有近20%的河流水質劣于Ⅲ類，且四分之三的湖泊水質處于富營養狀態[5]。水質的惡化加劇了水資源短缺[6]，有限的水資源儲備已經難以滿足現階段城鎮化高速發展的需求，給我國各區域帶來了較大的水資源壓力[7-8]。同時，我國水資源空間分布不均衡，2020年各城市水資源總量最高值是最低值的1.3萬倍，對我國經濟社會布局產生負面影響[9]。

為了減少城鎮化推進過程中對水資源的過度消耗和對水環境的過度破壞，黨的十八大首次提出“堅持走新型城鎮化發展道路”的中國式命題，摒棄“唯速度論英雄”的傳統發展觀念[10]。新型城鎮化注重發展質量，突顯資源集約、產城互動、城鄉統籌、生態宜居的發展模式，以期實現“人口、經濟、資源、環境協調發展”的“可持續發展道路”目標。因此，應當綜合考慮新型城鎮化內涵，結合水資源壓力空間分布特征，科學分析城市發展與水資源壓力二者之間的空間關系，以尋得有效緩解由城鎮化發展帶來水資源沖突問題的方法，因地制宜，爭取為協調城鎮化發展與水資源壓力的關系提供建議。這對促進我國城鎮化與水資源的“雙和諧”、貫徹健康可持續發展理念、實現高質量發展具有重要意義。

綜上，本文基于空間溢出視角論證了新型城鎮化發展對水資源壓力的影響。通過結合水足跡和供需比值思想表征我國31個省(自治區、直轄市)(因部分數據缺失，未將臺灣、香港、澳門列入研究范圍)水資源壓力指數，從人口、經濟、空間、社會、生態5個維度測度各省份新型城鎮化發展水平。采用空間計量模型，從省份內部直接作用和省份之間相互作用的溢出影響兩個角度探究我國新型城鎮化發展影響水資源壓力的空間特征。

1 文獻綜述

水資源消耗和水生態環境穩定對實現高速度、高質量的城鎮化發展具有重要的意義。當前，已有學者對城鎮化發展中水資源利用情況展開研究。

起初的主流觀點認為，水資源問題是城鎮化發展衍生的“副產品”，城市擴張致使不透水面積增加，帶來頻繁的洪水災害[11]。在美國、歐洲等城市化和工業化程度最高的地區，工業生產產生的污染物通過污水系統等到達地表水，嚴重惡化當地水質[12-13]。類似的證據在發展中國家也同樣存在。Azizullah[14]以巴基斯坦為研究對象，發現城鎮化進程會帶來水資源短缺、水環境污染等一系列的公共安全問題。Zinia等[15]研究了孟加拉灣沿岸地區的城鎮化發展與海水環境之間的關系，發現城鎮化帶來的人口規模快速擴張會給當地帶來嚴重的水華災害。同時，由于城鎮化引發了工業集聚，會對國家的水質產生較為惡劣的影響[16]。我國城鎮化發展雖然起步晚，但推進速度很快，這致使水資源需求量迅速增長[17]。同時，由于我國人口眾多，人口規模擴張和人口城鎮化對廢水排放產生持續的正向作用，基礎設施建設難以有效處理快速的城鎮化污染，只能由河流湖泊發揮“處理”污染物的作用[18]。以上研究表明城鎮化發展直接或間接加大了用水壓力，然而，較少有研究討論城鎮化進程對水量和水質的綜合影響，即二者共同產生的水資源壓力程度。

