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        產業(yè)承接區(qū)土地城鎮(zhèn)化與人口城鎮(zhèn)化動態(tài)關系計量分析
        ——以安徽省為例

        2023-02-16 01:23:52項錦雯袁宏偉雷蕾陳笑雨蔡俊
        農業(yè)與技術 2023年3期
        關鍵詞:協(xié)整安徽城鎮(zhèn)化

        項錦雯袁宏偉雷蕾陳笑雨蔡俊

        (1.安徽建筑大學公共管理學院,安徽 合肥 230601;2.安徽農業(yè)大學經濟管理學院,安徽 合肥 230036)

        城鎮(zhèn)化是經濟發(fā)展的支撐與引擎,然而“警惕中國城鎮(zhèn)化表面繁榮”“土地城鎮(zhèn)化超前”與“人口城鎮(zhèn)化滯后”等城市病同時成為社會各界不可回避的熱點問題,而諸多現(xiàn)象集焦于城鎮(zhèn)化質量不高這一實質核心,突出體現(xiàn)在人口城鎮(zhèn)化滯后[1]。2013年11月,習總書記明確指出,“城鎮(zhèn)化不是土地城鎮(zhèn)化,而是人口城鎮(zhèn)化”[2]。十八大、十九大與國家“十四五”規(guī)劃一直在倡導我國新型城鎮(zhèn)化“以人為核心的城鎮(zhèn)化”“高質量城鎮(zhèn)化”“人民城市為人民”等核心理念,因此,探討土地城鎮(zhèn)化與人口城鎮(zhèn)化全過程動態(tài)發(fā)展對新型城鎮(zhèn)化建設具有重要意義。

        學術界對土地城鎮(zhèn)化與人口城鎮(zhèn)化互動發(fā)展予以了高度關注,且研究成果豐碩。從研究的結論來看主要分2類:我國目前土地城鎮(zhèn)化超過人口城鎮(zhèn)化[3];部分地區(qū)人口城鎮(zhèn)化超過土地城鎮(zhèn)化[4]。從研究內容來看主要分2類:兩者協(xié)調發(fā)展影響因素與策略,主要有國家投資與經濟發(fā)展規(guī)模與速度、房地產發(fā)展及土地供給[5]、產業(yè)發(fā)展與城鎮(zhèn)化進程[6]、區(qū)位因素和社會保障因素[7]等影響因素,農村土地財產收益分配、逆制土地財政依賴與人口城鎮(zhèn)化成本分擔機制等政策策略[8];土地城鎮(zhèn)化與人口城鎮(zhèn)化協(xié)調發(fā)展時空特征,主要有省域范疇[9]、經濟帶[10]、城市群[11]與地級城市[12]等空間尺度測度協(xié)調度,也有結合生態(tài)發(fā)展[13]與產業(yè)發(fā)展[14]開展空間特征分析等。

        已有研究成果對詮釋和指導土地城鎮(zhèn)化與人口城鎮(zhèn)化互動發(fā)展具有重要參考價值,但也存在著一些不足。針對兩者協(xié)調度測度大部分局限于靜態(tài)的空間分析,缺少時間演進過程中動態(tài)測度;大部分研究側重于研究全國整體、流域或者發(fā)達地區(qū)土地城鎮(zhèn)化與人口城鎮(zhèn)化協(xié)調性,對中部省份兩者互動關系研究鮮為少見?;谝陨险J識,本文嘗試應用協(xié)整理論考察2005—2019年15a期間土地城鎮(zhèn)化與人口城鎮(zhèn)化互動發(fā)展的動態(tài)演變過程,研判兩者動態(tài)發(fā)展規(guī)律;以中部安徽省16城市為研究對象,構建兩者發(fā)展水平指標體系,研判兩者的動態(tài)演變特征。以期對現(xiàn)有的研究有所補充,同時為促進新型城鎮(zhèn)化建設提供理論指導。

