馬 駿，彭蘇雅

(1.河海大學(xué)商學(xué)院，江蘇 南京 211100；2.沿海開發(fā)與保護協(xié)同創(chuàng)新中心，江蘇 南京 211100；3.江蘇省水資源與可持續(xù)發(fā)展研究中心，江蘇 南京 211100)

新常態(tài)下我國經(jīng)濟增長速度放緩，進入高質(zhì)量發(fā)展階段，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式迫在眉睫，具有集聚效應(yīng)的新型城鎮(zhèn)化成為當前推動地區(qū)經(jīng)濟增長的新動能。我國經(jīng)濟增長和城鎮(zhèn)化進程的快速推進離不開資源支持，尤其是水資源，城市產(chǎn)業(yè)發(fā)展和人口集聚對水資源供給提出更高要求，但現(xiàn)實情況是我國水資源短缺而且地區(qū)分布不均，不僅造成地區(qū)生產(chǎn)、生活和生態(tài)用水供給不穩(wěn)定，而且這種供需矛盾會進一步制約城市擴張和經(jīng)濟發(fā)展。由于水資源成為社會生產(chǎn)生活的桎梏，除了跨區(qū)域水資源調(diào)配改善區(qū)域供水，提高水資源利用效率是緩解城市用水壓力、實現(xiàn)經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的另一關(guān)鍵舉措。因而探討新型城鎮(zhèn)化的快速建設(shè)過程中，提升水資源利用效率對緩解新常態(tài)下資源約束對經(jīng)濟發(fā)展的阻力問題，促進經(jīng)濟增長具有重要意義。

1 文獻綜述

國內(nèi)外學(xué)者在新型城鎮(zhèn)化與水資源效率和經(jīng)濟增長三者關(guān)系方面已經(jīng)展開了較多研究,主要集中在分析新型城鎮(zhèn)化與水資源效率，水資源效率與經(jīng)濟增長以及城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長的關(guān)系方面。

對于新型城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長之間的研究，學(xué)者們認為，新型城鎮(zhèn)化對地區(qū)的經(jīng)濟增長會產(chǎn)生積極正向作用[1-3]，城鎮(zhèn)化水平越高，經(jīng)濟發(fā)展越好，城鎮(zhèn)化水平成為衡量地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的重要標尺，但這種推動作用受不同水平城鎮(zhèn)化影響，發(fā)達國家的正向效應(yīng)大于發(fā)展中國家[4]。但Henderson[5]發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化并不能直接推動經(jīng)濟增長，一味追求高城鎮(zhèn)化率并不能實現(xiàn)經(jīng)濟增長的目標，但通過物質(zhì)和人力資本的間接作用能有效促進經(jīng)濟增長[6]。關(guān)于水資源效率與經(jīng)濟增長的關(guān)系方面，學(xué)者們已經(jīng)展開了較多的研究，王賓等[7]研究發(fā)現(xiàn)水資源短缺會制約區(qū)域工業(yè)發(fā)展，進而阻礙長江經(jīng)濟帶經(jīng)濟增長；崔毅等[8]利用面板VAR模型分析干旱區(qū)——寧夏水資源與經(jīng)濟增長之間的因果關(guān)系，結(jié)論顯示水資源與當?shù)氐慕?jīng)濟發(fā)展之間存在動態(tài)關(guān)系，工業(yè)用水量對經(jīng)濟增長具有重要的推動作用。隨著經(jīng)濟發(fā)展的資源環(huán)境瓶頸日益加劇，經(jīng)濟與水資源之間的矛盾越發(fā)突出[9]，發(fā)展節(jié)水技術(shù)和提高水資源利用效率成為促進生產(chǎn)保障生活的必要手段[10]。節(jié)水技術(shù)創(chuàng)新和用水結(jié)構(gòu)調(diào)整能夠推動地區(qū)的經(jīng)濟增長[11]，特別是在與水資源緊密聯(lián)系的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方面，提高用水效率可以拉動農(nóng)業(yè)經(jīng)濟產(chǎn)出的增長[12]，這與發(fā)達國家關(guān)于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的研究結(jié)論是一致的[13]。在城鎮(zhèn)化與用水效率的關(guān)系上，城鎮(zhèn)化是經(jīng)濟動態(tài)集聚的過程，隨著人口和生產(chǎn)要素的持續(xù)集聚以及城市規(guī)模的不斷擴張，水資源消耗加大，城市水資源承載力失衡，進而威脅城市可持續(xù)發(fā)展[14]，但反過來，城鎮(zhèn)化的高質(zhì)量推進也離不開水資源利用的支撐[15]。城鎮(zhèn)化進程的不同階段對水資源利用的影響不盡相同[16]，高質(zhì)量城鎮(zhèn)化促進用水結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變以及提升水資源利用效率的優(yōu)勢更明顯[17]，原因在于城鎮(zhèn)化的集聚效應(yīng)可以降低創(chuàng)新成本，足夠的市場可以加快技術(shù)的轉(zhuǎn)化和應(yīng)用，節(jié)水技術(shù)可以全方位迅速覆蓋生產(chǎn)與生活的各個方面[18]，以此來緩和不同產(chǎn)業(yè)間競爭性用水的難題。

