農(nóng)轉(zhuǎn)非水資源論文

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1水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的驅(qū)動因素分析

水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”是指水資源利用方向的變更，主要表現(xiàn)為由農(nóng)業(yè)和農(nóng)村用水向工業(yè)和城鎮(zhèn)用水轉(zhuǎn)移，即由農(nóng)業(yè)灌溉用水向非農(nóng)用水（包括居民生活用水、工業(yè)用水、商業(yè)用水、生態(tài)用水和休閑娛樂用水等）的轉(zhuǎn)換。目前很大一部分過去以灌溉、防洪為主的水庫逐步轉(zhuǎn)變?yōu)槌鞘泄I(yè)、商業(yè)、生活或城市景觀用水的水源。如山東濰坊峽山水庫從1989年開始逐漸成為濰坊市居民生活用水和濰坊發(fā)電廠、巨龍化纖、濰坊市熱電廠、亞星造紙等企業(yè)的主要水源；山東位山灌區(qū)（引黃灌區(qū)）每年為聊城電廠（工業(yè)）、環(huán)城湖（城市景觀）供水4500×104m3，2006年向白洋淀調(diào)水3×108m3（生態(tài)用水）；山東萊蕪雪野水庫向萊蕪熱電廠和萊蕪鋼鐵公司年供水量達(dá)到5000×104m3。水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”既包括同一流域水資源利用方向的有償轉(zhuǎn)讓，如2004年黃河流域?qū)幭淖灾螀^(qū)從國家分配的40×108m3用水指標(biāo)中調(diào)劑出8×108m3作為工業(yè)發(fā)展后備水源，內(nèi)蒙古用1.3×108m3農(nóng)用水轉(zhuǎn)向工業(yè)用水換取6.5×108元的農(nóng)業(yè)節(jié)水設(shè)施投資；也包括跨行政區(qū)域間利用方式的轉(zhuǎn)換，2000年浙江省義烏市一次性出資2×108元，向東陽市買斷了每年5000×104m3水資源的永久使用權(quán)，實現(xiàn)了跨區(qū)域農(nóng)用水（東陽市每年轉(zhuǎn)移的5000×104m3主要用于灌溉）向非農(nóng)用水的轉(zhuǎn)換（義烏市主要用于工業(yè)和居民生活）。在一定時間維度上，水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”受區(qū)域社會、經(jīng)濟、水資源空間分布差異和政策因素的影響。自2002年以來，研究學(xué)者從不同視角揭示了水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的條件、方式及其影響。我國水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”問題日趨嚴(yán)重，預(yù)計到2050年農(nóng)用水將降低到50%左右，為兼顧非農(nóng)用水需求增長和保障農(nóng)用水穩(wěn)定，應(yīng)采取節(jié)水行為補償、差別性定價和節(jié)水設(shè)施投資等方式，實現(xiàn)農(nóng)用水有償轉(zhuǎn)讓[5]。隨著研究的深入，越來越多的學(xué)者關(guān)注到影響水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的主要因素及其負(fù)效應(yīng)，水資源管理部門（水資源轉(zhuǎn)讓收益的實際擁有者）為實現(xiàn)經(jīng)濟利益的最大化，可能誘發(fā)水資源過度“農(nóng)轉(zhuǎn)非”，導(dǎo)致農(nóng)用水供給不足，影響糧食安全，侵占生態(tài)用水等問題，提出應(yīng)建立相應(yīng)的補償和監(jiān)管機制[4,6-10]。從現(xiàn)有研究成果看，研究學(xué)者從廣義范圍分析了驅(qū)動水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的一些共性影響因素及其作用機理，但是對不同時空尺度下相同驅(qū)動因素對水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”作用力大小的比較研究尚需進一步深化。

1.1經(jīng)濟發(fā)展水平及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化

水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”是工業(yè)化和城鎮(zhèn)化進程中的一種必然現(xiàn)象。隨著經(jīng)濟社會發(fā)展，我國人均GDP從1952年的119元增長到2010年的29992元，用水總量也從1949年的1031×108m3增長到2010年的6022×108m3，年均增長9.5%左右。從絕對值來看，農(nóng)業(yè)、工業(yè)和生活用水均有不同程度增長，非農(nóng)用水需求的不斷增長推動了水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的速度和規(guī)模。從水資源利用與經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系來看，在不同發(fā)展階段，水資源利用的矛盾不同，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化對水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的作用程度也不同。從我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化看，一二三產(chǎn)業(yè)的比例關(guān)系從1952年的50.5%、20.9%和28.6%轉(zhuǎn)變?yōu)?010年的10.1%、46.8%和43.1%，相應(yīng)地農(nóng)業(yè)、工業(yè)和生活用水結(jié)構(gòu)也從1949年的97.1%、2.3%和0.6%調(diào)整為61.3%、24%和12.7%，反映了水資源利用方向逐漸由農(nóng)業(yè)向工業(yè)和生活用水轉(zhuǎn)移的趨勢。水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”解決了工業(yè)用水短缺的難題，我國水權(quán)交易實踐也反映了工業(yè)化、城鎮(zhèn)化進程中水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”適應(yīng)和滿足了非農(nóng)用水的需求。另外，區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異顯著，非農(nóng)用水需求強度和增長速度表現(xiàn)出很大差異。2011年東部、中部和西部地區(qū)的GDP之比是60.7:20:19.2，地方財政收入之比是63.2:16.2:20.6，東部地區(qū)以二三產(chǎn)業(yè)為主，二三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占全國比重均超過60%，中西部地區(qū)第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占全國的51.1%，致使東部地區(qū)非農(nóng)用水需求增長較快，水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的需求較高，轉(zhuǎn)移態(tài)勢明顯。

