時間：2023-05-30 10:16:45
開篇：寫作不僅是一種記錄，更是一種創造，它讓我們能夠捕捉那些稍縱即逝的靈感，將它們永久地定格在紙上。下面是小編精心整理的12篇城鎮人口，希望這些內容能成為您創作過程中的良師益友，陪伴您不斷探索和進步。
關鍵詞：城鎮人口老齡化；國內旅游消費；VAR模型；脈沖響應分析；方差分解
中圖分類號：F5903文獻標識碼：A文章編號：1001-148X（2017）01-0165-05
人口的消費需求在很大程度上取決于其收入水平，但在收入水平一定的情況下，人口結構的變化在一定程度上影響總消費需求。由于平均預期壽命的提高以及生育率的持續下降，我國老年人口消費增加的速度將快于人口增長速度[1]，老年人旅游消費需求正在向高層次、高質量、個性化、多元化的方向發展，旅游已經成為老年人提升生活質量的重要消費方式。無論基于人口效應還是消費效應，城鎮人口老齡化對國內旅游消費都存在影響，本文試圖通過實證來驗證并預測這種影響效應，并采用VAR模型分析城鎮人口老齡化對國內旅游消費的當期和未來的影響。
一、研究方法與數據來源
（一）研究方法
非結構建模的向量自回歸（VAR）模型采用多方程聯立的形式，內生變量在模型的每一個方程中對模型的全部內生變量的滯后值進行回歸，將單變量自回歸模型推廣到由多元時間序列變量組成的向量自回歸模型，進而估計全部內生變量的動態關系。因此，VAR模型能提供豐富的結構，可以捕捉到數據的特征，在預測方面比傳統的結構模型更準確，可為動態地研究變量之間的關系提供很好的思路。VAR模型的一般數學表達式為：
Yt=α+∑pi=1AiYt-i+∑rj=1BjXt-j+εt（1）
其中，Yt是n維內生變量向量；Xt是m維外生變量向量；p和r分別為內生變量和外生變量的滯后階數，一般可根據AIC、SC準則和LR檢驗來確定；Ai（i=1，2，…，p）和Bj（j=1，2，…，r）分別為待估計的參數矩陣；εt為隨機擾動向量，且滿足cov（εt，εs）=0（t≠s）。
（二）變量與數據說明
旅游花費和游客人次既是衡量旅游消費的重要指標，也是旅游統計的重點統計內容。本文采用國內旅游總花費（TH）（已通過旅游消費價格指數換算為實際值，上年=100）和國內游客人次（TC）來衡量國內旅游消費水平，用65歲及以上城鎮老年人口占城鎮總人口的比重（PO）作為衡量城鎮人口老齡化水平的變量（該變量依據全國65歲及以上人口數量、城鎮總人口、城鎮人口比重換算得出），數據來自《中國統計年鑒》、《中國人口統計年鑒》、《中國人口和就業統計年鑒》，樣本均取自1994-2013年年度數據。考慮到對時間序列數據取對數后減少數據波動和異方差的存在，本文在實際分析時采用各變量的對數值，分別用LTH、LTC、LPO表示自然對數的國內旅游總花費、自然對數的國內游客人次、自然對數的城鎮人口老齡化水平。
二、實證分析
（一）變量的平穩性檢驗
變量的平穩性是VAR模型估計的基礎，構建無約束的VAR模型的前提條件是變量為平穩的時間序列。本文運用Stata120軟件分別對序列LTH、LTC、LPO采用ADF單位根檢驗法來檢驗時間序列數據的平穩水平，結果如表1所示：LTH、LTC、LPO時間序列在5%的顯著水平上均是非平穩序列；對其進行一階差分后進行ADF檢驗，結果表明這三個序列在5%的顯著水平上，序列是平穩的。因此，可以判斷這三個序列均是一階單整I（1），可以建立VAR模型[2]。
進一步對建立的VAR模型進行穩定性檢驗，所設定的VAR模型所有根模的倒數都小于1，即位于單位圓內，說明VAR模型穩定且整體擬合度較高，保證了脈沖響應分析的有效性。經檢驗殘差序列無自相關，并經White異方差檢驗顯示不存在異方差，且服從正態分布，結果表明VAR模型具有有效性，可以進一步進行脈沖響應分析[3]。
（三）脈沖響應分析
為了研究城鎮人口老齡化對旅游消費水平的動態影響關系，需要在已建立的VAR模型的基礎上利用脈沖響應函數來分析兩者之間的沖擊影響程度。脈沖響應函數是用時間序列模型來分析影響關系的一種思路，用于衡量來自新息的一個標準差沖擊對變量當前和未來的影響軌跡，并通過VAR模型的動態結構傳導給其他所有內生變量，能夠比較直觀的刻畫出變量之間的動態交互作用及其效應。本文采用Cholesky分解方法，利用已建立的VAR模型，分別給LTH、LTC一個標準差沖擊，得到正交化的脈沖響應函數，將沖擊響應期設為20期，考慮在未來20期裙內旅游總花費和國內游客人次分別對城鎮人口老齡化水平的動態響應軌跡。響應結果如圖1、圖2所示。在圖1中，橫軸表示沖擊作用的滯后期數，縱軸表示國內旅游總花費對城鎮人口老齡化的響應程度，實線表示脈沖響應函數，陰影表示正負兩倍標準差偏離帶。在圖2中，橫軸表示同圖1，縱軸表示國內游客人次對城鎮人口老齡化的響應程度，實線表示脈沖響應函數，陰影表示正負兩倍標準差偏離帶。
首先，分析國內旅游總花費對城鎮人口老齡化的響應情況和響應路徑。由圖1可以看出國內旅游總花費對城鎮人口老齡化的一個標準差新息的沖擊不管是在短期還是長期都有正向響應，短期沖擊明顯，未來長期趨于穩步提高。具體的響應軌跡是：隨著城鎮人口老齡化的提高在開始階段就對國內旅游總花費產生了正向的沖擊，城鎮人口老齡化提高1個百分點，國內旅游總花費大約上升0029個百分點。此后沖擊力度逐年穩步增強，對國內旅游總花費的增長保持持續的正向拉動效應，這種拉動效應比較穩定，而且正向效應持續的時間也更長。進一步觀察追蹤期期間的城鎮人口老齡化對國內旅游總花費增長的累積效應[4]，可以看到在5年、10年和20年的累積效應影響分別為0162、0349和0805，這表明城鎮人口老齡化提高一個百分點，將導致國內旅游總花費分別在5年、10年和20年累積提高0162、0349和0805個百分點。從以上的分析可以得到這樣的結論：城鎮人口老齡化的加速在整個考察期內對國內旅游總花費的增長有正向影響[5]，從未來長期看這種影響有穩定增長趨勢。
其次，考察國內游客人次對城鎮人口老齡化變量的標準差新息的響應情況和響應路徑。從圖2可以看出國內游客人次對于城鎮人口老齡化增長的脈沖響應模式與國內旅游總花費對于城鎮人口老齡化增長的脈沖響應模式上都趨于穩定的正向響應，但在脈沖響應的時間軌跡和沖擊力度上存在差異。在第1年，國內游客人次對來自城鎮人口老齡化的一個正沖擊立即有正向影響，大小約為0017，也即城鎮人口老齡化提高一個百分點，國內游客人次將提高0017個百分點，影響小于國內旅游總花費對城鎮人口老齡化沖擊的反應。此后沖擊力度逐年穩步增強，對國內游客人次的增長保持持續的正向拉動效應，這種拉動效應比較穩定，而且正向效應持續的時間也更長。通過分析觀察期的累積效應，發現城鎮人口老齡化對于國內游客人次在5年、10年和20年的累積效應影響分別為 0140、0349和0954。這表明，城鎮人口老齡化提高一個百分點，將導致國內游客人次分別在5年、10年和20年累積提高0140、0349和0954個百分點。與城鎮人口老齡化對國內旅游總花費的累積效應比較，城鎮人口老齡化對國內游客人次的影響在前10年比較小，但從11年以后累積效應逐年比對國內旅游總花費的累積效應大，這說明城鎮人口老齡化與國內游客人次之間存在顯著的長期穩定的正向關系，但城鎮人口老齡化和國內旅游總花費之間的長期關系并不顯著。這說明未來伴隨著人口老齡化比重的增加，國內游客人次將不斷上升，而這種由人口老齡化所拉動的國內游客人次的上升卻并沒有給國內旅游總花費帶來顯著的影響。
（四）方差分解
下面利用預測方差分解技術來分析城鎮人口老齡化對國內旅游消費水平的相對貢獻率。與脈沖響應分析不同，預測誤差方差分解技術可將系統的預測均方誤差分解成系統中各變量沖擊所作的貢獻。因此，方差分解給出的是每一隨機新息對VAR模型影響的相對重要性。比較這個相對重要性新息隨時間的變化，可以估計出該變量的作用時滯和相對效應的大小[6]。本文通過方差分解方法分析城鎮人口老齡化對國內旅游消費水平的解釋程度，方差分解結果見表3。對國內旅游總花費的方差分解結果表明國內旅游總花費的變動主要是受自身沖擊的影響：在第1期達到9297%，隨后有隨時間下降的趨勢，但下降幅度并不大，第20期也在76%左右。而來自城鎮人口老齡化的沖擊對國內旅游總花費變動的貢獻率在第2期僅為703%，也即國內旅游總花費的預測方差的703%由城鎮人口老齡化的變動來解釋。這說明城鎮人口老齡化的變動在初期對國內旅游總花費的影響并不顯著，這種影響將隨時間推移逐漸增大，在第20期達到2379%。由以上分析可以看出國內旅游總花費的變動主要由其自身的變動來解釋，但城鎮人口老齡化的變動對其變動存在一定的影響。
從表3可以看到城鎮人口老齡化對國內游客人次波動的沖擊（即對預測誤差的貢獻）開始不明顯，第2期僅為568%，但此后逐年上升，第8期相對貢獻率已達到5506%。這表明從未來長期趨勢來看，城鎮人口老齡化對國內游客人次變動的影響較大，從第18期開始對國內游客人次變動的解釋已達到80%。與城鎮人口老齡化對國內旅游總花費變動影響相比較，其影響程度明顯要大很多，這與前面的脈沖響應分析的結果相一致。
三、結論及啟示
本文利用1994-2013年全國的時間序列數據，建立了城鎮人口老齡化與國內旅游總花費和國內游客人次之間的VAR模型，利用脈沖響應分析和方差分解分析預測城鎮人口老齡化與國內旅游消費的動態響應關系，主要研究結論總結如下：
第一，國內旅游總花費對于城鎮人口老齡化增長的脈沖響應模式與國內游客人次對于城鎮人口老齡化增長的脈沖響應模式上都趨于穩定的正向響應，但在}沖響應的時間軌跡和沖擊力度上存在差異。與城鎮人口老齡化對國內旅游總花費的累積效應比較，城鎮人口老齡化對國內游客人次的影響在未來10期比較小，但從11期以后累積效應逐年比對國內旅游總花費的累積效應大，這說明城鎮人口老齡化與國內游客人次之間存在顯著的長期穩定的正向關系，但城鎮人口老齡化和國內旅游總花費之間的未來長期關系并不顯著。
關鍵詞：新常態；城市；消費結構
中圖分類號：F126.1 文獻標識碼：A
收錄日期：2016年8月29日
一、經濟新常態下我國經濟形勢特征
（一）經濟增長速度的減緩。我國經濟已經進入了7%左右的中高速增長的階段。經濟增長速度較之以往有所減緩，一方面反映了經濟增長周期變化的客觀規律；另一方面也體現了我國宏觀調控目標新的策略。
