成都市居民生活用水需求影响因素分析Word文档下载推荐.docx

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城市居民生活用水作为城市用水中的重要组成部分，用水相对集中，水质及用水安全要求高，城市居民生活用水的管理需要高度重视。

比较城市居民生活用水的供给和需求，作为生活必需品，用水供给必须保证人民的正常用水需求，即城市居民生活用水的供给以需求为基础。

此外，城市居民生活用水的需求所面对的是整个城市的居民家庭，而供给主要针对的只是有限的几座城市水厂，城市居民生活用水的需求比供给的管理更为复杂，研究城市居民生活用水的需求影响可以为解决城市用水供需矛盾提供依据，因而具有重要的理论意义。

3研究内容

本文针对中国的城市居民生活用水情况，以四川省成都市为例，对城市居民生活用水需求影响因素进行实证研究，研究主要包括以下内容:

第一，以成都市为研究对象，依据成都市居民生活用水历年统计数据，选择对数线性需求函数形式来估计需求函数和需求弹性，以便获得固定的弹性系数。

第二，采用动态计量的观点，在最初设定模型形式时将所有相关变量都引入模型，寻找变量间长期稳定关系，然后逐步回归剔除，建立较简单的计量经济模型。

第三，通过分析回归得到的需求弹性，研究水价、居民收入、年末供水管道长度等因素对居民用水需求的影响。

4影响因素选取

根据需求理论和国内外的研究结果，大多数学者认为影响城市居民生活用水需求的主要因素可以概括为:

价格、收入、气候变量、需求管理政策和社会经济变量（人口密度、用水习惯等）。

根据以上研究结果，结合我国具体情况，笔者认为，影响成都市居民生活用水需求的影响因素主要有水价、收入、人口特征和水资源的稀缺情况。

对数据的定性分析表明，随着水价（含污水处理费）的不断上升，年人均生活用水量在逐年下降。

除了水价的明显作用外，年人均生活用水量还可能受到收入、家庭平均人口数和城市水资源的稀缺程度等因素的影响。

在数据处理过程中，采用成都市居民年人均生活用水量为用水量数据，城市水价（含污水处理费）为价格数据，城市年人均可支配收入为收入数据。

一个城市的天气特征，例如年总降雨量也会影响城市居民的水消费行为。

城市的社会经济变量，例如家庭规模、城市自来水的供应能力等变量都会对城市居民用水量产生一定的影响。

5模型设定及参数估计

为了更准确地分析以上所描述现象之间的内在关系，运用成都市从1985年到2004年的城市用水数据，建立了以下计量模型来分析城市居民用水量的影响因素。

lnY=β0+β1lnX1+β2lnX2+β3lnX3＋β4lnX4+β5lnX5+β6lnX6+ui

其中：

Y为随时间发生变化的城市居民年人均用水量；

β为估计变量的系数；

Xi为随时间发生变化的变量，其具体含义如下：

X1——城市居民年人均实际可支配收入（单位：

元）

X2——年末自来水生产能力（万吨/日）

X3——城市居民平均每户家庭人口

X4——年总降雨量（毫米）

X5——年末供水管道长度（公里）

X6——年实际平均水价（单位：

为了消除价格变动因素对城市居民年人均可支配收入和年平均水价的影响，用居民消费价格指数对原数据进行处理，得到城市居民年人均实际可支配收入和年实际平均水价的数据做回归分析。

5.1对原始模型进行回归

利用EVIEWS软件，首先进行OLS回归估计，可以得到：

lnY=3.078127+0.088193lnX1+0.303148lnX2–1.077102lnX3–0.171411lnX4+0.2058lnX5–0.108305lnX6+ui

从回归结果看出，当α=0.05时，

=0.726214，可决系数较高，其D-W值介于dL和dU之间，不能确定是否存在自相关，且各解释变量的T检验都未通过。

因此，简单线形回归模型存在诸多不足，现对其进行相关修正。

5.2对时间序列做平稳性检验（滞后期为1）

表5-1lnY的ADF检验

ADFTestStatistic

-2.220120

1%CriticalValue*

-4.5743

5%CriticalValue

-3.6920

10%CriticalValue

-3.2856

接受Ho:

γ=1,即1985-2004年的城市居民年人均用水量序列可能是非平稳序列。

表5-2lnx1的ADF检验

-0.990504

γ=1,即1985-2004年的城市居民年人均可支配收入序列可能是非平稳序列。

表5-3lnx2的ADF检验

-2.344817

γ=1,即1985-2004年的年末自来水生产能力序列可能是非平稳序列。

表5-4lnx3的ADF检验

-1.324820

γ=1,即1985-2004年的城市居民平均每户家庭人口序列可能是非平稳序列。

表5-5lnx4的ADF检验

γ=1,即1985-2004年的年总降雨量序列可能是非平稳序列。

表5-6lnx5的ADF检验

γ=1,即在5%的显著性水平下1985-2004年的年末供水管道长度序列可能是非平稳序列。

表5-7lnx6的ADF检验

-3.974328

拒绝Ho:

