農(nóng)轉(zhuǎn)非水資源論文

前言：想要寫(xiě)出一篇引人入勝的文章？我們特意為您整理了農(nóng)轉(zhuǎn)非水資源論文范文，希望能給你帶來(lái)靈感和參考，敬請(qǐng)閱讀。

1水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的驅(qū)動(dòng)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(lè)用水等）的轉(zhuǎn)換。目前很大一部分過(guò)去以灌溉、防洪為主的水庫(kù)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(kù)從1989年開(kāi)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(kù)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(guó)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(yáng)市買斷了每年5000×104m3水資源的永久使用權(quán)，實(shí)現(xiàn)了跨區(qū)域農(nóng)用水（東陽(yáng)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(shí)間維度上，水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”受區(qū)域社會(huì)、經(jīng)濟(jì)、水資源空間分布差異和政策因素的影響。自2002年以來(lái)，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(guó)水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”問(wèn)題日趨嚴(yán)重，預(yù)計(jì)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(zhǎng)和保障農(nóng)用水穩(wěn)定，應(yīng)采取節(jié)水行為補(bǔ)償、差別性定價(jià)和節(jié)水設(shè)施投資等方式，實(shí)現(xiàn)農(nóng)用水有償轉(zhuǎn)讓[5]。隨著研究的深入，越來(lái)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(shí)際擁有者）為實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)利益的最大化，可能誘發(fā)水資源過(guò)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(wèn)題，提出應(yīng)建立相應(yīng)的補(bǔ)償和監(jiān)管機(jī)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(dòng)水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的一些共性影響因素及其作用機(jī)理，但是對(duì)不同時(shí)空尺度下相同驅(qū)動(dòng)因素對(duì)水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”作用力大小的比較研究尚需進(jìn)一步深化。

1.1經(jīng)濟(jì)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(jìn)程中的一種必然現(xiàn)象。隨著經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展，我國(guó)人均GDP從1952年的119元增長(zhǎng)到2010年的29992元，用水總量也從1949年的1031×108m3增長(zhǎng)到2010年的6022×108m3，年均增長(zhǎng)9.5%左右。從絕對(duì)值來(lái)看，農(nóng)業(yè)、工業(yè)和生活用水均有不同程度增長(zhǎng)，非農(nóng)用水需求的不斷增長(zhǎng)推動(dòng)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(jì)發(fā)展的關(guān)系來(lái)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(duì)水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的作用程度也不同。從我國(guó)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(shì)。水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”解決了工業(yè)用水短缺的難題，我國(guó)水權(quán)交易實(shí)踐也反映了工業(yè)化、城鎮(zhèn)化進(jìn)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(jì)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(qiáng)度和增長(zhǎng)速度表現(xiàn)出很大差異。2011年?yáng)|部、中部和西部地區(qū)的GDP之比是60.7:20:19.2，地方財(cái)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(guó)比重均超過(guò)60%，中西部地區(qū)第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占全國(guó)的51.1%，致使東部地區(qū)非農(nóng)用水需求增長(zhǎng)較快，水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的需求較高，轉(zhuǎn)移態(tài)勢(shì)明顯。

1.2人口規(guī)模及城鎮(zhèn)化發(fā)展

人口自然增長(zhǎng)和機(jī)械增長(zhǎng)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(zhǎng)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(lái)隨著我國(guó)人口增長(zhǎng)，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(jìn)程的加快，城鎮(zhèn)人口增長(zhǎng)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(guó)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(lái)了巨大的壓力。另外，人們生活水平的提高，對(duì)水資源需求強(qiáng)度增加，人均用水量從2000年的435.4m3增長(zhǎng)到2010年的450.2m3，人均增加14.8m3/人。由于區(qū)域間經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的差異，我國(guó)人口跨區(qū)域流動(dòng)整體表現(xiàn)為中小城市向大型城市流動(dòng)、中西部地區(qū)向東部地區(qū)流動(dòng)的現(xiàn)象，這加劇了區(qū)域間用水結(jié)構(gòu)緊張問(wèn)題，表現(xiàn)在東部缺水地區(qū)人口規(guī)模增速較快。對(duì)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(gè)直轄市人口增長(zhǎng)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(zhǎng)。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(shì)加劇，區(qū)域間水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的需求強(qiáng)度差距明顯。數(shù)據(jù)顯示，2003年?yáng)|、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(guó)平均水平（41%），中西部地區(qū)低于全國(guó)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(guó)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(duì)農(nóng)業(yè)、工業(yè)和生活用水的絕對(duì)增長(zhǎng)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(shí)為滿足工農(nóng)業(yè)用水需求增長(zhǎng)，導(dǎo)致本地水資源的過(guò)度開(kāi)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(shì)，從而陷入短缺—過(guò)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(duì)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(bǔ)充來(lái)源。受自然地理環(huán)境的影響，我國(guó)自然降水量區(qū)域間差異明顯，年際間補(bǔ)給能力的不同致使區(qū)域短缺態(tài)勢(shì)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(duì)量，而且對(duì)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(guò)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(lái)供水能力等，損害第三方利益[12-13]。在美國(guó)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(jì)發(fā)展機(jī)會(huì)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(lái)不利影響[11]。受自然降水、經(jīng)濟(jì)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(kāi)發(fā)利用程度和短缺特征差異顯著，在相對(duì)封閉的流域中，本地水資源過(guò)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(hù)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(zhǎng)。我國(guó)自2003年開(kāi)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(duì)增長(zhǎng)，因此，為滿足非農(nóng)用水增長(zhǎng)需要，擠占部分農(nóng)用水是必然趨勢(shì)。同時(shí)由于各地生態(tài)環(huán)境問(wèn)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(zhǎng)江等河流的重要水源地，隨著生態(tài)保護(hù)壓力增大，將會(huì)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(huì)加大水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的態(tài)勢(shì)。