但也有學者得到相異的研究結論，他們認為隨著城鎮化發展進入穩定階段，現代化的服務業會成為城市的支柱產業，由此替代高耗水高污染的傳統制造行業份額，減少用水量和水污染[19]。同時，新型城鎮化的推進使城市功能得以提升、基礎設施和公共配套服務得以完善，使得人力資本向城鎮積聚，從而推動技術變革與創新[20]。這有利于促進產業結構優化，從而對提升用水效率產生輔助作用，促進各行業用水效率全面提高[21]。孫才志等[22]發現城鎮化發展過程中，人口集中供水能夠減少水資源浪費，同時實現水資源利用的有效監控，對降低水足跡強度有顯著的促進作用。除此之外，各地對城鎮化發展提供助力支持和工作部署等相關政策，或對城鎮化發展中產生的問題進行及時調控，政策的部署與調控能夠避免由發展帶來的負面影響[23]。環境規制力度的提升能夠促進地區污染企業的升級轉型，從而約束地區的水環境污染情況[24]。因此，應當綜合考慮城鎮化中的人口、產業和技術等因素，研究被賦予這些因素的新型城鎮化發展對水資源壓力的影響。同時，水資源具有區域性特征，地區城鎮化發展可能也會對鄰近地區的水資源壓力產生影響，這種影響的方向和大小同樣需要關注。

綜上所述，城鎮化發展對水資源并非只有一種影響方向，一方面，城鎮化發展會致使水資源的大量消耗，惡化水環境，增加區域水資源壓力；另一方面，城鎮化發展能夠促進產業結構升級、改善節水技術，進而可以降低對水資源的消耗、改善水環境污染。而在新型城鎮化背景下，這兩種影響孰強孰弱尚不得知。

2 研究方法和數據

本文將空間關聯因素納入考量范圍，通過構建多維度新型城鎮化發展指數和以水足跡表征的水資源壓力指數，從空間溢出視角探究我國新型城鎮化發展對水資源壓力的影響。

2.1 計量模型

本文基于索羅模型，以規模報酬不變的改進后生產函數為理論基礎來測算新型城鎮化發展對地區水資源壓力的作用關系。索羅模型，也稱為外生經濟增長模型、新古典經濟增長模型，由羅伯特·索羅(Robert Solow)于1957年提出。該方法指出，在完全競爭的市場條件下，勞動與資本要素投入的增長，能夠相應帶來產出的增長[25]。本文構建了一個以水資源壓力指數為被解釋變量、新型城鎮化發展為核心解釋變量的普通面板回歸模型，分析新型城鎮化發展對水資源壓力的影響，構建生產函數如下：

lnYit=αUit+γX+C+εit

(1)

式中：Y為被解釋變量——水資源壓力；U為核心解釋變量——新型城鎮化發展水平；下標i代表省份，t代表時間；X為控制變量；α和γ分別為對應變量的系數；C為常數項；εit為隨機誤差項。

進一步地，為了體現新型城鎮化發展對水資源壓力增長可能呈現的空間溢出作用，本文在傳統的測量方法中引入不同類型空間關聯關系的空間權重矩陣W，以此來測算在不同空間關系下的新型城鎮化發展對地區水資源壓力的影響，即新型城鎮化發展對地區水資源壓力的空間外溢效應。本文選擇空間杜賓模型(SDM)、空間滯后模型(SAR)及空間誤差模型(SEM)3類空間計量模型來進行分析，由于空間杜賓模型(SDM)具有較強的解釋能力，是本文關注的重點，其能在衡量新型城鎮化發展對地區自身水資源壓力作用的同時，更好地估計對周邊地區直接作用與間接作用的大小。

Yit=ηwiYt+βXit+θwiXt+μi+εit

(2)

式中：Yit、Xit分別為被解釋和解釋變量，其中，Xit表示核心解釋變量U和控制變量兩類；wi為空間權重矩陣w第i行，表示在研究模型中考慮了空間依賴關系；η、θ為空間依賴性系數，其中，η表示周邊地區對本地水資源壓力產生的溢出效應；β為解釋變量與控制變量的彈性系數；μi為i地區的個體效應；εit為誤差項。

2.2 主要變量

2.2.1因變量

水資源壓力指數表征人類在生產生活過程中對地區水資源產生的負荷和水資源的相對稀缺程度[26]。從供需平衡的角度出發，并基于水足跡理論衡量地區水資源壓力指數，其數值越大，表示水資源壓力越大；反之，則越小。計算公式為

(3)