從經濟運行的客觀趨勢看，世界經濟增長減緩，一些國家甚至有所衰退，國際市場需求持續疲軟，我國大宗商品產能嚴重過剩，出口水平逐年降低。這些都反映在了人們的可支配收入方面；另一方面十八屆五中全會提出，到2020年實現國內生產總值和城鄉居民人均收入比2010年翻一番，為此2016～2020年經濟年均增長必須保持6.5%以上，這樣才能如期完成全面建成小康社會的任務。目前仍處于重要戰略機遇期，物質基礎雄厚、人力資源豐富、市場空間廣闊、發展潛力巨大，經濟長期仍然向好。
（二）經濟結構優化的需求提升。進入經濟發展新常態以來，我國經濟結構優化趨勢加快。需求結構方面，城鎮人口的消費需求在經濟增長中的比重逐年上升，特別是2013年后消費貢獻率增幅明顯，由2013年的50%增長到2015年上半年的60%。同時，城鎮人口的消費結構也有很大改變，個性化、多樣化、品質化消費，網上購物、定制消費等方式廣泛發展，服務消費、信息消費、綠色消費、時尚消費、品質消費等領域的消費升級逐步展開，新的商業機會不斷涌現。
（三）城市化程度進一步提升。據統計，2014年我國城鎮化率達到54.77%，每年新增城鎮人口近2，000萬人。城市化進程的加快使得人口更加集中，使得資本市場與商品市場有了較大的發展，城鎮人口消費能力有所提升。我國改革開放水平進一步提升，產業結構不斷調整，國內國際經濟聯動效應日益增強，中國城市甚至從世界經濟規則和秩序的“接受者”向倡導者、構建者轉變，這是當前對外開放的一個重要變化，也是中國在世界經濟中地位不斷上升的必然要求。
我國城市化道路在新常態下，按照創新、協調、綠色、開放、共享的發展理念，進一步優化調整產業結構，體現出了生產力與生產關系的統一、動力與平衡的統一、目的與手段的統一、自然與社會的統一、長遠利益與當前利益的統一的特點，使經濟結構進一步得到了優化。在此基礎上，城鎮人口消費水平逐年提高，更加注重消費質量的提升，進而促進消費需求的轉變。
二、城鎮人口消費結構影響因素的變化
（一）恩格爾系數逐年下降。恩格爾系數是反映消費結構的最重要指標，尤其是指某項消費支出占總消費支出的比重。恩格爾系數是指一個國家食品支出占消費支出的比重。根據聯合國糧農組織的標準劃分：恩格爾系數在6%以上為貧困，在5%～5.9%為溫飽，在4%～4.9%為小康，在3%～3.9%為富裕，3%以下為最富裕。根據以上標準，我國城鎮居民生活的恩格爾系數是在1995年末期下降到50%以下，1999年繼續下降到41.9%，2000年下降到40%，2014年城鎮居民恩格爾系數為21%。尤其是2007年以后，從我國城鎮居民在衣食住行四個方面看，近十年來，住房消費在金額比例上占的比重非常大，如果單從恩格爾系數的指標看，一些一線城市居民的恩格爾系數將達到10%甚至3%以下。對于二三線城市來講，消費質量在近十年來，普遍提高，對于消費的方向也變得更加多元，住房、交通、教育、醫療、旅游逐漸在年消費比重上占有越來越高的比重，甚至每年人們要將大部分的錢放在這些上面。
（二）食品消費質量提高，衣著消費支出比重下降。雖然城鎮消費結構來看，食品的比重在逐年下降，但是不等于食品的消費金額在下降，相反隨著城鎮人口收入的逐年上升，食品的花費更多。食品消費水平由過去簡單的吃飽吃好，轉變為品種更加豐富，營養更加全面。一方面由于食品供應的日益充足，2001年我國水果產量6，658萬噸，是1993年的2倍；油料產量2，864.8萬噸，是1993年的1.6倍。另一方面由于在外飲食的增加，糧食消費比重減小，購買量大幅度下降。2001年城鎮居民人均購買糧食79.7公斤，比1989年下降4.5%；人均購買食用油8.5公斤，比1989年增長37.5%；購買牛羊肉、家禽、蛋類、鮮奶、干鮮瓜果等都有不同幅度的增長；在外飲食達到人均314.2元，比1989年增長4.7倍。
衣著是兩項基本生存資料之一，而隨著住房、交通、教育等領域的花費增長過快，穿衣消費方面，對于一般家庭不增反降。而衣著消費傾向時裝化、名牌化、個性化發展更加明顯，時裝化傾向成為主流。從衣著和食品消費比重的下降可以看出城鎮居民滿足基本生活的支出并沒有隨著收入水平的提高而提高，這種現象表明我國城鎮居民滿足吃、穿為主的生存型消費需求階段已經邁向以發展型和享受型消費的階段。
（三）耐用品消費增長減緩，奢侈品消費持續上漲。對于電冰箱、洗衣機等耐用電器，我國家庭消費趨于飽和，這主要是由于家庭對耐用品的保有率較高，都在90%以上，城鎮居民家庭中用品消費特別是購買耐用消費品支出增長勢頭逐年減緩，表明耐用品消費已經不再是人們消費的重點。另一方面我們注意到在傳統電器降溫的同時，人們對奢侈品的喜好越來越高，城市人口的奢侈品消費在上漲幅度上均比其他商品高很多，成為現階段的消費熱點。如：名牌手表，珠寶等等。雖然相比于城市房價來說，奢侈品的消費在人們的總消費中仍然不高，但是其上漲勢頭迅猛，也反映出了人們對奢侈品的喜好與人們可支配收入的提高。
（四）交通通訊支出持續增長，支出比重變化最大。隨著智能化通訊工具的普及，居民在電子通訊設備方面的投入也較高，人們逐漸將通訊設備從耐用品轉化為不斷更新換代的商品，追求高質量的生活。另外，家用汽車價格的下調，移動電話及家用汽車已成為我國近幾年形成的新消費熱點之一。從趨勢上看，這方面的消費需求將會持續旺盛。
家用汽車與智能手機在性能與型號上更新速度加快，很多城市人不將汽車的消費與手機的消費作為耐久消費，而看作是提高生活質量的表現。另外，汽車衍生品與手機上網“4G”消費的比重也在加大，成為了人們生活中必不可少的消費部分。
（五）住房消費比重上升較快。居住方面的消費比重大幅上升，這是與我國住房及配套的工資制度改革緊密相關的。隨著市場經濟的發展和市場體系的逐步健全，住房的商品化、貨幣化程度也進一步提高。人們用于改善居住環境方面的支出也呈較大幅度的增長。所有這些，都將導致住房消費比重上升。
最近，中國人民銀行統計司在全國57個城市對2.28萬名城鎮居民進行了買房意向的問卷調查。調查顯示，目前我國房改政策對住房需求的拉動效應已經基本釋放，城鎮居民中有74%的人擁有了自己的住房。51%的人是為了擴大居住面積和改善居住條件，這說明城鎮居民對住房的需求已開始從“有房住”向“住好房”方向轉變。
（六）醫療及娛樂教育文化消費比重上升趨勢明顯。醫療制度的改革也導致人們用于醫療的支出增加，絕對支出額和支出比重都有上升趨勢。隨著2015年底社保卡代替醫保卡在一二線城市的普遍推廣，醫療消費在社會層面上有了更加清晰的統計，城鎮人口納入社保卡范圍越來越廣，可以看出城鎮居民的醫療消費實際上在生活消費中占有很大比例。一二線城市的醫療支出方面在近三十年人均增長了2～3倍。另外，在孩子的教育投資上，從早教到孩子考上大學，教育投入從項目到費用都有很大程度的增長。教育投入的增加一方面表明家長對子女教育投入的增加；另一方面還反映了整個社會文化生活水平的提高。娛樂投入的增加豐富了人們的精神生活，也反映出人們收入的增加。
三、經濟新常態下我國城鎮居民消費結構特征給宏觀調控帶來的影響
通過上述分析，可以看出我國目前居民消費增長點在居住、交通、通信、醫療以及娛樂教育方面。而20世紀80年代初期以吃、穿等基本生存需求為主的消費結構已經被取代了。而以人力資本投資的教育、文化、衛生、保健的新消費結構正在形成。但更健康的消費結構由于受到消費觀念、國家政策和產業結構等方面制約，還沒有完全形成。就此，筆者提出以下建議：
（一）改革現行消費體制。我國消費體制改革滯后，制約了消費結構的轉變，割裂了巨大的市場消費需求潛力與現有供給能力之間的聯系。在城鎮住、行的消費方面，福利型、供給型和集團型的消費方式至今仍未徹底打破，用于住、行的消費品和消費行為，仍未完全納入個人商品消費領域，使這兩個方面的消費需求處于被壓抑的狀態，從而圍繞住、行的相關產業不能得到充分發展。
（二）推行鼓勵消費的政策。加快費改稅步伐，建立規范、透明的管理體制，千方百計降低住房、汽車等高價值商品的價格。徹底整頓土地轉讓價格和拆遷補償費，清理各種攤派和收費，規范住房成本構成，切實降低房價。放開住房二級市場。取消對汽車的各種不合理收費，積極推進燃油稅改革進程。放開轎車價格，鼓勵企業競爭。
（三）擴大就業渠道。制定再就業優惠政策等一系列措施，保障國有企業下崗職工基本生活，積極促進其再就業，增加他們的家庭收入。而我國新常態下的就業市場壓力逐年上漲，累積未就業人口逐漸遞增，城鎮的就業人口收入分化較為嚴重，進一步壓縮了一些工作崗位的就業取向，進而形成了一些崗位招不上來，一些崗位進不去人，使得城鎮人口的穩定就業率較差，人們跳槽率較高。從消費情況看，收入的增長趕不上消費的增長，使得就業選擇更加的傾向一極，只有拓寬和擴大就業渠道，做好引導，才能緩解就壓的整體壓力。
（四）完善社會保障體系，增強消費信心。完善社會保障體系是我國社會保障事業健康發展的標志和條件，也是提升居民消費結構的重要前提。房價、醫療等消費壓力，已經成為了人們生活的主要壓力。住不起房，看不起病使人們逐漸對社會保障喪失了信心。住房公積金改革、廉租房、經適房的出臺在導向上給了一般收入家庭信心，引領了社會保障的風向，但是對速上升的房價來看，仍舊杯水車薪，仍然需要在抑制房價上漲、科學調整商品房市場供需上下功夫。醫療改革的腳步在加快，省市醫保轉入社會保障卡，對于社保的蓄水池在很大程度上實現了拓寬，降低了醫保的準入門檻，使人們得到了更多的實惠。
綜上所述，隨著我國城市化速度的加快，我國城鎮人口在數量上有了急速的增長，伴隨而來的就是我國城市人口消費指數與消費結構的調整，在我國經濟進入新常態以來，我國城市的各類商品價格展現出不同特點。消費結構的調整也給人們的生活方式帶來了改變，同時促進了我國各行各業市場化的進程。面對市場調控在城市人口消費中的影響越來越大，如何做好宏觀調控，在深化改革的國家全局性經濟布局中起著至關重要的作用。因此，在新常態下，應該抓住這次難得的機會，加大研究力度，掌握城鎮人口消費的規律，進一步找到符合我國國情的發展之路。
主要參考文獻：
[1]洪彥，王列輝，楊華瑋，楊帆.城市化對經濟增長影響的空間計量分析――以海峽西岸經濟區城鎮體系為例[J].地域研究與開發，2015.5.