1.5水資源利用比較收益變化

對(duì)整個(gè)社會(huì)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(dòng)水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的主要根源。數(shù)據(jù)顯示，2003年我國(guó)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(kuò)大為10:1，說(shuō)明工農(nóng)用水收益增長(zhǎng)率差距逐漸擴(kuò)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(kuò)大趨勢(shì)，這說(shuō)明區(qū)域間農(nóng)用水和非農(nóng)用水邊際收益變化是推動(dòng)水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的重要?jiǎng)恿Α?/p>

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(huì)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(huì)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(huì)從要素供給和資源利用上對(duì)農(nóng)村發(fā)展產(chǎn)生諸多影響。美國(guó)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(lái)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(shí)期內(nèi)，政府為保障糧食安全，會(huì)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(jì)條件的差異，耕地有效灌溉率及其增長(zhǎng)速度差異較大，截止到2010年，全國(guó)有16個(gè)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(duì)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(kuò)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(guó)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(guó)平均為0.43左右，遠(yuǎn)低于發(fā)達(dá)國(guó)家的0.7~0.8，說(shuō)明還有很大的節(jié)水空間。同時(shí)，受制于區(qū)域間經(jīng)濟(jì)條件的差異，節(jié)灌率差距明顯。盡管近10a來(lái)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(gè)?。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(duì)水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的剛性約束?。幌喾?，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(guó)水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”驅(qū)動(dòng)因素的時(shí)空尺度分析

2.1水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的計(jì)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(shí)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(dòng)因素時(shí)，主要考慮經(jīng)濟(jì)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(gè)方面9個(gè)因素（表1），分析這些因素對(duì)不同時(shí)點(diǎn)和不同地區(qū)水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的影響。借鑒國(guó)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(dòng)因素的時(shí)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(jī)項(xiàng)。

2.2研究方法說(shuō)明及數(shù)據(jù)來(lái)源

已有關(guān)于資源利用時(shí)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(dú)立，但是現(xiàn)實(shí)研究中所選取的變量大多會(huì)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(jì)方法，通過(guò)放棄最小二乘法的無(wú)偏性，以損失部分信息、降低精度為代價(jià)獲得回歸系數(shù)的更符合實(shí)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(duì)病態(tài)數(shù)據(jù)的耐受性遠(yuǎn)強(qiáng)于最小二乘法。本研究所采用數(shù)據(jù)為2000—2010年包括我國(guó)31個(gè)?。ㄊ小^(qū)）的面板數(shù)據(jù)（未包括港澳臺(tái)）。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(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》（2001—2011年）相關(guān)數(shù)據(jù)計(jì)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(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》（2004—2011年）；有效灌溉率和節(jié)灌率的數(shù)據(jù)均來(lái)自《中國(guó)農(nóng)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》（2004—2011年）。

2.3回歸結(jié)果分析

2.3.1多重共線性檢驗(yàn)為診斷回歸模型多重共線性問(wèn)題，在SAS軟件的線性回歸程序中，一般通過(guò)容忍度（Tolerance，TOL）和方差膨脹因子（VarianceInflationFactor，VIF）統(tǒng)計(jì)指標(biāo)來(lái)檢驗(yàn)。多重共線性的一般判斷基準(zhǔn)是：當(dāng)容忍度小于0.20時(shí)存在多重共線性，容忍度小于0.10時(shí)存在高度多重共線性；或者當(dāng)方差膨脹因子大于10時(shí)，說(shuō)明存在多重共線性。本文主要采用容忍度指標(biāo)對(duì)回歸方程中的解釋變量進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2和表3。從表2和表3的檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，解釋變量之間存在不同程度的多重共線性問(wèn)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(duì)模型進(jìn)行估計(jì)。

