天山北坡城市群水資源對城鎮(zhèn)化的脅迫力研究

聶春霞 秦春艷

摘要：為探索城市群水資源對城鎮(zhèn)化脅迫力的變化規(guī)律，提出天山北坡城市群水資源對城鎮(zhèn)化的脅迫力呈倒U形變化的假設(shè)，根據(jù)2000-2016年面板數(shù)據(jù)，以城鎮(zhèn)化率與用水量的偏離系數(shù)為脅迫強(qiáng)度，驗證用水量對城鎮(zhèn)化率的脅迫力是否符合假設(shè)。研究表明：2000-2016年，用水總量對第三產(chǎn)業(yè)比重、用水總量對城鎮(zhèn)化率、第一產(chǎn)業(yè)用水量對城鎮(zhèn)化率的脅迫力呈倒V形變化，第一產(chǎn)業(yè)用水量對第三產(chǎn)業(yè)比重的脅迫力未呈現(xiàn)倒V形變化，水資源對城鎮(zhèn)化的脅迫力經(jīng)歷了較強(qiáng)脅迫一強(qiáng)脅迫一弱脅迫（或較強(qiáng)脅迫）的變化過程。與假設(shè)不同是，天山北坡城市群水資源對城鎮(zhèn)化的脅迫力呈倒V形變化。鑒于天山北坡城市群第一產(chǎn)業(yè)用水量對第三產(chǎn)業(yè)比重的脅迫力不斷增強(qiáng)，如何減少第一產(chǎn)業(yè)用水量，是當(dāng)前需要解決的首要問題。

關(guān)鍵詞：水資源;城鎮(zhèn)化;脅迫強(qiáng)度;天山北坡城市群

中圖分類號：TV213.4

文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A

doi：10.3969/j .issn.1000- 1379. 2020.01.012

天山北坡城市群位于新疆典型的干旱區(qū)綠洲、荒漠生態(tài)環(huán)境交錯帶，生態(tài)環(huán)境極其脆弱。目前，該區(qū)域的大部分天然綠洲已被人工綠洲取代，瑪納斯河已無水資源開采潛力，烏魯木齊市重要水源一號冰川加速萎縮，烏魯木齊河來水量日漸減少，吐魯番、昌吉、克拉瑪依等區(qū)域地下水開發(fā)利用率均超過100%，面臨著水資源約束的瓶頸[1]?；诖耍疚囊蕴焐奖逼鲁鞘腥簽檠芯繀^(qū)，提出城市群水資源對城鎮(zhèn)化的脅迫力呈倒U形變化的假設(shè);利用面板數(shù)據(jù)，分別估算2000-2004年、2005-2010年、2011-2016年研究區(qū)水資源對城鎮(zhèn)化的脅迫強(qiáng)度;分析脅迫強(qiáng)度的變化，對假設(shè)進(jìn)行驗證。其理論意義在于，揭示研究區(qū)水資源對城鎮(zhèn)化的脅迫力變化規(guī)律，對我國其他城市群水資源對城鎮(zhèn)化脅迫力的研究具有一定的借鑒意義;其實踐意義在于，根據(jù)研究區(qū)水資源對城鎮(zhèn)化脅迫力變化，有針對性地提出應(yīng)對措施，對于促進(jìn)天山北坡城市群水資源可持續(xù)利用具有重要的實踐意義。