        1 研究區(qū)概況

        安徽省處于地處暖溫帶和亞熱帶的過渡地帶,自然條件優(yōu)越,處于泛長三角洲經濟圈內,發(fā)展?jié)摿Υ蟆?010年國家批準皖江城市帶承接產業(yè)轉移區(qū)設立,經濟產業(yè)與城鎮(zhèn)化發(fā)展迅猛。根據(jù)安徽省統(tǒng)計年鑒,全省二三產增加值按可比價格計算,從2005年的4759億元增加至2019年末的37114億元,增加超過7倍,城鎮(zhèn)化水平由2005年33.50%增加到2019年的57.02%,年均增長1.68個百分點,全省城鎮(zhèn)建成區(qū)面積從2005年的1123km2增加至2019年2242km2,年均增長7.11個百分點。以產業(yè)承接區(qū)安徽16城市的城鎮(zhèn)建成區(qū)為研究范圍,探討兩者互動發(fā)展演進過程,研判兩者發(fā)展水平與互動關系,對安徽產業(yè)承接過程中促進新型城鎮(zhèn)化建設意義重大。

        2 研究方法

        2.1 指標體系與權重確立

        本文在借鑒前人及筆者已有研究基礎上[15,16],在土地城鎮(zhèn)化質量(LU)的評價中,主要從土地投入水平等4個層次建立指標體系。根據(jù)人口城鎮(zhèn)化的內涵,并結合安徽現(xiàn)階段人口城鎮(zhèn)化的任務和重點,分別從人口構成、產業(yè)結構、就業(yè)水平與社會服務4個方面構建人口城鎮(zhèn)化質量(PU)的評價指標體系,熵值法確定二級指標的權重系數(shù),見表1。

        表1 評價指標體系

        2.2 數(shù)據(jù)來源與預處理

        本研究所有數(shù)據(jù)主要來源于2006—2020年安徽省統(tǒng)計年鑒等。以1998年為不變價調整相關產值,保障數(shù)據(jù)的可比性。具體在計量檢驗過程中,對LU與PU取自然對數(shù)得到lnLU與lnPU以消除異方差[17]。

        2.3 研究方法

        傳統(tǒng)的回歸分析方法不能考察兩變量動態(tài)全過程變化,本文在兩時間序列變量(lnLU;lnLP)協(xié)整檢驗的基礎上,運用VEC模型考察兩時間序列變量(lnLU;lnLP)長期變化對短期變化的調整力度,深入分析兩時間序列變量(lnLU;lnLP)的Granger因果關系,脈沖分析與方差分解反映兩時間序列變量(lnLU;lnLP)作用的全過程動態(tài)關系]17]。

        3 土地城鎮(zhèn)化與人口城鎮(zhèn)化水平評價結果

        以安徽省16個地級市的城鎮(zhèn)建成區(qū)為評價范圍,按照前文研究方法計算安徽省2005—2019年的土地城鎮(zhèn)化和人口城鎮(zhèn)化水平的綜合評價值,結果如表2所示。

        表2 2005—2019年安徽省土地城鎮(zhèn)化與人口城鎮(zhèn)化水平的評價值

        從表2的計算結果來看,2005—2012年,安徽土地城鎮(zhèn)化與人口城鎮(zhèn)化水平平穩(wěn)持續(xù)提高,人口城鎮(zhèn)化水平滯后;2013—2016年,土地城鎮(zhèn)化與人口城鎮(zhèn)化水平快速上升,土地城鎮(zhèn)化水平滯后;2017—2019年人口城鎮(zhèn)化水平平穩(wěn)持續(xù)提高,土地城鎮(zhèn)化水平快速上升,且土地城鎮(zhèn)化水平超過人口城鎮(zhèn)化水平。2005—2012年安徽兩者的增長率變化基本同步,且土地城鎮(zhèn)化增長率變化超過人口城鎮(zhèn)化增長率變化;2013—2014年兩者增長率變化急劇波動,且人口城鎮(zhèn)化增長率變化超過土地城鎮(zhèn)化增長率變化;2015—2019年兩者增長率變化下行,但土地城鎮(zhèn)化增長率變化超過人口城鎮(zhèn)化增長率變化。

        總體看來,15a以來安徽兩者發(fā)展水平總體上不斷提高,具有相同的增長態(tài)勢,兩者的增長率變化方向也基本同步,但人口城鎮(zhèn)化水平滯后,不同時期兩者增長率變化程度不同,因此,籠統(tǒng)地概括兩者關系不能完全反映兩者存在的相互影響關系,有必要對兩者間全過程動態(tài)關系進行計量分析。