1.2人口規(guī)模及城鎮(zhèn)化發(fā)展

人口自然增長和機械增長從不同方面作用于水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”。一方面，人口自然增長必然增加生活用水需求，按照2010年人均用水量標(biāo)準(zhǔn)，每增加1人將增加450.2m3的用水需求。1949年以來隨著我國人口增長，增加用水359.8×108m3，占用水量增加額的7.2%；另一方面，隨著城鎮(zhèn)化進程的加快，城鎮(zhèn)人口增長使生活用水日趨緊張，迫使農(nóng)用水向城鎮(zhèn)居民生活用水轉(zhuǎn)移。我國人口結(jié)構(gòu)（城鎮(zhèn)人口與鄉(xiāng)村人口的比重）從1949年的1:9變?yōu)?010年的5:5，人口城鄉(xiāng)遷移為城鎮(zhèn)生活用水的增加帶來了巨大的壓力。另外，人們生活水平的提高，對水資源需求強度增加，人均用水量從2000年的435.4m3增長到2010年的450.2m3，人均增加14.8m3/人。由于區(qū)域間經(jīng)濟發(fā)展水平的差異，我國人口跨區(qū)域流動整體表現(xiàn)為中小城市向大型城市流動、中西部地區(qū)向東部地區(qū)流動的現(xiàn)象，這加劇了區(qū)域間用水結(jié)構(gòu)緊張問題，表現(xiàn)在東部缺水地區(qū)人口規(guī)模增速較快。對比2000年和2010年人口普查數(shù)據(jù)，東部地區(qū)和北京、上海、天津三個直轄市人口增長較快，而中西部水量較為豐富地區(qū)的人口出現(xiàn)負(fù)增長。同樣，東西部地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展水平差距明顯，致使區(qū)域間水資源供給非均衡態(tài)勢加劇，區(qū)域間水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的需求強度差距明顯。數(shù)據(jù)顯示，2003年東、中、西和東北部地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平分別為58%、36%、33%和54%，東部和東北部地區(qū)高于全國平均水平（41%），中西部地區(qū)低于全國平均水平；2010年四大地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平分別為63%、45%、41%和57%，盡管中西部地區(qū)城鎮(zhèn)化水平增速高于東部和東北部地區(qū)，但城鎮(zhèn)化水平仍然低于全國平均水平（50%）。

1.3水資源短缺程度

區(qū)域水資源短缺程度影響著本地水資源的可利用量。水資源短缺對農(nóng)業(yè)、工業(yè)和生活用水的絕對增長均有抑制作用，按照水資源利用的優(yōu)先次序，短缺嚴(yán)重情況下首先要滿足生活用水需要，同時為滿足工農(nóng)業(yè)用水需求增長，導(dǎo)致本地水資源的過度開發(fā)，擠占生態(tài)環(huán)境用水，降低了水資源再生能力，這又加劇了水資源短缺態(tài)勢，從而陷入短缺—過度利用—更短缺的惡性循環(huán)。因此，在區(qū)域水資源供給能力相對穩(wěn)定的條件下，為滿足非農(nóng)用水需求（尤其是生活用水），農(nóng)用水可以作為補充來源。受自然地理環(huán)境的影響，我國自然降水量區(qū)域間差異明顯，年際間補給能力的不同致使區(qū)域短缺態(tài)勢差異顯著，這不僅影響著工業(yè)、農(nóng)業(yè)和生活用水的絕對量，而且對水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”產(chǎn)生不同的作用效應(yīng)。

