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        基于VAR模型的武漢市建成區(qū)規(guī)模擴張動力研究

        2017-03-06 05:15:42江濤頓創(chuàng)
        商情 2016年46期

        江濤+頓創(chuàng)

        【摘要】本文通過動態(tài)經(jīng)濟計量方法研究了武漢市建成區(qū)、非農(nóng)業(yè)人口與固定資產(chǎn)投資直接的相關性。研究發(fā)現(xiàn),建成區(qū)面積與固定資產(chǎn)投資之間存在著互為因果的關系;第二,建成區(qū)變動對自身和固定資產(chǎn)投資都具有促進作用,但對固定資產(chǎn)投資促進作用是不斷增強,對非農(nóng)業(yè)人口具有微弱的負向作用;非農(nóng)業(yè)人口變動,對自身、建成區(qū)擴張和固定資產(chǎn)投資都具有正向促進作用,但對自身的促進作用隨著時間的推移減弱;固定資產(chǎn)投資對自身、建成區(qū)擴張和非農(nóng)業(yè)人口增長都具有促進作用。最后,本文通過不同沖擊對對建成區(qū)變動的影響,發(fā)現(xiàn)隨著時間的推移,其自身影響減弱,固定資產(chǎn)投資和非農(nóng)業(yè)人口影響增加。

        【關鍵詞】VAR Granger因果檢驗 建成區(qū)

        一、引言

        隨著我國經(jīng)濟的快速增長,城市化進程不斷加快。城市化包括經(jīng)濟城市化、人口城市化和空間城市三個維度,不同的學者從多個角度對我國城市化問題進行了全面深入的研究。當前,國內外學者已在城市建設用地增長的時空過程與特征、影響因素與動力機制、模擬預測方面進行了多尺度、多地域的綜合性與典型性研究,探討了城市建設用地增長對耕地的占用,并提出了一些致力于城市用地增長調控的對策和方法。在城市建設用地增長因素與驅動力機制研究方面,涌現(xiàn)出大量優(yōu)秀的研究成果,例如徐小欽等通過熵值法賦權對1986-2011的城市化水平進行了綜合度量,利用VAR模型及相關檢驗對我國城市化動態(tài)進行了實證分析;談明洪等通過單因子回歸和偏相關分析,研究發(fā)現(xiàn)GDP增長更能解釋城市用地的擴張,經(jīng)濟增長是城市用地擴展最重要、最根本的驅動因素;蘇幫榮等基于省際面板數(shù)據(jù),分析了不同經(jīng)濟發(fā)展階段下城市用地規(guī)模擴張的動力;張占錄通過分析得出1986-2006年期間,北京市城市擴張主要驅動力為第三產(chǎn)業(yè)的大力發(fā)展及常住人口的增加;郭瑞敏等基于廣州市1987年—2010年的建成區(qū)面積和第二、三產(chǎn)業(yè)GDP的統(tǒng)計數(shù)據(jù),應用協(xié)整分析、庫茲涅茨曲線和“脫鉤”理論對建成區(qū)面積擴張和經(jīng)濟發(fā)展之間的關系進行實證研究。

        本文試圖通過構造VAR模型,分析城市發(fā)展中建成區(qū)擴張、固定資產(chǎn)投入和人口城市化之間的動態(tài)關系。

        二、數(shù)據(jù)和模型構建

        (一)變量選取和數(shù)據(jù)來源

        為保證數(shù)據(jù)來源的一致性、可比性和可靠性,本文中部六省地級及以上城市的數(shù)據(jù)來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》(1993年—2013年),包括城市市轄區(qū)建成區(qū)面積(km2)、全社會固定資產(chǎn)投資(單位:萬元)、年末市轄區(qū)人口(萬人)。

        (二)模型設定

        向量自回歸模型(VAR)。本文采用unrestricted VAR(p)模型的數(shù)學表達式是:

        Yt=AtYt-1+A2Yt-2+…+ApYt-p+HXt+εt t=1,2,····,T (1)

        其中:Yt是k維內生變量,Xt是d維外生變量,p是滯后階數(shù),T是樣本個數(shù)。k×k維矩陣A1,···,Ap和k×d維矩陣H是待估計系數(shù)矩陣。是k維擾動列向量,它們之間可以同期相關,但不與自己的滯后值相關且不與不等式右邊變量相關。

