張樂勤，張 勇

1996年以來，中國城鎮(zhèn)化已進(jìn)入加速發(fā)展階段［1］，城鎮(zhèn)化演進(jìn)所導(dǎo)致的資源過度開發(fā)與污染加劇等環(huán)境外部經(jīng)濟(jì)性問題尤為突出，學(xué)者們對此展開過深入研究［2－7］。十八大報(bào)告提出，中國將繼續(xù)推進(jìn)城鎮(zhèn)化進(jìn)程，并將城鎮(zhèn)化建設(shè)作為支撐經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要引擎，同時(shí)提出，積極推進(jìn)生態(tài)文明建設(shè)，把生態(tài)文明建設(shè)作為“五位一體”總體布局的重要方面，如何在推進(jìn)城鎮(zhèn)化進(jìn)程中保護(hù)生態(tài)環(huán)境，實(shí)現(xiàn)兩者協(xié)調(diào)發(fā)展，管理層對此高度關(guān)注，也為學(xué)術(shù)界研究的熱點(diǎn)。針對城鎮(zhèn)化與生態(tài)環(huán)境關(guān)系，國內(nèi)外學(xué)者展開過深入探索。美國環(huán)境經(jīng)濟(jì)學(xué)家Grossman和Krueger［8］運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法，基于42個(gè)發(fā)達(dá)國家的板面數(shù)據(jù)，揭示了隨著城市經(jīng)濟(jì)水平的提高城市生態(tài)環(huán)境質(zhì)量呈倒U形的演變規(guī)律，提出著名的環(huán)境庫茲涅茨曲線（EKC）假設(shè)；王如松［9］利用生態(tài)協(xié)調(diào)原理的正負(fù)反饋和限制因子定律，揭示了城鎮(zhèn)化演進(jìn)與生態(tài)環(huán)境間存在著反饋和限制性機(jī)理，并由此總結(jié)出了城市生長契合S形規(guī)律；黃金川等［10］研究表明，區(qū)域生態(tài)環(huán)境隨城市化的發(fā)展存在先指數(shù)衰退、后指數(shù)改善的耦合規(guī)律，交互耦合過程分別呈現(xiàn)低水平協(xié)調(diào)、拮抗、磨合和高水平協(xié)調(diào)規(guī)律；劉耀彬等［11－12］運(yùn)用灰色關(guān)聯(lián)分析法及耦合協(xié)調(diào)度模型，對中國城市化與生態(tài)環(huán)境耦合關(guān)系進(jìn)行了探索，揭示了城市化對生態(tài)環(huán)境的脅迫作用及生態(tài)環(huán)境對城市化的約束作用；喬標(biāo)等［13］對河西走廊城市化與生態(tài)環(huán)境交互耦合的規(guī)律進(jìn)行了研究，結(jié)果表明，兩者契合雙指數(shù)曲線演變規(guī)律；李玉恒等［14］對中國城鄉(xiāng)發(fā)展轉(zhuǎn)型中資源環(huán)境問題進(jìn)行過解析，提出了城鄉(xiāng)轉(zhuǎn)型期的可持續(xù)發(fā)展機(jī)制，認(rèn)為通過市場及政策力量引導(dǎo)生產(chǎn)要素向小城鎮(zhèn)聚集，是破解城鎮(zhèn)化演進(jìn)中環(huán)境問題的關(guān)鍵；蔣洪強(qiáng)等［15］對中國1996—2009年城鎮(zhèn)化發(fā)展的邊際環(huán)境污染效應(yīng)進(jìn)行了研究，結(jié)果表明，城鎮(zhèn)化每增長1%，所帶來的污染效應(yīng)呈上升趨勢。以往的研究多基于城鎮(zhèn)化演進(jìn)對生態(tài)環(huán)境脅迫視角，對城鎮(zhèn)化與生態(tài)環(huán)境間動(dòng)態(tài)交互耦合關(guān)系進(jìn)行考察，然而，生態(tài)環(huán)境是一個(gè)包含生態(tài)環(huán)境水平、生態(tài)環(huán)境壓力、生態(tài)環(huán)境保護(hù)的復(fù)合系統(tǒng)，僅以生態(tài)環(huán)境壓力單方面表征城鎮(zhèn)化演進(jìn)對生態(tài)環(huán)境影響較片面，有悖于生態(tài)環(huán)境的科學(xué)內(nèi)涵，鑒于此，本研究以安徽省為例，基于多維視角對城鎮(zhèn)化及生態(tài)環(huán)境質(zhì)量進(jìn)行綜合評價(jià)，借鑒STIRPAT模型，采用回歸分析方法，實(shí)證探索城鎮(zhèn)化對生態(tài)環(huán)境邊際影響，研究結(jié)果可為城鎮(zhèn)化可持續(xù)發(fā)展規(guī)劃及生態(tài)環(huán)境與城鎮(zhèn)化協(xié)調(diào)發(fā)展綜合決策的制定提供科學(xué)依據(jù)。

