天山北坡城市群水資源對城鎮化的脅迫作用分析

聶春霞，田加源

(新疆發展與改革委員會經濟研究院，新疆 烏魯木齊 830002)

天山北坡城市群是國家培育的西部地區城市群之一，其處于典型的干旱區綠洲、荒漠生態環境交錯帶，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、水資源已經嚴重超載；石河子市、克拉瑪依市、吐魯番市等區域地下水開發利用率均超過100%，引發了地下水位持續下降、土地沙化、荒漠化加劇、草原品質下降等生態問題，同時，由于煤電煤化工等重工業的發展，造成了烏魯木齊、阜康和奎屯空氣污染嚴重。研究水資源對天山北坡城市群城鎮化的脅迫作用，通過采取有效措施，合理調控水資源脅迫強度，盡可能使水資源脅迫作用處于正常狀態下脅迫類型，從而保障天山北坡城市群可持續發展。

1 水資源對城鎮化脅迫研究的進展評述

“脅迫”一詞起源于生理學，指不利于生物生長的一切生態環境的總稱。之后，“脅迫”被廣泛用于其他學科領域。水資源脅迫指在某一特定時間或空間范圍內，由于水資源缺乏而阻礙了城鎮化進程，水資源對城鎮化的這種約束作用被稱為水資源脅迫。目前水資源對城鎮化脅迫的研究主要集中于水資源對城鎮化約束力的內涵、水資源對城鎮化約束力計算方法、水資源變化對城鎮化的脅迫規律、水資源約束下的城鎮化閥值計算4個方面。鮑超等[1](2006)提出了水資源約束力的內涵、研究意義及戰略框架。鮑超等[2](2007)通過西北干旱區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，發現城市化水平與用水總量之間擬合方程的相關系數，可作為定量識別西北干旱區水資源約束城鎮化進程的重要指標；高翔等[3](2010)、鮑超等[4](2007)、陳彤等[5](2013)通過建立指標體系，先后采用了層次分析法、熵值法、灰色關聯度法計算了我國西北干旱地區水資源約束力以及城市化與水資源的耦合度。方創琳等[6](2004)把水資源作為西北干旱區先決約束條件，提出了水資源約束下西北干旱區水資源變化對城鎮化過程的脅迫機制與規律。方創琳等[7](2005)計算分析了水資源約束下西北干旱區城市經濟發展與城鎮化閥值。鮑超等[8](2010)探討了城鎮化進程與水資源開發利用之間響應與反饋機理，并提出了相關的調控模式與建議。

關于城市群水資源與城鎮化的相關研究主要集中在城市群水資源承載力、水資源優化配置、水環境效應、水資源脆弱性評價等方面，還未見水資源對城市群城鎮化脅迫作用的成果。張小梅[9](2014)分別評價了遼中南城市群、環渤海西岸城市群、半島城市群等6座城市群的水資源承載力。張瑞[10](2010)分析了湘江干流長株潭城市群水資源現狀，構建了湘江干流長株潭城市群水資源安全配置優化模型；譚樂彥等[11](2014)對濟寧都市區城市群進行復雜水源系統下的多目標供水進行了分析，提出了水資源配置方案。匡文慧等[12](2011)分析了京津唐城市群不透水地表對海河流域地表水環境的影響。周念清等[13](2014)通過構建壓力驅動DPSIR(驅動力—壓力—狀態—影響—反應)模型，采用層次分析法和熵權法，評價了長株潭城市群水資源系統的脆弱性。

天山北坡城市群水資源與城鎮化的相關研究主要集中于水文效應、水資源供需情況、地下水可開采量3個方面。楊瑾等[14](2005)對天山北坡地下水開發利用中存在的問題進行了分析。穆艾塔爾·賽地等[15](2013)利用多種水文統計模型，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/年際變化特征及變化趨勢。鄧銘江等[16](2010)通過分析預測天山北麓水資源供需發展趨勢，結合外流域可調入的水量和社會經濟發展布局，提出了區域水資源合理配置及重點工程規劃思路。吳紅燕[17](2013)利用典型流域開采模型、可開采系數計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，關于水資源對城市群城鎮化脅迫的研究起步較晚，多數文獻針對西北干旱區城鎮層面的數據，分析了水資源對城鎮化的約束或脅迫作用，而城市群城鎮化進程中的水資源短缺問題突出，特別是天山北坡城市群城鎮化進程中面臨的水資源壓力更加突出，現有的研究中鮮有系統地研究城市群水資源對城鎮化脅迫作用的成果，更缺少系統地研究天山北坡城市群水資源對城鎮化脅迫作用的成果。本文以天山北坡城市群為研究對象，以水資源作為先決約束條件，選擇水資源變化過程與城鎮化過程之間相互脅迫的驅動因子，運用天山北坡城市群2004～2016年面板數據，估算了水資源對天山北坡城市群城鎮化的脅迫強度。