1.4生態(tài)環(huán)境改善

水資源過度“農(nóng)轉(zhuǎn)非”可能危害局部地區(qū)（轉(zhuǎn)出區(qū)）居民用水質(zhì)量、生態(tài)環(huán)境、未來供水能力等，損害第三方利益[12-13]。在美國亞利桑那州和卡羅拉多州，水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”已經(jīng)影響到當(dāng)?shù)剞r(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展機會和第三方利益[12-13]。水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”損害了轉(zhuǎn)出區(qū)的水質(zhì)，導(dǎo)致水土流失、生態(tài)破壞，給岸邊居民、支流以及流域生物帶來不利影響[11]。受自然降水、經(jīng)濟發(fā)展水平和結(jié)構(gòu)、人口規(guī)模等因素影響，不同區(qū)域水資源開發(fā)利用程度和短缺特征差異顯著，在相對封閉的流域中，本地水資源過度利用導(dǎo)致水資源再生能力降低，在缺乏外調(diào)水支撐條件下，基于生態(tài)環(huán)境保護壓力，環(huán)境管制政策要求預(yù)留生態(tài)用水量，這必然限制工農(nóng)業(yè)用水量增長。我國自2003年開始要求各地預(yù)留生態(tài)用水，尤其是缺水嚴(yán)重的北京、天津、山西等地區(qū)，生態(tài)用水量增加顯著，限制了工農(nóng)業(yè)用水和生活用水的絕對增長，因此，為滿足非農(nóng)用水增長需要，擠占部分農(nóng)用水是必然趨勢。同時由于各地生態(tài)環(huán)境問題的誘因差異較大，如西部新疆、青海、西藏等地區(qū)屬于黃河、長江等河流的重要水源地，隨著生態(tài)保護壓力增大，將會減少可利用水資源量。因此，隨著各地生態(tài)用水量的遞增，在供水能力有限約束下，滿足非農(nóng)用水需求，會加大水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的態(tài)勢。

1.5水資源利用比較收益變化

對整個社會而言，水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”有利于水資源優(yōu)化配置，水資源利用比較收益變化是推動水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的主要根源。數(shù)據(jù)顯示，2003年我國每方水工業(yè)和農(nóng)業(yè)產(chǎn)值分別是46.7元和5.1元，二者之比約為9:1；到2010年達(dá)到111.1元和11.0元，盡管每方水農(nóng)業(yè)產(chǎn)值增加了一倍多，但二者比值擴大為10:1，說明工農(nóng)用水收益增長率差距逐漸擴大。工農(nóng)業(yè)用水比較收益區(qū)域間差異明顯，2003年差距最大的新疆達(dá)到76:1，最低的重慶僅為1.8:1；到2010年新疆達(dá)到87:1，重慶為2.3:1；二者間的比例也呈現(xiàn)出逐步擴大趨勢，這說明區(qū)域間農(nóng)用水和非農(nóng)用水邊際收益變化是推動水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的重要動力。

1.6灌溉農(nóng)業(yè)發(fā)展水平

一般而言，水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”會減少農(nóng)業(yè)用水量，在缺乏相關(guān)農(nóng)業(yè)節(jié)水投入的情況下，會降低農(nóng)田灌溉規(guī)模和灌溉次數(shù)，誘導(dǎo)農(nóng)戶減少水稻、小麥等耗水量高的作物種植面積，降低糧食單位產(chǎn)出率，從而影響糧食安全，尤其是在半干旱地區(qū)，水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”會從要素供給和資源利用上對農(nóng)村發(fā)展產(chǎn)生諸多影響。美國西部地區(qū)的水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”迫使農(nóng)戶放棄種植耗水高的高效益作物，農(nóng)業(yè)種植規(guī)模和生產(chǎn)能力下降[18]。在印度，水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”剝奪了農(nóng)戶種植糧食作物和飲用水的滿足能力及福利水平。河北承德轉(zhuǎn)軸溝村自1997年以來的水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”，使農(nóng)戶種植模式由以前的細(xì)糧、粗糧和蔬菜作物的“輪耕套作”轉(zhuǎn)變?yōu)橹挥写旨Z作物的“單一種植”，導(dǎo)致土地利用效率降低，當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶喪失了農(nóng)產(chǎn)品自給自足能力。因此，研究學(xué)者提出水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的基本原則是“只轉(zhuǎn)讓余水，不影響農(nóng)業(yè)灌溉”。在不同時期內(nèi)，政府為保障糧食安全，會加大灌溉農(nóng)業(yè)投資，從而增加農(nóng)用水量。由于各地氣候干旱程度、土地利用方向改變及經(jīng)濟條件的差異，耕地有效灌溉率及其增長速度差異較大，截止到2010年，全國有16個省市的有效灌溉率達(dá)到50%以上，其中北京、上海、新疆和江蘇4省市的有效灌溉率達(dá)到80%以上；天津、河北等5省市達(dá)到70%以上，安徽、山東等6省達(dá)到60%以上，其他15省市均低于50%，其中北京最高，達(dá)到91.25%，貴州最低，僅為25.23%。因此，受制于不同地區(qū)農(nóng)田灌溉規(guī)模差異的影響，對水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的作用力不同。

1.7農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)應(yīng)用水平

為達(dá)到穩(wěn)定糧食生產(chǎn)和用水效益最大化雙重目標(biāo)，要擴大水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”，必須要有可轉(zhuǎn)移的“節(jié)余水量”。從我國農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)采用水平看，灌溉水利用系數(shù)全國平均為0.43左右，遠(yuǎn)低于發(fā)達(dá)國家的0.7~0.8，說明還有很大的節(jié)水空間。同時，受制于區(qū)域間經(jīng)濟條件的差異，節(jié)灌率差距明顯。盡管近10a來各地區(qū)節(jié)灌率都有不同程度的提高，但總體水平仍然較低，到2010年僅有北京、上海等5個?。ㄊ校┕?jié)灌率較高，達(dá)到50%以上，河北、江蘇、福建3省達(dá)到1/3以上，其他地區(qū)均低于1/3，這預(yù)示著不同地區(qū)水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的空間尺度差異較大，節(jié)灌率高的地區(qū)在不影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的前提下可獲得更多非農(nóng)業(yè)用水量，對水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的剛性約束??；相反，節(jié)水農(nóng)業(yè)發(fā)展水平較低的地區(qū)，可獲得的非農(nóng)業(yè)用水量小，約束力就大。