式中：IWS為水資源壓力指數；WF為地區總水足跡；WA為地區節水量；WR為地區供水量。地區總水足跡根據下式計算：

WF=WFcs+WFg+WFle+WFga

(4)

式中：WF為地區總水足跡；WFcs為消耗農畜產品產生的水足跡；WFg為工業水足跡；WFle為生活和生態水足跡；WFga為地區工業和農業總水污染足跡。其中，農畜產品產生的水足跡采用地區農畜產品的總產量乘以各類農畜產品所含虛擬水量計算得出，主要選取糧食、蔬菜、肉類、蛋類及制品、奶類、食用油、水產品、果類和啤酒共9類產品來計算地區農畜產品水足跡，各類農畜產品的虛擬水含量參考孫才志等[27]成果。工業水足跡、生活和生態水足跡分別采用工業用水量、生活與生態用水量表示。水污染足跡包括工業和農業水污染足跡兩種，本文選取由化學需氧量(COD)和氨氮物質量引發灰水足跡中的較大者作為研究區域的灰水足跡[28]。

2.2.2自變量

本文以我國31省份為研究對象，以2004—2019年為研究窗口，根據科學性、系統性、代表性、可行性等基本原則，結合相關文獻及新型城鎮化內涵，從人口、經濟、空間、社會、生態5個維度的城鎮化發展構建多維度的綜合評價指標體系。本文采用加入時間變量的客觀熵權法對我國新型城鎮化發展指標權重進行測度。新型城鎮化發展綜合評價指標體系及各項指標的權重如表1所示。

表1 我國新型城鎮化發展綜合評價指標體系及指標權重

2.2.3控制變量

為了消除其他因素可能對結果造成的影響，本文還加入了一系列控制變量。科技創新水平(L)：本文采用地區研發經費支出占國內生產總值的比重表示地區科技創新水平。人力資本(M)：采用地區總就業人數與居民平均受教育年限的乘積來表征該地的人力資本水平。其中，居民平均受教育年限采用公式S=6S1+10S2+16S3計算得來，式中，S1、S2和S3分別為地區小學、普通中學和高等學校每萬人在校生人數[31]。人口規模(P)：采用地區年末常住人口數反映人口規模大小，來探索人口規模對地區水資源壓力的具體影響。用水結構(ST)：選取地區工業用水比重來衡量地區用水結構。環境規制(RE)：本文選取地區環境污染治理投資額占工業增加值的比重表征地區環境規制水平。外貿依存度(OP)：本文采用地區外貿進出口總額占國內生產總值的比重來表征地區的外貿依存度。

2.3 數據來源

本文以2004—2019年為時間窗口、以我國31省份為研究單元進行實證分析。各指標數據來自歷年《中國統計年鑒》《中國水資源公報》《城鄉建設統計年鑒》《中國環境統計年鑒》《中國人口和就業統計年鑒》《國民經濟與社會發展統計公報》《中國農村統計年鑒》《中國工業統計年鑒》以及各省份統計局、統計年鑒等。少量缺失數據采用插值法和趨勢外推法補齊。同時，為消除通貨膨脹影響，以貨幣為單位的數據均以2004年為研究基期做平減處理。其中，針對生態城鎮化“工業污染治理(X22)”指標項，對于工業污染治理完成額數據，本文參照朱平芳等[32]的處理方式，將“0.55×消費物價指數+0.45×固定資產投資價格指數”作為其平減指數，對其進行平減處理。各變量描述性統計見表2。

表2 變量的描述性統計

3 新型城鎮化發展水平與水資源壓力分析

3.1 新型城鎮化發展水平分析

3.1.1全國新型城鎮化發展水平分析

本文從人口、經濟、空間、社會和生態5個維度對我國31省份新型城鎮化發展指數進行測算，結果如圖1所示。

圖1 2004—2019年全國新型城鎮化發展指數變化趨勢

綜合來看，考察期內我國新型城鎮化和各維度城鎮化發展水平均在穩步推進。新型城鎮化發展指數從2004年的0.282 9躍升至2019年的0.523 1，漲幅為89.916%，年均增長率為4.187%。整體來看，新型城鎮化發展指數的增長趨勢較為平穩。各維度城鎮化發展速度的關系為：社會城鎮化>經濟城鎮化>空間城鎮化>人口城鎮化>生態城鎮化，新型城鎮化發展速度大致位于5個維度城鎮化發展速度的平均水平。這說明我國新型城鎮化發展水平的提升是各維度城鎮化發展協同作用的結果，多維度的城鎮化聚集帶來我國新型城鎮化的不斷發展。

