基于PATH-STIRPAT 模型的城鎮化演進邊際資源環境脅迫效應測度及趨勢預測
——以安徽省為例

張樂勤

(池州學院 資源環境學院，安徽 池州 247000)

?

基于PATH-STIRPAT 模型的城鎮化演進邊際資源環境脅迫效應測度及趨勢預測
——以安徽省為例

張樂勤

(池州學院 資源環境學院，安徽 池州 247000)

探索城鎮化演進的邊際資源環境脅迫效應，對制定城鎮化與資源環境保護協調融合的政策具有啟示意義.以安徽省為例，采用通徑分析與STIRPAT 模型組合研究方法，揭示了城鎮化演進對資源環境脅迫的直接與間接彈性，依據城鎮化發展規劃，就未來城鎮化演進邊際資源環境脅迫效應進行了預測，結果表明：①安徽省資源環境壓力指數由2000年的0.043196躍升至2013年的0.806663；②城鎮化對資源環境邊際脅迫的直接彈性系數為0.000153，間接彈性系數為0.0024386，其中，外國直接投資(FDI)、固定資產投資、經濟增長、產業結構、人均消費水平、人口的間接彈性系數分別為0.00107、0.000912、0.000532、0.00012、0.0000906、0.00003，其技術因素具有明顯的負向舒解效應，間接彈性系數為-0.000316；③2020年、2030年城鎮化發展對資源環境脅迫直接彈性系數將分別增至0.003242、0.007078、間接彈性系數將高達0.051674、0.112810，基于研究結果，從以新常態理念頂層設計城鎮化建設路徑等5方面提出了相應的政策建議.

城鎮化；資源環境脅迫效應；PATH-STIRPAT模型

推進城鎮化與建設生態文明為當下中國兩大重要戰略任務，如何實現城鎮化與資源環境協調發展，科學揭示出城鎮化對資源環境邊際脅迫效應，并輔之以相應規制政策響應便成為關鍵，對此進行探索，無疑具有重要的現實意義.

針對城鎮化對資源環境脅迫影響，前人在地級市尺度[1-3]、省域尺度[4-6]、國家尺度[7-9]，采用相關分析、主成分分析、回歸分析等方法，就城鎮化對資源環境脅迫進行過深入探索，所得結果均揭示了兩者間同向演化規律，然而，既有研究也存在如下不足：首先，前人的研究盡管揭示了城鎮化對資源環境的邊際脅迫影響，但未能識別出其直接與間接作用份額，即邊際彈性影響中，有多少屬城鎮化直接作用結果，又有多少為城鎮化通過其他因素交互影響形成；其次，前人的成果多為回顧性研究，展望性研究較少.鑒于此，本文首先構建由若干資源消耗、環境污染物排放指標構成的資源環境壓力評價體系，以表征經濟社會發展對資源環境脅迫影響，并運用熵值法對其進行評價.其次，采用通徑分析與STIRPAT模型組合研究方法，考察城鎮化進程對資源環境壓力邊際直接與間接影響.最后，依據該影響及城鎮化發展規劃，對未來城鎮化發展的邊際資源環境脅迫效應進行預測.研究結果可為管理層制定協調城鎮化與保護資源環境的可持續發展政策提供依據.

1 研究方法

1.1 經濟社會發展對資源環境脅迫影響測算

本文以資源環境壓力指數(Resources and Environmental Pressure Index)作為表征經濟社會發展對資源環境脅迫指標展開研究.借鑒前人成果[10-13]，本著數據可獲性與連續性原則，選取人均水資源消耗(t/人)、人均能耗(tce/人)、人均礦產資源消耗(t/人)、建設用地面積占國土面積比例(%)4項指標作為資源消耗壓力評價指標，選取單位國土面積工業廢氣排放量(m3/km2)、單位國土面積工業廢水排放量(t/km2)、單位國土面積城鎮生活污水排放量(t/km2)、單位國土面積工業SO2排放量(t/km2)、單位國土面積生活SO2排放量(t/km2)、單位國土面積工業粉塵與煙塵排放量(t/km2)、單位國土面積生活及其他煙塵排放量(t/km2)、單位國土面積固體廢物排放量(t/km2)、單位國土面積農用化肥施用量(t/km2)、單位國土面積農藥使用量(t/km2)、單位國土面積農用塑料薄膜使用量(t/km2)11項指標作為環境污染壓力評價指標，由于CO2能影響全球氣候變化，故將單位國土面積CO2排放量(t/km2)也納入環境壓力評價指標.CO2排放量(以C表示)參照文獻[14]，可由能源消費量乘以CO2排放系數算得.綜合指數測算采用熵值法，具體步驟參見文獻[15].