水資源對城鎮(zhèn)化的脅迫指城鎮(zhèn)化所帶來的人口、經(jīng)濟(jì)規(guī)模和結(jié)構(gòu)的變化引起的供水和用水難度的增加，增大了水資源壓力，致使水資源約束城鎮(zhèn)化進(jìn)程，水資源對城鎮(zhèn)化的這種約束作用被稱為水資源脅迫。關(guān)于水資源對城鎮(zhèn)化脅迫的研究大致分為兩類：一類為城鎮(zhèn)化引起的水文、水質(zhì)、水情等變化，另一類為城鎮(zhèn)化進(jìn)程中的水資源脆弱性、水資源約束、水環(huán)境安全壓力、水安全預(yù)警、水環(huán)境承載力等研究。宋曉猛等[2]分析了城市化進(jìn)程對城市地表水文、水質(zhì)和水量的影響，提出緩解水環(huán)境惡化的措施。王艷君等[3]采用分布式水文模型，揭示了土地利用對水文變化的影響。許有鵬等[4]分析了長三角地區(qū)水文變化規(guī)律，發(fā)現(xiàn)城市化對該地區(qū)水文的影響明顯。張學(xué)勤等[5]認(rèn)為工農(nóng)業(yè)的面狀污染和點(diǎn)源污染造成水質(zhì)下降，提出了改善水環(huán)境的措施。方創(chuàng)琳等[6-8]計算了河西走廊水資源約束下城市化水平閾值，發(fā)現(xiàn)水資源總量對城市的經(jīng)濟(jì)增長速度制約明顯，得出西北干旱區(qū)水資源約束下城市土地擴(kuò)張以及城市人口變化的動態(tài)趨勢，分析了水資源約束下的河西走廊城市和武威市的擴(kuò)張?zhí)卣骷白兓厔?。趙雪雁[9]發(fā)現(xiàn)河西走廊的用水結(jié)構(gòu)不合理，農(nóng)業(yè)用水比重應(yīng)該進(jìn)一步優(yōu)化和調(diào)整。任永泰等[10]建立了三江平原地區(qū)的水安全預(yù)警系統(tǒng)，指出預(yù)警指數(shù)呈下降趨勢。李燦等[11]對長株潭城市群水資源承載能力進(jìn)行評價分析，提出了提高長株潭城市群水資源承載能力的應(yīng)對措施。吳澤寧等[12]計算了中原城市群水資源承載能力，提出了水資源調(diào)控方案，上述多數(shù)文獻(xiàn)基于城市或流域?qū)用嫜芯砍擎?zhèn)化引起的水資源及水環(huán)境變化，分析水資源對城鎮(zhèn)化的約束和影響，認(rèn)為城鎮(zhèn)化引起水文變化、造成水質(zhì)下降，水資源造成城鎮(zhèn)化的壓力增大;少數(shù)文獻(xiàn)構(gòu)建預(yù)警指標(biāo)體系，對城鎮(zhèn)化進(jìn)程中的水安全進(jìn)行預(yù)警，部分學(xué)者估算城市群水資源承載力。目前，還未見有城市群水資源對城鎮(zhèn)化脅迫作用變化規(guī)律的研究成果，而城市群是人口、經(jīng)濟(jì)最為集中的區(qū)域，其城鎮(zhèn)化過程中面臨的水資源壓力更大，研究城市群水資源對城鎮(zhèn)化進(jìn)程的脅迫作用變化規(guī)律顯得尤為迫切。

1 理論假設(shè)

方創(chuàng)琳等學(xué)者認(rèn)為區(qū)域水資源對城鎮(zhèn)化的脅迫力隨城鎮(zhèn)化水平的提高呈倒U形變化，城鎮(zhèn)化系統(tǒng)與水資源系統(tǒng)存在反復(fù)的適應(yīng)與反饋的過程，即城鎮(zhèn)化快速發(fā)展一用水總需求增加一生態(tài)環(huán)境用水被擠占一水資源脅迫力增大一城鎮(zhèn)化進(jìn)程減緩一用水總需求減小一生態(tài)用水逐漸增加一水資源脅迫力減小一城市快速發(fā)展……，如此循環(huán)。當(dāng)城鎮(zhèn)化率小于10%時，水資源脅迫力屬弱脅迫類型;當(dāng)城鎮(zhèn)化率為10% - 30%時，水資源脅迫力屬較強(qiáng)脅迫類型;當(dāng)城鎮(zhèn)化率為30% - 40%時，水資源脅迫力屬強(qiáng)脅迫類型;當(dāng)城鎮(zhèn)化率為40% -50%時，水資源脅迫力屬極強(qiáng)類型;當(dāng)城鎮(zhèn)化率為50% - 70%時，水資源脅迫力屬強(qiáng)脅迫類型;當(dāng)城鎮(zhèn)化率為70% - 80%時，水資源脅迫力屬較強(qiáng)類型;當(dāng)城鎮(zhèn)化率大于80%時，水資源脅迫力屬弱脅迫類型。