        4 土地城鎮(zhèn)化與人口城鎮(zhèn)化動態(tài)關系的實證計量分析

        4.1 變量的單位根檢驗

        依據(jù)相關文獻與筆者前期成果[16,17],應用EVIEWS 8.0軟件,采用ADF檢驗法檢驗兩時間序列變量(lnLU;lnLP)平穩(wěn)性,即檢驗是否存在單位根。結果顯示,lnLU、lnPU、一階差分后D(lnLU)、D(lnPU)的ADF值分別為-0.5480、-2.3395、-2.5651、3.0757,均大于10%臨界值-3.3423、-3.3883、-3.3630、-3.3630,4組數(shù)據(jù)為非平穩(wěn)特征;二階差分后D(lnLU,2)與D(lnPU,2)的ADF值T(T:-4.4723、-5.9728,P:0.0210、0.0027)均小于臨界值T(-3.8753、-3.8753,P:5%),單位根檢驗結論:lnLU與lnPU是二階單整序列,即lnLU~I(2),lnPU~I(2)??赏ㄟ^協(xié)整分析檢驗其是否具有長期的協(xié)整關系。

        4.2 協(xié)整檢驗

        由單位根檢驗的D(lnLU,2)與D(lnPU,2)時間系列變量為二階單整,因此通過協(xié)整分析檢驗存在協(xié)整方程與否。依據(jù)相關文獻與筆者前期成果[16,17],Johansen方法(跡檢驗與最大特征值檢驗)協(xié)整檢驗結果如表3所示,跡檢驗與最大特征值檢驗中,沒有協(xié)整關系假設的檢驗P值都是0.0000,因此拒絕沒有協(xié)整關系的假設,協(xié)整關系是存在的;至多存在一個協(xié)整關系假設的檢驗P值都是0.8362,因此接受至多存在一個協(xié)整關系假設。因此,協(xié)整檢驗結果表明lnLU與lnPU有一個協(xié)整方程表達兩者作用關系(P:5%)。

        表3 Johansen協(xié)整檢驗結果

        標準化協(xié)整關系結果見表4,標準化協(xié)整方程:

        lnPU=0.897030×lnLU

        (1)

        故lnLU與lnPU是正相關的長期均衡關系,lnLU每上升1%將驅動lnPU上升0.897%。

        調整系數(shù)值表明,lnLU與lnPU變量動態(tài)關系偏離協(xié)整關系后的調整速度,如果為正值反映誤差會更大,lnLU與lnPU變量調整系數(shù)值最少有一為負值才能證明調整誤差會變小,證明該協(xié)整方程有效。lnLU與lnPU變量調整系數(shù)值皆為負(-0.546740,-0.031033),標準化協(xié)整方程通過檢驗。

        表4 標準化的協(xié)整關系結果

        4.3 誤差修正模型

        進一步檢驗協(xié)整關系中l(wèi)nLU與lnPU的長期均衡對短期偏離誤差調整力度,建立矢量誤差修正模型(VECM),即在原Johansen方法檢驗的協(xié)整關系中加入一個誤差修正項,根據(jù)檢驗結果,誤差修正項(CointEQ1)計算如下:

        CointEQ1=D(lnLU,2)-0.92646×D(lnPU,

        2)-0.00501

        (2)

        根據(jù)檢驗結果,估計的VECM模型系數(shù)矩陣:

        (3)

        式(3)VECM模型系數(shù)矩陣的2個方程的誤差修正項(CointEQ1)系數(shù)分別為0.06和3.07,這表明D(lnLU,2)與D(lnPU,2)分別以6%與307%的力度調整短期偏離到均衡狀態(tài)。

        4.4 Granger因果關系分析

        Granger因果關系檢驗是以VAR模型為基礎,在VAR模型穩(wěn)定前提下檢驗D(lnLU)與D(lnPU)的Granger因果關系。VAR模型系數(shù)矩陣如式(4)所示。模型整體檢驗結果的決定性殘差協(xié)方差(dof adj.)等6個指標表明擬合得較理想且穩(wěn)定。

        (4)