2 研究區域選擇

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，五家渠市的城鎮化和水資源的相關數據缺失，難以獲取。基于此，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座城市為研究對象，利用2004～2016年《新疆水資源公報》及各地州(市)水資源公報、《新疆統計年鑒》中的相關數據，計算和分析天山北坡城市群水資源對城鎮化的脅迫作用。

3 城鎮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，城鎮化水平不斷提高。2016年，天山北坡城市群的總人口524.46萬人，比2005年增加了74.88萬人；城鎮化率(城鎮人口占總人口的比重)分別為83.66%，比2005年上升了13.77個百分點。其中，烏魯木齊作為首府城市，總人口最多，2016年其人口數達267.87萬人，比其他7座城市的總人口還多11.28萬人，阜康市人口最少，僅為16.71萬人；城鎮化水平差別較大，克拉瑪依市城鎮化率最高，吐魯番市和烏蘇市城鎮化率最低,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。2016年，天山北坡城市群用水總量達到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業高效節水措施，用水總量不斷減少外，其余7座城市都呈增加態勢。

從用水量在產業間的分布看，由于天山北坡城市群用水結構以效益較低的第一產業為主，其次是近年來工業的快速發展，使得第二產業用水量較大，第三產業用水量較少。2016年，第一產業用水量達到44.71億m3，比2005年增加了2.2億m3，第一產業用水量占用水總量的83.43%，比2005年增加了0.43個百分點，尤其是烏蘇、克拉瑪依、阜康、昌吉、吐魯番第一產業用水量比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。第二產業用水量2.53億m3，占用水總量的比重為5.0%，比2005年下降了3個百分點，除烏魯木齊、奎屯第二產業用水量增加了0.15億m3和0.06億m3外，其余6座城市都呈減少態勢。第三產業用水量較少，為0.53億m3，比2005年減少了0.04億m3。

4 水資源對城鎮化的脅迫模型及分析

4.1 水資源與城鎮化間關系的推導

周一星[19]對157個國家和地區1977年的數據進行分析后，得出城鎮化與經濟增長之間呈對數曲線關系，表示為：

Y=c+dln(Z)

(1)

其中，Y為城鎮化水平，Z為人均GDP，c、d為擬合參數。

宋建軍等[20]利用50年間全國GDP指數與全國年用水量數據，分析得出用水量與經濟發展水平間呈冪函數關系，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。

將(2)式兩邊取對數后變為：

ln(X)=lng+fln(Z)

(3)

將(1)式和(3)式消去中間變量ln(Z)，得到城鎮化水平與用水量的對數關系：

Y=a+bln(X)

(4)

其中,a、b為擬合參數，b>0，即城鎮化水平與用水量之間呈正相關關系。

在此，將城鎮化水平擴展到環境城鎮化、經濟城鎮化、人口城鎮化3個方面，環境城鎮化水平(Y1)用城市空氣質量達到二級及以上天數占全年比重來衡量，經濟城鎮化水平(Y2)用第三產業增加值占GDP的比重衡量，人口城鎮化水平(Y3)用城鎮化率衡量。同時，將用水量細化為第一產業用水量(X1)、第二產業用水量(X2)、第三產業用水量(X3)。

4.2 水資源對城鎮化脅迫關系的分析

通過城鎮化與水資源利用關系式(4)可以計算一定城鎮化水平下的用水量，也可以計算城鎮化水平每增加1個百分點，所需增加的用水量。但是，由于區域水資源的有限性，用水總量的增加也是有限的，當用水量達到或超過水資源利用極限時，則城鎮化進程受到限制。在這種情況下，如果要推進城鎮化進程，必須要轉變水資源利用方式和城鎮化發展方式，使用水量呈零增長或負增長，而一旦出現零增長或負增長，城鎮化水平與用水量間的對數關系逐漸削弱，相關系數R2就會逐漸減小。當需水量出現零增長或負增長時，城鎮化水平與用水量間的對數模型就不能通過顯著性檢驗，即城鎮化水平與用水量就不能滿足上述模型。因此，可利用(4)式中的相關系數R2來測度水資源對城鎮化的強度，相關系數越小，表明水資源脅迫強度越大，相關系數R2越大，城鎮化水平與用水量之間符合上述對數函數關系。