以上是理想狀況下的區(qū)域水資源對城鎮(zhèn)化脅迫力變化規(guī)律，其前提條件是城鎮(zhèn)化過程中時刻都追求社會效益最大化。由于缺水地區(qū)總是想辦法提高水資源利用效率，降低水資源開發(fā)成本，有些水資源利用效率高的城市，城鎮(zhèn)化率即使大于50%，水資源脅迫力也不會處于極強(qiáng)脅迫類型，只要提高了水資源利用效率，就可以調(diào)控水資源對城鎮(zhèn)化的脅迫強(qiáng)度。城市群由人口和經(jīng)濟(jì)高度集中的城鎮(zhèn)構(gòu)成，也應(yīng)當(dāng)符合區(qū)域水資源對城鎮(zhèn)化脅迫作用規(guī)律。因此，可以假設(shè)水資源對城市群城鎮(zhèn)化進(jìn)程的脅迫力隨城鎮(zhèn)化水平的提高呈倒U形變化，即城市群城鎮(zhèn)化與水資源的關(guān)系為城鎮(zhèn)化快速發(fā)展一用水總需求增加一水資源脅迫力增大一城鎮(zhèn)化進(jìn)程減緩一用水總需求減小一水資源脅迫力減小一城市快速發(fā)展。城市群是城市集中區(qū)域，城鎮(zhèn)化水平較高，需要進(jìn)一步研究城市群在不同城鎮(zhèn)化水平下水資源對城鎮(zhèn)化的脅迫力變化規(guī)律。

2 研究區(qū)域和計量模型的確定

2.1 研究區(qū)域、變量選取與數(shù)據(jù)說明

天山北坡城市群規(guī)劃范圍包括烏魯木齊、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。由于五家渠市水資源相關(guān)數(shù)據(jù)缺失，因此選取2000-2016年其他8座城市的城鎮(zhèn)化與水資源相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)，分2000-2004年、2005-2010年、2011-2016年3個階段，對上述理論假說進(jìn)行實證檢驗。

2.2 水資源對城鎮(zhèn)化脅迫模型

我國學(xué)者宋建軍等[13]構(gòu)建的城鎮(zhèn)化率與用水總量之間的對數(shù)函數(shù)關(guān)系式為

Y=a+blnX

（1）式中：Y為城鎮(zhèn)化率;X為用水總量;a、b為擬合參數(shù)，b>0時表示城鎮(zhèn)化率與用水總量之間存在正相關(guān)關(guān)系。

將式（1）進(jìn)行擴(kuò)展，把城鎮(zhèn)化率分為經(jīng)濟(jì)城鎮(zhèn)化率、人口城鎮(zhèn)化率兩個方面，由于城市的大部分工業(yè)集中在園區(qū)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以第三產(chǎn)業(yè)為主，因此經(jīng)濟(jì)城鎮(zhèn)化率（Y1）可用第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重（簡稱第三產(chǎn)業(yè)比重）衡量，人口城鎮(zhèn)化率（Y2）用城鎮(zhèn)非農(nóng)業(yè)人口占總?cè)丝诘谋戎睾饬?。由于天山北坡城市群第一產(chǎn)業(yè)用水量較大，因此選取用水總量、第一產(chǎn)業(yè)用水量X1作為衡量水資源利用量的指標(biāo)。假定經(jīng)濟(jì)城鎮(zhèn)化率、人口城鎮(zhèn)化率與用水總量、第一產(chǎn)業(yè)用水量之間的關(guān)系滿足式（1），當(dāng)b<0時，表示城鎮(zhèn)化率與用水量之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。