3.1.2各類地區新型城鎮化發展水平分析

諾瑟姆將城市的發展劃分為“初期、加速、穩定”3個階段。為了研究新型城鎮化發展對水資源壓力的影響，本文將諾瑟姆理論應用于我國新型城鎮化發展階段的劃分。結合中國新型城鎮化的發展特征，基于諾瑟姆理論和各國學者的研究成果，進一步將我國新型城鎮化發展劃分為“初期、前期加速、中期加速、后期加速、穩定”5個階段[33]，并通過ArcGIS10.7軟件運用jenks最佳自然斷裂法，將我國新型城鎮化發展指數進行分類，具體分類結果如表3所示。

表3 全國31個省份所處城鎮化發展階段分類

表3清晰地展示出，我國31省份新型城鎮化發展水平不盡相同，并處于不同的新型城鎮化發展階段。其中，北京與上海在研究時段內的平均水平相對較高，處于穩定發展階段。西藏、甘肅、貴州、云南與廣西五省份在考察期內的平均新型城鎮化發展水平相對較低，暫處于城鎮化發展中的初期階段。其余省份處于新型城鎮化發展過程中的不同加速時期。

3.2 水資源壓力水平分析

3.2.1水資源壓力的空間分布格局分析

各省份水資源壓力指數如圖2所示，本文借助jenks最佳自然斷裂法將水資源壓力指數劃分為“低、較低、中等、較高、高”5個等級，并選取2004年、2009年、2014年和2019年數據對各省份水資源壓力指數的時間變化趨勢進行展示。

(a) 2004年

(b) 2009年

(c) 2014年

(d) 2019年圖2 2004—2019年水資源壓力指數空間分布格局

總體來看，我國31省份的水資源壓力指數整體上呈現波動上升的趨勢，除北京、天津、上海、江蘇、安徽5省份的水資源壓力在研究期內有所緩解外，其余省份的壓力指數均呈現波動上漲的趨勢，但上升速度在不斷減緩。北部水資源壓力整體高于南部，黃河中下游、西南部分地區、華北地區的水資源壓力始終較大，這些地區均有較大的節水減排潛力。與此同時，我國水資源壓力的集聚特征較為明顯，呈現出在特定區域集聚的特征。

3.2.2水資源壓力分布的變化趨勢分析

本文利用空間標準差橢圓法(standard deviational ellipse, SDE)分析各省份間水資源壓力分布的變化趨勢，其可以從時間、空間兩個維度揭示各省份水資源壓力存在的差異及其演變趨勢。具體而言，SDE中的長軸表示水資源壓力的分布方向，短軸表示水資源壓力的分布范圍，長短軸之比反映我國水資源壓力的集聚或分散程度，比值大于1，表明水資源壓力分布的方向性越明顯。橢圓的平均中心即為水資源壓力的空間重心，重心位置的分布和移動可以揭示水資源壓力水平的均衡性和變化特征。圖3展示了2004—2019年我國31省份水資源壓力指數的標準差橢圓長短軸和空間重心的變化情況。