2我國水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”驅(qū)動因素的時空尺度分析

2.1水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的計量模型構(gòu)建與變量選擇

基于現(xiàn)有研究成果，綜合考慮數(shù)據(jù)資料的可得性、時空一致性、與水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的相關(guān)性以及能否定量化等方面，在選擇水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”驅(qū)動因素時，主要考慮經(jīng)濟發(fā)展（規(guī)模和結(jié)構(gòu)）、人口因素（規(guī)模和結(jié)構(gòu)）、生態(tài)環(huán)境改善、水資源利用比較收益、灌溉農(nóng)業(yè)發(fā)展水平、農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)應(yīng)用水平和水資源稟賦7個方面9個因素（表1），分析這些因素對不同時點和不同地區(qū)水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的影響。借鑒國內(nèi)外分析水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的基本方法，本文在分析水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”驅(qū)動因素的時空尺度效應(yīng)中采用多元線性回歸模型。模型形式及相關(guān)變量如下：Yi=β+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5+β6X6+β7X7+β8X8+β9X9+εi（1）式中：Yi為不同年份或不同地區(qū)水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”程度（Yi=當(dāng)年非農(nóng)用水占比-基期非農(nóng)用水占比）；X1為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化；X2為當(dāng)年GDP；X3為當(dāng)年人口數(shù)；X4為城鎮(zhèn)化發(fā)展；X5為生態(tài)環(huán)境改善；X6為水資源利用比較收益；X7為有效灌溉率；X8為農(nóng)業(yè)節(jié)灌率；X9為人均水資源量；β,β1,,β9為系數(shù)；εi為隨機項。

2.2研究方法說明及數(shù)據(jù)來源

已有關(guān)于資源利用時空尺度效應(yīng)研究普遍采用最小二乘法（OLS）的多元線性回歸模型，采用該方法的前提是解釋變量必須相互獨立，但是現(xiàn)實研究中所選取的變量大多會存在不同程度的多重共線性。為消除回歸方程的多重共線性，保證回歸模型有較好的應(yīng)用效果，本研究采用嶺回歸方法。嶺回歸分析是一種專用于共線性數(shù)據(jù)分析的有偏估計方法，通過放棄最小二乘法的無偏性，以損失部分信息、降低精度為代價獲得回歸系數(shù)的更符合實際、更可靠的回歸方法。雖然嶺回歸所得殘差平方和比最小二乘回歸要大，但對病態(tài)數(shù)據(jù)的耐受性遠(yuǎn)強于最小二乘法。本研究所采用數(shù)據(jù)為2000—2010年包括我國31個?。ㄊ小^(qū)）的面板數(shù)據(jù)（未包括港澳臺）。其中，水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”程度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化、城鎮(zhèn)化發(fā)展和水資源利用比較 收益變化的數(shù)據(jù)根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》（2001—2011年）相關(guān)數(shù)據(jù)計算求得；GDP、人口數(shù)、生態(tài)環(huán)境改善（以生態(tài)用水量占總用水量的比重替代）和人均水資源量數(shù)據(jù)均源自《中國統(tǒng)計年鑒》（2004—2011年）；有效灌溉率和節(jié)灌率的數(shù)據(jù)均來自《中國農(nóng)業(yè)統(tǒng)計年鑒》（2004—2011年）。

2.3回歸結(jié)果分析

2.3.1多重共線性檢驗為診斷回歸模型多重共線性問題，在SAS軟件的線性回歸程序中，一般通過容忍度（Tolerance，TOL）和方差膨脹因子（VarianceInflationFactor，VIF）統(tǒng)計指標(biāo)來檢驗。多重共線性的一般判斷基準(zhǔn)是：當(dāng)容忍度小于0.20時存在多重共線性，容忍度小于0.10時存在高度多重共線性；或者當(dāng)方差膨脹因子大于10時，說明存在多重共線性。本文主要采用容忍度指標(biāo)對回歸方程中的解釋變量進行多重共線性檢驗，檢驗結(jié)果見表2和表3。從表2和表3的檢驗結(jié)果來看，解釋變量之間存在不同程度的多重共線性問題。為了提高回歸分析的準(zhǔn)確性，本研究采用嶺回歸方法對模型進行估計。