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(shí)際應(yīng)用中，確定k值的方法有：①嶺跡法，即對(duì)每個(gè)自變量繪制不同嶺參數(shù)k下的嶺回歸估計(jì)值的變化趨勢(shì)圖，一般選擇嶺參數(shù)k使得每個(gè)自變量的嶺跡趨于穩(wěn)定，殘差平方和增長(zhǎng)不大；②方差膨脹因子法，選擇k使得嶺回歸估計(jì)的VIF<10；③選擇k滿足以下條件，給定一個(gè)大于1的c值，嶺回歸殘差平方和SSE(k)<cSSE。本文綜合運(yùn)用嶺跡法和方差膨脹因子法確定k值。

2.3.3實(shí)證結(jié)果分析時(shí)點(diǎn)模型的F值檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)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(shuō)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(yàn)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(guó)的擬合系數(shù)接近于0.8，說(shuō)明模型的擬合效果很好。檢驗(yàn)結(jié)果表明回歸方程有效，該模型具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

（1）水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”驅(qū)動(dòng)因素的時(shí)間尺度效應(yīng)分析，從模型回歸系數(shù)來(lái)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(dòng)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(lái)推動(dòng)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(shì)，從2003年的24.9%遞增到2009年的46.7%，增長(zhǎng)了21.8%，說(shuō)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(zhǎng)是水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的主要拉動(dòng)力。從時(shí)間點(diǎn)上，2008和2009年產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化對(duì)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(duì)水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的影響呈現(xiàn)出先增后減的態(tài)勢(shì)，維持在20%左右，自2003年的22.9%遞增到2006年的26.1%，2007年開(kāi)始遞減，2010年為17.8%。隨著時(shí)間推移，生態(tài)環(huán)境用水增加對(duì)水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的正向效應(yīng)呈波動(dòng)遞增勢(shì)，與理論預(yù)期相符。隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展和氣候變化的影響，大部分區(qū)域或流域水資源過(guò)度利用現(xiàn)象嚴(yán)重，水資源開(kāi)發(fā)利用率超過(guò)國(guó)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(guó)從2003年開(kāi)始，為保護(hù)生態(tài)環(huán)境逐漸增加生態(tài)用水，用于保育和維護(hù)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(shì)也越來(lái)越明顯。盡管有效灌溉率變動(dòng)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(dòng)對(duì)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%。可能原因是近幾年國(guó)家加大農(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(shì)來(lái)看，隨著時(shí)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(huì)對(duì)水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”形成剛性約束，從而會(huì)進(jìn)一步加劇水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的難度。同時(shí)，受農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)及農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)的影響，單純農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)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(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)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(duì)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(dòng)對(duì)水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的影響呈現(xiàn)波動(dòng)遞增態(tài)勢(shì)，從2003年的3.4%增長(zhǎng)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(lái)我國(guó)加大農(nóng)田節(jié)水技術(shù)改造，實(shí)行嚴(yán)格的農(nóng)用水定額管理制度，對(duì)降低灌溉用水的功效逐漸凸顯；同時(shí)也反映出我國(guó)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(shí)由于缺乏農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)采用的利益補(bǔ)償機(jī)制，農(nóng)戶缺乏主動(dòng)節(jié)水激勵(lì)，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(dòng)變化。可能原因：一是我國(guó)非農(nóng)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)速度明顯高于農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)速度，非農(nóng)業(yè)產(chǎn)值年均增長(zhǎng)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(jià)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(shì)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(shuō)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(chǎng)調(diào)控機(jī)制尚未健全[8]，地方政府或水管部門受經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)誘因驅(qū)動(dòng)，主要依靠行政手段強(qiáng)制性無(wú)償或低價(jià)轉(zhuǎn)移，并未建立利益引導(dǎo)和轉(zhuǎn)移補(bǔ)貼的市場(chǎng)調(diào)節(jié)機(jī)制，致使其經(jīng)濟(jì)利益誘導(dǎo)效應(yīng)降低。2003—2010年，國(guó)民經(jīng)濟(jì)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(guó)經(jīng)濟(jì)的結(jié)構(gòu)性增長(zhǎng)趨勢(shì)明顯，尤其是第三產(chǎn)業(yè)所占比例增加較快，對(duì)水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的影響被經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整的效應(yīng)稀釋；二是總?cè)丝谧匀辉鲩L(zhǎng)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(shì)明顯，人口增長(zhǎng)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(gè)?。ㄊ?、區(qū)）水資源稟賦的年際間差異對(duì)水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的影響呈現(xiàn)遞增態(tài)勢(shì)，與預(yù)期假設(shè)相符。從時(shí)點(diǎn)上看，我國(guó)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(jì)社會(huì)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(duì)供給量的增長(zhǎng)空間越來(lái)越小，為保障農(nóng)用水安全，水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的難度越來(lái)越大。