(a) 水資源壓力指數標準差橢圓

(b) 水資源壓力指數橢圓移動圖3 2004—2019年全國水資源壓力指數標準差橢圓

我國水資源壓力空間標準差橢圓主要覆蓋黃河中下游及華北地區，包括以河南為中心的河北、山西、陜西、湖北、安徽、山東等地。從標準差橢圓的參數來看，長軸變化區間為(1149.76,1197.69)，年均延長3.19 km；短軸變化區間為(758.35,806.66)，年均延長3.22 km，且橢圓長短半軸表現出波動上漲的變化趨勢(圖3(a))，長、短軸代表的標準差均呈現波動上升的變化趨勢，表明我國水資源壓力分布在各方向上的集聚程度均有所降低。長短軸之比呈現為波動下降的變化趨勢，說明我國水資源壓力指數數據范圍逐漸趨于分散，數據離散程度有所升高。這進一步表明我國水資源壓力的分布范圍越發廣泛，各省份之間的水資源壓力差距在逐漸縮小。從標準差橢圓的重心遷移情況來看，研究期內，重心整體上向西方移動，說明我國東部地區的水資源壓力有所減緩，與西部地區的差距正在逐年縮小。如圖3(b)所示，我國水資源壓力指數橢圓重心在東西方向上共向西移動26.82 km。研究期內，共有9年向西移動，6年向東移動，說明我國西部地區水資源壓力上漲速度高于東部地區。就南北方向而言，重心共有7次向北移動，8次向南移動，較東西方向的重心遷移而言，南北方向的重心移動較為平緩，且呈現南北向交替移動的態勢。但從16年整體變化的結果來看，重心在南北方移動的趨勢不明顯。

4 新型城鎮化發展對水資源壓力的空間溢出影響

4.1 新型城鎮化發展與水資源壓力的空間相關性檢驗

4.1.1空間權重矩陣選取與構建

為研究區域之間各因素的相互作用而產生的外部性問題，首先要構建必要的、合適的空間權重矩陣。考慮到新型城鎮化發展水平受到眾多因素的影響，本文將構建鄰接矩陣、地理距離矩陣和經濟距離矩陣共3類空間權重矩陣，以此來引入區域間不同類型的地理關系，并對這3類空間權重矩陣進行標準化處理。鄰接空間權重矩陣根據省份i和j之間是否相鄰分別賦值為1或0，地理距離空間權重矩陣根據從省份i到省份j之間地理距離平方的倒數來對其進行賦值，經濟距離空間權重矩陣采用省份間的地理距離(省份幾何中心距離)與經濟“距離”(以2004年為研究基期，做平減處理后的人均GDP之差)的乘積進行計算[34]。

4.1.2全局空間相關性檢驗

由于受到空間關聯因素的影響，各類地理數據之間不再相互獨立，為了有效判斷各變量在地區之間是否存在空間上的關聯關系，本文采用莫蘭指數(Moran’sI)來檢驗研究對象的全局空間相關性。Moran’sI處于-1至1的區間內，若Moran’sI大于0，表明變量在此空間范圍內呈現正自相關關系，反之為負自相關關系。絕對值越接近于1，表示自相關性越強。本文對新型城鎮化水平與水資源壓力水平進行全局自相關檢驗，表4為具體的檢驗結果。

表4 2004—2019年我國新型城鎮化發展水平、水資源壓力水平全局自相關檢驗結果

檢驗結果表明，新型城鎮化發展水平和水資源壓力水平在研究時段內呈現出較為明顯的空間自相關性。其中，新型城鎮化發展水平的Moran’sI在3類空間權重矩陣下都呈現正向趨勢。水資源壓力水平的Moran’sI在3類空間權重矩陣下均通過了5%的顯著性檢驗，呈現出很好的空間相關性。

4.1.3局部空間相關性檢驗

整體看來，我國新型城鎮化和水資源壓力分布均是以H-H型聚集和L-L型聚集為主。圖4中，橫軸Z表示趨平值，縱軸wZ表示空間權重矩陣與趨平值的乘積，可以看出我國新型城鎮化發展水平的地域性特征較為明顯，呈現出了在特定區域和省份的顯著集聚狀態。通過圖5，可以看出我國水資源壓力水平同樣呈現出顯著的空間聚集狀態，表現為明顯的空間正相關性。