相關系數R2表示城鎮化水平Yi和用水量Xi間的相關程度，一般情況下，當0≤R2≤0.4時，屬弱相關；當0.4≤R2≤0.6時，屬較強相關；當0.6≤R2≤0.8時，屬強相關；當0.8≤R2≤1時，屬極強相關。R2表示回歸方程的擬合系數，1-R2表示實際值與擬合值間的偏離程度，當水資源脅迫強度為零時，城鎮化水平與用水量符合對數函數關系，當水資源脅迫強度增大時，城鎮化水平隨用水量的變化將逐漸偏離理想狀態下的對數函數關系。因此，可以用偏離程度1-R2測量水資源對城鎮化的脅迫強度。

P=1-R2

P表示水資源對城鎮化的脅迫強度，R2表示城鎮化水平與用水量間的相關系數，0≤P≤1，P越接近1，表明水資源脅迫強度越大。

根據方創琳等的相關研究，按照以下標準確定脅迫強度：當0≤P<0.4水資源脅迫強度為弱脅迫；當0.4≤P<0.6水資源脅迫強度為較強脅迫；當0.6≤P<0.8水資源脅迫強度為強脅迫；當0.8≤P≤1水資源脅迫強度為極強脅迫。

為具體分析天山北坡城市群水資源對城鎮化的脅迫作用，首先，對2004～2016年天山北坡城市群8座城市的第一產業用水量(百萬m3)、第二產業用水量(百萬m3)、第三產業用水量(百萬m3)3組序列取對數。接著，利用Eviews 6.0軟件，采用ADF- Fisher測試方法，分別對該3組序列及空氣質量達到及好于二級天數占全年比重、第三產業增加值占GDP的比重、城鎮化率的一階差分數列進行單位根檢驗，得出所有數列均通過了平穩性檢驗(表1)。第三，通過對城鎮化水平與用水量各指標間的協整關系進行檢驗(表2)，得出空氣質量達到及好于二級天數占全年比重與第一產業用水量間存在長期穩定的關系，與第二產業用水量和第三產業用水量間不存在長期穩定的關系；第三產業增加值占GDP的比重與第一產業用水量、第二產業用水量和第三產業用水量間存在長期穩定的關系；城鎮化率與第一產業用水量間存在長期穩定的關系，城鎮化率與第二產業用水量、第三產業用水量間不存在長期穩定的關系。最后，對于具有長期穩定關系的2個變量進行回歸分析，并給出回歸關系式、回歸方程的擬合系數R2，F檢驗的概率度p和脅迫強度P；對于不具有長期穩定關系的2個變量計算其擬合系數R2及脅迫強度P，分析結果見表3。

表1 城鎮化水平與用水量指標序列一階差分的ADF單位根檢驗結果

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

表2 城鎮化水平與用水量指標間的協整檢驗結果

注：表中斜體字表示2個變量間沒有通過協整關系的檢驗，其余表示2個變量間通過了協整關系的檢驗。

表3 水資源與城鎮化的回歸分析

從表3回歸方程來看，空氣質量達到及好于二級天數占全年比重與第一產業用水量間存在較強的對數函數關系，其擬合系數為0.89，通過了概率度為1%的檢驗，第一產業用水量每增加1個百分點，空氣質量達到及好于二級天數占全年比重就提高0.08個百分點；第三產業增加值比重與第一產業用水量、第二產業用水量、第三產業用水量之間存在對數函數關系，其擬合系數較小，分別為0.50、0.64、0.65，雖然都通過了概率度為1%的檢驗，但對數函數關系較弱，第一產業用水量、第二產業用水量每增加1個百分點，第三產業增加值比重就分別下降0.03、0.01個百分點；第三產業用水量每增加1個百分點，第三產業增加值比重就增加0.02個百分點。城鎮化率與第一產業用水量間存在對數函數關系，其擬合系數較低，為0.55，對數函數關系較弱，第一產業用水量每增加1個百分點，城鎮化率就降低0.03個百分點。因此，天山北坡城市群第一產業用水量的增加有利于改善空氣質量，但卻限制了第三產業的發展和城鎮化率的提高；第二產業用水量的增加限制了第三產業的發展；第三產業用水量的增加促進了第三產業的發展。