1.2 城鎮化演進邊際資源環境脅迫效應測度

圖1 因變量Z與自變量X1與的通徑分析示意圖Fig. 1 Schematic diagram of the path analysis of the independent variable Z and the independent variable X1

1.2.1 變量選取 以資源環境壓力綜合指數作被解釋變量，借鑒既有研究中資源環境驅動因子選取方法[16-19]，兼顧數據可獲性、完整性及數據質量，選取人口、經濟發展、固定資產投資、外國直接投資、人均消費水平、城鎮化、產業結構、技術進步作為考察資源環境壓力備選解釋變量，借助SPSS軟件，采用偏相關分析方法以判別其關聯性.

1.2.2 通徑分析方法 由Wright S[20]提出的通徑分析方法得到了學術界普遍認同[21-23]，其機理為：假定因變量Z受多個自變量影響，即Z=f(X1,X2,X3,…,Xn)，且每個自變量與Z的關系是線性的，則自變量X1對Z的回歸系數可分解為自變量X1對Z的直接影響及X1通過其他自量量對Z的間接影響(如圖1).

假定以PU,REPI、DPU,REPI、IPU,Y,REPI分別表示城鎮化對資源環境脅迫影響總通徑系數、直接通徑系數和間接通徑系數，依據通徑分析方法[21]，則有

(1)

(2)

(3)

式中：U表示城鎮化因素，Y表示除城鎮化外其他影響資源環境壓力因素，rU,REPI、rY,REPI分別表示lnU、lnY與lnREPI的偏相關系數，rY,U表示lnU與lnY的相關系數；SU、SY、SREPI分別表示lnU、lnY、lnREPI標準差.

1.2.3 PATH-STIRPAT模型 Dietz和Rosa[24]提出的考察人文因素對環境壓力影響的隨機回歸影響模型(stochastic impacts by regression on population，affluences，and technology，STIRPAT模型)被認為是一個非常成熟的模型[16]，在資源環境領域得到了廣泛的應用[16-18].借鑒STIRPAT模型[18]，構建資源環境壓力驅力影響分析擴展模型：

REPI=KPa1Aa2Ia3Fa4Ca5Ua6Sa7T-a8ε

(4)

式中：REPI表示經濟社會發展對資源環境壓力；K為模型系數；P、A、I、F、C、U、S、T分別表示人口、經濟增長、固定資產投資、外國直接投資、居民消費水平、城鎮化水平、產業結構、技術因素；a1、a2、a3、a4、a5、a6、a7、a8分別為彈性系數；由于技術進步能促進污染物排放下降[25]，有利于環境質量改善[26]，對資源環境壓力起疏解作用，故技術因素彈性系數前加上負號；ε為模型隨機擾動項，表示資源環境壓力的其他影響因素(如政策因素).

式(4)為非線性形式，對其兩邊取自然對數，得

lnREPI=a+a1lnP+a2lnA+a3+lnI+a4lnF+a5lnC+a6lnU+a7lnS-a8lnT+e

(5)

式(5)中，a=lnK，e=lnε.待估參數a1～a8可借助SPSS分析軟件，采用偏最小二乘回歸(PLS)方法獲取，其中，參數a6為城鎮化邊際資源環境脅迫影響彈性.

依據通徑分析表達式，城鎮化對資源環境脅迫影響直接與間接彈性系數分別為

(6)

(7)

1.3 城鎮化對資源環境脅迫前景預測

依據城鎮化對資源環境邊際影響(直接影響、間接影響)結果，結合城鎮化發展規劃，可測算未來城鎮化發展對源環境影響前景.