1 研究方法

1.1 研究思路

首先構(gòu)建城鎮(zhèn)化與生態(tài)環(huán)境質(zhì)量綜合評價(jià)指標(biāo)體系，依據(jù)主成分分析所得方差貢獻(xiàn)率作權(quán)重的綜合評價(jià)方法，計(jì)算城鎮(zhèn)化與生態(tài)環(huán)境質(zhì)量綜合指數(shù)；然后對城鎮(zhèn)化與生態(tài)環(huán)境間關(guān)聯(lián)關(guān)系進(jìn)行分析，借鑒STIRPAT模型，采用偏最小二乘回歸方法，定量測度出城鎮(zhèn)化演進(jìn)對生態(tài)環(huán)境的邊際貢獻(xiàn)；最后運(yùn)用發(fā)展階段理論、可持續(xù)發(fā)展理論、科學(xué)發(fā)展觀理論對實(shí)證結(jié)果進(jìn)行解析。

1.2 研究方法

1.2.1 城鎮(zhèn)化與生態(tài)環(huán)境質(zhì)量評價(jià)指標(biāo)體系構(gòu)建依據(jù)城鎮(zhèn)化與生態(tài)環(huán)境概念內(nèi)涵，遵循科學(xué)性、層次性、完整性、可操作性原則，將城鎮(zhèn)化劃分為人口城市化、空間城市化、經(jīng)濟(jì)城市化、社會(huì)城市化4個(gè)要素層，將生態(tài)環(huán)境質(zhì)量劃分為生態(tài)環(huán)境水平、生態(tài)環(huán)境壓力、生態(tài)環(huán)境保護(hù)3個(gè)要素層；基于CNKI數(shù)據(jù)庫，運(yùn)用頻度統(tǒng)計(jì)法，遴選出近年來研究者使用頻度較高的指標(biāo)，其中城鎮(zhèn)化評價(jià)指標(biāo)設(shè)計(jì)借鑒文獻(xiàn)［16－18］，生態(tài)環(huán)境質(zhì)量 評 價(jià) 指 標(biāo) 設(shè) 計(jì) 借 鑒 文 獻(xiàn)［7，19－20］；最 后，征詢有關(guān)專家意見，對初步設(shè)計(jì)的評價(jià)指標(biāo)進(jìn)行調(diào)整（表1）。

1.2.2 城鎮(zhèn)化與生態(tài)環(huán)境質(zhì)量評價(jià)方法 城鎮(zhèn)化與生態(tài)環(huán)境質(zhì)量評價(jià)方法包括主成分分析綜合評價(jià)法、層次分析法（AHP）、德爾菲法（Delphi）、熵值法、均方差法等，主成分分析綜合評價(jià)法通過將原指標(biāo)變量進(jìn)行變換后形成彼此相互獨(dú)立的主成分，可有效消除評價(jià)指標(biāo)間關(guān)聯(lián)影響［21］，在資源環(huán)境領(lǐng)域得到了廣泛應(yīng)用［1，22－24］，本研究采用此方法。