2.3.2嶺回歸結(jié)果如何確定嶺參數(shù)k值是嶺回歸分析的關(guān)鍵。實際應(yīng)用中，確定k值的方法有：①嶺跡法，即對每個自變量繪制不同嶺參數(shù)k下的嶺回歸估計值的變化趨勢圖，一般選擇嶺參數(shù)k使得每個自變量的嶺跡趨于穩(wěn)定，殘差平方和增長不大；②方差膨脹因子法，選擇k使得嶺回歸估計的VIF<10；③選擇k滿足以下條件，給定一個大于1的c值，嶺回歸殘差平方和SSE(k)<cSSE。本文綜合運用嶺跡法和方差膨脹因子法確定k值。

2.3.3實證結(jié)果分析時點模型的F值檢驗結(jié)果來看，2003—2006和2010年的模型在P<0.1的水平下顯著，其他年份在P<0.05的水平下顯著，說明模型擬合效果較好；從缺水程度不同的區(qū)域模型F值檢驗結(jié)果看，各地區(qū)均在P<0.0001的水平下顯著，嚴(yán)重缺水地區(qū)、輕度缺水、不缺水地區(qū)和極度缺水地區(qū)的擬合系數(shù)接近于1，中度缺水地區(qū)和全國的擬合系數(shù)接近于0.8，說明模型的擬合效果很好。檢驗結(jié)果表明回歸方程有效，該模型具有統(tǒng)計學(xué)意義。

（1）水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”驅(qū)動因素的時間尺度效應(yīng)分析，從模型回歸系數(shù)來看，2003—2010年，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化、城鎮(zhèn)化發(fā)展是水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的主要推動因素，與理論預(yù)期相符。其中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化是近年來推動水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”最關(guān)鍵的因素，影響程度呈遞增態(tài)勢，從2003年的24.9%遞增到2009年的46.7%，增長了21.8%，說明伴隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化，非農(nóng)用水需求快速增長是水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的主要拉動力。從時間點上，2008和2009年產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化對水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的影響最大，作用程度分別達(dá)到43.2%和46.7%。城鎮(zhèn)化發(fā)展對水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的影響呈現(xiàn)出先增后減的態(tài)勢，維持在20%左右，自2003年的22.9%遞增到2006年的26.1%，2007年開始遞減，2010年為17.8%。隨著時間推移，生態(tài)環(huán)境用水增加對水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的正向效應(yīng)呈波動遞增勢，與理論預(yù)期相符。隨著我國經(jīng)濟社會發(fā)展和氣候變化的影響，大部分區(qū)域或流域水資源過度利用現(xiàn)象嚴(yán)重，水資源開發(fā)利用率超過國際標(biāo)準(zhǔn)40%的警戒線，致使生態(tài)環(huán)境破壞嚴(yán)重。為此，我國從2003年開始，為保護生態(tài)環(huán)境逐漸增加生態(tài)用水，用于保育和維護生態(tài)平衡，在水資源供給規(guī)模有限的情況下，迫使農(nóng)用水向非農(nóng)業(yè)領(lǐng)域轉(zhuǎn)移的態(tài)勢也越來越明顯。盡管有效灌溉率變動的影響與理論預(yù)期相反，但是2010年和2003年相比，有效灌溉率變動對水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的影響顯著降低，其正向影響程度從21.8%下降到14.5%?？赡茉蚴墙鼛啄陣壹哟筠r(nóng)田水利建設(shè)投資力度，灌溉水利用率的提高降低了農(nóng)用水量。但從總體趨勢來看，隨著時間推移，穩(wěn)定農(nóng)業(yè)生產(chǎn)（尤其是糧食生產(chǎn)）的壓力，保持農(nóng)田灌溉規(guī)模穩(wěn)定，將會對水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”形成剛性約束，從而會進一步加劇水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的難度。同時，受農(nóng)村經(jīng)濟增長及農(nóng)村勞動力流動的影響，單純農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入所占比重逐漸降低，非農(nóng)務(wù)工收入所占比重逐漸增加，農(nóng)民對農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入變化的敏感性逐漸降低，降低了農(nóng)田灌溉需求，從而對水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的敏感度降低。2003—2010年，農(nóng)業(yè)節(jié)灌率變動對水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的影響呈現(xiàn)波動遞增態(tài)勢，從2003年的3.4%增長到2009年的12.5%，2010年回落到6.6%，與理論預(yù)期相符，但從總體水平看，影響程度仍然偏低。這表明近年來我國加大農(nóng)田節(jié)水技術(shù)改造，實行嚴(yán)格的農(nóng)用水定額管理制度，對降低灌溉用水的功效逐漸凸顯；同時也反映出我國農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)采用水平區(qū)域差異較大，并且主要采用工程節(jié)水技術(shù)，節(jié)水效應(yīng)不顯著，轉(zhuǎn)移到非農(nóng)領(lǐng)域的水資源，很大程度上并非農(nóng)業(yè)“節(jié)余”的用水。同時由于缺乏農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)采用的利益補償機制，農(nóng)戶缺乏主動節(jié)水激勵，節(jié)水效果不明顯。水資源利用比較收益變化是約束水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的關(guān)鍵因素，與理論預(yù)期相反，影響程度年際間波動變化?？赡茉颍阂皇俏覈寝r(nóng)產(chǎn)業(yè)增長速度明顯高于農(nóng)業(yè)增長速度，非農(nóng)業(yè)產(chǎn)值年均增長速度是農(nóng)業(yè)的1.4倍；二是隨著農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化，農(nóng)業(yè)科技水平和農(nóng)產(chǎn)品價格的提升，單方水農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的增幅較大，并且隨著水資源短缺態(tài)勢加劇，農(nóng)用水需求彈性將降低，剛性約束效應(yīng)增大；第三，說明目前水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”主要采取行政平調(diào)模式，水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”市場調(diào)控機制尚未健全[8]，地方政府或水管部門受經(jīng)濟增長誘因驅(qū)動，主要依靠行政手段強制性無償或低價轉(zhuǎn)移，并未建立利益引導(dǎo)和轉(zhuǎn)移補貼的市場調(diào)節(jié)機制，致使其經(jīng)濟利益誘導(dǎo)效應(yīng)降低。2003—2010年，國民經(jīng)濟總量（GDP）和總?cè)丝诘挠绊懽兓淮?，并且呈?fù)相關(guān)關(guān)系，與理論預(yù)期相反。一方面原因是我國經(jīng)濟的結(jié)構(gòu)性增長趨勢明顯，尤其是第三產(chǎn)業(yè)所占比例增加較快，對水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的影響被經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整的效應(yīng)稀釋；二是總?cè)丝谧匀辉鲩L率較小，人口特征主要呈現(xiàn)出結(jié)構(gòu)性變化，人口非農(nóng)化趨勢明顯，人口增長及其變化的影響被城鎮(zhèn)化發(fā)展的效應(yīng)吸收。人均水資源量是度量區(qū)域水資源短缺程度的主要指標(biāo)，也是制約水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的關(guān)鍵因素之一。2003—2010年，31個?。ㄊ?、區(qū)）水資源稟賦的年際間差異對水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的影響呈現(xiàn)遞增態(tài)勢，與預(yù)期假設(shè)相符。從時點上看，我國多數(shù)年份處于中度缺水狀態(tài)，其約束程度從2003年的6.3%遞增到2010年的13.7%，反映了隨著氣候變暖、經(jīng)濟社會發(fā)展和生態(tài)環(huán)境惡化的影響，水資源短缺程度加劇，水資源絕對供給量的增長空間越來越小，為保障農(nóng)用水安全，水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的難度越來越大。