2 實證研究

2.1 變量說明與數據來源

本文以安徽省為例展開研究樣本區間界定為2000-2013年.變量說明如下：人口(P)，以年末戶籍人口表征；經濟增長(A)，以人均GDP表征，為了消除通脹影響，以2000年為基準，采用不變價格進行調整，方法為實際指標=當年指標×100÷CPI價格指數；固定資產投資(I)，當年全社會用于新建、更新、改建、擴建固定資產投資總額，采用上述不變價格方法進行調整；外國直接投資(F)，以當年實際利用外商直接投資額表征；消費因素(C)，以當年人均消費支出表征，采用上述不變價格方法進行調整；城鎮化水平(U)，采用學術界普遍認同[5-7]的單一指標法(即年末居住在城鎮范圍內常住人口占總人口比例)表征；產業結構(S)，以第二產業占GDP比重作為表征產業結構指標；技術因素(T)，Romer[27]研究認為，研究與試驗發展(R&D)經費投入能帶來技術進步，R&D投入對技術效率的提高具有積極地效應[28]，以R&D經費投入表征技術進步得到了學術界普遍認同[28-30]，鑒于此，本文以研發經費投入占GDP比例表征技術因素.原始數據來源于《2000-2013年安徽省環境狀況公報》及《安徽統計年鑒(2001-2014)》[31].

2.2 資源環境壓力指數

參照文獻[14]能源消費CO2排放量計算方法，計算可得能源消費CO2排放量，運用該數據及人口、GDP總量、資源消耗、污染物排放統計數據，采用熵值賦權法，可得資源環境壓力評價指標權重(如表1)及資源環境壓力綜合指數(如圖2).

表1 評價指標所得權重

由表1可知，資源消耗類指標所占權重為0.246046，環境污染類指標所占權重為0.753954，由此表明，安徽省經濟社會發展對資源環境脅迫主要表現為環境污染，而環境污染中又以工業污染(廢水、廢氣、固廢)、城鎮生活污染為主，農業面源污染影響相對較小.

圖2表明，安徽省資源環境壓力指數由2000年0.043196躍升至2013年0.806663，呈顯著增長態勢，分析其原因，與快速演進的工業化與城鎮化、經濟發展方式、產業結構狀況有關.首先，工業化與城鎮化驅動了經濟快速增長，考察樣本期內，安徽省經濟年均增速高出全國平均水平1.74個百分點[31-32]；其次，經濟發展方式較粗放.長期以來，安徽省經濟發展呈現為高投入、高排放、低效益特點[33]；最后，產業結構失衡.長期以來，安徽省第二產業占絕對優勢，第二產業中，又以鋼鐵、有色冶金、水泥、建材、化工等二高一資產業為主.上述因素復合影響下，資源消耗量大，污染物排放多，致使資源環境壓力不斷攀升.

圖2 安徽省經濟增長與資源環境壓力指數變化Fig.2 Changing of economic growth and resource environment pressure index in Anhui Province

2.3 城鎮化邊際資源環境脅迫效應測算

2.3.1 通徑分析

(1)解釋變量與被解釋變量偏相關分析 以資源環境壓力指數作為被解釋變量，人口、經濟增長、城鎮化水平、產業結構、外國直接投資、固定資產投資、居民消費水平、技術因素作為備選解釋變量，將其取對數，借助SPSS17.0軟件，進行偏相關分析，結果如表2.

由表2可知，資源環境壓力與備選驅動因子的偏相關系數均在0.9以上，且在0.01水平上通過顯著性檢驗，故8個備選驅動因子均可作資源環境壓力解釋變量.

表2 驅動因子偏相關分析

注:**表示在0.01水平顯著.

(2)通徑系數計算 運用式(1)-(3)及表2偏相關系數，計算可得各解釋變量對被解釋變量的直接與間接通徑系數，結果如表3.

表3 解釋變量與被解釋變量通徑分析結果

表3表明，城鎮化對資源環境影響的總通徑系數為2.9671，直接通徑系數為0.1748，間接通徑系數為2.7923，間接通徑系數明顯高于直接通徑系數，間接通徑系數中，外國直接投資、固定資產投資、經濟增長所占比例高，而技術因素為負，表明城鎮化主要通過影響外國直接投資、固定資產投資、經濟增長對資源環境實現脅迫，而通過影響技術進步對資源環境壓力起舒解作用.