（1）原始數(shù)據(jù)歸一化處理。運(yùn)用極差標(biāo)準(zhǔn)化法對原始指標(biāo)值進(jìn)行無量綱化處理，若為正向指標(biāo)（原始指標(biāo)越大越優(yōu)），采用公式：

若為負(fù)向指標(biāo)（原始指標(biāo)越大越劣），采用公式：

式中：Xi——原始數(shù)據(jù)xi極差標(biāo)準(zhǔn)化后值；xmax，xmin——原始數(shù)據(jù)系列中最大值與最小值。

（2）指標(biāo)分值計(jì)算。將Xi輸入SPSS 17.0軟件中，選擇降維因子分析方法進(jìn)行主成分分析，提取對原始變量累計(jì)方差貢獻(xiàn)率超過85%的j個(gè)主成分，依據(jù)主成分關(guān)系式，可計(jì)算各指標(biāo)分值得分，計(jì)算公式為：

式中：Yji——指標(biāo)分值得分；kji——第j個(gè)關(guān)系式i指標(biāo)回歸系數(shù)。

（3）綜合得分計(jì)算。以主成分分析所得方差貢獻(xiàn)率作權(quán)重，計(jì)算綜合得分：

式中：Y——綜合得分；Wji——j 主成分方差貢獻(xiàn)率。

（4）綜合指數(shù)計(jì)算。為了直觀考察城鎮(zhèn)土地集約利用或城鎮(zhèn)化水平，將綜合得分轉(zhuǎn)換為百分制形式，轉(zhuǎn)換公式為［23］：

式中：Y′——城鎮(zhèn)化水平或生態(tài)環(huán)境質(zhì)量綜合指數(shù)；Ymax——研究時(shí)序最高得分；Ymin——研究時(shí)序最低得分。依據(jù)Y′值，可對城鎮(zhèn)化水平或生態(tài)環(huán)境質(zhì)量進(jìn)行判別，當(dāng)80＜Y′≤100時(shí)，表示城鎮(zhèn)化水平高或生態(tài)環(huán)境質(zhì)量為“優(yōu)”；當(dāng)60＜Y′≤80時(shí)，表示城鎮(zhèn)化水平較高或生態(tài)環(huán)境質(zhì)量為“良”；當(dāng)40＜Y′≤60時(shí)，表示城鎮(zhèn)化水平較低或生態(tài)環(huán)境質(zhì)量較差；當(dāng)0＜Y′≤40時(shí)，表示城鎮(zhèn)化水平低或生態(tài)環(huán)境質(zhì)量為“差”。

表1 城鎮(zhèn)化與生態(tài)環(huán)境質(zhì)量評價(jià)指標(biāo)體系

1.2.3 城鎮(zhèn)化對生態(tài)環(huán)境影響的測度方法

（1）STIRPAT 模型構(gòu)建。York等［25－26］在經(jīng)典IPAT等式［27］基礎(chǔ)上，提出了隨機(jī)回歸影響模型，即人口、富裕和技術(shù)的隨機(jī)影響模型，簡稱為STIRPAT模型，表達(dá)式為［28］：

式中：I，P，A，T——表示環(huán)境影響、人口規(guī)模、富裕度和技術(shù)；a——模型系數(shù)；b，c，d——人口、富裕度、技術(shù)等人文驅(qū)動(dòng)力的指數(shù)；e——為模型誤差，STIRPAT模型是IPAT模型的衍生形式，當(dāng)a＝b＝c＝d＝1，STRIPAT模型就還原成IPAT等式。STIRPAT模型是定量分析人文因素對環(huán)境壓力影響的一種有效方法，在資源環(huán)境領(lǐng)域得到了廣泛應(yīng)用［28－31］，被認(rèn)為是一個(gè)得到廣泛應(yīng)用和非常成熟的模型［28］。