2.3 水資源對城鎮(zhèn)化脅迫力測度

區(qū)域水資源是有限的，用水量的增加也是有限的，當(dāng)用水量達(dá)到或超過水資源利用極限時，城鎮(zhèn)化進(jìn)程將受到限制。在這種情況下，如果要推進(jìn)城鎮(zhèn)化，就必須轉(zhuǎn)變水資源利用方式或城鎮(zhèn)化發(fā)展方式，使得用水量呈零增長或負(fù)增長，而一旦出現(xiàn)零增長或負(fù)增長，城鎮(zhèn)化率與用水量之間的對數(shù)關(guān)系就會逐漸削弱，相關(guān)系數(shù)減小，乃至式（1）不成立。

用R表示城鎮(zhèn)化率F和用水量Xi之間的相關(guān)系數(shù)，用R2表示回歸方程的擬合優(yōu)度.1一R2表示實際值與擬合值之間的偏離程度，當(dāng)水資源脅迫強(qiáng)度為零時，城鎮(zhèn)化率與用水量之間符合對數(shù)關(guān)系;當(dāng)水資源脅迫強(qiáng)度增大時，城鎮(zhèn)化率隨用水量的變化將逐漸偏離理想狀態(tài)下的對數(shù)關(guān)系。因此，可以用偏離程度1-R2衡量水資源對城鎮(zhèn)化的脅迫強(qiáng)度大?。?/p>

P=1-R2（2）式中：P為水資源對城鎮(zhèn)化的脅迫強(qiáng)度.0≤P≤1，P越接近1，表明水資源對城鎮(zhèn)化的脅迫強(qiáng)度越大。

參照方創(chuàng)琳等學(xué)者的相關(guān)研究，按照由弱到強(qiáng)的標(biāo)準(zhǔn)確定脅迫強(qiáng)度的等級：當(dāng)0≤P< 0.36時，水資源脅迫強(qiáng)度為弱脅迫：當(dāng)0.36≤P<0.64時，水資源脅迫強(qiáng)度為較強(qiáng)脅迫;當(dāng)0.64≤P<0.84時，水資源脅迫強(qiáng)度為強(qiáng)脅迫;當(dāng)0.84≤P≤1時，水資源脅迫強(qiáng)度為極強(qiáng)脅迫。

3 實證結(jié)果及分析

3.1 平穩(wěn)性檢驗和協(xié)整關(guān)系檢驗

首先，對2000-2004年、2005-2010年、2011-2016年天山北坡城市群8個城市的用水量取自然對數(shù)。其次，利用Eviews 6.0軟件，采用ADF -Fisher檢驗方法，分別對城鎮(zhèn)化率、用水量自然對數(shù)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗，結(jié)果見表1，可知城鎮(zhèn)化率與用水量的面板數(shù)據(jù)均通過了10%的概率度檢驗，說明面板數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的。然后，對城鎮(zhèn)化率與用水量之間的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗，結(jié)果見表2，可知：2000-2004年、2005-2010年，第三產(chǎn)業(yè)比重與用水總量、第一產(chǎn)業(yè)用水量之間存在協(xié)整關(guān)系;2011-2016年，第三產(chǎn)業(yè)比重與用水總量之間存在協(xié)整關(guān)系，第三產(chǎn)業(yè)比重與第一產(chǎn)業(yè)用水量之間不存在協(xié)整關(guān)系;2000-2004年，城鎮(zhèn)化率與第一產(chǎn)業(yè)用水量之間存在協(xié)整關(guān)系，城鎮(zhèn)化率與用水總量之間不存在協(xié)整關(guān)系;2005-2010年，城鎮(zhèn)化率與用水總量、第一產(chǎn)業(yè)用水量之間存在協(xié)整關(guān)系;2011-2016年，城鎮(zhèn)化率與用水總量、第一產(chǎn)業(yè)用水量之間存在協(xié)整關(guān)系。