2.3.2 PATH-STIRPAT模型分析 運用安徽省統計數據，借助SPSS17.0軟件，采用主成分與最小二乘相結合的偏最小二乘回歸分析方法[17]，可得經濟社會發展對資源環境脅迫線性表達式：

lnREPI=-1.207+0.000777lnP+0.279612lnA+0.617403lnI-0.238596lnF

-0.00216lnC+0.025916lnU+0.009484lnS-0.241635lnT

(8)

將(8)式變形后，得

REPI=0.299093·P0.000777A0.279612I0.617403F-0.238596C-0.00216U-0.025916S0.009484T-0.241635ε

(9)

由(9)式可知，人口、經濟增長、固定資產投資、外國直接投資、居民消費水平、城鎮化水平、產業結構、技術因素彈性系數分別為0.000777、0.279612、0.617403、-0.238596、-0.00216、0.025916、0.009484、-0.241635，表明人口、經濟增長、固定資產投資、城鎮化水平、產業結構因素具有正向驅動效應，當其增加1%時，分別導致資源環境壓力指數升高0.000777%、0.279612%、0.617403%、0.025916%、0.009484%，而外國直接投資、居民消費水平、技術因素具有負向疏解效應，當其增加1%時，分別導致資源環境壓力指數下降-0.238596%、-0.00216%、-0.241635%，這一結果與外國直接投資帶來的先進“清潔”生產技術、居民綠色與低碳消費理念的提升、技術進步提高了資源利用績效，減少了污染物排放有關.

上述結果表明，城鎮化邊際資源環境脅迫效應總彈性系數為0.025916，運用式(6)、(7)及表3的通徑系數，可測算城鎮化對資源環境脅迫效應的直接與間接彈性系數，結果如表4.

表4 城鎮化對資源環境脅迫的直接與間接彈性系數

由表4可知，城鎮化對資源環境邊際脅迫的直接彈性系數為0.000153，間接彈性系數為0.0024386，間接彈性系數是直接彈性系數的15.94倍，表明城鎮化對資源環境脅迫主要通過影響人口、經濟、固定資產、外國直接投資、產業結構而間接對資源環境構成脅迫.間接彈性系數中，以外國直接投資、固定資產投資、經濟增長貢獻較大，表明城鎮化主要通過吸引外國直接投資、增加固定資產投資、促進經濟發展對資源環境施加脅迫，技術因素彈性系數為負，說明城鎮化進程有利于技術水平的改善和提高，進而對資源環境起舒解作用.

2.4 城鎮化發展對資源環境脅迫影響前景預測

依據城鎮化邊際資源環境脅迫效應直接與間接彈性及安徽省城鎮體系規劃(2011-2030)*安徽省人民政府，安徽省城鎮體系規劃(2011-2030)，2011年11月.，可測算安徽省2020年、2030年城鎮化對資源環境脅迫影響，所得結果如表5.

表5 安徽省未來城鎮化發展邊際資源環境脅迫效應預測

注：2020、2030年城鎮化水平數據來源于安徽省城鎮化規劃體系(2011-2030).

由表5可知，安徽省，2020年、2030年城鎮化發展對資源環境脅迫直接彈性系數將分別增至0.003242、0.007078、間接彈性系數將升至0.051674、0.112810，總彈性將高達0.054916、0.119887，可見，若按慣性發展模式，安徽省城鎮化發展將對資源環境構成更大脅迫，生態省建設與經濟社會可持續發展目標將面臨較大挑戰，為此，轉變城鎮化發展模式，推進城鎮化的綠色發展、循環發展、低碳發展，實現城鎮化與資源環境協調融合必然成為路徑選擇.

3 結論與政策建議

以安徽省為例，采用PATH-STIRPAT模型，考察了城鎮化邊際資源環脅迫效應，依據政府制定的城鎮化發展規劃，測算了未來城鎮化發展對資源環境脅迫影響預期，得出如下主要結論

(1)資源環境壓力與城鎮化發展呈同向演進態勢，污染物排放為資源環境壓力主要驅動因素；

(2)城鎮化演進主要通過外國直接投資、固定資產投資、經濟增長、產業結構間接對資源環境進行脅迫；

(3)城鎮化水平提升有利于技術水平改善和提高，技術進步能沖抵其脅迫效應，具有明顯的舒解效應；

(4)若按舊常態下城鎮化演進模式，未來城鎮化發展的邊際資源環境脅迫效應將進一步增大，經濟社會可持續發展及生態文明建設將面臨較大挑戰.

鑒于此，提出如下政策建議：①以新常態理念頂層設計城鎮化建設路徑，將生態文明理念融入城鎮化發展規劃與政策制定中，秉持城鎮化質量為本原則，審慎推進城鎮化進程，實現城鎮化與資源環境協同演進；②以信貸稅收政策為導向，以科技創新為支撐，引導企業循環發展，促進資源高效利用，減少污染物排放；③以生態承載紅線為基準，依據國家產能政策，提高外商投資、承接產業轉移、基本建設投資環保準入門檻，同時，應嚴格執行新環保法及水、土、氣污染防治的相關法律制度，以規避城鎮化建設中環境風險；④以科技創新為源動力，促進傳統產業提質升級，同時，依靠政策扶持，加快發展戰略新興產業與現代服務業，以疏解城鎮化對資源環境的脅迫；⑤以媒體為宣傳介質，強化公眾對當下嚴峻資源環境問題的認知，營造全社會節約資源、綠色消費、低碳消費氛圍，培植全社會保護資源環境意識，加快推進生活方式綠色化.