通過對已有文獻的梳理可以看出，大部分學(xué)者將目光聚焦在新型城鎮(zhèn)化的經(jīng)濟增長效應(yīng)、用水效率對經(jīng)濟增長的支持作用以及新型城鎮(zhèn)化對水資源利用的作用機制上，更多的是研究三者關(guān)系中兩兩之間的關(guān)系，較少將三者納入統(tǒng)一的框架下進行系統(tǒng)分析?；诖?，筆者構(gòu)建空間計量模型從空間視角分析三者關(guān)系，不僅研究新型城鎮(zhèn)化、用水效率與我國經(jīng)濟增長的關(guān)系，而且考察引入城鎮(zhèn)化和水資源利用效率的交叉項對經(jīng)濟增長的影響，以期為城市化建設(shè)中促進生態(tài)與經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展提供政策參考。

2 指標選取與研究方法

2.1 指標選取

為探索新型城鎮(zhèn)化、用水效率以及兩者交互項對區(qū)域經(jīng)濟增長的作用機制，本文引入空間計量模型進行實證分析，但在進行計量分析之前，需要定義涉及的相關(guān)變量，一般遵循觀測變量的可獲得性和科學(xué)性原則。

被解釋變量：經(jīng)濟增長(G)。衡量地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的指標一般有地區(qū)生產(chǎn)總值、人均地區(qū)生產(chǎn)總值，或者地區(qū)生產(chǎn)總值增長率等，為消除人口和價格因素對變量的影響，以2000年為基期，用GDP平減指數(shù)對名義地區(qū)生產(chǎn)總值進行平減，選取人均實際生產(chǎn)總值表征經(jīng)濟增長。

核心解釋變量：新型城鎮(zhèn)化水平(U)和水資源利用效率(E)。采用年末城鎮(zhèn)人口與年末總?cè)丝诹恐群饬繀^(qū)域新型城鎮(zhèn)化水平。關(guān)于用水效率的測算，學(xué)者們大多采用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法和隨機前沿分析法對效率水平進行評價，本文借鑒Tone[19]的研究成果，采用基于松弛變量和非合意產(chǎn)出的SE-SBM模型測算水資源利用效率，相較于常用方法，超效率SBM-DEA模型更能真實全面地反映水資源投入產(chǎn)出情況。代入模型計算的投入產(chǎn)出指標主要覆蓋投入、期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出三方面，具體的指標設(shè)置見表1。

表1 水資源利用效率測算指標設(shè)置

利用MATLAB軟件輸入各指標的數(shù)據(jù)，測算我國各地區(qū)在考慮非期望產(chǎn)出情況下的水資源利用效率。將30個省市自治區(qū)劃分為東部、中部和西部地區(qū)，通過對比分析發(fā)現(xiàn)各地區(qū)水資源效率存在明顯的區(qū)域差異，用水效率均值在3個地區(qū)中呈階梯遞減的趨勢，說明用水效率與地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平之間存在同步關(guān)系。原因可能是地區(qū)經(jīng)濟越發(fā)達，城鎮(zhèn)化的質(zhì)量越高，其對水資源利用效率提升的期望和支持越大，以期能解決資源約束趨緊對經(jīng)濟增長的障礙，實現(xiàn)經(jīng)濟和生態(tài)的協(xié)調(diào)發(fā)展。

