時空差異下水資源對城鎮(zhèn)化進程的約束效應研究

金 巍

(1.南京郵電大學 社會與人口學院，江蘇 南京2100232.南京郵電大學 高質(zhì)量發(fā)展評價研究院，江蘇 南京210023)

引 言

隨著城鎮(zhèn)化規(guī)模擴大，自然資源的有限性對城鎮(zhèn)化的約束效應也逐漸顯現(xiàn)，其中水資源對城鎮(zhèn)化的影響最大[1]。中國人均水資源擁有量不足，再加上水生態(tài)損害、水環(huán)境惡化、水旱災害等問題，進一步加重了中國水資源危機。因此，在開啟全面建設社會主義現(xiàn)代化國家新征程的背景下，厘清新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略與水資源之間的關系，不僅有利于新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略的順利實施，更有助于人與自然的和諧共生。

經(jīng)濟發(fā)展要以自然資源消耗為代價，而資源的有限性勢必會降低經(jīng)濟發(fā)展速度，有無資源約束的經(jīng)濟增速之間的差值被稱為資源“約束效應”[2]。學者對城鎮(zhèn)化與水資源之間關系的研究，首先體現(xiàn)在水資源對城鎮(zhèn)規(guī)模的約束方面，方創(chuàng)琳等研究發(fā)現(xiàn)，水資源約束下的城市擴張步伐緩慢、經(jīng)濟發(fā)展滯后[3]，劉耀彬和楊新梅發(fā)現(xiàn)水資源匱乏導致江西省城鎮(zhèn)化進程降低0.505%[4]。而且，水資源對城鎮(zhèn)經(jīng)濟和規(guī)模的約束效應隨著時空變化而變化[5]，趙亞莉發(fā)現(xiàn)長三角25個城市水資源約束與城市經(jīng)濟規(guī)模緊密相關，且具有空間分異規(guī)律[6]。其次體現(xiàn)在水資源對城鎮(zhèn)發(fā)展模式的約束上，如中國西北干旱區(qū)城鎮(zhèn)化進程因水資源約束而存在不同的發(fā)展模式[7-8]，并對城市產(chǎn)業(yè)結構、居民生活水平產(chǎn)生顯著影響[9]。最后體現(xiàn)在水資源匱乏對重點城鎮(zhèn)承載力的影響上。針對北京政治經(jīng)濟地位的重要性和水資源匱乏的現(xiàn)狀，黃慶旭等通過情景模擬提出北京市的城市發(fā)展規(guī)劃[10]，而童玉芬和李錚則從人口視角提出生產(chǎn)用水效率和居民消費習慣有助于緩解北京水資源壓力[11]，也有學者對非京地區(qū)城鎮(zhèn)化進程中的水資源承載力進行研究，并得出與北京相似的結論[12]，為提前預測和緩解城鎮(zhèn)化進程中的水資源承載力提供了有益借鑒[13]。

上述文獻為本文提供了堅實的理論基礎，但現(xiàn)有研究多基于某一區(qū)域或省份或若干個城鎮(zhèn)，鮮有從全國視角分區(qū)域研究水資源對城鎮(zhèn)化的約束效應。另外，城鎮(zhèn)化指標多使用常住人口比例，由于常住人口中擁有城鎮(zhèn)戶籍的比例較少，導致采用該指標能否真實反映我國城鎮(zhèn)化水平也一直存在爭議。基于此，本研究擬從以下三個方面完善現(xiàn)有研究：第一，基于各省經(jīng)濟發(fā)展和水資源稟賦的差異，從空間維度、時間維度分析水資源對城鎮(zhèn)化進程的約束效應。第二，在常住人口城鎮(zhèn)化指標的基礎上，新增戶籍人口城鎮(zhèn)化率和非本地戶籍人口城鎮(zhèn)化率，多視角探究不同類型人口城鎮(zhèn)化的水資源約束效應。第三，構建水資源約束計量模型，考察中國31個省份(1)限于統(tǒng)計口徑差異和數(shù)據(jù)可得性，中國香港、中國澳門和中國臺灣暫不納入本文模型計算。及分區(qū)2000—2018年水資源對城鎮(zhèn)化的約束效應，以及水資源約束效應的時空特征。