        三、分析結果

        (一)單位根檢驗

        在估計模型之前,首先對建成區(qū)面積、市轄區(qū)非農(nóng)業(yè)人口數(shù)、固定資產(chǎn)投資額等三個變量分別取對數(shù),并記為lna、lnp、lni,然后對其進行了ADF單位根檢驗。三個變量中l(wèi)np和lni為平穩(wěn)時間序列,lna通過對變量取一階差分,發(fā)現(xiàn)在1%水平下表現(xiàn)為平穩(wěn)序列,為一階單整。因此,變量可以用于進一步的動態(tài)計量經(jīng)濟研究。

        (二)Granger因果檢驗

        分別研究建成區(qū)面積與市轄區(qū)非農(nóng)業(yè)人口、固定資產(chǎn)投資之間的Granger因果關系,如果設置顯著水平10%,在滯后3期的情況下,非農(nóng)業(yè)人口是建成區(qū)面積增長的單向Granger原因,固定資產(chǎn)投資和建成區(qū)面積互為Granger因果關系,非農(nóng)業(yè)人口是固定資產(chǎn)投資的單向Granger原因。城市非農(nóng)人口與建成區(qū)面積之間的單向Granger因果關系表明,隨著人口城市化,帶動了城市部門的發(fā)展,用地需求增加,帶動了城市規(guī)模的擴張。非農(nóng)業(yè)人口與固定資產(chǎn)投資的單向Granger因果關系,表明隨著人口城市化,城市擁有更多的勞動力資源,為企業(yè)投資提供了有利條件,進而帶動了固定資產(chǎn)投資的增加,而固定資產(chǎn)投資的增加,卻不一定會引起城市人口的集聚。固定資產(chǎn)投資于建成區(qū)面積互為Granger因果關系表明,固定資產(chǎn)投資和建成區(qū)擴張互為因果,相互促進。固定資產(chǎn)投資的增加,促進了城市經(jīng)濟的發(fā)展,需要更大的城市發(fā)展空間;城市空間的擴展,為城市經(jīng)濟發(fā)展提供了有利的條件,進而帶動了固定資產(chǎn)投資的提高。

        分析結果表明人口城市化和固定資產(chǎn)投資均能引發(fā)建成區(qū)擴張,這與當前部分研究結論不一致——財政分權下的晉升激勵使得地方政府有更強的政治動機進行投資、擴大生產(chǎn),而盲目、過度投資帶來了財政缺口往往依靠土地進行維系,導致了城市的空間擴張主要依賴于政府推動,而與人口、經(jīng)濟城市化相脫離。這一方面是由于本文對人口城市化和經(jīng)濟城市衡量指標選取的差異所導致?,F(xiàn)有文獻多對從多個角度綜合衡量人口城市化、經(jīng)濟城市化和空間城市化指標,并非如本文采用單一指標。因此本文所得結論僅反映了該指標所代表的方面。

        (三)VAR模型的估計和分析

        在滯后一期上:建成區(qū)擴張對自身和固定資產(chǎn)投資具有明顯的促進作用;人口城市化對自身具有較明顯的促進作用,對固定資產(chǎn)投資具有較明顯的反向作用;固定資產(chǎn)投資對自身具有較明顯的促進作用,對建成區(qū)擴張具有一定的促進作用,對人口城市化影響較小。在滯后兩期上:建成區(qū)擴張對自身和其他子系統(tǒng)都具有負向作用,尤其對固定資產(chǎn)投資具有較為明顯的負向作用;人口城市化對固定資產(chǎn)投資具有明顯的正向作用,對自身和建成區(qū)擴張作用相反,影響較?。还潭ㄙY產(chǎn)投資對建成區(qū)擴張和自身具有較弱的負向作用,對人口城市化具有微弱的促進作用

        (四)脈沖分析

        本文采用廣義脈沖響應函數(shù)來衡量“人口、經(jīng)濟、空間”城市化的動態(tài)相關性,通過反復比較,我們將函數(shù)追蹤期定為10期。

        (1)建成區(qū)擴張對城市化系統(tǒng)的沖擊。脈沖分析第一列顯示了城市化子系統(tǒng)分別遭受建成區(qū)擴張1個單位標準差后的沖擊反應。建成區(qū)擴張對自身有著循環(huán)累計的作用,其期初的0.047到第10期的0.011,雖然有所減弱,但正向作用從未改變,表明城市規(guī)模的擴大,城市規(guī)模將加速擴大;建成區(qū)擴張對人口城市化具有阻礙作用,由期初的-0.005到期末的-0.001,雖然阻礙作用有所減弱,但負向作用從未改變,表明隨著武漢城市規(guī)模的擴大,人口傾向于向外遷移,城市吸引力下降;建成區(qū)擴張對固定資產(chǎn)投資由期初的負向作用(-0.05)增加到期末的正向作用(0.01),表明隨著城市規(guī)模的擴大,固定資產(chǎn)投資將增加。