（2）水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”驅(qū)動因素的空間尺度效應(yīng)分析根據(jù)圖2，從模型回歸系數(shù)來看，2003—2010年，全國范圍內(nèi)及缺水程度不同的地區(qū)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化、城鎮(zhèn)化發(fā)展、水資源利用比較收益變化是影響水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的最主要因素。不同地區(qū)影響水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的因素差異較大，如在極度缺水地區(qū)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化、城鎮(zhèn)化發(fā)展、生態(tài)環(huán)境改善、節(jié)灌率變動和人均水資源量的影響最大。從全國范圍看，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化是最關(guān)鍵因素，影響程度達(dá)到32%；其次是城鎮(zhèn)化發(fā)展，達(dá)到20.5%；水資源利用比較收益變化是主要制約因素，負(fù)向影響達(dá)到18.7%。在嚴(yán)重缺水地區(qū)，水資源利用比較收益變化是唯一制約因素，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化、人口規(guī)模、生態(tài)環(huán)境改善、有效灌溉率和節(jié)灌率變動具有較顯著的正向影響。2003—2010年，在極度缺水的北京、天津、上海、山東、河南等8省（市、區(qū)），產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化、城鎮(zhèn)化發(fā)展、生態(tài)環(huán)境改善、節(jié)灌率變動和人均水資源量是推動水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的主要因素，具有顯著的正向影響。其中，節(jié)灌率變動的影響最顯著，達(dá)到39.1%，其次是人均水資源量的影響達(dá)到27.4%，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化、生態(tài)環(huán)境改善和城鎮(zhèn)化發(fā)展的正向影響分別達(dá)到27.2%、19.6%和17.5%，人口規(guī)模的正向影響較小。該地區(qū)包括我國三個人口密集的直轄市和山東、河南、河北三個農(nóng)業(yè)大省，經(jīng)濟基礎(chǔ)和城鎮(zhèn)化水平較高，其中河南、河北和山東是我國冬小麥主產(chǎn)區(qū)，2012年小麥播種面積和產(chǎn)量分別占全國的46.6%和55.4%。農(nóng)業(yè)節(jié)灌率的提升和農(nóng)用水定額管理制度對降低農(nóng)用水消耗效果顯著；該地區(qū)近10a來城鎮(zhèn)化發(fā)展速度較快，拉動了居民生活用水和非農(nóng)產(chǎn)業(yè)用水需求；同時反映出該地區(qū)本地水資源開發(fā)利用率較高，水環(huán)境問題突出，為改善生態(tài)環(huán)境，生態(tài)用水逐年增加，促進了水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”。人均水資源量具有顯著正向影響，說明該地區(qū)隨著人口的結(jié)構(gòu)性增長和城鎮(zhèn)化發(fā)展，新增供水主要用于滿足居民生活用水，相比較基期水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”程度較大。GDP和水資源利用比較收益變化具有負(fù)向影響，與預(yù)期假設(shè)相反，但是影響程度較小?？赡茉颍阂皇窃摰貐^(qū)涵蓋我國東部經(jīng)濟發(fā)達(dá)的三個直轄市，水資源結(jié)構(gòu)性短缺矛盾突出，節(jié)水型非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展降低了水資源消耗；二是該地區(qū)的區(qū)位優(yōu)勢明顯，人口結(jié)構(gòu)性增長態(tài)勢明顯，城鎮(zhèn)居民生活用水增加顯著；三是盡管該地區(qū)農(nóng)業(yè)產(chǎn)值所占比重降低，但是農(nóng)用水產(chǎn)出率增速較快，水資源利用方式變化并不完全受用水比較收益驅(qū)動。有效灌溉率變動具有負(fù)向效應(yīng)，與預(yù)期假設(shè)相符，說明該地區(qū)水資源的結(jié)構(gòu)性短缺矛盾，將進一步加大有效灌溉規(guī)模增長的難度。2003—2010年，在嚴(yán)重缺水的遼寧、江蘇、陜西、甘肅4省，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化、GDP、人口規(guī)模、生態(tài)環(huán)境改善、節(jié)灌率變動及人均水資源量均具有顯著正向影響，各影響因素的作用程度差別不大，分別為15.5%、8.5%、22.4%、18.5%、18%和8.5%，與理論預(yù)期相符。其中，人口規(guī)模、生態(tài)環(huán)境改善、節(jié)灌率變動和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化是關(guān)鍵因素。水資源利用比較收益變化具有顯著負(fù)向影響，作用程度為33.6%，與預(yù)期假設(shè)相反。有效灌溉率變動具有17.2%的正向影響，與預(yù)期假設(shè)相反。與其他地區(qū)相比，促進該地區(qū)水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”主要因素的效應(yīng)差異不大，水資源利用比較收益變化是唯一約束因素，而且作用程度較為明顯，一方面反映了該地區(qū)農(nóng)用水效率的提升，也表明水資源利用方式變化主要受地方政府政策的影響，水資源配置的市場機制尚未發(fā)揮應(yīng)有的功能。