一、水資源對城鎮(zhèn)化約束效應的機理分析

(一)經(jīng)濟發(fā)展的水資源約束效應機理分析

經(jīng)濟發(fā)展是推動新型城鎮(zhèn)化建設的必要前提，經(jīng)濟發(fā)展水平越高的地區(qū)，城鎮(zhèn)化率也越高。自然資源作為經(jīng)濟發(fā)展、人類生存的必需條件，由于其有限性而對經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生約束效應。首先，粗放的產(chǎn)業(yè)發(fā)展能夠帶動經(jīng)濟快速發(fā)展，但水資源的有限性導致產(chǎn)業(yè)發(fā)展無法持續(xù)高速、粗放增長，必須花費人力、物力提高水資源利用效率，從而降低了經(jīng)濟增速。其次，人口增長的約束主要體現(xiàn)為水資源的承載力，當人口增長超過區(qū)域水資源承載的極限，必須通過減少人口來緩解水資源壓力，進而對經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生不利影響。由此可見，產(chǎn)業(yè)發(fā)展和人口增長均離不開水資源投入，水資源約束效應將伴隨產(chǎn)業(yè)發(fā)展和人口增長而持續(xù)存在。

(二)城鎮(zhèn)化進程中水資源約束效應機理分析

城鎮(zhèn)化是一個國家或地區(qū)生產(chǎn)力發(fā)展、科技進步及產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整的過程，是實現(xiàn)現(xiàn)代化、工業(yè)化和擺脫貧困的必然過程，是衡量一個國家或地區(qū)現(xiàn)代化水平的主要標志。城鎮(zhèn)化進程離不開資源的持續(xù)投入，城鎮(zhèn)人口規(guī)模擴大、產(chǎn)業(yè)集聚加強以及生態(tài)環(huán)境負荷增加將直接或間接地增加水資源需求。城鎮(zhèn)化的階段性使水資源對其的約束效應也存在階段性變化：城鎮(zhèn)化初期，城鎮(zhèn)人口快速增加、經(jīng)濟發(fā)展提速，城鎮(zhèn)用水量激增[14]。同時，城鎮(zhèn)新增居民節(jié)水意識較弱，家庭用水設施增加導致用水量增加，造成水資源在城鎮(zhèn)化初期約束效應較強；隨著城鎮(zhèn)化轉(zhuǎn)向“內(nèi)涵”發(fā)展，技術進步和基礎設施完善提高了城鎮(zhèn)水資源利用效率，同時居民節(jié)水意識增強，城鎮(zhèn)化用水量增速放緩，但水資源仍制約著城鎮(zhèn)發(fā)展；在進入高度城鎮(zhèn)化階段后，人口城鎮(zhèn)化趨緩、產(chǎn)業(yè)用水效率提升、家庭節(jié)水設施完善，用水量增速也趨于零或出現(xiàn)負增長[15]，由于城鎮(zhèn)經(jīng)濟仍不斷發(fā)展，水資源的約束效應將持續(xù)存在。

二、模型設置及數(shù)據(jù)處理

(一)模型設置

1.經(jīng)濟發(fā)展的水資源約束效應模型

鑒于機理分析中產(chǎn)業(yè)發(fā)展和人口增加受到水資源約束，利用Romer提出的C-D生產(chǎn)函數(shù)[2]，構建產(chǎn)業(yè)發(fā)展和人口增長的水資源約束模型，表達式如下：

Y(t)=K(t)αR(t)βT(t)γ[A(t)L(t)]1-(α+β+γ)

(1)

式中，Y(t)為第t年產(chǎn)出，K(t)為第t年資本投入，R(t)為第t年投入的自然資源，T(t)為第t年投入的土地資源，A(t)為第t年勞動的有效性，L(t)為第t年勞動人口投入量；α，β和γ分別為相應變量的產(chǎn)出彈性，且α>0，β>0，γ>0，α+β+γ<1。

鑒于Romer模型中資本、勞動和勞動有效性的動力學與索羅經(jīng)典模型一致，然而C-D生產(chǎn)函數(shù)假設技術是獨立的不變參數(shù)，只能通過增加或減少其他投入要素決定產(chǎn)出，但在設置生產(chǎn)函數(shù)模型時需考慮技術進步的時序問題。基于此，本文采用改進的C-D生產(chǎn)函數(shù)，表達式如下：

Y=A0eλtKαLβ

(2)