3.2 格蘭杰因果檢驗

對上述存在協(xié)整關(guān)系的兩個變量進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗，結(jié)果見表3。

兩個變量的格蘭杰因果關(guān)系檢驗的概率度等于或小于10%時，表示兩個變量通過了格蘭杰因果關(guān)系檢驗，即當(dāng)p值等于或小于0.1時，表示兩個變量存在格蘭杰因果關(guān)系。因此，2000-2004年、2005-2010年第三產(chǎn)業(yè)比重與用水總量、第一產(chǎn)業(yè)用水量，2011-2016年第三產(chǎn)業(yè)比重與用水總量，2000-2004年城鎮(zhèn)化率與第一產(chǎn)業(yè)用水量，2005-2010年、2011-2016年城鎮(zhèn)化率與用水總量、第一產(chǎn)業(yè)用水量兩兩之間存在格蘭杰因果關(guān)系，即存在雙向的格蘭杰因果關(guān)系。

3.3 實證分析

對具有協(xié)整關(guān)系并通過格蘭杰因果檢驗的兩個變量進(jìn)行固定效應(yīng)的回歸分析，并給出回歸關(guān)系式、擬合優(yōu)度、F檢驗的概率度和脅迫強(qiáng)度;對沒有協(xié)整關(guān)系的兩個變量計算其擬合優(yōu)度和脅迫強(qiáng)度，結(jié)果見表4。

從用水量對第三產(chǎn)業(yè)比重的脅迫力看，2000-2016年，用水總量與第三產(chǎn)業(yè)比重存在正向?qū)?shù)關(guān)系，用水總量的增加有利于第三產(chǎn)業(yè)比重的提高。2000-2004年、2005-2010年、2011-2016年用水總量對第三產(chǎn)業(yè)比重的脅迫強(qiáng)度分別為0.42（較強(qiáng)脅迫）、0.65（強(qiáng)脅迫）、0.31（弱脅迫）。2000-2004年、2005-2010年第一產(chǎn)業(yè)用水量與第三產(chǎn)業(yè)比重存在負(fù)向?qū)?shù)關(guān)系，說明第一產(chǎn)業(yè)用水量的增加使得第三產(chǎn)業(yè)比重下降，這兩個階段第一產(chǎn)業(yè)用水量對第三產(chǎn)業(yè)比重的脅迫強(qiáng)度分別為0.41（較強(qiáng)脅迫）、0.54（較強(qiáng)脅迫）;2011-2016年第一產(chǎn)業(yè)用水量與第三產(chǎn)業(yè)比重不存在對數(shù)關(guān)系，說明此階段第一產(chǎn)業(yè)用水量達(dá)到極限，第一產(chǎn)業(yè)用水量的增加對第三產(chǎn)業(yè)比重的脅迫力增強(qiáng)，第一產(chǎn)業(yè)用水量對第三產(chǎn)業(yè)比重的脅迫強(qiáng)度為0.58（較強(qiáng)脅迫），脅迫強(qiáng)度較前兩個階段有所增強(qiáng)。