控制變量：物質(zhì)資本投入(I)借鑒張軍等[20]的研究，以2000年為基期采用永續(xù)盤存法測得的資本存量；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(S)選取第二產(chǎn)業(yè)與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值；勞動力投入(P)選取年末就業(yè)人數(shù)與年末總?cè)藬?shù)的比重；對外開放(O)采用實際利用外商投資額與地區(qū)生產(chǎn)總值之比。

2.2 數(shù)據(jù)來源

考慮數(shù)據(jù)的可獲得性，本文研究對象是除西藏外30個省市自治區(qū)，所有原始數(shù)據(jù)均來自2011—2020年《中國統(tǒng)計年鑒》、各省統(tǒng)計年鑒以及EPS數(shù)據(jù)庫，廢水排放總量的缺失數(shù)據(jù)采用趨勢外推法補齊。為了消除量綱和降低異方差帶來的結(jié)果偏差風險，本文對所有變量進行對數(shù)化處理，并采用STATA16.0軟件進行計量分析。

2.3 研究方法

2.3.1空間相關(guān)性檢驗

本文基于鄰接權(quán)重矩陣，矩陣定義見公式(2)，wij表示i地區(qū)和j地區(qū)之間的空間距離，如果地區(qū)相鄰wij為1，不相鄰wij則為0，當i=j的時候，wij為0。

(1)

(2)

2.3.2空間計量模型設(shè)定

相較于傳統(tǒng)的回歸分析法，空間計量模型能夠測度經(jīng)濟變量的空間關(guān)聯(lián)性，拓寬了傳統(tǒng)研究的視角。區(qū)域間的經(jīng)濟現(xiàn)象是相互關(guān)聯(lián)的，從本文的研究問題來看，某個地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展并不是孤立變化的，而多會通過產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移、技術(shù)溢出、人口遷移等路徑影響到周邊地區(qū)的經(jīng)濟增長，因此使用空間計量模型測度區(qū)域經(jīng)濟增長的空間溢出是合理的。常用的空間計量模型包括空間滯后模型、空間誤差模型和空間杜賓模型，本文研究采用的是同時考慮空間滯后項和空間誤差項的空間杜賓模型，其優(yōu)點是既考慮經(jīng)濟增長的空間溢出效應(yīng)，也考慮到其他干擾因素對經(jīng)濟增長的影響?？臻g杜賓模型設(shè)置如下：

Yit=α0+ρWYit+βXit+θWXit+

μi+λt+εit

(3)

lnGit=α0+ρWlnGit+β1lnUit+β2lnEit+

β3lnUitlnEit+β4lnxcontrolit+θ1WlnUit+

θ2WlnEit+θ3WlnUitlnEit+

θ4WlnXcontrolit+μi+λt+εit

(4)

式中：α0為常數(shù)項；Yit為i地區(qū)t年被解釋變量的觀測值；ρ為被解釋變量空間滯后項回歸系數(shù)；W為反映地區(qū)間空間距離的權(quán)重矩陣；β、θ為待定系數(shù)；μi、λt分別為個體效應(yīng)和時間效應(yīng)；εit為誤差項。

式(4)是結(jié)合本文研究問題的空間杜賓模型，為考察新型城鎮(zhèn)化和水資源利用效率協(xié)同作用下如何影響經(jīng)濟增長水平，筆者將新型城鎮(zhèn)化與水資源利用效率的交互項納入分析模型。

3 實證結(jié)果與分析

3.1 空間相關(guān)性分析

基于鄰接權(quán)重矩陣測算我國30個省市自治區(qū)2010—2019年新型城鎮(zhèn)化、水資源利用效率和經(jīng)濟增長的全局Moran’sI指數(shù)。結(jié)果如表2所示，2010—2019年我國新型城鎮(zhèn)化、水資源利用效率和經(jīng)濟增長的莫蘭指數(shù)值均顯著為正，說明我國新型城鎮(zhèn)化、水資源利用效率與經(jīng)濟增長存在顯著的空間正相關(guān)性，即區(qū)域在空間上呈現(xiàn)較強的集聚現(xiàn)象。2010—2019年我國經(jīng)濟增長的Moran’sI指數(shù)值呈U型變化趨勢，從2016年之后，指數(shù)值逐漸增大，這也意味著經(jīng)濟增長的空間依賴性逐漸增強。