關鍵詞：城鎮總體規劃； 人口規模預測； 準確性
中圖分類號：F291 文獻標識碼：A 文章編號：
一、前言
隨著我國經濟的迅速發展和人口城鎮化步伐的快速推進，發展與資源、環境的矛盾越來越突出。為了更好地化解城鎮發展與土地資源短缺的矛盾和環境質量不斷下降的風險，制定更加科學合理的城鎮空間布局就顯得更加尤為重要。由于人口規模預測是確定城鎮空間布局的基礎，因此在編制城鎮總體規劃方案的過程中，必須要對人口規模進行更為科學合理的預測，提高預測的準確性，提升城鎮環境品質、避免土地資源的浪費，提高城鎮總體規劃的宏觀指導性。
二、城鎮總體規劃中人口規模預測的基本方法
在目前城鎮總體規劃的人口規模預測中，主要采用了以下幾種方法：
1、綜合增長率法
在綜合增長率法中主要用到了如下公式對人口規模進行準確預測：
根據人口年均綜合增長率預測人口規模，按下式計算：
式中：Pt——預測目標年末人口規模；
P0——預測基準年人口規模；
r ——人口年均綜合增長率；
n ——預測年限。
2、相關分析法
通過建立城鎮人口與經濟總量之間的對數相關關系預測未來人口規模，按下式計算：
式中：Pt——預測目標年末人口規模；
Yt——預測目標年GDP總量；
a、b——參數。
3、資源環境承載力預測法
資源環境承載力法是依據城鎮賴以存在和發展的土地、水、生態環境、電力、經濟實力等資源環境條件，分別按照某種適宜的人均占用水平或標準，對規劃范圍內可以承載的人口規模進行推算，得出的是城鎮資源環境能夠承載人口的最大容量或者極限規模。
如：土地承載力法
根據建設用地潛力和有關人均用地標準預測人口規模，按下式計算：
式中：Pt——預測目標年末人口規模；
Lt——根據土地開發潛力確定的預測目標年末城鎮建設用地規模；
lt——預測目標年宜采用的人均建設用地標準。
4、基礎設施承載力預測法
根據規劃期末城鎮道路面積、中小學學位總數和醫院病床總數以及相應的人均指標來預測城鎮的人口承載量。
三、目前城鎮總體規劃中人口規模預測存在的主要問題
雖然在目前的城鎮總體規劃中對人口規模預測引起了足夠的重視，并采用了科學化的方法對城鎮總體人口規模進行了預測，但是受到管理體制和管理方法的制約，目前城鎮總體規劃中人口規模預測還存在一定的問題，這些問題嚴重影響了人口規模預測的準確性，必須得到解決。
1、城鎮人口規模預測中現狀人口數據缺乏準確性和真實性。
準確掌握城鎮現狀人口數據是城鎮人口規模預測的重要基礎，因此城鎮現狀人口數據的準確性和真實性對城鎮人口規模預測顯得尤為重要。
（1）城鎮常住人口數據缺乏準確性和真實性：在城鎮人口中占據主體的常住人口通常包括戶籍人口和居住半年以上的暫住人口。在市場經濟條件下我國人戶分離現象已經十分普遍并且比例越來越高。各鄉鎮統計部門往往簡單地將戶籍人口計入常住人口，少數鄉鎮還存在利用以往人口統計資料編造本年度人口統計數據的現象，這些做法嚴重影響了現狀人口數據的準確性和真實性。
（2）城鎮流動人口統計數據缺失：由于流動人口的統計工作更加復雜和艱巨，除非基于預防和打擊犯罪的需要，鮮有城鎮進行制度性的流動人口統計工作，城鎮流動人口統計數據處于缺失狀態。
2、城鎮地方政府根據主觀發展意愿和招商引資需要擴展城鎮建設用地平臺、擴大城鎮建設用地規模，進而擴大城鎮人口規模的現象較為普遍。
各市、縣的市（縣）域城鎮體系規劃均明確確定了本行政轄區內各城鎮的城鎮人口規模，這一基于更高層面的城鎮發展空間布局是充分考慮了各城鎮的發展現狀、發展潛力和宏觀發展趨勢后制定的今后較長時期的城鎮發展目標，是在更高層面統籌城鄉發展的具體體現。受不確定因素的影響，個別城鎮的超常規發展可能會快速突破原有城鎮人口規模的預測值，與原城鎮體系規劃確定的城鎮人口規模產生較大的偏差，部分城鎮的發展也會與原城鎮體系規劃確定的城鎮人口規模產生一定的偏差。但總體而言市（縣）域城鎮體系規劃確定的各城鎮的城鎮人口規模具有較強的科學性、合理性和前瞻性。
現階段，我國各地經濟發展仍然以招商引資作為主要突破口。為了壯大地方經濟實力、培植地方財源和擴大城鎮就業人口，工業項目招商引資成為各縣市招商引資工作的重點。為了發展縣域經濟，不少地方將工業項目招商引資工作層層分解到各鄉鎮，致使各鄉鎮地方政府倍感壓力。不少鄉鎮存在盲目招商、盲目發展工業項目的現象。鄉鎮地方政府往往根據主觀發展意愿和招商引資需要擴展城鎮建設用地平臺、擴大城鎮建設用地規模，進而突破市（縣）域城鎮體系規劃確定的城鎮人口規模的現象較為普遍。這種行為雖然緩解了經濟發展的一時之需，但從長遠來看，加劇了環境資源的破壞和土地資源的浪費。
四、提高城鎮總體規劃中人口規模預測的科學性和準確性的幾點探討
基于以上現實和分析，我們認識到提高城鎮總體規劃中人口規模預測的科學性和準確性是更好地化解城鎮發展與土地資源短缺的矛盾和扭轉城鎮環境質量不斷下降的趨勢、實現科學發展的基礎性工作。如何有效提高城鎮總體規劃中人口規模預測的科學性和準確性應引起各級政府及相關部門和規劃師的足夠的重視，有以下幾點值得探討：
1、建立更為科學合理的人口統計制度與統計方法
隨著我國經濟的持續快速發展，當前我國人口的流動性大大增強，原有的戶籍管理方法已不適應我國城鎮化快速發展的需要，人口的統計工作也變得日益復雜和艱巨。為了提高人口統計數據的準確性，有必要建立更為科學合理的人口統計制度與統計方法，減少人口統計數據的遺漏和重復，為城鄉規劃工作提供更加真實準確的基礎數據。
2、各級政府部門應進一步樹立科學發展觀的牢固意識
科學發展觀是在深刻總結國際、國內發展經驗教訓基礎上提出的，順應了當今世界發展潮流，反映了當代世界最新發展理念。科學發展觀的提出，指明了我國經濟社會發展的總體思路和戰略，是今后相當長時期指導我國經濟社會發展的根本指導思想。各級政府部門應當在科學發展觀的指導下，盡快建立起適應我國經濟與社會轉型發展、建設生態文明的制度體系，包括建立新的經濟與社會發展評價標準體系和政績考核體系，減少和抑制地方盲目發展的沖動，促進土地資源的合理利用、節約利用和環境質量的逐步改善。
3、規劃師應更多地承擔起應有的社會責任
規劃師應該站在公共利益和長遠利益的角度，勇于承擔應有的社會責任。在確定城鎮用地規模和人口規模的預測中努力減少來自政府部門的不良干擾。
4、運用多種方法進行城鎮人口規模的預測，提高人口規模預測的科學性和準確性
城鎮人口規模的預測應盡可能采用多種方法和進行多方案預測，充分考慮可能出現的各種情況，選取不同的方法和方案分別進行預測，通過綜合各方法或方案得到的多種預測方案值，分析得出最有可能發生的預測值區間，提高人口規模預測的準確性
五、結論
通過本文的分析可知，在城鎮總體規劃中人口規模預測的重要性。為了提高城鎮總體規劃中人口規模預測的科學性和準確性，需要建立更為科學合理的人口統計制度與方法、經濟與社會發展評價標準體系及政績考核體系，并通過規劃師的自身努力來共同實現。
參考文獻：
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[關鍵詞]城市化水平；城市化動力機制；
中圖分類號：TU984 文獻標識碼：A
1區域發展背景
1.1響應長三角一體化發展——由區域邊緣到發展前沿
國務院《關于進一步推進長江三角洲地區改革開放和經濟社會發展的指導意見》明確了長三角未來的新定位：到2020年，要把長三角地區建設成亞太地區重要的國際門戶、全球重要的先進制造業基地和具有較強國際競爭力的世界級城市群。江蘇沿海地區將依托其港口、土地、環境等條件成為長三角功能體系向北延伸的重要的組成部分。阜寧在這一新的格局變化中也實現了其區域角色能夠從區域邊緣向發展前沿的轉變。
1.2響應江蘇南北聯動發展——由孤立發展到整體融合
為縮小區域差距，共同實現“兩個率先”發展，江蘇省提出南北聯動發展、加快南北產業轉移的戰略思路，在政策、產業、資金、技術等各方面對蘇北給予大力扶持。阜寧要加快自身的發展，應著力改善阜寧投資環境，樹立政府的服務意識和效率意識，以優良的基礎設施、優質的服務和全方位的開放意識吸納蘇南產業向本地區轉移。同時，應充分發揮阜寧在自然資源、土地、勞動力、市場、基礎產業等方面的優勢，在拓寬合作領域的基礎上重點推進優勢行業領域與蘇南的合作。
1.3響應沿海開發戰略——由偏于內陸到融入沿海
“十一五”期間，為優化全省生產力布局和促進區域經濟協調發展，江蘇省明確提出加快開發沿海產業帶，推進沿海開發，全面實施包括沿江、沿海、沿東隴海線、沿滬寧線的“四沿”戰略。2009年6月國務院通過《江蘇省沿海地區發展規劃》，標志著江蘇沿海地區的發展正式上升到國家戰略。阜寧未來的發展需要從過去一直局限于小區域中心的定位走向融入更大范圍的市場區域來實現向跨越式發展，融入區域價值鏈體系，成為在區域范圍中的一個有自身特色和價值的節點。
2阜寧縣現狀城市化水平
2.1阜寧縣人口分布
縣城城鎮規模除了阜城鎮為26.06萬人，其它建制鎮鎮域平均人口規模僅有5.83萬人，鎮區平均人口規模為1.33萬人。總體城鎮規模偏小，不利于發揮城鎮的中心作用。
從基礎數據得出，大部分鄉鎮的城市化水平較低，還處于城市化的初級階段，農業人口較多，可轉移為城鎮人口的彈性較大。僅有益林鎮、溝敦鎮達到48%，可進一步發展為片區中心。
2.2中心城區人口分析
2010年底中心城區人口為29.73萬人。2001年，外來人口主要來源于省內，至2010年，省外外來人口比重逐步上升，占總外來人口的24.6%。
2.3歷史城市化水平分析
阜寧縣2010年末的城鎮人口總量為46.95萬人，城市化水平為42.10%。2001年末的城鎮人口總量為29.48萬人，城市化水平為27.42%。2001～2010年城市化水平年均增長為1.47個百分點。隨著經濟開發區和澳洋工業園的發展，其吸引外來制造業的能力將逐步增強，工業化進程將迅速加快，從而推動城市化進程的加速發展，吸引阜寧縣域農業人口及周邊地區居民向中心城區、重點中心鎮鎮區遷移，城市化水平保持穩定快速發展趨勢。阜寧正處于城市化發展的加速期。
3城市化發展水平預測
從近年來的阜寧統計數據來看，第一產業從業人員減少速度較快，2000年以來第一產業從業人員從27.1萬人減少到16.2萬人，占全部從業人員比重從62.9%減少到39.4%，大量鄉村剩余勞動力直接被吸收轉化為在冊城鎮人口。
農村剩余勞動力轉移法主要考慮了農村剩余勞動力向城鎮轉移這一因素。其公式為：pt=po（1+γ）t+A•B•C（1+d）
式中：pt：預測期城鎮人口，po為現有城鎮人口，γ為城鎮人口自然增長率，A為預測期農村勞動力數，B為農村勞動力轉化率，C為農村勞動力轉化到城鎮的比率，d為轉化的勞動力帶眷系數。
考慮到阜寧耕地總量和基本農田保護指標，以及農業勞動力勞均耕作水平的提升，估算到2015年農村勞動者數量為10萬人；2020年農村勞動者數量為14萬人；2030年農村勞動者數量為20萬人。針對阜寧的實際情況，確定上述的參數分別為：
表01-01阜寧農村剩余勞動力轉移法參數表
年份 γ A B C d t
2011-2015 5‰ 10.0 60% 60% 1.4 5