(a) 2004年 (b) 2019年圖4 2004年、2019年經濟

(a) 2004年 (b) 2019年圖5 2004年、2019年經濟距離矩陣下全國水資源壓力水平LISA空間集聚圖

4.2 新型城鎮化發展對水資源壓力的溢出效應

利用已經構建好的鄰接、地理距離與經濟距離矩陣，深入探索新型城鎮化發展對水資源壓力可能存在的空間溢出效應。

4.2.1空間計量測算結果

分別采用SAR、SEM和SDM3類空間面板回歸模型來分析我國新型城鎮化發展對水資源壓力的空間溢出作用。通過比較以上3種模型的Log-L、AIC和R2值，發現SDM整體上具有最優的回歸結果。故本文重點選擇空間杜賓模型SDM的固定效應進行新型城鎮化發展對水資源壓力的空間溢出效應分解，同時將索羅模型作為對照。回歸結果如表5所示。

表5 基于面板數據的回歸結果

經過卡方檢驗，Chi 2統計量拒絕了將SDM模型替換為SAR模型或SEM模型的假設，證明本文選擇的SDM模型是適用的。空間回歸分析結果顯示SDM模型中的核心解釋變量新型城鎮化發展水平的空間效應項均顯著，這表明新型城鎮化水平的發展對水資源壓力存在著空間效應，同時也驗證了本文選擇的空間計量模型是合理的。

4.2.2省份內部空間作用效應分析

基于文獻綜述和理論分析，新型城鎮化的發展會帶來兩種影響，并且這兩種影響往往同時存在：一是城鎮化發展有利于改變傳統的“粗放式”供水用水方式，且能夠將生產生活廢水進行集中處理，在一定程度上緩解地區水資源壓力；二是在城鎮化規模快速擴張階段，由此帶來人口、經濟規模效應的擴張會增加地區用水量和污水排放量，從而增加地區水資源壓力。

從測算結果來看，前文所述的第二種影響的正向作用超過了第一種影響的負向作用。在普通面板回歸中，我國新型城鎮化發展指數每提升1%，水資源壓力會增長0.751%。而將空間因素納入回歸模型后，3類矩陣下的效率彈性均超過0.939，數值均高于普通回歸結果，且均通過1%的顯著性檢驗。這表明新型城鎮化發展水平的提高對水資源壓力的增長產生促進作用，且將空間關聯因素納入考量范圍，提高了該影響的作用值。

控制變量中，科技創新水平L和人力資本M均在10%的顯著性水平下系數均為負，即科技創新水平的提升和人力資本的增加能夠顯著抑制水資源壓力的提高。人口規模P僅在經濟距離矩陣中對水資源壓力水平產生顯著的正向影響，說明人口的增加可能為環境帶來了更大的負荷。用水結構ST和環境規制RE的系數為負，說明產業結構優化調整和環境規制力度的提升有利于緩解用水壓力[35]。外貿依存度OP對水資源壓力的作用則不顯著。

4.2.3省份之間空間溢出效應分析

從省份之間溢出的視角看，核心解釋變量新型城鎮化發展U發揮的溢出影響在3類矩陣下分別通過了1%、10%和5%的顯著性檢驗。地區新型城鎮化水平每發展1%，將會對周邊省份的水資源壓力帶來正向溢出影響。與省份內部空間作用不同的是，新型城鎮化發展對周邊省份的溢出效應在鄰接矩陣中表現更好，單位影響達到了0.596%，地理距離矩陣次之。這可能是由于在省份間的相互影響中，空間鄰接和交通便利性等空間關聯因素扮演著更為重要的角色。對于水資源壓力而言，經濟的快速發展意味著更多的資源消耗和對環境的更高依賴，因此，水資源壓力水平固然與經濟情況存在一定的關聯。但是，基于空間溢出視角，省份之間地理位置的相鄰和交通的便利性等空間因素更能拉近地區間的要素交流，使得某省份在城鎮化發展進程中，對本省份及周邊地區的水資源壓力均產生一定的正向溢出效應。