表2 2010—2019年區(qū)域經(jīng)濟增長、城鎮(zhèn)化和水資源利用效率的全局Moran’s I指數(shù)

繪制Moran散點圖進一步分析我國經(jīng)濟增長、水資源利用效率和新型城鎮(zhèn)化存在的局部依賴特征。圖2、圖3、圖4分別描繪的是2019年我國經(jīng)濟增長、新型城鎮(zhèn)化和水資源利用效率的Moran散點圖，散點位置主要集中在第一和第三象限，呈現(xiàn)顯著的高-高集聚和低-低集聚特征。綜上，考察新型城鎮(zhèn)化和水資源利用效率的經(jīng)濟增長效應(yīng)，地理空間因素的影響不能忽視。

圖2 2019年經(jīng)濟增長散點圖

圖3 2019年新型城鎮(zhèn)化散點圖

圖4 2019年水資源利用效率的散點圖

3.2 空間計量模型分析

本文采用空間杜賓模型，根據(jù)Wald檢驗和Lratio檢驗判斷空間杜賓模型是否會退化成空間誤差模型或者空間滯后模型，結(jié)果如表3所示，均在1%的水平上顯著拒絕原假設(shè)，空間杜賓模型不會簡化為空間誤差模型和空間滯后模型，模型設(shè)定正確。本文樣本的時空數(shù)據(jù)具有連續(xù)性，選擇固定效應(yīng)模型更具優(yōu)勢[21]，回歸結(jié)果見表4。固定效應(yīng)模型包括時間固定效應(yīng)模型、空間固定效應(yīng)模型和時間空間雙重固定效應(yīng)模型，但時間空間雙重固定模型的Log-likelihood值最大，擬合效果最優(yōu)。綜上，本文選擇雙向固定的空間杜賓模型。

表3 Wald和Lratio檢驗結(jié)果

從表4的回歸結(jié)果看，被解釋變量經(jīng)濟增長的空間滯后項系數(shù)為0.527，且在1%的水平上顯著，說明區(qū)域經(jīng)濟增長具有空間溢出效應(yīng)，本地區(qū)經(jīng)濟增長受到周邊地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平提高的推動。原因可能是某一地區(qū)經(jīng)濟增長通過生產(chǎn)要素的正外部性，對鄰近地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生溢出效應(yīng)。新型城鎮(zhèn)化的回歸系數(shù)是0.611，在1%水平上顯著，表明新型城鎮(zhèn)化水平正向促進地區(qū)經(jīng)濟增長，城鎮(zhèn)化的集聚效應(yīng)會優(yōu)化區(qū)域生產(chǎn)要素配置，進而推動城市的經(jīng)濟增長。水資源利用效率和經(jīng)濟增長之間呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系，說明水資源利用效率的提高有利于城市的經(jīng)濟增長，水資源作為重要的經(jīng)濟投入資源，提高水資源利用效率必然改善城市水資源供需矛盾，進而促進經(jīng)濟增長。新型城鎮(zhèn)化和水資源利用效率的交叉項系數(shù)為正，且通過1%顯著性水平的檢驗，表明新型城鎮(zhèn)化可以通過水資源利用效率對經(jīng)濟增長產(chǎn)生顯著的正向作用，新型城鎮(zhèn)化水平越高，吸收和消化技術(shù)創(chuàng)新的能力越強[22],對提高水資源利用效率的技術(shù)支撐越多，從而推動城市經(jīng)濟增長。