從用水量對城鎮(zhèn)化率的脅迫力看.2000-2004年用水總量與城鎮(zhèn)化率不存在對數(shù)關(guān)系，此階段用水效率低，用水總量達(dá)到極限，用水總量的增加對城鎮(zhèn)化率的脅迫力增強(qiáng)，用水總量對城鎮(zhèn)化率的脅迫強(qiáng)度為0.41（較強(qiáng)脅迫）;2005-2010年、2011-2016年用水總量與城鎮(zhèn)化率之間存在正向?qū)?shù)關(guān)系，用水總量對城鎮(zhèn)化率的脅迫強(qiáng)度分別為0.61、0.53.隨著用水效率的提高，用水總量的增加使得城鎮(zhèn)化率提高。3個階段用水總量對城鎮(zhèn)化率的脅迫力均屬較強(qiáng)脅迫，經(jīng)歷了由2000-2004年的0.41.上升到2005-2010年的高點(diǎn)0.61之后，2011-2016年下降至0.53。第一產(chǎn)業(yè)用水量與城鎮(zhèn)化率存在負(fù)向的對數(shù)關(guān)系，說明第一產(chǎn)業(yè)用水量的增加使得城鎮(zhèn)化率下降;第一產(chǎn)業(yè)用水量對城鎮(zhèn)化率的脅迫力分別為0. 46（較強(qiáng)脅迫）、0.68（強(qiáng)脅迫）、0.55（較強(qiáng)脅迫），經(jīng)歷了先增強(qiáng)后減弱的過程。

3.4 理論假設(shè)的驗證

從圖1看.2000-2016年，天山北坡城市群用水總量對第三產(chǎn)業(yè)比重的脅迫力呈先增強(qiáng)后減弱的趨勢，第一產(chǎn)業(yè)用水量對第三產(chǎn)業(yè)比重的脅迫力雖為較強(qiáng)脅迫，但呈不斷增強(qiáng)趨勢，說明第一產(chǎn)業(yè)用水量過大，對第三產(chǎn)業(yè)比重的脅迫力增強(qiáng);用水總量、第一產(chǎn)業(yè)用水量對城鎮(zhèn)化率的脅迫力也呈先增強(qiáng)后減弱趨勢。用水總量對第三產(chǎn)業(yè)比重、城鎮(zhèn)化率的脅迫力符合倒V形變化規(guī)律;第一產(chǎn)業(yè)用水量對城鎮(zhèn)化率的脅迫力呈倒V形變化規(guī)律，但第一產(chǎn)業(yè)用水量對第三產(chǎn)業(yè)比重的脅迫力不斷增強(qiáng)，未出現(xiàn)拐點(diǎn)?？傮w上，天山北坡城市群水資源對城鎮(zhèn)化的脅迫力呈現(xiàn)倒V形變化特征，因此與本文理論假設(shè)呈倒U形變化的規(guī)律有所不同。