（2）水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”驅(qū)動(dòng)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(lái)看，2003—2010年，全國(guó)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(dòng)和人均水資源量的影響最大。從全國(guó)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(dòng)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?。ㄊ?、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(dòng)和人均水資源量是推動(dòng)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(dòng)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(guó)三個(gè)人口密集的直轄市和山東、河南、河北三個(gè)農(nóng)業(yè)大省，經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)和城鎮(zhèn)化水平較高，其中河南、河北和山東是我國(guó)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(guó)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(duì)降低農(nóng)用水消耗效果顯著；該地區(qū)近10a來(lái)城鎮(zhèn)化發(fā)展速度較快，拉動(dòng)了居民生活用水和非農(nóng)產(chǎn)業(yè)用水需求；同時(shí)反映出該地區(qū)本地水資源開(kāi)發(fā)利用率較高，水環(huán)境問(wèn)題突出，為改善生態(tài)環(huán)境，生態(tài)用水逐年增加，促進(jìn)了水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”。人均水資源量具有顯著正向影響，說(shuō)明該地區(qū)隨著人口的結(jié)構(gòu)性增長(zhǎng)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(guó)東部經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的三個(gè)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(shì)明顯，人口結(jié)構(gòu)性增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)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(dòng)。有效灌溉率變動(dòng)具有負(fù)向效應(yīng)，與預(yù)期假設(shè)相符，說(shuō)明該地區(qū)水資源的結(jié)構(gòu)性短缺矛盾，將進(jìn)一步加大有效灌溉規(guī)模增長(zhǎng)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(dòng)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(dòng)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(dòng)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(jìn)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(chǎng)機(jī)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?。ㄊ?、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(jìn)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(shuō)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(duì)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(dòng)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(dòng)具有24.9%的正向影響，與預(yù)期假設(shè)相反，說(shuō)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(shì)促進(jìn)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(guó)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(dòng)是主要的推動(dòng)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(dòng)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(gè)省位于我國(guó)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(duì)用水需求增長(zhǎng)效應(yīng)顯著，同時(shí)農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)，降低了輸水設(shè)施損耗量，彌補(bǔ)了非農(nóng)用水需求缺口。與其他地區(qū)相比，節(jié)灌率對(duì)水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的負(fù)向影響最大，說(shuō)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(guó)同期9%的增長(zhǎng)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(duì)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(dòng)是關(guān)鍵推動(dòng)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(dòng)的正向影響為5.1%。有效灌溉率變動(dòng)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省（區(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(jì)快速增長(zhǎng)，因此伴隨著工農(nóng)業(yè)和城鎮(zhèn)化發(fā)展，拉動(dòng)了非農(nóng)用水需求快速增長(zhǎng)。與其他地區(qū)相比，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化對(duì)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(dòng)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(duì)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(kāi)發(fā)戰(zhàn)略的實(shí)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(shí)也說(shuō)明水資源轉(zhuǎn)換的利益補(bǔ)償機(jī)制效應(yīng)尚未發(fā)揮。

3結(jié)論與討論

從時(shí)空維度上看，水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”是經(jīng)濟(jì)社會(huì)、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(dòng)，其用途轉(zhuǎn)換有長(zhǎng)期的，也有短期的。本文利用2003—2010年省級(jí)面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用嶺回歸對(duì)各驅(qū)動(dòng)因素的作用程度進(jìn)行了分析。結(jié)果表明，相同因素在不同時(shí)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(shí)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(guó)水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的主要因素，但是隨著時(shí)間推移，各影響因素的推動(dòng)作用表現(xiàn)出較大差異。

（3）從空間尺度看：全國(guó)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(dòng)人均水資源量對(duì)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(dòng)也具有較顯著的促進(jìn)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(dòng)的推動(dòng)，水資源利用比較收益變化和節(jié)灌率變動(dòng)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(duì)不同區(qū)域水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的推動(dòng)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(shí)間序列過(guò)短，從而直接影響了結(jié)果的準(zhǔn)確性。同時(shí)制度和政策因素是驅(qū)動(dòng)水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的重要因素之一，如水價(jià)和水資源管理制度一直以來(lái)是影響我國(guó)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(zhǎng)時(shí)間才能得以體現(xiàn)，故沒(méi)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(jì)管理學(xué)院 三農(nóng)問(wèn)題研究中心