表4 空間面板杜賓模型回歸結(jié)果

從控制變量看，對外開放水平對區(qū)域經(jīng)濟增長存在正向促進作用，通過10%顯著性水平檢驗，說明提高外資利用水平有利于各區(qū)域經(jīng)濟增長，但回歸系數(shù)較小，對經(jīng)濟增長的促進作用有限。勞動力投入的回歸系數(shù)為正且在10%的水平上顯著，表明勞動力投入的增加會推動地區(qū)經(jīng)濟增長，地區(qū)的勞動力流入不僅帶來經(jīng)濟發(fā)展所需要的高素質(zhì)人才、人力資源等，而且會間接拉動消費需求和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等投資需求的增長，從而有力提升經(jīng)濟發(fā)展。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)即第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比提高顯著推動經(jīng)濟增長，說明工業(yè)化仍然是我國各地區(qū)經(jīng)濟增長的重要驅(qū)動力。物質(zhì)資本投入的回歸系數(shù)為0.221，在1%的水平上顯著為正，這表示增加物質(zhì)資本投入能顯著促進地區(qū)經(jīng)濟增長。

3.3 空間效應(yīng)分解

為進一步研究新型城鎮(zhèn)化、水資源利用效率及交互項對經(jīng)濟增長的空間效應(yīng)，本文借鑒文獻[23]的研究，利用偏微分方程將空間效應(yīng)進一步分解為直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)，明晰各變量對經(jīng)濟增長的影響效果。直接效應(yīng)和間接效應(yīng)分別表示某地區(qū)各影響因素變動對本地區(qū)經(jīng)濟增長和周邊地區(qū)經(jīng)濟增長的作用，總效應(yīng)是直接效應(yīng)和間接效應(yīng)的總和。實證結(jié)果見表5。

表5 空間效應(yīng)分解

從表5可以看出，新型城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)以及總效應(yīng)均為正值，且都通過了顯著性水平檢驗，說明新型城鎮(zhèn)化在推動本地區(qū)經(jīng)濟增長的同時，具有顯著的外部性特征，對周邊地區(qū)的經(jīng)濟增長具有溢出效應(yīng)，通過示范效應(yīng)和輻射效應(yīng)促進鄰近地區(qū)的經(jīng)濟增長。水資源利用效率的3種效應(yīng)都通過1%顯著性水平檢驗，均為正值，且間接效應(yīng)顯示為0.528，大于直接效應(yīng)的0.287，表明水資源利用效率不僅利于本地區(qū)經(jīng)濟增長，對相鄰地區(qū)的經(jīng)濟增長也具有正向溢出效應(yīng)，原因在于某地區(qū)用水效率的提高改善當?shù)赜盟Ｊ?，促進經(jīng)濟發(fā)展的經(jīng)驗對于水資源稟賦不發(fā)達的周邊地區(qū)亟待解決資源約束壓力具有重要的參考和學(xué)習價值，即用水效率高的地區(qū)通過節(jié)水技術(shù)的共享和擴散提高相鄰地區(qū)的水資源利用率，鄰近地區(qū)的經(jīng)濟增長從而被拉動。新型城鎮(zhèn)化和水資源利用效率交叉項的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)都在1%的水平上顯著為正，表明交叉項對地區(qū)內(nèi)部和地區(qū)間的經(jīng)濟增長均產(chǎn)生正向促進作用。城鎮(zhèn)化水平高的地區(qū)，水資源利用技術(shù)水平較強，在提高本地區(qū)用水效率的同時，通過技術(shù)創(chuàng)新成果的外溢和擴散，改善相鄰地區(qū)的水資源效率并推動其經(jīng)濟增長。

從控制變量看，對外開放水平對經(jīng)濟增長的3種效應(yīng)均顯著為正，說明某一地區(qū)對外開放程度提高對本地和相鄰地區(qū)的經(jīng)濟增長均具有正向促進作用。勞動力投入的間接效應(yīng)和總效應(yīng)顯著為負，但直接效應(yīng)不顯著，說明高水平城鎮(zhèn)化地區(qū)勞動力數(shù)量可能對城市經(jīng)濟發(fā)展的刺激作用削弱，高素質(zhì)勞動力是當前經(jīng)濟轉(zhuǎn)型期城市經(jīng)濟增長的重要驅(qū)動力；但城鎮(zhèn)化規(guī)模高的地區(qū)對勞動力吸引力強，容易造成鄰近地區(qū)勞動力流失，抑制周邊地區(qū)經(jīng)濟增長。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟增長的直接效應(yīng)為正且顯著，但間接效應(yīng)和總效應(yīng)不顯著，表明第二產(chǎn)業(yè)占GDP比重越高，對當?shù)亟?jīng)濟增長的正向作用越強，從現(xiàn)實來看工業(yè)企業(yè)受資源等因素影響，通常都根植本土，流動性較差，對周邊地區(qū)經(jīng)濟增長的溢出效應(yīng)不顯著。物質(zhì)資本投入的3種空間效應(yīng)都顯著為正，說明某一地區(qū)物質(zhì)資本水平的提升不僅促進本地區(qū)經(jīng)濟增長，而且通過空間輻射作用帶動周邊地區(qū)經(jīng)濟增長。