式(2)中，λ表示技術的年進步速度。為考察水資源對產(chǎn)業(yè)發(fā)展的約束效應，在式(2)的基礎上，增加水資源要素，表達式如下：

Y(t)=A0eλtK(t)αL(t)βW(t)θ

(3)

式(3)中，Y(t)為第t年產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值；A0eλt為產(chǎn)業(yè)發(fā)展過程中隨著時間變化技術水平提高對產(chǎn)出持續(xù)增加的倍數(shù)；K(t)為第t年資本投入，L(t)為第t年勞動人口投入，W(t)為第t年用水量；λ表示技術進步率，α，β和θ分別為相應變量的產(chǎn)出彈性，與經(jīng)典的索羅模型一致，且滿足以下條件：

(4)

其中，s為一段時期的儲蓄率，ω為資本折舊率。

根據(jù)經(jīng)濟學分析方法，假設產(chǎn)業(yè)發(fā)展和人口增加過程中的水資源約束模式分為三種——水資源約束增加、水資源約束減輕、水資源固定不變，即W(t)=-μW(t)，W(t)=ρW(t)和W(t)=0，本文假設水資源對經(jīng)濟發(fā)展的約束效應逐漸減弱。

lnY(t)=lnA0+λt+αlnK(t)+(1-α-θ)lnL(t)+θlnW(t)

(5)

根據(jù)索羅模型經(jīng)典假設，對式(5)兩邊求時間的導數(shù)，得到式(6)：

gY(t)=λ+αgK(t)+(1-α-θ)gL(t)+θgW(t)

(6)

式(6)中，gY(t)，gK(t)，gL(t)和gW(t)分別為Y(t)，K(t)，L(t)和W(t)的增長率。索羅在其結論中表示，在平衡增長路徑上，gY(t)和gK(t)相等，則式(7)可以變?yōu)椋?/p>

(7)

(8)

(9)

(10)

式(10)表明，水資源與產(chǎn)業(yè)發(fā)展的阻力彈性θ、勞動人口增長率n、用水總量實際變化率ρ和資本彈性α有關，且隨著θ，n，α的增加而增強，但隨著ρ的增加而減弱，表明經(jīng)濟增長對水資源的依賴程度越大，受其約束效應越大。

2.城鎮(zhèn)化進程中水資源約束效應模型

從歐美發(fā)達國家城鎮(zhèn)化軌跡中發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長之間的關系呈半對數(shù)曲線關系[16]。由于城鎮(zhèn)戶籍人口與常住人口在享受城鎮(zhèn)公共服務和社會福利時存在不公平，本文選取三種類型的城鎮(zhèn)人口比重衡量城鎮(zhèn)化進程。具體函數(shù)式表示為：

C=v+φlny+ε

(11)

y=ψeκCeε

(12)

(13)

(14)

式(14)表明，我國不同類型人口城鎮(zhèn)化進程中水資源約束效應隨著θ，n，α，φ的增加而增強，但隨著ρ的增加而減弱。

(二)數(shù)據(jù)處理

本文分析對象為全國31個省份2000—2018年相關變量，包括經(jīng)濟產(chǎn)出、水資源投入、資本存量、勞動力投入、城鎮(zhèn)化率，具體表述如下：

(1)產(chǎn)出(Y，y)，用各省國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)表示，并以2000年為基期進行指數(shù)調(diào)整，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》(2001—2019年)。

(2)水資源投入(W)，無論是經(jīng)濟發(fā)展還是新型城鎮(zhèn)化建設，水資源是不可或缺的、不可替代的生產(chǎn)力核心要素[17]，因此水資源投入采用用水總量表示，數(shù)據(jù)來源同上。

(3)資本存量(K)，本文借鑒單豪杰[18]的方法測算各省2000—2018年存量資本，并以2000年為基期。數(shù)據(jù)來源同上。

(4)勞動力投入(L)，采用年末一二三產(chǎn)業(yè)的勞動力人數(shù)。數(shù)據(jù)來源同上。

(5)城鎮(zhèn)化率(C)，城鎮(zhèn)化指標一般是指城鎮(zhèn)常住人口占比。但考慮到不同人口結構對用水總量的影響存在差異[19]，本文還構建了戶籍人口城鎮(zhèn)化率和非本地戶籍人口城鎮(zhèn)化率，戶籍人口城鎮(zhèn)化率用各省份城鎮(zhèn)戶籍人口與總戶籍人口之比表示，非本地戶籍人口城鎮(zhèn)化率用非本地城鎮(zhèn)戶籍人口與各省份常住人口之比表示，用以衡量非本地常住人口城鎮(zhèn)化水平(2)非本地戶籍人口城鎮(zhèn)化率應由地區(qū)常住城鎮(zhèn)人口減去地區(qū)城鎮(zhèn)戶籍常住人口，但由于數(shù)據(jù)可得性存在困難，本文用本地城鎮(zhèn)戶籍人口代替城鎮(zhèn)戶籍常住人口。。