        (2)人口城市化對城市化系統(tǒng)的沖擊。脈沖分析第二列顯示了城市化子系統(tǒng)分別遭受到人口城市化沖擊后的反應。人口城市化對建成區(qū)擴張具有正向促進作用,由期初的0增長到期末的0.021;人口城市化對人口城市化具有正向作用,但逐漸減弱,由0.032降低到期末的0.012;人口城市化對固定資產(chǎn)投資具有促進作用,由期初的0.05先降低到0.04,然后再升高到0.07。這說明隨著人口城市化的推進,城市人口的集聚,城市規(guī)模將擴大,固定資產(chǎn)投資將增加,其將對空間城市化和經(jīng)濟城市化都將產(chǎn)生積極促進作用。

        (3)固定資產(chǎn)投資對城市化系統(tǒng)的沖擊。脈沖分析第三列顯示了城市化子系統(tǒng)分別遭受到固定資產(chǎn)投資沖擊后的反應。固定資產(chǎn)投資對建成區(qū)擴張具有正向的促進作用,且從期初的0增加到第3期的0.012,并保持穩(wěn)定;固定資產(chǎn)投資對人口城市化具有正向的促進作用,且從期初的0增加到第3期的0.011,并保持穩(wěn)定;固定資產(chǎn)投資對固定資產(chǎn)投資具有正向的促進作用,且從期初的0.08減弱到期末的0.05。這說明隨著固定資產(chǎn)投資的增加,城市公共基礎設施逐步完善,經(jīng)濟發(fā)展條件不斷改善,城市對人口的吸引力增加,促進了人口的城市化,同時促進了建成區(qū)的擴張。

        (五)方差分解

        脈沖響應函數(shù)能解釋各個變量對特定沖擊的響應符號和響應幅度,但是不能比較不同沖擊對一個特定變量的影響程度,而預測方差分解(Variance Decomposition)將系統(tǒng)的均方差(Mean Square Error)分解成各個變量沖擊所做的貢獻,為解決此問題提供了更加正式和準確的信息。為了得到人口城市化和固定資產(chǎn)投資對建成區(qū)擴張貢獻程度的大小,附表6顯示了VAR模型的方差分解的模擬結果。

        短期來看,城市建成區(qū)的擴張主要受到自身規(guī)模變動的影響,但隨著時間的推移促進作用減弱,人口和固定資產(chǎn)變動對建成區(qū)擴張的促進作用加強。這表明隨著城市規(guī)模的擴大,由于空間集聚效應等原因,城市規(guī)模將進一步擴大,前期的固定資產(chǎn)投入和非農(nóng)人口的增加對城市規(guī)模的擴大的驅動作用開始凸顯,并成為城市擴張的主要動力。

        四、結論

        本文通過構造VAR模型,研究了建成區(qū)面積、固定資產(chǎn)投資、非農(nóng)業(yè)人口等時間序列數(shù)據(jù)之間的動態(tài)關系。通過Granger因果檢驗研究發(fā)現(xiàn),建成區(qū)面積與固定資產(chǎn)投資之間存在著互為因果的關系,這與武漢市正處于城市建設快速發(fā)展的階段相吻合。通過脈沖分析發(fā)現(xiàn),建成區(qū)變動對建成區(qū)擴張具有促進作用,但對固定資產(chǎn)投資具有不斷增強的促進作用,與Granger因果檢驗結果一致,對非農(nóng)業(yè)人口具有微弱的負向作用;非農(nóng)業(yè)人口變動,對自身、建成區(qū)擴張和固定資產(chǎn)投資都具有正向促進作用,但對自身的促進作用隨著時間的推移減弱;固定資產(chǎn)投資對自身、建成區(qū)擴張和非農(nóng)業(yè)人口增長都具有促進作用。

        最后,本文通過不同沖擊對對建成區(qū)變動的影響,發(fā)現(xiàn)隨著時間的推移,其自身影響減弱,固定資產(chǎn)投資和非農(nóng)業(yè)人口影響增加。

        參考文獻:

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