3.4 穩(wěn)健性檢驗

為確保上述實證結(jié)果的可靠性，利用地理距離權(quán)重矩陣對空間計量模型進行穩(wěn)健性檢驗。表6是基于地理距離權(quán)重矩陣的雙向固定效應(yīng)空間杜賓模型的實證結(jié)果，和鄰接權(quán)重矩陣相比，基于地理距離權(quán)重矩陣的回歸系數(shù)發(fā)生較小變動，但各變量對經(jīng)濟增長影響的方向和顯著性沒有發(fā)生變化，說明本文的研究結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表6 地理距離權(quán)重矩陣的SDM模型估計結(jié)果

4 結(jié)論及建議

4.1 結(jié)論

筆者基于2010—2019年我國30個省市自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建時間和空間雙向固定的空間杜賓模型實證檢驗新型城鎮(zhèn)化、水資源利用效率及其交叉項對經(jīng)濟增長的空間效應(yīng)，得出以下結(jié)論：

a.研究期內(nèi)，我國新型城鎮(zhèn)化、水資源利用效率與經(jīng)濟增長在空間分布上顯著正相關(guān)。

b.地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展之間存在空間溢出效應(yīng)，新型城鎮(zhèn)化、水資源利用效率與經(jīng)濟增長之間存在顯著的正向激勵關(guān)系，兩者交叉項對區(qū)域經(jīng)濟增長具有顯著的正向影響。

c.從分解的空間效應(yīng)來看，新型城鎮(zhèn)化、水資源利用效率以及兩者交互項對本區(qū)域經(jīng)濟增長存在顯著正效應(yīng)，且相鄰地區(qū)提高新型城鎮(zhèn)化水平和水資源利用效率以及兩者協(xié)同作用的加深都會對本地區(qū)經(jīng)濟增長產(chǎn)生正向溢出效應(yīng)。

4.2 建議

a.加快“以人為本”的新型城鎮(zhèn)化建設(shè)，提升城鎮(zhèn)化發(fā)展質(zhì)量。要結(jié)合地區(qū)資源環(huán)境承載力，合理規(guī)劃城鎮(zhèn)化規(guī)模，避免無序擴張制約經(jīng)濟發(fā)展的負外部性；從空間關(guān)聯(lián)角度出發(fā)，區(qū)域間要培養(yǎng)合作意識，發(fā)揮城市群對經(jīng)濟增長的示范和輻射效應(yīng)，促進各地區(qū)協(xié)調(diào)發(fā)展。

b.提升水資源利用效率關(guān)乎城市經(jīng)濟發(fā)展的可持續(xù)性。各地區(qū)要加強對水資源利用監(jiān)管與防控水污染問題，利用市場和行政手段對水資源實施嚴格管理和充分保護，推動節(jié)水技術(shù)在生產(chǎn)生活領(lǐng)域的應(yīng)用，倡導(dǎo)全社會節(jié)約用水的環(huán)保理念。

c.新型城鎮(zhèn)化建設(shè)過程中，要實現(xiàn)水資源利用與經(jīng)濟增長協(xié)同發(fā)展的目標，需要加強技術(shù)創(chuàng)新與城鎮(zhèn)化的深度融合，破除各省市逐低競爭的不良格局，為充分釋放水資源利用技術(shù)的溢出效應(yīng)創(chuàng)造良好的技術(shù)和政策環(huán)境，從而實現(xiàn)區(qū)域間協(xié)調(diào)發(fā)展。