借鑒STIRPAT模型，可構(gòu)建城鎮(zhèn)化對生態(tài)環(huán)境影響的計(jì)量模型，表達(dá)式為：

式中：E——表示生態(tài)環(huán)境質(zhì)量綜合指數(shù)；K——模型系數(shù)，胡求光等［32］研究認(rèn)為，研究和開發(fā)（R＆D）投入對技術(shù)效率的提高具有積極地效應(yīng)，藉此，以研究和開發(fā)（R＆D）投入占GDP比例表征；U——城鎮(zhèn)化評價(jià)綜合指數(shù)；ε——模型隨機(jī)項(xiàng)，表示影響生態(tài)環(huán)境質(zhì)量的其它因素；a1，a2，a3，a4——彈性系數(shù)，表示當(dāng)P，A，T，U 每變化1%時(shí)，分別引起E的a1%，a2%，a3%，a4%變化。

（2）城鎮(zhèn)化對生態(tài)環(huán)境邊際影響測度。借助SPSS 17.0軟件，采用偏最小二乘回歸方法進(jìn)行測度。首先，采用主成分分析法，對自變量P，A，T，U進(jìn)行分析與篩選，提取對自變量解釋性最強(qiáng)的綜合變量，構(gòu)建綜合變量與自變量的線性關(guān)系式；其次，以E作因變量，綜合變量作自變量，采用最小二乘法進(jìn)行回歸擬合，可得E與綜合變量的線性關(guān)系式；再次，將綜合變量與P，A，T，U 的線性關(guān)系式代入E與綜合變量的線性關(guān)系式，可得E與P，A，T，U 關(guān)系式，關(guān)系式系數(shù)a1，a2，a3，a4即為彈性系數(shù)，其中，a4表征城鎮(zhèn)化對生態(tài)環(huán)境邊際影響。

2 案例分析

2.1 研究區(qū)概況

以安徽省為案例展開研究。安徽省為中部內(nèi)陸省份，地理位置處于114°54′—119°37′E 與29°41′—34°38′N，面積1.39×105km2，2011年，該省總?cè)丝? 876萬，GDP總量15 300.65億元［33］。安徽省地勢西南高、東北低，自北向南分為淮北平原、江淮丘陵和皖南山區(qū)3大自然區(qū)域；氣候條件差異明顯，淮河以北屬暖溫帶半濕潤季風(fēng)氣候，以南為亞熱帶濕潤季風(fēng)氣候，降水年際變化大，常有旱澇等自然災(zāi)害發(fā)生；擁有優(yōu)越的土地資源、生物資源、水資源和礦產(chǎn)資源稟賦。

安徽省為生態(tài)建設(shè)省，20世紀(jì)90年代中期以來，安徽省城鎮(zhèn)化進(jìn)程日漸加快，1996—2011年，城鎮(zhèn)化率由21.71%提升至44.8%［33］，平均每年提升了1.54%，高于同期全國平均水平（1996年，中國城鎮(zhèn)化率為30.48%，2011年為51.27%［34］，1996—2011年，平均每年提升了1.39%），選擇安徽省作為案例具有典型性和代表性。

2.2 數(shù)據(jù)來源與說明

安徽省城鎮(zhèn)化、生態(tài)環(huán)境質(zhì)量評價(jià)原始數(shù)據(jù)及安徽省總?cè)丝?，人均GDP，R＆D投入經(jīng)費(fèi)占GDP比例數(shù)據(jù)均來源于《安徽統(tǒng)計(jì)年鑒（1997—2012年）》［33］，其中，涉及因物價(jià)指數(shù)變動(dòng)指標(biāo)，如人均GDP，城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資，二三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值，城鎮(zhèn)人均可支配收入等，采用不變價(jià)格進(jìn)行調(diào)整，方法為：實(shí)際投資額＝當(dāng)年投資額×100÷CPI價(jià)格指數(shù)（以1990年為100計(jì)）；2001—2011年郵電業(yè)務(wù)總量數(shù)據(jù)為郵政業(yè)務(wù)量與電信業(yè)務(wù)量相加所得。由于篇幅所限，城鎮(zhèn)化評價(jià)原始數(shù)據(jù)及人口，人均GDP，R＆D投入和生態(tài)環(huán)境質(zhì)量評價(jià)原始數(shù)據(jù)略。