γ=1,即在5%的显著性水平下1985-2004年的年实际平均水价序列是平稳序列。

当变量为非平稳时间序列时，对变量进行的回归将可能导致伪回归现象。

为了避免伪回归现象的出现，我们必须对序列进行协整性检验，如果是协整的，则它们之间就存在一个长期稳定的关系；

如果不协整，这种关系就不存在。

5.3协整性检验

用OLS法就lnY对各解释变量进行回归，检验残差项et是否平稳，估计结果如下表所示：

在5%的显著性水平下，t检验统计量值为-4.394225，小于相应临界值，从而拒绝H0，表明残差序列不存在单位根，是平稳序列，说明被解释变量与各解释变量之间存在协整关系。

综上所述，变量间存在协整关系，长期关系模型的变量选择是合理的，因此可以对模型进行进一步的分析。

5.4建立短期动态模型

5.4.1进行多重共线性的检验

1、计算各解释变量的相关系数，得相关系数矩阵如下：

由相关系数矩阵可看出，个别解释变量之间的相关系数较高，可能存在多重共线性。

2、修正多重共线性—逐步回归法

分别做lnY对lnX1，lnX2，lnX3，lnX4，lnX5，lnX6的一元回归，结果如下：

一元回归结果

变量

lnX1

lnX2

lnX3

lnX4

lnX5

lnX6

参数估计值

0.431796

0.746454

-4.041597

-0.297913

0.355755

0.398556

t统计值

4.127760

5.717943

-6.469838

-0.730980

5.507477

3.622176

0.486278

0.644934

0.699292

0.028829

0.627578

0.421597

0.457738

0.625209

0.682586

-0.025125

0.606888

0.389463

其中，加入lnX3的方程

值最大，以lnX3为基础，顺次加入其他变量逐步回归，结果如下：

加入新变量的回归结果

（一）

lnX3、lnX1

0.159871

（1.560469）

-3.218783

（-4.025222）

0.706024

lnX3、lnX2

0.242497

（0.863397）

-2.903692

（-1.988275）

0.678033

lnX3、lnX4

-4.046346

（-6.156897）

0.008271

（0.034666）

0.663939

lnX3、lnX5

-2.667947

（-3.332726）

0.177504

（2.386362）

0.748248

lnX3、lnX6

-3.645020

（-4.055632）

0.071234

（0.624061）

0.671442

经过比较，新加入lnX5的方程的

＝0.748248，改进最大，而且各参数的t检验显著，选择保留lnX5，再加入其他新变量逐步回归，结果如下：

加入新变量的回归结果

（二）

lnX3、lnX5、

0.083739

（0.803308）

-2.437253

（-2.839054）

0.151622

（1.853932）

0.742883

0.263107

（1.062793）

-1.412443

（-0.990967）

0.180203

（2.430435）

0.750152

-2.640908

（-3.134936）

-0.033435

（-0.156640）

0.178517

（2.321849）

0.732923

-2.896534

（-3.398210）

0.223014

（2.408145）

-0.104321

（-0.838595）

0.743775

在lnX3、lnX5的基础上加入lnX1后不仅

下降，而且lnx1、lnx5参数的t检验不显著；

加入lnX2后虽然

略有改进，但lnX2、lnX3参数的t检验不显著；

加入lnX4后不仅

下降，而且lnx4参数的t检验不显著；

加入lnX6后

稍有下降，lnx6参数的t检验不显著，但考虑到水价和居民可支配收入是影响居民用水需求量的重要变量，故予以保留。

最后修正多重共线性影响的回归结果为：

lnY=5.457563+0.067995lnX1-2.670535lnX3+0.194298lnX5-0.086669lnX6+ui

t＝（3.401275）（0.625569）（-2.837493）（1.850666）（-0.667016）

＝0.789718

＝0.733643F=14.08318DW＝1.664597