2016-2020 4‰ 14.0 50% 50% 1.5 5
2021-2030 3‰ 20.0 40% 40% 1.6 10
由此得出，阜寧城市人口農村剩余勞動力轉移法預測結果為：
2015年，戶籍城鎮人口：55萬人，外來城鎮人口：10萬人，常住城鎮人口：65萬人，城市化水平：58.1%。2020年，戶籍城鎮人口：64.9萬人，外來城鎮人口：14萬人，常住城鎮人口：78.9萬人，城市化水平：65.8%。2030年，戶籍城鎮人口：75.6萬人，外來城鎮人口：20萬人，常住城鎮人口：95.6萬人，城市化水平：73.6%。
根據上述預測方法綜合分析，2011－2030年阜寧縣城市化水平年均增長率為2.5%。
2015年，縣域總人口：112萬人，城鎮人口：65萬人，城鎮化水平：58%。2020年，縣域總人口：120萬人，城鎮人口：82萬人，城鎮化水平：68%。2030年，縣域總人口：130萬人，城鎮人口：98萬人，城鎮化水平：75%。
4城市化動力機制分析
4.1人口與經濟發展水平的關系
經濟增長是解決人口問題的基本前提，也是人口發展的基本前提。本次規劃從就業彈性系數的角度來進行分析。就業彈性系數是指經濟增長1個百分點，相應地就業增長的百分點。美國經濟學家奧肯經過實證研究發現，在3%的GDP增長基礎上，GDP增長速度每提高2個百分點，失業率便下降1個百分點。無論是發達國家的經驗，還是我國經濟發展的實際情況，都基本上支持經濟增長與失業率這種負相關的變動關系。
在阜寧縣的農業發展中，農業產值基本保持不變，農業投資持續小幅度增加，政府政策創新變化不大，勞動力持續減少，就業彈性為負數。工業發展中，從2001年至2010年，工業產值增加了80.55億元，同期投入資金增幅不及人口增幅，工業企業門類多為制造、加工業，因此吸引了大量的初級勞動力。
表01-02阜寧縣GDP與勞動生產率比較一覽表
規劃將10年來阜寧的勞動生產率和GDP變化情況進行對比，可見勞動生產率的變化弧度小于GDP增長弧度，說明勞動生產率的提高滯后于經濟發展。
表01-03阜寧縣總人口與勞動生產率比較一覽表
再把勞動生產率和總人口變化情況進行對比，發現兩條曲線弧度基本一致，說明勞動生產率的增長幅度與人口的增幅一致，也就是說，勞動生產率的增長主要依賴于人口的增長。
4.2人口質量與勞動力就業的關系
人們要從事經濟活動，只有勞動者成功地與生產資料結合在一起時才成為可能，因此，就業是人口質量作為經濟的內在潛力轉化為外在表現的基本形式。本文就人口質量與勞動力就業的良性循環發展，提出以下幾點措施。
4.2.1發展教育事業，加強人力資本投資
發展教育事業，加強人力資本投資，以使人口質量更加適合勞動力就業的需要。提高人口質量是一個全社會的系統工程，涉及到人口生產和文化、教育、衛生、自然環境以及社會環境等諸多方面。一些發達國家和部分發展中國家的實踐表明，發展教育事業，既可以從總體上提高勞動者素質，也可以推遲新增勞動力進入勞動力市場的時間，緩解勞動力供求矛盾。
4.2.2深化和完善就業體制改革
勞動力的合理流動和擇業競爭大大減少了勞動者對就業崗位的不適應性，同時開放勞動力市場也促進了勞動力資源的合理配置。
5策略研究
5.1推進城鄉土地制度改革
5.1.1沿用農村土地集體所有制可以保持社會穩定和諧。
農業建設土地集體所有權變為國有或私有都面臨可能的政治成本和意識形態風險，中國現階段具有中國特色社會主義性質不能改變；1978年后，我國農村集體農用地的土地承包經營和城市國有土地房地產開發中土地所有權與使用權分離的成功實踐都是我國土地制度改革取得成功的典范。
5.1.2沿用農村土地集體所有制可以降低土地交易成本。
在發展中，土地集體所有制不用轉換是交易費用相對節約和農民合理受益的產權安排模式，集體組織獲得更多的收益，能夠更好的為農民利益服務，這才是農村集體建設用地改革的初衷。
5.1.3農村土地集體所有權管理機構上移便于社會保障統籌。
新的土地制度和政策設計，已將根據規劃集中居住農民的社會保障由政府一次性予以解決，較好進行了土地作為農民保障的制度安排，為將來分階段提高社會保障的統籌水平奠定基礎。
5.1.4激活市場要素運作可以促進城鎮化持續滾動推進。
農村宅基地使用權一旦流轉，理論上可能危及農民切身的生存利益，甚至導致“流民”現象的出現，這是一度從制度上限制集體土地使用權流轉的重要原因。但在實際中，農民也是理性的“經濟人”，草率賣掉所有住房的畢竟只是少數。
5.2推進城市管理制度改革
二元分割的戶籍制度，極其不利于流動民工或外來務工者的落地生根。一個城市所需要的勞動力，實際由不同技術層次勞動力人口所構成。一方面要提高大學本科及其以上受教育程度人口在總人口中所占的比重，另一方面，還要充分考慮到不同學歷人口的進入準則與城市經濟發展水平對勞動力技術水平的需要。
所以，戶籍制度改革的進程，要與阜寧縣經濟發展的水平相配合，既要考慮到長遠發展對勞動力學歷水平結構的需要，又要觀照到當前經濟發展水平對稀缺勞動力的迫切需要。
參考文獻
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城鎮化可以簡化為鄉村人口轉為城鎮人口的過程。但不同學科對城鎮化有不同的理解，因而城鎮化也就有了不同的表述。所謂人口城鎮化，就是從人口統計學角度看，城鎮化水平就是城鎮常住人口占總人口比重，國家統計局公布的城鎮化水平就是用的這個指標；所謂外觀城鎮化，就是從規劃學的角度看，地表外觀由鄉村變為城鎮，也稱為土地城鎮化；所謂產業城鎮化，就是從產業經濟學角度看，區域支柱產業由農業變為非農產業，即工業和服務業；所謂人的城鎮化，就是從社會學角度看，人口由農村向城鎮遷移或人口直接就地由村民變居民，并享有真正的“市民”待遇，融入到城鎮居民社區，過上真正的城鎮生活。
關于城鎮化水平
改革開放以來，中國城鎮人口迅速增加，城鎮化率大幅提高。1978年中國總人口9.63億人，其中城鎮人口1.72億人，城鎮化率17.9%；2012年中國總人口13.54億人，其中城鎮常住人口7.12億人，城鎮化率52.57%，相當于2011世界城鎮化率平均水平（52.08%）。但這是常住人口城鎮化率。若扣除城鎮非本地戶籍常住人口2.36億人，實際擁有本地城鎮戶籍人口4.76億人，也就是說，2012年中國戶籍人口城鎮化水平只有35.14%（4.76/13.54×100%=35.14%）。然而，無論是35.14%還是52.57%，都不影響對中國城鎮化所處階段的整體判斷，兩組不同數據顯示中國正處在城鎮化（即城鎮化發展規律“S”曲線的30%―70%加速通道 ）的快速發展階段。
中國城鎮化發展迅速，2002―2012年中國城鎮化率以平均每年1.355個百分點的速度發展，城鎮人口平均每年增長2102萬人。2012年中國城鎮人口比重達到52.57%，比2002年上升了13.48個百分點；城鎮人口為71182萬人，比2002年增加了20970萬人；鄉村人口64222萬人，比2002年減少了14019萬人。
又由于中國地域廣闊，區域經濟發展不平衡，導致了中國城鎮化水平區域差距也十分明顯。就整體而言，中國目前盡管處于城鎮化加速前期階段（實際城鎮化水平在30―50%之間），大多數地區的城鎮化為集中式城鎮化，即資源（尤其建設土地）、基礎設施、公共服務設施（學校、醫院、文化娛樂等）、人才、資本向高等級城鎮集中的城鎮化，但也有一些地區尤其是長三角、珠三角等城市群地區，已進入到城鎮化加速后期階段（實際城鎮化水平在50―70%之間），城鎮化為分散式城鎮化，即城鄉統籌發展和城鄉一體化發展的城鎮化。2011年中國東部地區常住人口城鎮化水平61.0%，中部和西部常住人口城鎮化水平分別為47.0%、43.0%，與2010年相比，東中西分別上升1.1、1.7和1.6個百分點。從統計數據看，中西部地區近年來城鎮化發展速度較快，但與東部地區城鎮化水平差距仍然較大。至2011年底，城鎮人口比重超過50%的省份已達15個，湖北、山東、海南三省首次超過50%；繼上海市、北京市之后，天津市城鎮人口比重2011年首次超過80%。
關于城鎮化質量
中國的城市數量和規模不斷擴大，形成了若干個具有國家和國際影響力的城市群。不包括港澳臺，1978年中國城市總數只有193個，2012年增加到657個。2011年中國6.9億城鎮人口中的71.6%生活在城市中，1.59億外出農民工中約82%在縣級市及以上城市就業。1978―2012年超過100萬人口的城市由29個增加到125個，建制鎮由2173個增加到19881個，幾十個城市群已經形成或正在形成。2012年，京津冀、長三角、珠三角三大城市群以3%左右的國土面積，集聚了13%左右的人口，創造了36%左右的國內生產總值。
但由于不同戶籍者所享有權益不同，“同城人不同權”使得常住人口城鎮化水平存在較高“水分”。例如，2012年廣東省深圳、東莞兩市常住人口分別為1054.74萬人、829.23萬人，但沒有兩市戶籍常住人口所占比重分別高達72.73%、77.45%；2012年江蘇省昆山市常住人口195.52萬人，但沒有昆山戶籍常住人口所占比重62.27%。由此可見，一些城市雖然統計上所反映的人口城鎮化水平很高，但相當部分人并沒有享受戶籍人口“市民待遇”，不僅在醫療、子女教育、就業等方面無法享受公平待遇，甚至在購買住房和汽車上牌照等方面也存在嚴重歧視現象，形成了所謂的“半城鎮化”。
問題的關鍵在于，這種“夾生”城鎮化所產生的“半城鎮化”人口至今仍在擴大。據統計，2008年“半城鎮化”人口數字是1.61億，當時中國城市化率為45.68%，常住人口城鎮化與戶籍人口城鎮化之差為12.4個百分點；但到了2012年，“半城鎮化”人口數字是2.36億，常住人口城鎮化與戶籍人口城鎮化之差為17.4個百分點。
關于城鎮化問題
一是產業化與城鎮化脫節。對于中國大部分地區而言，城鎮化是工業化的結果，工業化是“因”，城鎮化是“果”，且城鎮化與工業化演變軌跡幾乎重疊，因此，真正可持續的城鎮化也是伴隨產業演變的城鎮化，城鎮化與工業化既要良性互動，又要同步發展。但是，進入21世紀以來，隨著城鎮商品住房成為城鄉居民最大市場需求后，以房地產業發展為核心的土地城鎮化不斷加速并成為遙遙領先于產業城鎮化和人的城鎮化“先行軍”。一方面，一些主要依靠房地產業發展的三、四線城市，出現了產業城鎮化乏力現象，一些有城無業、有城無人的“新城”也紛紛被媒體以“鬼城”而冠之；另一方面，北京、上海等特大城市周邊區域所開發的超大規模樓盤，也由于沒有產業支撐所形成的“臥城”，與主城之間形成了每天“潮汐式”人流格局，導致了北京、上海等特大城市的“大城市病”――房價高、交通堵、空氣差、淡水缺等問題。
二是城鎮化沒有建立在農業現代化基礎上。城鎮化以非農產業發展為基礎，但衡量非農產業發展，一要看非農產業增加值所占比重，二要看非農產業就業所占比重。在2012年所反映的中國三次產業構成指標中，雖然非農產業（第二產業、第三產業）增加值所占比重接近90%，但非農產業就業所占比重只有2/3不到，第一產業就業所占比重超過了價值（增加值）所占比重23.5個百分點。這說明中國的工業化并不是在農業現代化基礎上的工業化；同時，農業勞動生產率低下，使得城鎮化成為“城鄉割裂發展”的城鎮化。