三、水資源約束效應分析

(一)空間差異下水資源約束效應

本文采用嶺回歸模型，將各變量彈性系數(shù)帶入函數(shù)式(15)計算阻力值(表1)。從影響經(jīng)濟發(fā)展的各變量彈性系數(shù)來看，內(nèi)蒙古受水資源影響最大，廣東等4省份受勞動力影響較大，其他省份則受資本存量影響較大。從各省經(jīng)濟發(fā)展的水資源約束效應來看，北京等16個省份經(jīng)濟發(fā)展受水資源約束，這與各省份產(chǎn)業(yè)結構和自然因素有關。另外，不同省份經(jīng)濟發(fā)展對不同類型城鎮(zhèn)化水平的影響存在差異，其中常住人口城鎮(zhèn)化水平受經(jīng)濟發(fā)展影響最大，其次是戶籍人口城鎮(zhèn)化和非本地戶籍人口城鎮(zhèn)化，這表明人口城鎮(zhèn)化程度與經(jīng)濟發(fā)展緊密相關。

表1 空間差異下水資源對城鎮(zhèn)化的阻力計算結果

續(xù)表1

由表1可見，北京各類城鎮(zhèn)化進程的水資源約束效應均大于其他省份，尤其是對常住人口城鎮(zhèn)化的約束達到0.880，意味著北京市城鎮(zhèn)化水平每年因水資源約束而下降88%。這主要由于北京水資源稟賦差，且每年吸引大量的外來人口，城市發(fā)展早已超過水資源承載力。重慶受水資源約束效應最小，對常住人口城鎮(zhèn)化、戶籍人口城鎮(zhèn)化、非戶籍人口城鎮(zhèn)化的約束分別是-6.160，-3.811，-1.841，意味著重慶城鎮(zhèn)化進程不受水資源限制?？傮w來看，北京等15個省份阻力值為正，重慶等16個省份阻力值為負。

然而，城鎮(zhèn)化阻力值的正負受兩個方面影響，一是n-ρ的差值，二是水資源投入的彈性系數(shù)θ，如果二者符號相同則阻力值為正，反之為負。增長阻力為負的省份中，僅江蘇等4省用水量增長率大于勞動力增長率，表明水資源能夠滿足城鎮(zhèn)化需求，可能由于江蘇過境水資源豐富，且江蘇省內(nèi)勞動力流動性高，減少了省外勞動力流入；安徽、四川、貴州作為勞動力流出地，省內(nèi)勞動力增速低于用水量增速。而河北等12個省份水資源彈性系數(shù)為負，表明城鎮(zhèn)化能抑制用水量增加，符合環(huán)境庫茲涅茨曲線特征[20-21]，也意味著增加水資源供應將抑制城鎮(zhèn)化，這與其他學者的研究成果相似[22]。水資源增長阻力為正值的省份中，除湖北和陜西外，其他省份的用水量增速均小于勞動力增速；雖然北京和上海對用水量表現(xiàn)出抑制性，但因勞動力增長率遠高于用水量增長率，導致北京、上海城鎮(zhèn)化的水資源約束效應很大；海南受水資源約束大，原因在于其發(fā)達的旅游業(yè)[9]；湖北和陜西的約束值為正，是由彈性系數(shù)和增長率差值同為負造成的。

從空間角度分析，受約束省份主要集中在水資源稟賦差的西北地區(qū)和結構性缺水的湖北等5省，以及人口吸附力強的北京、天津、上海，京津滬醫(yī)療、教育等優(yōu)勢吸引了大量外來人口，直接導致用水量增加。西北地區(qū)水資源稟賦差，近年來城鎮(zhèn)化進程的加速超出了水資源承載力，受水資源約束效應顯著。湖北等5省雖然水資源豐富，但粗放的經(jīng)濟發(fā)展方式，導致結構性缺水。