從脅迫強度看，第二產業用水量對城市群空氣質量的脅迫強度均為0.41，屬較強脅迫類型，第一產業用水量、第三產業用水量對城市群空氣質量的脅迫強度分別為0.11和0.36，屬較弱脅迫；第二產業用水量的增加致使空氣質量下降，說明加快發展第二產業使得空氣質量下降；而第一產業用水量和第三產業用水量的增加對空氣質量的影響較小。第一產業用水量對第三產業增加值比重的脅迫強度為0.50，屬較強脅迫，第二產業用水量對第三產業增加值比重的脅迫強度為0.36，屬較弱脅迫，即第一產業用水量的增加，將會制約第三產業的發展；而第三產業用水量對第三產業增加值比重的脅迫強度為0.35，屬較弱脅迫，說明第三產業用水量的增加對第三產業發展的影響較小。第一產業用水量對城鎮化率的脅迫強度為0.45，屬較強脅迫；第二產業用水量、第三產業用水量對城鎮化率的脅迫強度分別為0.24和0.34，屬較弱脅迫，即第二產業用水量和第三產業用水量的增加對人口城鎮化進程的影響較弱。說明第一產業用水量的增加對第三產業發展、城鎮化率的影響較強，第二產業用水量的增加對城市群空氣質量的影響較大，第三產業用水量的增加對城鎮化水平的影響較小。

5 結論與討論

本文以天山北坡城市群為研究對象，選取實際值與擬合值間的偏離程度1-R2作為脅迫強度，利用2005～2016年的面板數據，分析判斷了城鎮化水平與用水量指標之間是否存在對數函數關系，并計算了用水量對城鎮化水平的脅迫強度，得出以下與實際較為接近的結論。

(1)從回歸分析看，天山北坡城市群空氣質量達到及好于二級的天數占全年比重與第一產業用水量間存在較強的正向對數函數關系，說明過去12年間，天山北坡城市群第一產業用水量還未達到極限值，第一產業用水量的增加有利于改善空氣質量；第三產業增加值比重與第一產業用水量、第二產業用水量之間存在較弱的反向對數函數關系，即第一產業和第二產業用水量也未達到極限值，第一、第二產業用水量的增加不利于第三產業的發展；第三產業增加值比重與第三產業用水量之間存在較弱的正向對數函數關系，說明第三產業用水量也未達到極限值，第三產業用水量的增加將促進第三產業的發展；城鎮化率與第一產業用水量間存在較弱的反向對數函數關系，第一產業用水量的增加將限制人口城鎮化的進程。

(2)從脅迫強度看，天山北坡城市群用水結構主要以第一產業為主，因而第一產業用水量對第三產業發展、城鎮化率的脅迫作用較強，第一產業用水量對城市群空氣質量、第三產業發展的脅迫作用弱。由于近年來天山北坡城市群第二產業的加快發展，使得第二產業用水量的增加，從而導致空氣質量下降，表現為第二產業用水量對城市群空氣質量的脅迫作用較強，對城鎮化率的脅迫作用弱。由于天山北坡城市群第三產業用水量較少，因此，第三產業用水量對空氣質量、第三產業發展、城鎮化率的脅迫作用較弱。

本文僅初步辨識了天山北坡城市群城鎮化水平與用水量間存在對數函數關系、用水量對城鎮化水平的脅迫作用的客觀存在，也反映出第一產業用水量的增加有利于改善空氣質量，但制約了第三產業的發展和人口城鎮化的進程；第二產業用水量的增加不利于第三產業的發展。第一產業用水量對第三產業發展、人口城鎮化進程的脅迫較強烈；第二產業用水量對城市群空氣質量的脅迫作用較強，而第三產業用水量的增加對城鎮化水平的提高影響不大。原本就缺水的天山北坡城市群，第一產業用水量過大將會導致該城市群城鎮化進程緩慢，第二產業發展快、用水量大導致該區域空氣質量下降也是已經發生的事實。因此，應進一步分析水資源脅迫城市群城鎮化進程的規律，有針對性地提出水資源優化配置及調控模式，降低水資源對城市群城鎮化進程的脅迫強度。