5.4.2异方差的检验和修正

1、ARCH检验

回归后得到（滞后期数取3）

得到（n-p）R2=（20-3）*0.076905=1.307378<

x20.05（3）=7.81473，因此接受原假设，表明模型不存在异方差。

2、White检验

由上表可看出，nR2=18.52676，x20.05（14）=23.6848。

nR2<

x20.05（14），接受原假设，所以由White检验也得出原模型不存在异方差的结论。

5.4.3自相关的诊断和修正

1、验证自相关性

n=20，k=4，α=0.05，可查得DL=0.894，DU=1.828，

∵DL<

DW=1.664597<

DU，∴模型存在自相关性

2、用科克伦—奥克特迭代法进行修正

由上表可得回归方程为：

t＝（1.523457）（0.020242）（-0.525166）（1.410386）（-0.093725）

＝0.758437

＝0.665528F=8.163229DW＝2.301161

，

由于使用了广义差分数据，样本容量减少了1个，为19个。

查DW统计表可知DL=0.859，DU=1.848。

模型中DW=2.301161>

DU，说明广义差分模型中已无自相关，不必再进行迭代。

由差分方程有：

故得到最终的成都市居民生活用水需求模型为：

5.5结果分析

回归结果表明，双对数模型以75.84%的比例解释了成都市居民生活用水需求的变化。

用水需求量与实际水价负相关，与实际居民可支配收入正相关，同经济理论相符。

由最终得到的用水需求模型可知，β1=0.001921，表示在其它因素保持不变的条件下，居民年人均可支配收入每增加1%，居民生活用水需求的均值将增加0.001921%；

β3=-0.97258，表明城市居民平均每户家庭人口每增加1%，居民生活用水需求的均值将减少0.97258%；

β5=-0.213702，表明年末供水管道长度每增加1%，居民生活用水需求的均值将增加0.213702%；

β6=-0.015786，表明年实际平均水价每增加1%，居民生活用水需求的均值将减少0.015786%。

成都市居民生活用水需求价格弹性和需求收入弹性的绝对值都小于1，表明城市居民生活用水是一种低需求收入弹性、低需求价格弹性的商品。

此外，该计量模型结果显示，城市居民的社会经济特征也会影响到城市水资源的需求，例如家庭平均人口数。

回归结果显示，成都市居民生活用水需求存在规模效应，家庭人均人口数的影响是负的，即家庭人口数越多，在一定程度上就会显著减少人均用水量。

而城市水资源供应状况也在一定程度上对居民的用水需求产生影响。

而年末供水管道长度从一个侧面反映了城市水资源的供应状况，其影响是正的，表明自来水供应能力的提高，将使更多居民的用水需求得到满足。

6结论及建议

6.1研究结论

从模型的回归结果来看，水价变量的回归系数不显著。

从理论上讲，作为城市居民用水需求决策的关键变量，水价应当会对用水需求产生重要影响，而结果却表明当前成都市居民生活用水价格对用水需求的影响甚微，而居民对水价的了解程度不够可能是导致这种结果的直接原因。

尽管水价一直在上调，但部分居民却未能准确获知水价信息，水价对居民调节自身用水需求的作用不明显。

更深入的原因则是多方面的，从生活用水的供需市场角度来看，生活用水的自然垄断特性使得一座城市一般只有唯一的供给方，即当地的自来水公司，在当地具有完全的垄断地位，用户不具有相应的谈判能力，用户只能被动地接受所制定的水价，而且所有家庭使用的生活用水价格都是统一的，水质上也不存在太大差异，居民缺少主动了解水价的动力。

此外，居民生活用水在中国基本上都属于室内用水，多是日常生活所需，缺少相应的替代品，即使水价发生变化，居民对生活用水仍然会保持一定需求。

综合以上分析，居民对生活用水水价不够了解，其最根本的原因还是当前水价偏低，水费仅占家庭收入极小的一部分，水价未能对居民的节水行为产生有效的激励作用，居民没有对自身用水行为给予足够的重视。

即使在水价上居民只能被动接受，生活用水多以基本生活用水需求为主，水价还是应该会对用水需求有所影响，只是当前这种减少用水需求的机会成本较高。

一旦水价上涨到较高的水平，减少用水需求的收益大于其机会成本，居民必然会去了解水价信息，并关注自身用水，那时水价对用水需求的调节作用才会较为突出地体现出来。

6.2政策建议

6.2.1通过价格手段调节用水需求

由于当前水价偏低，居民对水价和家庭水费了解程度不足，对自身用水行为缺乏重视，很少主动采用一些措施来提高用水效率，降低用水需求，为此可以通过上调水价，利用经济手段促使居民重视自身用水行为，减少用水需求。