(二)時間差異下水資源約束效應

由于我國區(qū)域間社會經(jīng)濟發(fā)展差異大，省際間截面數(shù)據(jù)差異較大。為避免截面數(shù)據(jù)最小二乘法估計時出現(xiàn)異方差，在數(shù)據(jù)處理時使用廣義最小二乘法?？疾炱趦?nèi)全國經(jīng)濟發(fā)展對勞動力投入的依賴最大，且隨時間變化勞動力彈性系數(shù)呈“U”型走勢，資本存量彈性系數(shù)呈倒“U”型走勢，經(jīng)濟發(fā)展對用水量的抑制作用增強，同時城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟發(fā)展的依賴性日益增強。上述現(xiàn)象表明我國經(jīng)濟發(fā)展仍依托于勞動力投入，尤其是近年來第三產(chǎn)業(yè)占比擴大，對勞動力需求增加；另外，經(jīng)濟發(fā)展過程中技術創(chuàng)新能力的增強，有助于降低經(jīng)濟發(fā)展對水資源的依賴，符合庫茲涅茨曲線假設。城鎮(zhèn)化是人口和產(chǎn)業(yè)集聚的過程，經(jīng)濟發(fā)展不僅能夠為城鎮(zhèn)化提供雄厚的資金投入，同時也能夠利用資源整合、產(chǎn)業(yè)集聚為城鎮(zhèn)化建設提供支撐，并且城鎮(zhèn)化進程中產(chǎn)業(yè)集聚和人口聚集能夠形成良性循環(huán)。

從時間維度來看，全國水資源阻力值均為負(除2001年)，見表2，表明水資源對全國城鎮(zhèn)化進程不存在約束效應，水資源阻力值為負的原因已在空間分析部分闡釋。但2000—2018年中國城鎮(zhèn)化未受到水資源約束有悖于現(xiàn)實及其他學者的研究結論。進一步分析發(fā)現(xiàn)，2007年以前水資源投入彈性系數(shù)為負但不顯著，2007—2018年水資源彈性系數(shù)為負且顯著，表明2007年以前不存在水資源約束效應可能是一種假象，原因是2007年以前城鎮(zhèn)化進程表現(xiàn)為粗放的規(guī)模擴張，用水效率較低，農(nóng)業(yè)用水效率提高，使全國用水總量下降，從而使回歸結果不顯著；2008年后城鎮(zhèn)產(chǎn)業(yè)結構變化和日益成熟的節(jié)水技術逐漸普及，用水效率大幅提高，且居民節(jié)水、護水意識增強。

表2 時間維度水資源對城鎮(zhèn)化的阻力計算結果

進一步分析東中西部(3)東部包括北京、天津、河北、遼寧、山東、江蘇、上海、浙江、福建、廣東、海南，中部包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南，西部包括內(nèi)蒙古、四川、重慶、貴州、云南、西藏、廣西、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆。水資源約束效應(4)由于篇幅限制，分區(qū)水資源對城鎮(zhèn)化的阻力計算結果沒有列出。，東部水資源對三種城鎮(zhèn)化模式的阻力值均為負(除2001年)，對比中西部與東部阻力值發(fā)現(xiàn)，東中部之間的差值呈擴大趨勢、東西部之間的差值呈下降趨勢，且前兩者差值大于后兩者差值。這可能因為現(xiàn)階段東部城鎮(zhèn)化進程更多地關注于城市功能，經(jīng)濟發(fā)展用水效率提高、用水強度下降，城鎮(zhèn)化抑制用水量增加；中部城鎮(zhèn)化還處于規(guī)模發(fā)展階段，西部則處于城鎮(zhèn)化初期，結合機理分析中西部城鎮(zhèn)化進程對水資源的需求高于東部。

(三)拓展分析

從人口視角進一步分析發(fā)現(xiàn)，水資源對常住人口城鎮(zhèn)化的阻力最大，對非本地戶籍人口城鎮(zhèn)化的阻力最小。這可能因為城鎮(zhèn)化進程中城鎮(zhèn)常住人口包含本地城鎮(zhèn)戶籍人口、非本地城鎮(zhèn)戶籍人口、高校畢業(yè)生、本地和外地進城務工人員，這部分人群中本地戶籍人口、非本地城鎮(zhèn)戶籍人口和高校畢業(yè)生受居住環(huán)境和受教育水平影響，具有較強的節(jié)水護水意識，用水量較小。