2.3 結(jié)果與分析

2.3.1 城鎮(zhèn)化水平綜合評價(jià) 運(yùn)用公式（1）—（2）安徽省1996—2011年城鎮(zhèn)化評價(jià)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行極差標(biāo)準(zhǔn)化處理，然后將其輸入SPSS 17.0軟件中，進(jìn)行主成分分析，所得解釋總方差詳見表2，各主成分得分系數(shù)矩陣詳見表3。

表2 安徽省1996－2011年城鎮(zhèn)化評價(jià)主成分分析解釋總方差

表3 安徽省1996－2011年城鎮(zhèn)化評價(jià)主成分得分系數(shù)矩陣

由表2可知，特征值大于1有2個(gè)，表明可提取2個(gè)主成分，2個(gè)主成分可解釋原變量的94.612%，且所得相關(guān)矩陣的sig值小于0.05（限于篇幅，對主成分分析所得的相關(guān)矩陣予以省略），說明擬合非常好，依據(jù)公式（3）及表3的兩個(gè)主成分得分系數(shù)矩陣，可計(jì)算2個(gè)主成分得分，再依據(jù)公式（4）及2個(gè)主成分分析所得方差貢獻(xiàn)率，可計(jì)算城鎮(zhèn)化綜合得分（表4）。依據(jù)公式（5）將表4中綜合得分轉(zhuǎn)化為百分制指數(shù)，所得結(jié)果如圖1所示。圖1表明，安徽省城鎮(zhèn)化率由1996年的21.71%提升至2011年的44.8%，年平均增長4.95%，而城鎮(zhèn)化評價(jià)綜合指數(shù)由1996年的43.83升至2011年的83.83，年平均增長4.42%，人口城鎮(zhèn)化增長速度明顯高于城鎮(zhèn)化綜合評價(jià)增長速度，由此表明，安徽省城鎮(zhèn)化綜合水平落后于人口城鎮(zhèn)化，加強(qiáng)社會(huì)城鎮(zhèn)化建設(shè)，提升城鎮(zhèn)居民生活質(zhì)量，促進(jìn)城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)社會(huì)全面發(fā)展亟待加強(qiáng)。進(jìn)一步分析圖1可知，1996—2011年，安徽省城鎮(zhèn)化評價(jià)綜合指數(shù)呈波動(dòng)遞增態(tài)勢，1996—2005年，指數(shù)年均值為53.42，年均增速為2.93%，城鎮(zhèn)化綜合水平較低，2006—2011年，指數(shù)年均值為74.36，年均增速為6.24%，城鎮(zhèn)化綜合水平較高，提升速度較快，究其原因，與國家實(shí)施的中部崛起戰(zhàn)略及安徽省發(fā)展思路有關(guān)，2006年以來，安徽省以中部崛起戰(zhàn)略為契機(jī)，實(shí)施了皖江城市帶承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移示范區(qū)、省會(huì)經(jīng)濟(jì)圈和皖北城市群“一帶一圈一群”等發(fā)展戰(zhàn)略，積極推進(jìn)工業(yè)園區(qū)、舊城區(qū)改造、房地產(chǎn)及道路建設(shè)，使城鎮(zhèn)化演進(jìn)速度及綜合水平提升明顯。

表4 安徽省1996－2011年城鎮(zhèn)化評價(jià)主成分分析綜合得分

圖1 安徽省1996－2011年城鎮(zhèn)化率及城鎮(zhèn)化綜合評價(jià)指數(shù)

2.3.2 生態(tài)環(huán)境質(zhì)量綜合評價(jià) 以生態(tài)環(huán)境評價(jià)原始數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，依據(jù)城鎮(zhèn)化水平綜合評價(jià)方法，可對生態(tài)環(huán)境水平進(jìn)行綜合評價(jià)，所得結(jié)果如圖2所示。由圖2可知，1996—2011年，安徽省生態(tài)環(huán)境綜合評價(jià)指數(shù)整體呈上升態(tài)勢，1996—2002年，均值為47.57，表明生態(tài)環(huán)境質(zhì)量較差，2003—2011年，年指數(shù)均值為69.66，表明生態(tài)環(huán)境質(zhì)量良好，分析其原因，與安徽省大力發(fā)展生態(tài)經(jīng)濟(jì)，強(qiáng)化政策支持、科技支撐和執(zhí)法監(jiān)管，大力推進(jìn)生態(tài)文明建設(shè)有關(guān)。