利用价格工具可以有效地调节用水需求，缓解用水供需矛盾，但是城市居民生活用水作为生活必需品，必须满足所有居民的基本生活所需。

单纯地上调水价可能难以同时实现这两个目标，存在一定的局限。

为此，更有效的方法是引入阶梯式计量水价体制来解决这个问题。

阶梯式计量水价是指在合理核定居民用水基本用量的基础上，对基本用量以内的用水实行低水价，超过基本用量部分实行超量累进加价的水价体制。

阶梯式水价通过在初始阶段设定较低的水价，保证了广大居民的基本生活需要，解决了低收入群体的支付能力问题。

同时，超过基本用水量的分段递增水价为用户提供了一个有效的价格信号，有利于提高用户的节水意识。

在不影响基本用水的基础上，通过调整超过基本用量部分的水价，可以对城市居民生活用水需求进行有效地管理。

6.2.2通过有效的宣传增加居民节水认同

由于居民对当前水污染和水资源状况缺乏正确的认识，用水过程中没有有意识地去主动节约用水，提高用水效率，为此可以通过节水宣传加强居民节水认同，同时对节水行为正确地加以引导。

宣传是为促使人们形成预期态度并采取特定行为的一种活动，目的是为了影响人们的意识和行为。

在意识方面，居民对当前城市缺水形势缺乏直接准确的认识，因此可以从事实出发，把实际缺水情况的信息传达给居民，使居民对整个城市用水形势有所了解。

在居民认识到水资源缺乏和用水矛盾突出的形势后，更重要的是让居民了解水资源紧缺同自身的联系，增强节水认同感。

事实上，居民的节水行为从一个城市的角度看，是缓解水资源紧缺问题的有效途径，从一个家庭的角度看，则是避免不必要的浪费，减少家庭支出，因此无论从哪个角度出发，整体的目标应该是一致的。

在行为上，当居民了解节水的意义并且对节水行为产生认同以后，宣传工作还可以对居民的节水行为加以引导。

从调查结果来看，多数家庭对如何节水并不十分清楚，通过宣传的引导作用，可以让居民了解如何科学有效地去节约用水。

宣传工作可以以多种形式向居民推广一些有效可行、便于实施的节水措施，增强居民节水的参与程度。

通过有效的宣传和引导，会对降低用水浪费，减少用水需求产生积极的影响，一定程度上会有助于缓解城市用水矛盾。

6.2.3推进实用节水技术的发展

尽管一些家庭主动采取了节水措施，比如废水回用，但多数还不是一种长期行为，并形成习惯。

除去水价偏低、节水意识淡薄等原因以外，城市居民居住空间限制以及节水带来很多不便也是重要的原因。

先进节水技术的使用可以在有效节水的同时，避免许多因节水而带来的不便，相比9L水箱的马桶和6L/3L可调节型马桶，可调节型马桶用用水就节约了一半左右，同时不影响居民的正常使用。

如果依靠家庭改变生活习惯，在冲厕用水的节约上是难以达到这一水平的，而且节水过程中所耗用的时间、精力、成本也更高。

节水龙头技术的发展则是另一明显的例证，在节水龙头未广泛使用之前，人们常常批评洗手涂肥皂时不关龙头、浪费用水的行为。

事实上，手上打满肥皂后要关上螺旋式龙头会很不方便，而节水龙头可以非常方便迅速地关上龙头，减少用水浪费。

在获取同样的用水效果上，节水龙头流出的水量更少，这些都归功于技术的进步。

节约用水不单纯是意识上的问题，同时也需要技术上的帮助，推进节水技术的发展是缓解用水矛盾的另一有效措施。

为推进实用节水技术发展，需要政策上的扶持。

尽管部分节水器具的成本较高，相比普通用水器具在市场上缺乏竞争力，但从长远的角度来看，因节约用水所带来的家庭经济收益可以完全或者部分弥补购买时所付出的额外成本，并且这种经济效益会随着水价不断上调的形势而变得更加显著，而节约用水对缓解用水矛盾而产生的社会效益则是巨大的。

在这种情况下，如果通过相应政策强制淘汰普通节水器具，从节约用水、缓解用水矛盾的角度来看，符合整个社会的利益。

此外，还可以通过建立发展节水技术的激励机制和约束机制，对部分节水研究工作给予资金支持，引导社会投资节水项目，增加对节水技术创新和节水工程的投入，推进节水工作的开展。

综上所述，为了缓解城市生活用水供给需求矛盾，减少水污染，保护水资源，需要我们更加合理有效地用水。

依据当前情况，可以通过合理调节水价或者进行水价体制改革，促使居民对自身用水行为的重视，节约用水。

在此基础上，通过有效地宣传对居民节水意识和节水行为加以引导，增强居民节水认同，减少用水浪费。

同时，对于一些有效可行的节水技术给予政策扶持，促进技术推广应用。

通过以上措施并使其得到有效地实施，将会有助于缓解当前的城市用水矛盾，推进整个社会合理有效用水的进程。

参