另外，對全國及區(qū)域水資源阻力值絕對化發(fā)現(xiàn)(圖1)，同類型城鎮(zhèn)化在東部受約束最大，西部最?。粬|部2002年約束值最大，中部峰值出現(xiàn)在2014—2016年，西部未出現(xiàn)。出現(xiàn)這種現(xiàn)象的原因在于，東部城鎮(zhèn)化注重城鎮(zhèn)內(nèi)部建設，中部由于近年來承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移、基建加速和勞動力回流，城鎮(zhèn)化在2012年開始加快，并出現(xiàn)峰值。上述現(xiàn)象表明，新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略必須重視城鎮(zhèn)內(nèi)部建設，摒棄傳統(tǒng)城鎮(zhèn)化模式。同時，各地政府在重視制度設計的同時，更應該注重城鎮(zhèn)基礎設施建設，從而減少和避免資源有限性對城鎮(zhèn)化的約束。

四、結論及政策啟示

本文探究時空差異下水資源對城鎮(zhèn)化進程的約束效應后，得出以下結論：

(1)從影響經(jīng)濟發(fā)展的各變量彈性系數(shù)來看，經(jīng)濟對勞動力投入的依賴最大，勞動力彈性系數(shù)呈“U”型走勢，資本存量彈性系數(shù)走勢呈倒“U”型，經(jīng)濟抑制用水量的作用增強，而城鎮(zhèn)化受經(jīng)濟的影響日益增強，但存在省際差異。(2)空間差異下，城鎮(zhèn)化進程受水資源約束的省份集中在資源型缺水的西北地區(qū)和水質(zhì)型缺水的湖北、江西、福建、廣西和海南，以及人口吸附能力強的北京、天津、上海。(3)時間差異下，城鎮(zhèn)化進程中水資源的約束效應具有階段性，水資源阻力值的絕對值逐漸增加；經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)水資源約束效應隨時間減弱或不存在，經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)的水資源約束效應則逐漸增大；加快城鎮(zhèn)內(nèi)涵建設有助于減弱水資源約束效應。(4)拓展分析發(fā)現(xiàn)，水資源約束效應受人口因素影響，水資源對非本地戶籍人口城鎮(zhèn)化約束性最小，對常住人口城鎮(zhèn)化的約束最大，約束效應受居民教育水平和生活習慣影響。另外，人口規(guī)模和建設用地快速增加將提高水資源約束效應。

根據(jù)結論，本文建議：(1)在經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展階段，各省份應因地制宜地推動傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級，強化科技創(chuàng)新能力，提高資本和技術對經(jīng)濟發(fā)展的推動作用。同時，在人口老齡化背景下，一方面降低勞動密集型產(chǎn)業(yè)比重，另一方面要提高居民生育意愿，適度延長退休年齡，緩解勞動力短缺壓力。(2)新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略不僅要牢固樹立社會主義生態(tài)文明觀，還要堅持節(jié)約資源和保護環(huán)境的基本國策，推動形成人與自然和諧發(fā)展的城鎮(zhèn)化建設新格局。同時，推動大中小城市網(wǎng)絡化建設，緩解大型城市資源壓力。另外，實施區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略，引導經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)對欠發(fā)達地區(qū)進行技術、資金幫扶，全面提高用水效率，降低水資源對城鎮(zhèn)化建設的約束效應。(3)各省份城鎮(zhèn)化建設要因地制宜地加強頂層制度設計，存在水資源約束的城市應積極采取人口分流和功能外遷，緩解人口增長對水資源的壓迫；水資源稟賦差的地區(qū)，城鎮(zhèn)化建設不僅要控制人口規(guī)模，還要注重城鎮(zhèn)基礎設施，提高用水效率；水質(zhì)性缺水的省份，應轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式，減少水污染和資源浪費，滿足城鎮(zhèn)化的水資源需求。(4)加快提高全民受教育水平，加強節(jié)水型社會宣傳，培養(yǎng)全民形成良好的節(jié)水護水意識；同時，降低鄉(xiāng)村居民身份轉(zhuǎn)換過程中的水資源浪費，緩解城鎮(zhèn)人口增加引發(fā)的用水量激增問題。