從2000-2016年天山北坡城市群城鎮(zhèn)化率（見表5）來看，2000年天山北坡城市群城鎮(zhèn)化率為65.8%，2004年上升至69.8%.該階段用水總量對第三產(chǎn)業(yè)比重（經(jīng)濟(jì)城鎮(zhèn)化率）的脅迫力為較強(qiáng)脅迫，用水總量對城鎮(zhèn)化率（人口城鎮(zhèn)化率）的脅迫力也為較強(qiáng)脅迫;之后城鎮(zhèn)化率繼續(xù)上升，由2005年的70.8%上升到2010年的74.9%，該階段用水總量對第三產(chǎn)業(yè)比重的脅迫力為強(qiáng)脅迫，對城鎮(zhèn)化率的脅迫力雖然未達(dá)到強(qiáng)脅迫，但已接近強(qiáng)脅迫;2016年城鎮(zhèn)化率上升至79.9%時，用水總量對第三產(chǎn)業(yè)比重的脅迫力為弱脅迫，對城鎮(zhèn)化率的脅迫力較前一階段有所下降，為較強(qiáng)脅迫。2000-2016年，城鎮(zhèn)化率由65.8%提高到79.9%.第一產(chǎn)業(yè)用水量對第三產(chǎn)業(yè)比重的脅迫力一直處于較強(qiáng)脅迫，并不斷增強(qiáng)，未出現(xiàn)拐點(diǎn)。2000-2004年，城鎮(zhèn)化率由65.8%提高到69.8%.第一產(chǎn)業(yè)用水量對城鎮(zhèn)化率的脅迫力為較強(qiáng)脅迫;2005-2010年，城鎮(zhèn)化率由70.8%提高到74.9%.第一產(chǎn)業(yè)用水量對城鎮(zhèn)化率的脅迫力為強(qiáng)脅迫;2011-2016年，城鎮(zhèn)化率由75.0%提高到79.9%，第一產(chǎn)業(yè)用水量對城鎮(zhèn)化率的脅迫力降為較強(qiáng)脅迫?？傮w上，天山北坡城市群水資源對經(jīng)濟(jì)城鎮(zhèn)化、人口城鎮(zhèn)化的脅迫力的變化可以劃分成以下幾個階段：當(dāng)城鎮(zhèn)化率為60% - 70%時，用水總量、第一產(chǎn)業(yè)用水量分別對第三產(chǎn)業(yè)比重和城鎮(zhèn)化率的脅迫力為較強(qiáng)類型;當(dāng)城鎮(zhèn)化率為70% - 80%時，用水總量對經(jīng)濟(jì)城鎮(zhèn)化的脅迫力為強(qiáng)脅迫，第一產(chǎn)業(yè)用水量對第三產(chǎn)業(yè)比重的脅迫力為較強(qiáng)脅迫（較前一階段有所增強(qiáng)）.用水總量對城鎮(zhèn)化率的脅迫力為較強(qiáng)脅迫，第一產(chǎn)業(yè)用水量對城鎮(zhèn)化率的脅迫力為強(qiáng)脅迫;當(dāng)城鎮(zhèn)化率大于80%時，用水總量對第三產(chǎn)業(yè)比重的脅迫力為弱脅迫，第一產(chǎn)業(yè)用水量對第三產(chǎn)業(yè)比重的脅迫力為較強(qiáng)脅迫（較前一階段有所增強(qiáng)）.用水總量對城鎮(zhèn)化率的脅迫力為較強(qiáng)脅迫，第一產(chǎn)業(yè)用水量對城鎮(zhèn)化率的脅迫力為較強(qiáng)脅迫。

4 結(jié)語

伴隨著城市群城鎮(zhèn)化進(jìn)程的加快，當(dāng)城鎮(zhèn)化率提高到一定程度時，水資源對城鎮(zhèn)化的脅迫力呈現(xiàn)倒V形變化。城市群是人口和經(jīng)濟(jì)高度集中的區(qū)域，尤其是缺水城市群水資源對城鎮(zhèn)化產(chǎn)生一定的脅迫力，可以通過轉(zhuǎn)變水資源利用方式和城鎮(zhèn)化發(fā)展方式，提高水資源利用效率，促進(jìn)城鎮(zhèn)化快速發(fā)展;當(dāng)人口和經(jīng)濟(jì)集聚到一定規(guī)模時，水資源對城鎮(zhèn)化進(jìn)程產(chǎn)生更為強(qiáng)烈的脅迫力，迫使城市群轉(zhuǎn)變水資源利用方式，使用水量呈負(fù)增長或零增長，從而降低水資源對城鎮(zhèn)化的脅迫，因此在城鎮(zhèn)化進(jìn)程中，水資源利用效率的提高和城鎮(zhèn)化發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變可以明顯降低水資源對城鎮(zhèn)化的脅迫力。

分析2000-2016年天山北坡城市群用水量與城鎮(zhèn)化之間的對數(shù)關(guān)系，估算用水量對城鎮(zhèn)化率的脅迫強(qiáng)度，結(jié)果表明：用水總量對經(jīng)濟(jì)城鎮(zhèn)化、人口城鎮(zhèn)化的脅迫力呈現(xiàn)倒V形變化;第一產(chǎn)業(yè)用水量對經(jīng)濟(jì)城鎮(zhèn)化率的脅迫力雖然未呈倒V形變化，但第一產(chǎn)業(yè)用水量對第三產(chǎn)業(yè)比重的脅迫力增強(qiáng)，第一產(chǎn)業(yè)用水量對人口城鎮(zhèn)化的脅迫力呈現(xiàn)倒V形變化?？傮w上，天山北坡城市群水資源對城鎮(zhèn)化的脅迫力呈倒V形變化，可以劃分為：當(dāng)城鎮(zhèn)化率為60% - 70%時，水資源脅迫力為較強(qiáng)脅迫;當(dāng)城鎮(zhèn)化率為70% - 80%時，水資源脅迫力為強(qiáng)脅迫;當(dāng)城鎮(zhèn)化率大于80%時，水資源脅迫力下降為弱脅迫類型。