控制變量中，科技創新水平L的提高，在地理距離矩陣和經濟距離矩陣下對周邊地區的水資源壓力均表現為顯著的負向影響，在鄰接矩陣中的作用不顯著。人口規模P在3類矩陣下均對周邊地區的水資源壓力產生較為明顯的正向溢出影響，說明各省份的人口規模的提升能夠明顯增加周邊地區的水資源壓力。環境規制RE的負向溢出效應均通過1%的顯著性檢驗，隨著環境規制力度的提高，地區自身和周邊地區的水資源壓力均得到了有效的緩解，說明各地政府強有力的環境管制工作對地區自身和周邊地區的生態環境均起到了積極的保護作用。外貿依存度OP在地理距離矩陣和經濟距離矩陣下對水資源壓力產生顯著的負向溢出效應，說明地區對外開放能夠納入先進的管理方式和技術能力能夠對周邊地區產生示范效應，進一步緩解自身和周邊地區的水資源壓力。人力資本M和用水結構ST對周邊省份的水資源壓力的溢出影響則不顯著。

綜合省內、省間分析，新型城鎮化發展對水資源壓力的作用效果中，第二種影響的正向作用超過了第一種影響的抑制作用。這充分表明：我國整體新型城鎮化發展水平的提升對周邊地區的水資源環境而言，可能呈現為弊大于利的影響效果。整體來看，新型城鎮化發展水平的提高會給鄰近省份帶來明顯的正向溢出作用，但其產生的溢出影響均小于對地區自身水資源壓力的影響。這表明：一地新型城鎮化發展水平的提高首先會為地區自身帶來一定的水資源壓力，其次也會影響到周邊地區。這是由于某地的新型城鎮化發展對周邊地區形成示范效應，周邊省份在學習和借鑒的過程中形成了速度較快、但質量較低的城鎮化發展狀態，此時的城鎮化發展會帶來更多的水資源消耗和廢污水的排放。與此同時，某地區的城鎮化發展也會產生虹吸效應，吸引周邊地區的人才、技術向本地區集聚，因此，周邊地區較低水平的城鎮化發展也無法在短期內快速改變自身供水用水及廢水處理的條件和方式，無法有效緩解這份正向溢出效應。以上兩方面原因導致地區的新型城鎮化發展對周邊省市水資源壓力水平呈現出較為顯著的正向溢出作用，但小于對地區自身的作用效果。

5 結論與建議

5.1 結論

本文利用我國31省(區、市)2004—2019年的面板數據，分別測算我國各地區新型城鎮化發展指數和水資源壓力指數，并利用空間計量模型探究了新型城鎮化發展對水資源壓力影響。研究發現，我國新型城鎮化發展水平和水資源壓力均呈現上漲的趨勢，且地域性特征較為明顯，均呈現出了在特定區域、省份的顯著空間正相關的集聚狀態。在普通面板回歸中，我國新型城鎮化發展指數每提升1%，水資源壓力會增長0.751%。將空間關聯因素納入考量范圍后，新型城鎮化發展對水資源壓力的正向作用增強。同時，新型城鎮化發展水平的提高會給鄰近省份帶來明顯的正向溢出作用，但其產生的溢出影響小于對地區自身水資源壓力的影響。

5.2 建議

a.堅持貫徹新型城鎮化發展戰略，注重提高新型城鎮化發展質量。城鎮化是經濟社會發展的重要動力源泉，新型城鎮化發展較為落后的Ⅰ類、Ⅱ類地區，應汲取發展經驗、發揮特有優勢、提高新型城鎮化發展質量。

b.優化產業結構提高產城融合度，提升技術水平降低資源依賴性。產業結構升級是城鎮化發展轉型的關鍵所在，應注重科技創新與技術水平的提升，鼓勵城鎮化發展水平較高的地區將“環保+技術”作為發展的雙引擎，發揮其先進技術的空間溢出作用。

c.完善水資源生態環境管理機制，促進我國環境與城鎮協同發展。針對新型城鎮化發展不平衡現象，我國應不斷加強通力合作，因地制宜地完善水資源與水環境管理機制。一方面，做好地區間水量的分配工作，強化城鎮化水平落后地區的指標管理；另一方面，穩步推進水資源壓力較小地區的節水工作，激發壓力較大地區的節水能力。