三是城鄉二元結構轉變為城鎮內部二元結構。“半城鎮化”現象的實質是進城農民既不能平等享有市民權利，又不能割斷與土地、宅基地以及與原農村集體的聯系。總根子在于長期執行的城鄉分割的二元體制。“半城鎮化”減少了城鎮化、城鎮現代化建設的政府即期成本，而增加了農民工市民化成本。“半城鎮化”解決的僅僅是農村剩余勞動力的城鎮化，而非人的城鎮化。隨著城鎮化、工業化進入中后期階段和城市綜合實力的增強，“半城鎮化”對城鎮常住人口中本地戶籍與非本地戶籍之間二元關系以及城鄉關系的扭曲和對城鎮和諧發展、可持續發展負面影響將越來越凸顯出來。隨著中國工業化的升級和發展方式的轉變，勞動力的需求結構發生了很大的變化，由對體力型的勞動力旺盛需求，轉變為對技能型勞動力的需要，進城農民基本上是體力型的勞動力，盡管出現就業機會，但進城農民越來越難于難找到適合工作，而由于長期在外漂泊，農村只能成為一種回憶。
四是土地制約凸現。當前土地城鎮化明顯快于人口城鎮化，2000年至2010年間，全國城鎮建成區面積增長61.6%，高于城鎮人口46.1%的增長水平。東部一些地方已經到了無地開發的地步，西部則選擇移山填溝，人為造地來發展工業。一方面，土地制約幾乎成為地方政府眾口一詞的阻礙經濟發展的關鍵要素，而另一方面，城鎮人口密度開始不斷下降，也是在2000―2010年間，城鎮人口密度由8500人/平方公里降至7700人/平方公里，特別是許多地方開發區和新城、新區，由于非農產業發展滯后、人口集聚能力不足，甚至出現了大范圍“鬼城”現象。中國是以山地高原為主的國家，宜居土地只占陸地國土面積的19%，人均耕地僅為世界平均水平40%。本來城鎮化集約了人口，可耕作的土地因此可以增加，但是現實城鎮化進程中占用國土空間過多，基本農田和優質耕地減少過多、過快，挖山、填水過濫，這樣下去，不僅威脅國家糧食安全，而且會破壞國家生態安全。
[關鍵詞]GM（1，1）模型；人口預測；城市化
[中圖分類號]F0615[文獻標識碼]A[文章編號]2095-3283（2015）02-0131-04
[作者簡介]黃毓雯（1990-），女，江蘇揚州人，碩士研究生，研究方向：產業組織理論。 一、引言
人口預測就是根據現有的人口狀況并考慮影響人口發展的各種因素，按照科學的方法，測算在未來某個時間的人口規模、水平和趨勢。人口預測為社會經濟發展規劃提供了重要信息，預測的結果可以指明經濟發展中可能發生的問題，同時也可以幫助制定正確的政策。但是，人口預測基于統計的人口數據每年往往有波動，對于不平穩的人口時間序列預測精度不高，甚至會喪失預測功能。
灰色系統理論是我國華中科技大學鄧聚龍教授在1982年提出的。該理論是系統思想的一種深化和發展，在國際上引起很大關注，并給予很高評價，其理論和方法被廣泛地應用于不同學科、不同領域的研究之中，獲得了許多可喜的成果。灰色系統理論是研究信息部分清楚、部分不清楚并帶有不確定性現象的應用數學學科。在客觀世界中，大量存在的不是白色系統（信息完全明確）也不是黑色系統（信息完全不明確），而是灰色系統。因此灰色系統理論以大量存在的灰色系統為研究重點而獲得進一步發展。灰色系統理論以“部分信息已知，部分信息未知”的“小樣本”、“貧信息”不確定性系統為研究對象，主要通過對“部分”已知信息的生成、開發，提取有價值的信息，實現對系統運行行為、演化規律的正確描述和有效監控。GM（1，1）模型是GM模型中的一種，它是根據最小二乘法原理求解單一變量的一階微分方程的過程，以時間序列資料為基礎，對無規律的原始數據進行轉換，建立有規律的新數列的回歸矩陣方程，并用得到的方程對未來的動態發展進行預測。
城市化的概念有廣義和狹義之分。狹義上是指人口城市化，即人口從農村遷移到城市并轉變成城市人口，由此使城市人口規模不斷擴大，城市人口數量比重不斷增加的過程。廣義上除了指人口城市化以外，還包括人們通常所說的土地城市化、生活方式的城市化等。2013年1月，國務院總理在國家糧食局科學研究院考察調研時指出“推進城鎮化，核心是人的城鎮化”。“人的城鎮化”在一定意義上可視為人口城市化，因為人口城市化是城市化的基礎，也可理解為是城市化的核心。從城市化的概念可以看出，人口城市化是經濟社會發展的產物，體現了社會發展的方向。從世界城市化進程可以看出城市化發展有比較明顯的規律：第一階段是城市化的初始階段，農業經濟占主導地位，農業人口占絕對優勢，城市人口增長緩慢。當城市人口超過25%時，城市化進程逐漸加快。當城市人口達到30%后就會進入第二階段，在這一階段城市人口快速增加。在城市人口超過70%時城市化率的增速將會減緩，進入城市化的第三階段，即最終階段。這就是通常所說的城市化規律的“S”曲線。
城鎮化速度的變化有其特定規律，決不能拔苗助長。雖然每個地區都有不同的自然基礎、歷史條件、經濟體制和社會文化特征，從而有不同的城鎮化道路，但城鎮化的一般規律大致相似。若在短時間內快速城鎮化，將會導致城市出現大量失業和貧民階層，阻礙社會經濟的正常發展。
二、GM（1，1）模型的建立
1GM（1，1）模型的建立過程
灰色系統理論認為，系統是否會出現信息不完全的情況，取決于認識的層次、信息的層次和決策的層次，低層次系統的不確定量是相當的高層次系統的確定量，要充分利用已知的信息去揭示系統的規律。首先，灰色系統理論對于人口預測的時間數據序列建立系統的動態模型，把一組離散的、隨機的原始數據序列進行m次累加生成一個規律性較強的累加生成序列，從而達到使原始序列隨機性弱化的目的。其次，對累加生成序列建立模型。最后，再進行m次累減還原成預測值。通常m值取成1，作一次累加生成序列，再建模，即GM（1，1）模型。具體的過程如下：
假設取X0為初始的原始序列：
X0=（x0（1），x0（2），…，x0（n））
對X0進行一次累加生成，得到新序列，累加生成序列：
X1=（x1（1），x1（2），…，x1（n））
其中，
x1（k）=∑ki=1x0（i），k=1，2，…，n
然后對X1構造一個背景值序列：
Z1=（z1（1），z1（2），…，z1（n））
其中，
z1（k）=αx1（k）+（1-α）x1（k-1），k=2，3，…，n
在這里α=05，建立一階微分方程：
dx1（t）dt+ax1（t）=b
這個方程為GM（1，1）模型的基本形式。
再次應用最小二乘法原理求得：
a∧=（a，b）T=（BT，B）-1*BT*Yn
B=-1/2（x1（1）+x1（2））1
-1/2（x1（2）+x1（3））1
-1/2（x1（n-1）+x1（n））1，Yn=（x0（2），x0（3），…x0（n））
最后建立預測公式：
x∧1（k+1）=（x0（1）-ba）-ak+ba
x∧0（k+1）=x∧（k+1）-x∧1（k）
2GM（1，1）模型的檢驗指標
通過對模型結果進行檢驗，確保其精確度并應用于預測實踐。相關檢驗有殘差檢驗、關聯度檢驗、后驗差檢驗等。對于殘差檢驗，通過公式
ε（k）=x0（k）-x∧0（k）x0（k），k=1，2，…，n
得出相對誤差ε（k）
本文主要介紹后驗差檢驗方法。后驗差檢驗是一種常用的基于概率統計的基本檢驗方法。它以預測誤差為基礎，根據其大小，考察預測誤差較小的點出現的概率，以及與預測誤差的方差有關指標的大小。一般要求誤差概率p≥095，不得小于075。如果P、C都在允許的誤差范圍之內，可進行預測，否則需要進行殘差的修正。如表1所示：
表1PC 表預測精度等級PC好>095>035合格>0807
1新疆人口與城鎮化率發展狀況
表2新疆城鎮化水平年份年末總人口
（萬人）城鎮人口
（萬人）城市化率
（%）20011876196332133752002190519644723384200319339566511343920041963116901135152005201035746853715200620500077777379420072095198202739152008213081844653964200921586386021398520102181589335842792011220871961674354201222327898198440020132264301006934447從表2中可以看出新疆2001―2013年的城鎮化增速非常緩慢，低于全國平均增長速度。在全疆克拉瑪依和烏魯木齊兩個地級市城鎮化率最高，其中克拉瑪依達9863%。北疆除了伊犁州略低于全疆平均水平外，其他地州城鎮化水平都高于全疆的平均水平。南疆除巴州外其他地州城鎮化水平都低于全疆平均水平，尤其是南疆三地州的和田地區、喀什地區和克孜勒蘇柯爾克孜州地區要遠遠低于全疆平均水平。就西北五省區來看，新疆城鎮化水平要高于西北五省區的平均水平，但從全國來看，新疆的城鎮化進程明顯滯后。在全疆的22個城市中超過100萬人口的特大城市僅有烏魯木齊，大部分縣城人口不到10萬人。
2對新疆人口與城鎮人口預測檢驗
由于GM（1，1）模型在建模時，它的基本模型是一個離散方程，其后對模型進行了白化得到的白化方程是一個連續方程。在預測時將求到的參數直接帶入了白化形式中，導致從離散形式直接跳躍到了連續形式。因此，以GM（1，1）模型對人口進行預測時，對原始數據的選擇要求人口變化過程要平穩，盡量避免突變性區間；應選擇距離預測數據最近的人口數據，以保證模型精度。根據以上原則，選擇新疆2001―2013年的總人口和城鎮人口作為源數據。通過GM（1，1）模型對新疆2013年年末總人口和城鎮人口進行預測，并檢驗其精度。經計算得出預測值，如表3所示。表32013年新疆總人口及城鎮人口預測值單位：萬人 實際值預測值殘差相對誤差C值P值新疆總人口226432282675447-1837544726-000811528800114057061城鎮人口1006931030783976-2385397649-002368980600124338511從表3預測結果可以看出，預測新疆總人口的相對誤差為-00081，預測城鎮人口的相對誤差為-0024，都控制在了±0089以內。預測新疆總人口和城鎮人口的方差比C值分別為0011和0012，都遠小于035，并且小誤差概率P為1，大于095，說明預測模型已達到很高的精度要求，可以用GM（1，1）模型預測出較好的結果；可以在中長期預測中保持較高的預測精度和較強的穩定性；對原數據的要求并不苛刻，選擇5～8個樣本數據就可以建立模型。
3新疆未來人口預測與實證分析
選擇2001―2013年新疆各年末總人口和城鎮總人口數據建立GM（1，1）模型，得到相關預測公式如下：
新疆年末總人口預測：x∧1（t+1）=1194532972*l0015913425-1175771072
新疆城鎮人口預測：x∧1（t+1）=1528245147*0041735128-1464924147
通過相關檢驗，得到的這兩個公式的擬合精度非常高，可以用于對人口的中長期預測。通過Matlab計算得到預測結果如表4所示。
關鍵詞：工業化 城市化 貴州省
1、貴州城市化進程