2000-2016年，天山北坡城市群水資源對城鎮(zhèn)化的脅迫力經(jīng)歷了較強(qiáng)脅迫一強(qiáng)脅迫一弱脅迫（或較強(qiáng)脅迫）的變化過程。目前，水資源對天山北坡城市群城鎮(zhèn)化的脅迫力有所下降，但第一產(chǎn)業(yè)用水量對第三產(chǎn)業(yè)比重（經(jīng)濟(jì)城鎮(zhèn)化率）的脅迫力仍不斷增強(qiáng)。因此，如何持續(xù)推進(jìn)天山北坡城市群農(nóng)業(yè)退地減水，推廣節(jié)水灌溉技術(shù)，減少第一產(chǎn)業(yè)用水量，優(yōu)化用水結(jié)構(gòu)，提高水資源利用效率，是當(dāng)前亟需解決的問題。

參考文獻(xiàn)：

[1] 渠娟，先天匱乏后天超采烏魯木齊水資源利用趨于極值[ EB/OL].（ 2013- 08 -02）[ 2019-06- 05] .http：//www.xin-jiangnet. com. cn/xj/corps/20130 8/t20130802_3408534. sht-ml

[2] 宋曉猛，朱奎，城市化對水文影響的研究[J].水電能源科學(xué)，2008，26（4）：33-35.

[3] 王艷君，呂宏軍，施雅風(fēng)，等，城市化流域的土地利用變化對水文過程的影響：以秦淮河流域為例[J].自然資源學(xué)報，2009，24（1）：30-36.

[4]許有鵬，丁瑾佳，陳螢，長江三角洲地區(qū)城市化的水文效應(yīng)研究[J].水利水運(yùn)工程學(xué)報，2009（4）：67-72.

[5] 張學(xué)勤，曹光杰，城市水環(huán)境質(zhì)量問題與改善措施[J].城市問題，2005（4）：35-38.

[6] 方創(chuàng)琳，喬標(biāo)，水資源約束下西北干旱區(qū)河西走廊城市化發(fā)展模式[J].地理研究，2005，25（9）：2413-2422.

[7]方創(chuàng)琳，鮑超，申玉銘，水資源約束下西北干旱區(qū)城市擴(kuò)張?zhí)卣髋c變動趨勢分析：以西隴海蘭新經(jīng)濟(jì)帶城市為例[Jl.自然資源學(xué)報，2004，19（2）：248-256.

[8] 方創(chuàng)琳，步偉娜，水資源約束下河西走廊的城市競爭力與擴(kuò)張幅度研究[J].地理科學(xué)，2004，24（5）：513-521.

[9] 趙雪雁，水資源約束下的河西走廊農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化與調(diào)整研究[J].干旱區(qū)資源與環(huán)境，2005，19（4）：7-12.

[10] 任永泰，盧靜，付強(qiáng)，基于評價指數(shù)的三江平原水安全系統(tǒng)預(yù)警研究[J].人民黃河，2017，39（3）：75-80.

[11]李燦，徐映梅，長株潭城市群水資源承載力的實證研究[J].統(tǒng)計與信息論壇，2011，26（5）：86-91.

[12] 吳澤寧，高申，管新建，等，中原城市群水資源承載力調(diào)控措施及效果分析[J].人民黃河，2015，37（2）：6-9.

[13] 宋建軍，張慶杰，劉穎秋.2020年我國水資源保障程度分析及對策建議[J].中國水利，2004（9）：14-17.

【責(zé)任編輯張華興】