在中度缺水的內(nèi)蒙古、吉林、浙江、湖北、廣東等8省（市、區(qū)），2003—2010年，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化是該地區(qū)水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的關(guān)鍵促進因素，具有顯著正向影響，與預(yù)期假設(shè)相符，作用程度達(dá)到56.3%，說明近10a該地區(qū)非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展，尤其是工業(yè)化水平的提高對水資源需求缺口較大，水資源利用方式變化明顯；城鎮(zhèn)化發(fā)展、GDP、人口規(guī)模、生態(tài)環(huán)境改善具有正向影響，但影響程度不顯著。水資源利用比較收益變化、節(jié)灌率變動與人均水資源量具有負(fù)向影響，其中水資源利用比較收益變化的影響較顯著，達(dá)到15.7%。有效灌溉率變動具有24.9%的正向影響，與預(yù)期假設(shè)相反，說明該地區(qū)農(nóng)田灌溉基礎(chǔ)設(shè)施薄弱，水資源短缺態(tài)勢促進了該地區(qū)的農(nóng)田水利設(shè)施投資規(guī)模，降低了農(nóng)業(yè)灌溉用水的損耗。與其他地區(qū)相比，該地區(qū)涵蓋我國華北、東北、華南、西南、華東等地區(qū)，各地缺水特征、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、人口結(jié)構(gòu)差異較大，各影響因素的作用程度和方向差異較大。2003—2010年，在輕度缺水地區(qū)的湖南、四川、貴州3省，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化、GDP、城鎮(zhèn)化發(fā)展、生態(tài)環(huán)境改善和有效灌溉率變動是主要的推動因素，作用程度分別是20.9%、10.8%、32.5%、12.8%和30.4%，其中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化、城鎮(zhèn)化發(fā)展和有效灌溉率變動的作用顯著。人口規(guī)模、節(jié)灌率是關(guān)鍵制約因素，影響程度分別達(dá)到34.2%和24.4%，與預(yù)期假設(shè)相反。該地區(qū)3個省位于我國西南地區(qū)，反映了該地區(qū)非農(nóng)產(chǎn)業(yè)、城鎮(zhèn)化發(fā)展對用水需求增長效應(yīng)顯著，同時農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)，降低了輸水設(shè)施損耗量，彌補了非農(nóng)用水需求缺口。與其他地區(qū)相比，節(jié)灌率對水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的負(fù)向影響最大，說明該地區(qū)農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)普及率低是農(nóng)用水居高不下的關(guān)鍵因素。相比其他地區(qū)，該地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展的影響最大，城鎮(zhèn)居民生活用水增幅較大。2003—2010年，四川、貴州省的人均用水量增幅達(dá)到17.5%和16%，遠(yuǎn)高于全國同期9%的增長水平，致使人口規(guī)模的約束效應(yīng)顯著。2003—2010年，在水資源相對豐沛的福建、新疆等地區(qū)，GDP、城鎮(zhèn)化發(fā)展和節(jié)灌率變動是關(guān)鍵推動因素，與理論預(yù)期相符。其中GDP的影響最為顯著，達(dá)到38.7%；其次是城鎮(zhèn)化發(fā)展，達(dá)到12.3%；節(jié)灌率變動的正向影響為5.1%。有效灌溉率變動具有7.1%的正向影響，與預(yù)期假設(shè)相反。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化、人口規(guī)模、生態(tài)環(huán)境改善、水資源利用比較收益變化和人均水資源量是抑制性因素，其中水資源利用比較收益變化最顯著，達(dá)到25.5%，其他因素的作用不顯著。該地區(qū)8?。▍^(qū)）多屬于西北、西南欠發(fā)達(dá)地區(qū)，主要目標(biāo)是追求經(jīng)濟快速增長，因此伴隨著工農(nóng)業(yè)和城鎮(zhèn)化發(fā)展，拉動了非農(nóng)用水需求快速增長。與其他地區(qū)相比，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化對水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”具有負(fù)向影響，與預(yù)期相反，表明該地區(qū)非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展速度落后于其他地區(qū)，高耗水產(chǎn)業(yè)所占比重大。有效灌溉率和節(jié)灌率變動的正向效應(yīng)表明農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)和農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)推廣對降低農(nóng)用水量的作用逐漸提高。水資源利用比較收益變化是主要約束因素，反映了西部大開發(fā)戰(zhàn)略的實施改善了該地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件，農(nóng)業(yè)發(fā)展速度較快，同時也說明水資源轉(zhuǎn)換的利益補償機制效應(yīng)尚未發(fā)揮。