1）1949~1958 城市化起步和健康發展時期
這一階段由于國家“一五”計劃的順利施行，大大推進了我國西部地區工業化進程。重工業的發展激發大量農村勞動力涌入城市，這種轉移基本上是在未受到政府超經濟力量控制的情況下自發進行的。這10年內，貴州城鎮人口由110萬增加到259萬[3]，城市化水平從7.12%上升到15.17%；設立的城市有貴陽和遵義。
2）1959~1978 城市化的不穩定發展時期
隨著“”的失敗，再加上自然災害、農業欠收等多種因素，全國經濟狀況從過熱迅速變為緊縮，導致大批城鎮人口返回農村，城鎮人口再次轉變為農村人口，城市化發展也同樣呈現出由繁榮到蕭條的變化。貴州城鎮人口在5年（1958~1962）內，由259萬下降到180萬[3]，城市化水平也由15.17%降至10.84%；1964~1970年間，通過國家對貴州進行的一系列交通改善和資源開發、引進大批骨干企業等措施，激勵了貴州省城鎮人口的增長。截至1970年，貴州城鎮人口增至277萬[3]，城市化水平為12%；1971~1978年間，由于受“”的影響，貴州省國民經濟遭遇前所未有的危機。大批城鎮人口被疏散下鄉，8年內城鎮人口共增加52萬，城市化水平徘徊在11%~12%，處于城市化發展的停滯時期。本階段先于1958年設立安順、都勻兩市，后于1962年撤銷，又于1966年恢復。
3）1979~1999 城市化相對快速發展時期
改革開放以后，率先在農村施行的聯產承包制等改革措施，大幅度提高了農村生產率。大量農村富余勞動力開始到鄉鎮企業和非農產業就業，城市化進程顯著加快。城鎮人口由1979年的331萬增加到1999年的528萬[3]，城市化水平也由1979年的11.5%提高到1999年的14.25%。截至1999年全省共有13個城市，683個建制鎮。
4）2000年至今 城市化穩步發展時期
由于市場經濟的高速發展、城鄉遷移限制的放松，大量農村剩余勞動力涌入城鎮。2000年貴州省城鎮人口為543萬[3]，城市化水平為14.46%，后于2001年超越1958年15.17%的城市化水平達到16.67%。隨后每年城市化水平增長超過0.5個百分點，貴州城市化步入了穩步發展時期。
2、貴州城市化的現狀以及存在的問題
1）城市化進程慢、水平低
貴州省在解放的51年（1949~1999）里，城市化水平共提高了7.13個百分點、年均提高0.14個百分點，同期全國城市化水平提高了19.8個百分點、年均提高0.4個百分點，對比于全國平均水平，貴州城市化進程較慢。根據方創琳[1]等的研究成果，截至2006年貴州省仍處在城市化初級階段。
2）城市化結構不合理
就一個區域的社會經濟發展而言，大、中、小城市人口分布占城鎮總人口的比例呈依次遞減規律，且大部分城鎮人口集中在10萬人口規模的小城市和小城鎮，這樣的布局最適宜。1999年，貴州省605個建制鎮中，有34個鎮人口達1萬以上，絕大多數不到5000人。小城鎮數占94.38%，但其吸納的人口卻只占全省城鎮總人口的25.67%[4]。這樣的城鎮人口布局表明，一方面全省小城鎮發展不足，另一方面大城市人口的過于集中會增加大城市的環境、經濟、人口承載壓力。
3）城鄉二元經濟結構突出
根據城鄉居民恩格爾系數差異指數的定義，當E>10％時，城鄉二元結構明顯，屬于典型的城鄉二元經濟結構。貴州城鄉居民恩格爾系數差異指數的平均值為17.66%，對比于全國7.36%平均值，貴州高出10.3個百分點。
4）城市基礎設施水平低
2006年，貴州省生活污水排放量占污水排放總量的73.3%，而城市污水處理率僅為21.07%。2008年城市人口用氣普及率為60.2%、用水普及率為92.6%、無害化處理率為35.58%[5]，同比全國平均水平分別為82.2%、95%、66.03%。2007年，貴州省市區人均擁有道路面積為6.05平方米，全國平均為11.4平方米。
3、貴州城市化水平低的原因分析
1）工業化水平低
國際上衡量工業化程度，主要經濟指標有四項：人均生產總值、工業化率、產業結構和就業結構以及城市化率。根據貴州省統計數據顯示，2008年以前貴州省是全國唯一一個人均生產總值沒有超過1000美元、城市化率沒有達到30%的省區；2009年貴州工業化率為30.01%、產業結構為14.2:37.9:47.9[3]。綜合以上四項來判斷，貴州還處在工業化初級階段。
2）自然環境的制約
貴州山地多、平地少。適合城市發展建設的平地少，城市空間的擴展受到很大的影響，也不利于省內城市之間人流、物質流的傳輸和轉換。
3）產業結構不合理
2009年，貴州省實現國民生產總值3893.51億元。其中，第一產業增加值554.02億元,同比增長4.8%；第二產業增加值1474.33億元,同比增長12%；第三產業增加值1865.16億元,同比增長12.6%，三大產業的比重為14.2:37.9:47.9[3]。就全省三大產業的現狀來看，第一產業比重偏高、第三產業的比重偏低。第三產業的發展程度是衡量現代經濟發展程度的主要標志。
4) 不合理的戶籍制度
改革開放以來，“離鄉不離土”的人口政策忽略了城鄉分割的政策體制所帶來的影響，就業、參軍、入學等農民與城鎮人口在政策上的區別，人為地限制了農民的分流和城市化水平的提高。這種戶籍管理制度使城鄉勞動力市場處于分割狀態，壓抑了農村勞動力的非農轉移，極大地影響了城市化進程。
4、對加快貴州城市化進程的建議
1）加強小城鎮建設
首先要針對小城鎮本身的資源特點制定發展計劃，以資源、產業、區位為導向，構建中心鎮―集鎮―中心村“一點三級”體系，使規劃符布局合理、重點突出，與城鎮功能定位相符。其次，要加強小城鎮的基礎設施建設，包括交通水利、通訊、醫療衛生等設施的修建，尤其是公路建設，使大城市能夠發揮其輻射作用，帶動小城鎮的發展。最后，應加快農業產業化發展，引導農民走工貿一體化的經營之路，將小農戶和大市場有效結合，以擴大城鎮規模和知名度、降低生產成本、增強市場競爭力，促進小城鎮第二、第三產業的發展。
2）推進逆城市化道路
逆城市化可以有效解決城鄉二元結構難題和“大城市病”問題。基于這個理論基礎，一方面可以對貴州省大城市進行產業結構調整，激勵或引導大城市中一些優勢產業向城鎮轉移，另一方面可以鼓勵城市里有能力、有條件、有意愿到農村發展的單位和個人，集中發展科技含量高、經濟和生態價值高的種植、養殖業和加工業。逐步形成結構合理、具競爭規模的林農業產業鏈，提高城鎮農業產業化水平。
3）拓寬融資渠道
首先應健全資本市場，改善融資環境。可以通過激勵金融機構體制機制的創新等方式，加大信貸力度，鼓勵非公資本進入。其次建立一個有利于企業健康發展的政策法律環境，以及促使市場公平競爭的融資平臺，為企業發展提供保障。
4）加強制度改革
首先應盡快建立起來一套適應當前社會形勢的新的戶籍制度，統一城市和農村戶口管理，鼓勵農民進城。其次應進行教育制度改革，按居住地原則解決進城農民子女教育問題，消除進城農民對后代教育問題的擔憂。最后是應建立起統一的原有城鎮人口和新增城市人口的社會保障體系。
參考文獻：
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[3]數據來源：《貴州六十年》（1949~2009）
[4]數據來源:《中國農村鄉鎮統計概要2000》
[5]數據來源：《中國商報》貴州頻道2月26日電
居民經濟條件是影響旅游發展的重要條件，居民要出游首先考慮到的是自己的經濟狀況。因此，決定哈爾濱冰雪旅游市場需求的主要經濟因素，即潛在客源是否擁有足夠的實際可自由支配收入與旅游愿望的大小之間存在著相互關系。在其他因素不變的情況下，人們的可自由支配收入越多，對旅游的需求也就越大，尤其表現為外出旅游次數或在外旅游天數的增加，其結果是促使旅游人數和旅游收入增長。伴隨著中國人均GDP和人均可支配收入的高速增長，恰好為哈爾濱冰雪旅游提供了源泉和推動力量。人口分析是市場分析的重要基礎和依據，人口規模決定了市場需求總量的大小。要形成一定規模的旅游市場，必須要以一定數量的人口作為基礎。中國是世界第一人口大國，龐大的人口規模和持續增長的趨勢，足以構成促進哈爾濱市冰雪旅游市場規模發展的有利條件，成為哈爾濱冰雪旅游市場規模可持續發展的基礎和動力。從哈爾濱冰雪旅游客源市場的總體構成來看，98%為國內游客，海外客源僅占2%。因此，對哈爾濱冰雪旅游市場需求的研究，側重于國內旅游人數作為主要的需求分析指標，建立其與主要相關影響因素的定量關系，進而對旅游總人數的未來發展趨勢進行較為科學的預測。
二、哈爾濱城市冰雪旅游市場需求影響因素相關性分析與模型建立
1．變量選擇和數據的整理
人口因素及經濟收入因素是最主要的影響因素，從而構成并影響著客源地潛在的市場需求量。同時，旅游需求又在一定程度上受到潛在旅游者所從事的職業、受教育程度、文化水平等因素的影響，城市人口的旅游意識和出游行為明顯高于農村人口。基于此，選取城鎮人口、城鎮居民人均可支配收入等可以量化的重要指標，建立與旅游客流規模即旅游人數的相關關系，以便更為準確和科學的反映這兩個指標對于哈爾濱城市冰雪旅游人數的相關關系及其直接影響。根據國家統計局、哈爾濱市統計局2001－2011年《國民經濟和社會發展統計公報》進行整理，得到2001－2011年國內人數y(萬人次)、城鎮居民人均可支配收入x1(元)、城鎮人口x2(萬人)原始數據。
2．相關性分析
利用原始數據資料，借助統計分析工具，進行相關性分析。從中可以得出，國內旅游人數與城鎮居民人均可支配收入和城鎮人口之間具有很強的線性相關性，相關系數分別為0．937684和0．971938，均接近于1。并可通過散點圖，得到進一步驗證，表明國內旅游人數與城鎮居民人均可支配收入、城鎮人口數量存在正相關關系，散點圖基本集中在一條直線上，說明相關程度較高。由此可建立二元線性回歸方程y=a+b1x1+b2x2進行預測。
3．建立回歸模型
通過統計分析工具，輸出回歸分析數據，得到國內旅游人數與城鎮居民人均可支配收入、城鎮人口的回歸參數計算和檢驗結果。由此，得到國內旅游人數對城鎮居民人均可支配收入和城鎮人口的二元回歸方程:Y=－3751．971－0．146033x1+0．109794x24．回歸模型的檢驗與分析對回歸模型進行R檢驗、F檢驗、t檢驗、變量之間的多重共線性檢驗與Testdrop檢驗、二元回歸模型的異方差和自相關檢驗。綜合以上檢驗，國內旅游人數對于城鎮人口數量和城鎮居民人均可支配收入的回歸模型具有很好的統計特性。通過擬合2001－2011年哈爾濱冰雪旅游國內人數的數據，其結果可以看出平均絕對百分比誤差MAPE的值較低，低于10，而且TheilInequalityCoefficient希爾不等系數的值只有0．028527，根據經驗，擬合結果的精度較高。而且通過偏差率、方差率以及協變率的構成來看，均方誤差大多是由協變率來解釋的，因此進一步證明用該模型進行預測是比較理想的。
三、哈爾濱城市冰雪旅游市場需求預測
1．數據來源及說明