2.3.3 城鎮(zhèn)化與生態(tài)環(huán)境質(zhì)量關(guān)聯(lián)性分析 對安徽省1996—2011年城鎮(zhèn)化評價(jià)綜合指數(shù)與生態(tài)環(huán)境評價(jià)綜合指數(shù)進(jìn)行回歸分析。分析結(jié)果表明，城鎮(zhèn)化與生態(tài)環(huán)境擬合模型符合線性關(guān)系，R2為0.9127，說明研究時(shí)段內(nèi)，安徽省城鎮(zhèn)化與生態(tài)環(huán)境質(zhì)量間呈正向關(guān)聯(lián)關(guān)系。

2.3.4 城鎮(zhèn)化演進(jìn)的生態(tài)環(huán)境邊際影響測度 依據(jù)城鎮(zhèn)化對生態(tài)環(huán)境影響的測度方法，以安徽省總?cè)丝跀?shù)（以P表示），人均GDP（以A表示），R＆D投入占GDP比例（以T表示），城鎮(zhèn)化評價(jià)綜合指數(shù)（以U表示）作自變量，生態(tài)環(huán)境評價(jià)綜合指數(shù)（以E表示）作因變量，運(yùn)用STIRPAT模型，采用偏最小二乘回歸方法進(jìn)行測度。首先，對P，A，T，U，E時(shí)序數(shù)據(jù)進(jìn)行對數(shù)化處理，所得結(jié)果以lnP，lnA，lnT，lnU，lnE表示；其次，將lnP，lnA，lnT，lnU 數(shù)據(jù)輸入 SPSS 17.0中進(jìn)行主成分分析。分析結(jié)果可知，安徽省1996—2011年生態(tài)環(huán)境影響因素的計(jì)量模型為：

由公式（8）可知，研究時(shí)段內(nèi)，安徽省人口，人均GDP，R＆D投入占GDP比例，城鎮(zhèn)化演進(jìn)對生態(tài)環(huán)境的邊際彈性系數(shù)分別為0.063 9，0.098 2，0.046 7和0.010 2，表示當(dāng)人口、人均GDP、R＆D投入占GDP比例、城鎮(zhèn)化綜合水平每增加1%時(shí)，將分別引起生態(tài)環(huán)境質(zhì)量上升0.063 9%，0.098 2%，0.046 7%和0.010 2%，由此表明，1996—2011年，安徽省城鎮(zhèn)化演進(jìn)具有弱正向生態(tài)環(huán)境效應(yīng)。

圖2 安徽省1996－2011年生態(tài)環(huán)境綜合評價(jià)指數(shù)

2.3.5 城鎮(zhèn)化演進(jìn)的生態(tài)環(huán)境效應(yīng)理論解析 基于STRIPAT模型定量測度表明，研究時(shí)段內(nèi)，安徽省城鎮(zhèn)化演進(jìn)對生態(tài)環(huán)境具有弱正向效應(yīng)，可用發(fā)展階段理論對此進(jìn)行解析。發(fā)展階段理論認(rèn)為，環(huán)境質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)發(fā)展呈環(huán)境庫茲涅茨倒U形曲線規(guī)律［8］，經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)居主導(dǎo)地位，工業(yè)基礎(chǔ)薄弱，鄉(xiāng)村人口占絕對優(yōu)勢，城市化水平不高，城鄉(xiāng)用地矛盾不突出，對生態(tài)環(huán)境的破壞較?。唤?jīng)濟(jì)發(fā)展中期，工業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展較快，且多為勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)，大量農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移至城市，城鎮(zhèn)化水平提升較快，工業(yè)生產(chǎn)污染和人口聚集所帶來的生活污染在該階段都迅速增加［10］，工業(yè)化、城鎮(zhèn)化的生態(tài)環(huán)境脅迫效應(yīng)明顯，生態(tài)環(huán)境質(zhì)量呈下降態(tài)勢；經(jīng)濟(jì)發(fā)展到較高水平階段，第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅速，第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展對勞動(dòng)力的需求及城市發(fā)展所引致的物質(zhì)和精神誘惑力吸引著大量農(nóng)村人口向城市聚集，城鎮(zhèn)化水平繼續(xù)提升，隨著人們環(huán)境意識的提高，更注重經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量，以科技支撐的創(chuàng)新發(fā)展，使電子信息等戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)及現(xiàn)代服務(wù)業(yè)比例大幅提升，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷轉(zhuǎn)型升級，此背景下，生產(chǎn)污染開始下降，同時(shí)，隨著政府對環(huán)保投入的加大及環(huán)境管理規(guī)制政策日臻完善，生態(tài)環(huán)境質(zhì)量呈逐步提升態(tài)勢。