        Granger因果關系實驗結果顯示,滯后1階,即短期中,D(lnLU)的變動是D(lnPU)變動的原因,其中P值是0.0000,即土地城鎮(zhèn)化增長是人口城鎮(zhèn)化增長的Granger原因,土地城鎮(zhèn)化增長能非常顯著解釋或者預測人口城鎮(zhèn)化增長。滯后2階,即長期中,D(lnPU)的變動不是D(lnLU)變動的原因,其中P值是0.4486,人口城鎮(zhèn)化增長不能解釋或者預測土地城鎮(zhèn)化增長。

        4.5 脈沖響應分析

        脈沖響應函數(shù)(impulse response function)用于計算隨機擾動項(random disturbance term)的一個標準差(one S.E.innovations)沖擊下的D(lnLU)與D(lnPU)當前與未來取值的動態(tài)變化軌跡,見圖1[17]。

        人口城鎮(zhèn)化增長D(lnPU)對來自土地城鎮(zhèn)化增長D(lnLU)一個標準差沖擊(one S.E.innovations)的反應在研究期呈現(xiàn)較大幅度波動,作用力度相對較強,即土地城鎮(zhèn)化很大程度影響了人口城鎮(zhèn)化。在1期影響最大,2期波動至3期達到新高值,之后下降至5期谷底,近期再呈下降趨勢。對這一現(xiàn)象的解釋:早期,各地政府以犧牲土地換取發(fā)展勢頭迅猛;國家自2004年暫停農用地轉用審批制度,一定程度逆制了安徽各地城市土地擴張,進而人口城鎮(zhèn)化推進緩慢;2008年國家4萬億元投入的帶動下,勢必帶來城鎮(zhèn)建成區(qū)快速擴張,安徽進入快速土地與人口城鎮(zhèn)化階段;而2012年國家經濟速度放緩,安徽各地土地供給緊縮,人口城鎮(zhèn)化同步減緩??傊?,國家宏觀經濟背景下的土地政策推動了人口城鎮(zhèn)化,即土地城鎮(zhèn)化很大程度影響了人口城鎮(zhèn)化。

        圖1 D(lnLU)與D(lnPU)對各自一個標準差沖擊響應結果

        土地城鎮(zhèn)化增長D(lnLU)對來自人口城鎮(zhèn)化增長D(lnPU)一個標準差(one S.E.innovations)沖擊的反應在研究期呈現(xiàn)較小幅度波動,即人口城鎮(zhèn)化對土地城鎮(zhèn)化影響不明顯。在1期、2期波動至3期達到峰值,之后下降至5期谷底,近期再呈上升趨勢。這樣的結果與前文Grange因果關系檢驗結果一致,即人口城鎮(zhèn)化對土地城鎮(zhèn)化解釋程度較弱。

        土地城鎮(zhèn)化增長D(lnLU)對來自自身一個標準差(one S.E.innovations)沖擊的反應在研究期呈現(xiàn)較小幅度波動,這反映各地建設用地擴張成本不是抑制其趨勢的主要因素;人口城鎮(zhèn)化增長D(lnPU)對來自自身一個標準差(one S.E.innovations)沖擊的反應在研究期呈現(xiàn)較大幅度波動,這反映各地人口城鎮(zhèn)化自身質量很大程度影響其速度。這兩者的動態(tài)影響路徑基本與土地政策調整路徑一致,進一步說明了土地城鎮(zhèn)化影響顯著。

        脈沖函數(shù)分析的結論:安徽土地城鎮(zhèn)化對人口城鎮(zhèn)化的驅動作用相對較強,而人口城鎮(zhèn)化對土地城鎮(zhèn)化的驅動作用相對較弱。

        4.6 方差分解

        方差分解(Variance Decomposition)是進一步計算隨機擾動項(random disturbance term)影響D(lnLU)與D(lnPU)變量的相對程度,見表5。

        表5 土地城鎮(zhèn)化與人口城鎮(zhèn)化的方差分解結果

        由表5方差分解表顯示,D(lnLU)由自身變動解釋的部分平緩波動,維持在33.02%左右;D(lnLU)由D(lnPU)變動解釋的部分快速上升到第3期,之后波動非常小,維持在33.65%左右。D(lnPU)由自身變動解釋的部分快速下降,由初期的100%快速下降到第3期的68.57%,之后波動非常小,維持在66.35%左右;D(lnPU)由D(lnLU)解釋的部分平緩波動下降,維持在66.98%左右。