本文運用通徑分析方法，從直接與間接層面考察了城鎮化演進邊際資源環境脅迫效應，所得結果揭示了兩者間正向演化規律，與趙安周等[1]、白俊燕等[2]、蔡琦等[3]、韋艷群[4]、李秋秋和王傳勝[6]、蔣洪強等[7]等學者研究結果一致，然而，城鎮化是一個十分復雜的綜合系統，包括人口、空間、經濟、社會生活多方面，僅從人口城鎮化視角進行考察具有一定局限性，同時，受數據獲取限制，在資源環境壓力評價中，也未將PM2.5、重金屬、生活垃圾等污染要素納入評價范疇，這些均是本文不足之處，也是筆者今后展開深入研究的方向.

[1] 趙安周,衛海燕,白凱.城市化水平與城市資源壓力的定量關系研究——以寶雞市為例[J].地域研究與開發,2011,30(3):44-47,72.

[2] 白俊燕,衛海燕,路春燕,等.渭南市城市化水平和生態環境壓力關系研究[J].干旱區資源與環境,2012,26(12):28-32.

[3] 蔡琦,盧妍,劉傳明.常州市城市化水平與生態環境壓力的關系[J].淮陰師范學院學報：自然科學版,2014,13(4):334-339.

[4] 韋艷群.廣西城市化發展對生態環境壓力的影響實證研究[J].廣西社會科學,2014(4):18-22.

[5] 張樂勤,張勇.城鎮化演進邊際污染效應及其庫茲涅茨曲線探析:基于安徽省的實證[J].世界科技研究與發展,2015,37(1):33-38.

[6] 李秋秋,王傳勝.西藏城鎮化及其環境效應研究[J].中國軟科學,2014(12):70-78.

[7] 蔣洪強,張靜,王金南,等.中國快速城鎮化的邊際環境污染效應變化實證分析[J].生態環境學報,2012,21(2):293-297.

[8] 莊貴陽,謝海生.破解資源環境約束的城鎮化轉型路徑研究[J].中國地質大學學報：社會科學版,2015,15(2):1-10.

[9] 方創琳,王巖.中國城市脆弱性的綜合測度與空間分異特征[J].地理學報,2015,70(2):234-247.

[10] 江永紅,劉冬萍.安徽經濟發展對資源環境的壓力分析[J].中國人口·資源與環境,2011,21(8):152-157.

[11] 趙興國,潘玉君,趙慶由,等.科學發展視角下區域經濟增長與資源環境壓力的脫鉤分析——以云南省為例[J].經濟地理,2011,31(7):1196-1201.

[12] 宋靜,王會肖,劉勝婭.基于ESI 模型的經濟發展對生態環境壓力定量評價[J].中國生態農業學報,2014,22(3):368-374.

[13] 盧小蘭.中國省域資源環境承載力評價及空間統計分析[J].統計與決策,2014(7):116-120.

[14] 屈小娥.中國工業行業環境污染綜合評價——基于Topsis的實證分析[J].產業經濟研究,2014(4):51-59,102.

[15] 張樂勤.資源要素組合對城鎮化演進“增長阻尼”測度及演化趨勢探析[J].西南師范大學(自然科學版)，2015，40(8)：39-45.

[16] 張樂勤,陳素平,王文琴,等.基于STIRPAT模型的安徽省池州市建設用地擴展驅動因子測度[J].地理科學進展,2012,31(9):1235-1242.

[17] 張樂勤,李榮富,陳素平,等.安徽省 1995-2009 年能源消費碳排放驅動因子分析及趨勢預測:基于STIRPAT模型[J].資源科學,2012,34(2):316-327.

[18] 張樂勤,陳素平,王文琴,等.安徽省近15年建設用地變化對碳排放效應測度及趨勢預測——基于 STIRPAT模型[J].環境科學學報,2013,33(3):950-958.