3結(jié)論與討論

從時空維度上看，水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”是經(jīng)濟社會、自然環(huán)境和制度政策等多種因素共同作用的結(jié)果。由于水資源利用方式的多樣性和非完全可耗竭性，水資源利用方式變化年際間并不均衡，也非完全按照一維方向變動，其用途轉(zhuǎn)換有長期的，也有短期的。本文利用2003—2010年省級面板數(shù)據(jù)，運用嶺回歸對各驅(qū)動因素的作用程度進行了分析。結(jié)果表明，相同因素在不同時空尺度上的作用程度和方向并不完全一致。

（1）各影響因素本身及其作用程度隨研究尺度發(fā)生不同程度的變化。

（2）從時間尺度看：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化、城鎮(zhèn)化發(fā)展和水資源利用比較收益變化一直是影響我國水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的主要因素，但是隨著時間推移，各影響因素的推動作用表現(xiàn)出較大差異。

（3）從空間尺度看：全國范圍內(nèi)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化、城鎮(zhèn)化發(fā)展具有顯著正向影響；水資源利用比較收益變化和人均水資源量是主要約束因素。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化、城鎮(zhèn)化發(fā)展、生態(tài)環(huán)境改善、節(jié)灌率變動人均水資源量對極度缺水地區(qū)的正向影響顯著；GDP和水資源利用比較收益變化的負(fù)向影響較大。在嚴(yán)重缺水地區(qū)，水資源利用比較收益變化是唯一的約束因素，負(fù)向影響達(dá)33.6%；其他因素均具有正向影響，除城鎮(zhèn)化發(fā)展影響較小外，其他因素的作用程度差別不大。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化在中度缺水地區(qū)的作用力最大，城鎮(zhèn)化發(fā)展和有效灌溉率變動也具有較顯著的促進作用，水資源利用比較收益變化是主要約束因素；在輕度缺水地區(qū)，主要受到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化、城鎮(zhèn)化發(fā)展和有效灌溉率變動的推動，水資源利用比較收益變化和節(jié)灌率變動的約束作用明顯；影響水資源豐沛地區(qū)的主要因素是GDP和城鎮(zhèn)化發(fā)展，水資源利用比較收益變化的約束效應(yīng)明顯。結(jié)果表明，各影響因素對不同區(qū)域水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的推動方向也不完全相同。

（4）由分析結(jié)果可知，大部分因素的作用方向與理論預(yù)期相一致，但也有部分因素的作用方向與理論預(yù)期相反，或者同一因素在不同尺度上作用方向并不一致。這主要是由于數(shù)據(jù)的時間序列過短，從而直接影響了結(jié)果的準(zhǔn)確性。同時制度和政策因素是驅(qū)動水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的重要因素之一，如水價和水資源管理制度一直以來是影響我國水資源利用方式的重要因素，但由于制度政策因素的作用需較長時間才能得以體現(xiàn)，故沒有考慮引入。這是本文在以后研究中有待完善之處。

作者：周玉璽 葛顏祥 周霞 單位：山東農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院 三農(nóng)問題研究中心