3 結(jié)論

（1）研究時(shí)序內(nèi)，安徽省城鎮(zhèn)化評價(jià)綜合指數(shù)呈遞增態(tài)勢，生態(tài)環(huán)境質(zhì)量評價(jià)綜合指數(shù)也呈上升態(tài)勢，兩者具有正向關(guān)聯(lián)關(guān)系。

（2）安徽省人口城鎮(zhèn)化增長速度高于城鎮(zhèn)化綜合評價(jià)指數(shù)增長速度，提高城鎮(zhèn)化演進(jìn)質(zhì)量，加強(qiáng)包括社會(huì)城鎮(zhèn)化在內(nèi)的城鎮(zhèn)化復(fù)合體系建設(shè)，使城鎮(zhèn)居民分享城鎮(zhèn)化所帶來的紅利與福祉，是未來城鎮(zhèn)化建設(shè)方向。

（3）城鎮(zhèn)化綜合水平的提升有利于生態(tài)環(huán)境質(zhì)量的改善，城鎮(zhèn)化綜合水平每增加1%，生態(tài)環(huán)境質(zhì)量改善0.010 2%，城鎮(zhèn)化演進(jìn)對生態(tài)環(huán)境具有弱正向效應(yīng)。

（4）將城鎮(zhèn)化演進(jìn)視為復(fù)合系統(tǒng)，從人口城鎮(zhèn)化、空間城鎮(zhèn)化、經(jīng)濟(jì)城鎮(zhèn)化、社會(huì)城鎮(zhèn)化四維視角對此進(jìn)行考察。案例研究結(jié)果表明，城鎮(zhèn)化演進(jìn)對生態(tài)環(huán)境具有弱正向效應(yīng)，而非脅迫關(guān)系，契合黃金川等［10］、喬標(biāo)等［13］探索出的城市化與生態(tài)環(huán)境間耦合規(guī)律，與陳健等［7］研究結(jié)果基本一致。本研究認(rèn)為在綠色發(fā)展、循環(huán)發(fā)展、低碳發(fā)展及公眾生態(tài)文明意識不斷提升的時(shí)代背景下，政府將轉(zhuǎn)變發(fā)展方式作為主線，依靠科技進(jìn)步，強(qiáng)力推進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級轉(zhuǎn)型，積極發(fā)展戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)，完善能源綠色戰(zhàn)略支持體系，不斷加大環(huán)保投入，生態(tài)環(huán)境質(zhì)量得到了較大改善，城鎮(zhèn)化與生態(tài)環(huán)境必然會(huì)走向適應(yīng)與協(xié)調(diào)。本研究分別選取了14和18個(gè)指標(biāo)對城鎮(zhèn)化綜合水平與生態(tài)環(huán)境質(zhì)量進(jìn)行考察，而影響城鎮(zhèn)化與生態(tài)環(huán)境因素較復(fù)雜，受定量研究數(shù)據(jù)獲取的限制，僅以上述指標(biāo)表征城鎮(zhèn)化與生態(tài)環(huán)境可能存在一定局限性（如未考慮規(guī)制政策因素、下墊面景觀結(jié)構(gòu)特征的改變等），這是本研究今后展開深入研究的方向。

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