根據《中國國民經濟和社會發展十一五規劃綱要》、國務院辦公廳《人口發展“十一五”和2020年規劃》，并結合相關歷史經驗數據，確定城鎮居民人均可支配收入、城鎮人口發展比率分別按照5%、4．6%的比率遞增，得出2012－2015年中國城鎮居民人均可支配收入和人口的預測數據，如表1所示。
2．哈爾濱城市冰雪旅游人數預測
應用上述回歸模型對2012－2015年哈爾濱冰雪旅游國內旅游人數、總人數進行預測，結果如表2所示。由前述可知，哈爾濱冰雪旅游總人數的構成中，由98%的國內客源和約2%的海外客源組成，因此，上表中旅游總人數的計算由國內旅游人數除以98%得出。
四、結論
【關鍵詞】小城鎮；快速城鎮化；耕地保護
小城鎮是農村之首，城市之尾，是連接城市和農村的橋梁，推進小城鎮現代化是實現我國農村地區現代化的必由之路。改革開放以來，隨著我國城鎮化步伐的加快，小城鎮數量猛增，占用了大量的耕地，出現了很多土地問題，對我國的耕地保護工作造成了較大的壓力。如何處理好小城鎮建設與耕地保護的關系是小城鎮發展過程中必須面對的問題。咸陽市位于關中—天水經濟區核心區，近年來隨著“關天”經濟區建設的快速推進，咸陽市城鎮化水平快速提升。在快速城鎮化過程中，小城鎮的發展尤為明顯，城鎮人口和城鎮用地增長較多，占用了大量耕地，給耕地保護工作帶來了嚴峻挑戰。如何在小城鎮快速發展過程中處理好城鎮發展與耕地保護的關系，保護有限的耕地資源，已經成為當前不可回避的一個重要問題。
一、咸陽市小城鎮發展的現狀與趨勢
小城鎮是農村地區的經濟、文化、行政和商貿中心，是連接城市和農村的橋梁，在城鄉一體化發展過程中，小城鎮具有承上啟下的重要地位和作用。西部大開發政策實施以來，受西安、咸陽等大中城市發展的帶動影響，咸陽市小城鎮快速發展，經濟實力、城鎮建設大為改觀。2000年全市有城鎮人口152.36萬，小城鎮人口75.21萬，小城鎮人口占全市城鎮總人口的49.36%； 2012年全市城鎮人口241.97萬，小城鎮人口146.82萬，小城鎮人口占全市城鎮總人口的60.67%，從2000—2012年全市小城鎮居住人口增長了71.61萬，占全市新增城鎮人口的67.2%，小城鎮已經成為吸納農村轉移人口的主要力量。2012全市有99個建制鎮，11個重點鎮，全市小城鎮建設用地面積為7146公頃，人均占地165m2以上，遠遠超過國家規定的城鎮人均用地120平米的最高標準。除縣城和少數小城鎮以外，大部分小城鎮都存在產業薄弱，基礎設施落后，自主發展能力差，土地利用集約度較低等問題，很難帶動區域經濟發展。
未來在城鄉統籌發展的目標下，咸陽市小城鎮還有巨大的發展空間，按照咸陽市十二五規劃目標，今后五年全市將增加70多萬城鎮人口，大部分新增城鎮人口要居住在小城鎮，小城鎮的經濟水平、城鎮建設、居住環境、公共設施在持續投資的支持下必然會有大的發展，將成為帶動農村地區發展的主要力量。
二、咸陽市耕地保護面臨的挑戰
隨著過去多年的經濟社會快速發展，咸陽市城鄉建設占用了大量耕地，耕地數量減少過快、人地矛盾越發尖銳。1996年咸陽市有耕地413390公頃，到2005年，全市耕地面積減少到385520公頃，九年間耕地面積凈減少了27871公頃，減少幅度達6.55%，與1996—2010年土地利用總體規劃確定的耕地保有量目標相比，減少了34760公頃，規劃耕地保有目標已經突破。1996年咸陽市人均耕地為1.4畝，在建設占用耕地和人口數量不斷增加的雙重作用下，到2005年全市人均耕地面積降到了1.16畝，降低幅度達10.61%，2005年咸陽市人均耕地面積比全省少0.4畝，比全國低0.25畝，比世界人均水平低0.81畝，人均耕地呈逐年下降趨勢。在耕地數量迅速減少的同時，耕地質量也在惡化，全市水土流失面積超過總面積的75%，土壤中有機質含量比例不斷下降，農田水利設施常年失修，農業灌溉保障能力不能滿足需要。
未來10年，是咸陽市加快建設西部強市和全面小康社會的關鍵時期，到2020年，全市生產總值將達到3000億元，是現在的近3倍，城市建設和能源交通等基礎設施建設需要大量的土地。根據咸陽市2005—2020年土地利用總體規劃的預測，從2010年到2020年全市新增建設占用耕地10060公頃，再加上農業內部結構調整等因素，咸陽市的耕地數量還會持續減少，全市耕地保護的壓力十分巨大。
三、咸陽市小城鎮發展過程中的耕地保護策略
現實中， 城鎮建設與耕地保護之間存在一定的矛盾， 城鎮的擴展必定會占用城鎮周邊大量的耕地。為了既能推動城鎮化發展，又能保證我們的食物供給安全，就需要我們制定出科學的策略，做到城鎮發展與耕地保護的對立統一， 在發展城鎮中盡可能保護好耕地資源。
1、編制科學的小城鎮發展規劃，提高鎮區土地利用效率
城鎮規劃是指導城鎮建設的依據，科學的小城鎮發展規劃對提高城鎮發展質量，避免亂占濫用土地至關重要。編制咸陽市小城鎮發展規劃時，要按照經濟社會發展的規律，確定合理的小城鎮人口、土地和產業規模 ，制定切合實際的產業發展目標，避免產業園圈地造成大量耕地荒蕪；基礎設施建設要以實用、夠用為目標，防止搞形象工程，占用大量土地。項目用地遵循市場化原則，堅決杜絕以地生財，以地引資，提高土地上的資本投資密度，減少土地浪費。
2、應用先進技術加強對小城鎮建設用地的監測管理
利用通信網絡、GIS、RS和數據庫技術，建立市、縣、鄉三級土地利用管理系統，將各級土地管理部門的建設用地審批、土地利用進展監測等工作統一到一個管理信息平臺上，使管理部門能夠及時全面了解小城鎮的土地利用狀況，掌握建設用地指標使用進度，從而能有效防止建設亂占耕地。
3、逐步建立耕地保護責任制度和耕地保護的經濟激勵制度
耕地保護必須有相應的制度作保障，要逐步建立耕地保護的責任制度和經濟激勵制度，明確各級政府保護耕地的責任，每年進行責任考核，用經濟激勵手段對責任人進行獎勵或處罰；建立穩定的耕地保護資金投入機制，落實保護工作經費，用經濟利益調動各級政府和農民群眾的積極性。
4、加大對土地復墾、整理的投資，推行城鄉建設用地增減掛鉤
咸陽市農村居民點人均用地嚴重超標，同時，全市還有大量的廢棄溝渠坑塘及空宅基地，可復墾、整理的土地數量十分可觀。為了恢復廢棄土地的生產功能，可以結合新農村建設，以增加耕地面積為目的，對農村的各種廢棄地和中低產田，按照因地制宜、先易后難的原則加大土地整理與復墾的力度。有計劃推行農村居民點整理與城鄉建設用地增減掛鉤，既可以提高農村建設用地利用強度，又可以減少城鎮建設占用耕地的數量。
5、完善基本農田保護工作， 嚴格保護耕地
基本農田是保證一定人口正常生活消費水平所必需數量的耕地， 通過編制基本農田保護規劃，將優質高產耕地劃入基本農田保護區片，實行特殊保護，可以保護一定數量的口糧田不被其他用途占用。目前完善基本農田保護工作的重點是要做好基本農田保護政策的宣傳和基本農田保護區實施效果的監督評價。對沒有完成基本農田保護的地方，盡快實施基本農田保護，做到切實保護耕地。
【參考文獻】
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關鍵詞：城鎮生活能源消費；泰爾指數；區域差異；貢獻度
文章編號：2095-5960（2017）02-0001-09；中圖分類號：F062.1；文獻標識碼：A
能源是社會發展及人類生存所依賴的重要物質基礎，與人類生活的各個方面息息相關[1]。在一些發達國家，居民生活能源消費已經超過工業能源消費，并隨著人口與居民收入水平的增長而不斷增加，成為能源消費與碳排放的重要貢獻者[2]，而居民生活能源消費中城鎮居民生活能源消費量遠高于農村[3]。我國疆域遼闊，各區域資源稟賦與自然條件的不同造成了區域間發展的差異性與不平衡性，區域發展不平衡問題在我國經濟社會發展過程中日益突出[4]。研究城鎮生活能源消費區域差異性對于我國制定更具針對性的區域能源消費政策和居民節能政策，實現各區域協調發展，降低城鎮生活能源消費量具有重要意義。
目前我國對于生活能源消費的研究較少，對于城鎮生活能源消費區域差異性問題的探討更是鮮見，大多數學者主要考察了中國能源消費區域差異問題。張艷東、趙濤（2015）[5]運用泰爾指數法在三大地區與富裕度分區兩種方式下對中國能源消費區域差異問題進行分析，并考察了區域間差異與區域內差異對總差異的影響程度；馬曉鈺和李強誼（2014）[6]對中國能源消費區域差異進行了分解并進一步考察了其影響因素。從分區方式來看，大多數學者采用傳統的東、中、西三區域分區方式或直接以省域為研究單元[7][8]，鄧吉祥等（2014）[9]根據《中國區域間投入產出表》的區域劃分方法，將中國劃分為區域，此分區方式有利于進行詳細的區域經濟統計、研究和區域發展政策分析。在對區域差異問題進行研究時，國內學者大多采用基尼系數、極差和變異系數等方法，使用泰爾指數的較少[5][10][11][12]，泰爾指數的優勢在于不僅可以度量整體差異水平，還可將總體差異分解為區域間差異和區域內差異[13]。
為了測量中國各區域城鎮生活能源消費空間差異及其變動趨勢，本文選擇區域分區方式，采用泰爾指數法，并以收入和城鎮人口為權重的泰爾指數進行對比，研究城鎮居民生活水平和城鎮人口對中國城鎮生活能源消費區域差異的影響。同時，本文考察了區域內差異和區域間差異對總體差異的貢獻程度，并據此對不同區域實施因地制宜的能源政策提供借鑒與參考。這對我國制定符合各地區實際的節能目標、切實提高能源利用效率具有重要的現實意義。
一、城鎮生活能源消費區域差異測度方法與指標選擇
（一）測度方法
本文采用泰爾指數法對我國不同區域間以及區域內各省、市之間城鎮生活能源消費區域差異[17]進行測度。泰爾指數最初由泰爾（Theil）用來計算區域間收入的差異性與不平等性[14][15][16]，借鑒泰爾（Theil）、考埃爾（1980）[18]、彭定S和陳瑋儀（2014）[19]關于泰爾指數的研究成果，構建城鎮生活能源消費泰爾指數計算公式如下：
式中：T為反映中國區域城鎮生活能源消費差異的總體泰爾指數；i表示第i省份；N表示省份總數；馬曉鈺和李強誼（2014）[6]、康曉娟和楊冬民（2010）[13]等學者運用泰爾指數測度中國能源消費區域差異時，運用能源總量數據進行計算，本文借鑒他們的研究成果，用E表示中國城鎮生活能源消費總量，X表示計算泰爾指數的權重變量。在總結相關研究的基礎上[13][20][21]，本文以某年中國城鎮居民總收入（或中國城鎮總人口）作為權重；Xi、Ei分別表示第i省份的城鎮收入（或城鎮人口）、城鎮能源消費量。將以城鎮居民收入、城鎮人口作為權重計算的城鎮生活能源消費泰爾指數分別記為T（UI）、T（P）。根據泰爾指數計算公式可知，當某地區變量Xi占全國比例與該地區城鎮生活能源消費量Ei占全國比例越接近時，泰爾指數越小，此時表明城鎮生活能源消費量與該變量的發展更具有相似性，匹配程度更高。
式（2）、（3）和（4）中：Tw、Tb分別表示反映區域內差異與區域間差異的泰爾指數；j表示區域序號；Nj和M分別表示第j區域和區域總數量，Ni表示第j區域的省份總數量；Twj表示第j區域的泰爾指數；Xj表示第j區域的城鎮收入或人口總量，X、E含義同公式（1）；Ej表示第j區域城鎮生活能源消費總量；Xij表示第j區域內第i省份的城鎮收入或人口總量；Eij表示第j區域內第i省份的城鎮生活能源消費量。為體現^域內部差異以及區域間差異和區域內差異對區域總差異的貢獻程度，分別定義區域間差異對總差異的貢獻率Ib、區域內差異對總差異的貢獻率Iw、第j區域內部差異對總差異的貢獻率Ij，計算公式如下：