        方差分解分析的結論:安徽D(lnLU)對D(lnPU)的貢獻相對較強(66.98%);而D(lnPU)對D(lnLU)的貢獻相對較弱(33.65%)。

        綜合因果分析、脈沖分析與方差分析的研究得出,研究期內,安徽D(lnLU)對D(lnPU)的貢獻相對較強,即土地擴張主導影響人口向城市轉移;而D(lnPU)對D(lnLU)的貢獻相對較弱,即實現(xiàn)人口城鎮(zhèn)化的過程不僅僅依賴土地擴張的支撐。該研究結論能很好地解釋研究期內安徽城鎮(zhèn)化發(fā)展實踐中人口與土地的動態(tài)關系。土地城鎮(zhèn)化理論效應方面,地方政府土地財政沖動,城鎮(zhèn)建成區(qū)擴張,失地農戶向城市轉移,直接導致人口數(shù)量城鎮(zhèn)化;土地財政促進基礎設施投資、筑巢引鳳、吸引人力資本與產業(yè)集聚,城鎮(zhèn)居民就業(yè)機會增多、收入增加,土地投入與產出增強等,直接導致人口質量城鎮(zhèn)化。然而,長期以來,各地政府往往偏好于以地生財,追求產業(yè)園多且大及GDP總量等政績工程,直接驅使城鎮(zhèn)建成區(qū)無序擴張,農民被迫市民化,人口數(shù)量的城鎮(zhèn)化增長,也就是土地城鎮(zhèn)化對人口數(shù)量城鎮(zhèn)化貢獻較強。人口城鎮(zhèn)化的理論效應方面,城鎮(zhèn)化推進城鎮(zhèn)人口數(shù)量增加,政府增加土地投入,筑巢引鳳、吸引人力資本與產業(yè)集聚,城鎮(zhèn)居民就業(yè)機會增多、收入增加,統(tǒng)籌教育、醫(yī)療、科技與文化等事業(yè)全面發(fā)展,農轉非人口真正市民化,土地投入與產出增強,土地內涵式城鎮(zhèn)化。然而,由于農轉非人口真正市民化需要巨大的成本支出,政府財權與事權不匹配及官員考核機制等造成各級政府較少關注農轉非人口的就業(yè)、收入與保障等民生問題,直接導致的是土地內涵式城鎮(zhèn)化質量不高,即對土地城鎮(zhèn)化貢獻較弱。

        5 結論與啟示

        本文在2005—2019年安徽省兩時間序列變量(lnLU;lnLP)協(xié)整檢驗基礎上,運用VEC模型考察兩變量長期變化對短期變化的調整力度,深入分析兩變量Granger因果關系,脈沖分析與方差分解反映兩變量作用的全過程動態(tài)關系,結論得出,lnLU與lnPU是二階單整序列;lnLU每上升1%將驅動lnPU上升0.897%;D(lnLU,2)與D(lnPU,2)分別以6%與307%的力度調整短期偏離到均衡狀態(tài);D(lnLU)的變動是D(lnPU)變動的Granger原因;脈沖響應函數(shù)與方差分析表明,安徽D(lnLU)對D(lnPU)的貢獻相對較強(66.98%),而D(lnPU)對D(lnLU)的貢獻相對較弱(33.65%)。

        研究結果顯示,產業(yè)承接過程中,安徽土地城鎮(zhèn)化與人口城鎮(zhèn)化相互依存,相互影響,土地城鎮(zhèn)化對人口城鎮(zhèn)化貢獻相對較強,而人口城鎮(zhèn)化對土地城鎮(zhèn)化貢獻相對較弱?;谝陨戏治?,為改善和推進安徽省土地城鎮(zhèn)化與人口城鎮(zhèn)化協(xié)調發(fā)展提出以下建議:分時序與空間差別化推進新型城鎮(zhèn)化進程;摒棄唯GDP考核指標,建立綜合性的官員考核制度,逆制政府土地外延式城鎮(zhèn)化沖動,激勵和導向政府行為價值取向轉變;構建多元主體的成本分擔機制,切實推進人口城鎮(zhèn)化。主體應該涵蓋中央政府、地方政府、企業(yè)和個人,涉及到配套機制包括政府間事權財權匹配、房產稅等稅制、企業(yè)員工保障與農民土地產權收益與流轉等機制。

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