[19] 張勇,張樂勤,包婷婷.安徽省城市化進程中的碳排放影響因素研究——基于STIRPAT模型[J].長江流域資源與環境,2014,23(4):512-517.

[20] WRIGHT S. Correlation and causation[J]. Journal of agricultural research,1921,20(7):557-585.

[21] 徐麗娜,趙濤,楊曉峰.資源型省份碳排放驅動力分析——基于 PATH-STIRPAT 模型的實證研究[J].中國科技論壇,2013(12):52-58.

[22] 王韶華,于維洋,張偉.技術進步、環保投資和出口結構對中國產業結構低碳化的影響分析[J].資源科學,2014,36(12):2500-2507.

[23] 徐春華,張華,張蘭,等.基于通徑分析的蘭州北山三種典型植物光合作用影響因子[J].生態學雜志,2015,34(5):1289-1294.

[24] DIETZ T, ROSA E A. Rethinking the environmental impacts of population,affluences and technology[J]. Human Ecology Review,1994,1(1):277-300.

[25] 王敏,黃瀅.中國的環境污染與經濟增長[J].經濟學(季刊),2015,14(2):557-578.

[26] 王飛成,郭其友.經濟增長對環境污染的影響及區域性差異——基于省際動態面板數據模型的研究[J].山西財經大學學報,2014,36(4):14-26.

[27] ROMER P M. Endogenous technological change[J]. Journal of Political Economy,1990,98(5):71-102.

[28] 胡求光,李洪英.R&D對技術效率的影響機制及其區域差異研究——基于長三角、珠三角和環渤海三大經濟區的SFA經驗分析[J].經濟地理,2011,31(1):26-31.

[29] 姜蓓蕾,耿雷華,卞錦宇,等.中國工業用水效率水平驅動因素分析及區劃研究[J].資源科學,2014,36(11):2231-2239.

[30] 胡建雄,趙春玲.不同自然資源對經濟增長影響的差異性研究——基于中國省際面板數據的分析[J].山西財經大學學報,2014,36(4):1-13.

[31] 安徽省統計局.安徽統計年鑒(2001-2014)[M].北京:中國統計出版社,2001-2014.

[32] 國家統計局.中國統計年鑒[M].北京:中國統計出版社,2014.

[33] 尹合伶.創新安徽經濟發展方式研究[J].華東經濟管理,2013,27(5):19-23.

Measurement and Trend Prediction of the Marginal Resource Environment Stress Effect Based on Urbanization Evolution of STIRPAT PATH Model——Take Anhui Province as an Example

ZHANG Le-qin

(Resource Environment College, Chizhou College, Chizhou 247000, Chain)

Exploring the environmental stress effect of marginal resources of urbanization evolution has enlightenment significance for the formulation policy of coordination and integration of the development of urbanization and resource and environmental protection. Taking Anhui Province as an example, the path analysis and STIRPAT model combination of research methods were employed to reveal effect of evolution of urbanization on direct and indirect elasticity of stress of resource and environment. According to the urban development planning, marginal resource environment stress effect on urbanization evolution in the future was predicted. Results demonstrated that: (1) The resource and environmental pressure index of Anhui Province increased from 0.043196 in 2000 to 0.806663 in 2013; (2) The indirect and indirect elasticity coefficients of urbanization on resource environment marginal stress were 0.000153 and 0.0024386, of which the indirect elasticity coefficients of foreign direct investment (FDI), fixed assets investment, economic growth, industrial structure, per capita consumption level and population were 0.00107, 0.000912, 0.000532, 0.00012, 0.0000906, 0.00003. The technology factors had significant negative alleviation effect and the indirect elasticity coefficient was -0.000316; (3) The direct elasticity coefficients of urbanization development on resource environment marginal stress in 2020 and 2030 will increase to 0.003242 and 0.007078, and the indirect elasticity coefficient will be as high as 0.051674 and 0.112810. Based on the research results, the corresponding policy recommendations of 5 aspects were put forward from new normal top-level concepts of design urbanization construction path.

Urbanization; resource environment stress effect; PATH-STIRPAT model

2015-12-28

安徽省教育廳高校省級自然科學研究重點項目(KJ2014A175)，安徽省科技廳2016年軟科學項目(1607a0202061).

張樂勤(1965-)，男，安徽省宿松人，教授，研究方向為資源生態與可持續發展.

10.14182/J.cnki.1001-2443.2016.05.011

X24

A

1001-2443(2016)05-0455-07