（二）數據處理
采用將居民生活能源消費中的各項能耗折算成標準煤的方法[22]，本文計算得出2000年―2012年中國29個省份（直轄市、自治區）城鎮生活能源消費的總量，由于寧夏、自治區、中國香港和澳門特別行政區以及臺灣地區數據難以獲得，為保證數據具可比性與連貫性，這五個地區不包括在內。城鎮生活各類能源消費量數據來源于2001年―2013年《中國能源統計年鑒》，城鎮居民收入與人口、CPI數據來源于2001年―2013年《中國統計年鑒》。為使價格具有可比性，以2000年為基期，利用各省每年CPI將各省份收入折算成實際值。根據地理位置、自然資源、社會、文化背景等因素，綜合考慮經濟發展水平和區域間經濟聯系的影響，參考國家信息中心的劃分標準，將我國大陸31個省、直轄市、自治區劃分為區域，作為區域城鎮生活能源消費差異演變分析的基本單元[23]。劃分結果為：東北區域，包括黑龍江、吉林、遼寧；京津區域，包括北京、天津；北部沿海區域，包括河北、山東；東部沿海區域，包括江蘇、上海、浙江；南部沿海區域，包括福建、廣東、海南；中部區域，包括山西、河南、安徽、湖北、湖南、江西；西北區域，包括內蒙古、陜西、寧夏、甘肅、青海、新疆；西南區域，包括四川、重慶、廣西、云南、貴州、。
二、兩種權重下中國區域城鎮生活能源消費總泰爾指數分析
泰爾指數的大小體現了考察范圍內生活能源消費區域差異的大小，根據其時間序列可以清晰看出差異在各年份變動的動態過程。根據公式（1），運用2000年―2012年全國及29個省（自治區、直轄市）城鎮生活能源消費總量、收入和人口數據，分別計算出以城鎮收入和城鎮人口為權重的中國城鎮生活能源消費區域差異泰爾指數T（UI）、T（P）。以折線圖表示出的2000年―2012年期間兩種權重下總體泰爾指數演變趨勢如圖1所示。
圖1顯示：（1）兩種權重下中國城鎮生活能源消費區域差異均呈現波動中下降的態勢，且日趨平穩。例如，收入權重下總泰爾指數由2000年的063降為2012年的045。這是由于“十一五”以來中國區域協調發展政策取得了顯著成效，而《“十二五”節能減排綜合性工作方案》的實施也引起了能源消費地區差異性的降低，另外隨著經濟的發展和城鎮化進程的加快，技術進步和建設節約型社會等一系列措施使得城鎮生活能源消費的區域差異不斷縮小。
（2）以收入為權重的泰爾指數大于以人口為權重的泰爾指數。2000年―2012年期間，T（UI）始終大于T（P），其均值為050，這說明我國各區域生活能源消費量占全國的比例與其收入占全國的比例二者差距較大，但與其城鎮人口占全國的比例較為接近。從實際數據來看，以東部沿海區域為例，其城鎮生活能源消費量占全國的比例12年間在10%―14%之間，其城鎮人口占全國的比例在14%―16%之間。但由于經濟發達的東部沿海區域城鎮居民生活水平較高，其居民收入占全國的比例在17%―21%之間，可以明顯看到東部沿海區域城鎮生活能源消費量占全國的比例與其城鎮居民收入占全國比例的差距大于與其城鎮人口占全國的比例，其他區域也存在類似情況。以上分析說明城鎮居民收入為權重計算的泰爾指數更能揭示區域能源消費的差異，以人口為權重則部分掩蓋了這種差異，但是城鎮人口與生活能源消費量發展相似性更強。
三、兩種權重下區域城鎮生活能源消費泰爾指數分析
區域城鎮生活能源消費在兩種權重下的泰爾指數如表1、圖2和圖3所示。
表1顯示了區域城鎮生活能源消費泰爾指數及其演變趨勢。根據其不同的演變趨勢，可將區域泰爾指數分為兩類。西北區域和東北區域為第一類，其泰爾指數皆在2000年―2005年波動式下降，而在2005年―2012年期間則呈現逐年上升的趨勢，即該區域內部各省、市之間城鎮生活能源消費差異近年來逐漸擴大。從原始數據來看，2005年遼寧與吉林城鎮生活能源消費量差值為48753萬噸標準煤，而2012年該數值達到了95742萬噸標準煤。京津區域、北部沿海區域、南部沿海區域、東部沿海區域、中部區域、西南區域為第二類，其泰爾指數在2000年―2012年呈現波動式下降的趨勢，即這些區域內部各省、市之間城鎮生活能源消費差異不斷縮小。城鎮生活能源消費差異逐漸擴大的區域為欠發達的西北區域以及取暖制冷需求較為強烈的東北區域。西北區域城鎮生活能源消費差異逐漸擴大的原因是區域內經濟發展不平衡，且新疆、內蒙古與山西、青海等地區能源資源稟賦差異較大；東北區域城鎮生活能源消費差異逐漸擴大與東北三省經濟發展水平和城鎮化水平緊密相關，由原始數據計算可知，2012年經濟發達、城鎮人口眾多的遼寧省城鎮生活能源消費占東北區域總量的4080%，而吉林省僅占1818%。
從數值來看，在八區域中城鎮生活能源消費內部差異較大的為西南、西北和南部沿海區域，生活能源消費內部差異較小的是京津、北部沿海、東部沿海區域。2000年―2012年城鎮化率高的東部沿海、南部沿海區域以及城鎮化率較低的西北區域以城鎮人口為權重的泰爾指數大于以收入為權重的泰爾指數，即與居民收入水平相比，這些區域城鎮人口的差異對城鎮生活能源消費差異的影響更為顯著。由原始數據可知，南部沿海區域的廣東省2012年城鎮人口為714036萬人，城鎮生活能源消費總量為282157萬噸標準煤；而海南省僅為45746萬人，生活能源消費量僅為11315萬噸標準煤。而西北區域內蒙古2012年城鎮人口為143764萬人，城鎮生活能源消費量為113216萬噸標準煤；青海省僅為27191萬人，城鎮生活能源消費量僅為14472萬噸標準煤。經濟發達的東部沿海區域兩種權重下泰爾指數均小于全國水平，且與全國情況相反，城鎮人口對其城鎮生活能源消費差異的影響更大。京津、東北、中部、北部沿海、西南區域均在整體上表現為以居民收入為權重的泰爾指數大于以城鎮人口為權重的泰爾指數，即在這些區域城鎮人口與城鎮生活能源消費的發展相似性更強，而省際居民收入的差異對于城鎮生活能源消費差異的影響更為顯著。
本文用各區域單位收入生活能源消費量來體現其生活能源消費利用效率的大小。根據原始數據計算可知，2000年―2012年西北、東北、京津區域單位收入生活能源消費量平均值較高，分別為063、048和043，即其生活能源消耗密度比較大，而北部沿海、東部沿海、南部沿海區域較低，分別為022、027和033，即其說明這些地區生活能源消耗密度在區域中較低。
四、兩種權重下區域差異貢獻度對比分析
為了進一步分析區域城鎮生活能源消費差異對中國城鎮生活能源消費區域總差異的貢獻，并進一步分析區域間和區域內差異對總差異的貢獻程度，根據公式（2）―（4）計算出兩種權重下區域間差異、區域內差異以及區域內部差異對總差異的貢獻率如圖4和圖5所示。
分析圖4和圖5可知：中國區域城鎮生活能源消費總體差異主要由區域間差異造成。2003年至今，兩種權重下區域間差異貢獻率始終維持在60%―70%之間，大于區域內差異貢獻率，且近年來區域間貢獻率在兩種權重下均呈上升的趨勢。這主要是因為在區域分區方式下，每個區域包含省份數量較少（京津區域只包含北京、天津，南部沿海區域只包含廣東、福建、海南），在這種細致的分區方式下區域內各個省份之間自然資源、社會、文化背景等因素相似，經濟發展水平差距較小，區域內各個省份之間經濟聯系十分密切，因此城鎮居民生活能源消費差異較小，對總差異的貢獻率較小；而不同區域省份之間由于自然資源、社會、文化背景等因素差異較大，造成不同區域省份城鎮居民生活能源消M差異較大，因此區域間差異對總差異的貢獻率較大。在地區內差異中，經濟發達的京津區域、氣候嚴寒的東北區域能源消費分布差異對總體差異貢獻率較小，而南部沿海區域、東部沿海區域、中部區域內部省際差異是導致區域內差異的重要影響因素。2000年―2012年以居民收入為權重的區域間差異貢獻率均值為05976，大于以城鎮人口為權重的區域間差異貢獻率均值05342。
以上數據說明，隨著國家西部大開發、中部崛起、振興東北老工業基地等一系列經濟政策的不斷出臺，區域內部的經濟發展水平和城鎮化程度差距縮小，但區域間的差距，尤其是居民收入水平以及城鎮化程度的差距卻在不斷擴大。由此可以得出結論：我國區域能源消費的總體差異主要是由區域間差異引起的；而區域內的差異主要來源于南部沿海區域、東部沿海區域和中部區域內部各省、市之間經濟發展水平和城鎮化程度的不同；京津區域和東北區域對區域內差異影響較小；收入權重下的區域間差異貢獻率大于城鎮人口權重下的區域間差異貢獻率。
五、討論
研究結果表明我國城鎮生活能源消費受到城鎮居民收入、城鎮人口的顯著影響。由于各個區域城鎮經濟發展水平與人口狀況的不同，城鎮生活能源消費存在著顯著的區域差異。
（一）城鎮生活能源消費總體差異
馬曉鈺和李強誼（2014）[6]、康曉娟和楊冬民[13]運用泰爾指數法測度中國能源消費區域差異，結果均顯示中國能源消費存在顯著區域差異。馬曉鈺通過實證研究發現能源消費強度泰爾指數逐年增大，而人均能源消費泰爾指數則呈現逐年減小的態勢。康曉娟的研究結果則表明以GDP和工業增加值為權重的泰爾指數均逐年減小，本文研究結果與其一致，表現為以城鎮居民收入和人口為權重的總體泰爾指數均逐年減小，即中國城鎮生活能源消費存在顯著區域差異且這種差異性逐年減小。
（二）兩種區域劃分方式比較
隨著經濟社會的不斷發展，區域間的經濟聯系日益緊密，以往研究所沿襲的傳統東、中、西區域劃分方法已經不再符合近年來區域經濟發展的新特點。因此本文采用國家信息中心從經濟社會發展的角度將我國劃分為經濟區域的做法，此分區方式在區域間經濟合理布局的基礎上綜合考慮了當今市場經濟規律、區域間經濟聯系的影響和自然地理特點，與三區域分區方式相比更有利于實現區域間各種社會資源的整體優化配置和區域經濟結構的戰略布局。
（三）兩種區域劃分方式下分析結果比對
在三區域分區方式下東部地區包括八區域分區方式下的京津區域、東部沿海區域，而西部地區則包括西南區域、西北區域。康曉娟、楊冬民（2010）[13]測度東、中、西三區域能源消費差異后發現，在兩種權重下，東部地區泰爾指數較大，即東部地區內部各省、市之間能源消費分布差異表現最為顯著，而中西部能源消費區域差異較小。而本文研究結果則顯示區域中東部沿海與京津區域泰爾指數較小，即其內部各省市之間能源分布差異不顯著；西南與西北地區在二種權重下泰爾指數一直保持在較高水平，即其內部各省市之間能源分布差異較大。兩分區方式下所得結果有所不同，八區域分區方式對東、中、西三大地區進行了進一步細分，可研究更為細致的分區方式下中國區域能源分區差異問題。
張艷東、趙濤（2015）[5]和康曉娟、楊冬民（2010）[13]均運用泰爾指數法測算了三地區分區方式下中國能源消費區域差異各個組成部分的區域貢獻率，結果均顯示三地區分區方式下區域內差異為中國區域能源消費總體差異的主要貢獻者。與此不同，本文在區域分區方式下運用泰爾指數對區域貢獻率進行分析發現，城鎮收入、人口兩種權重下，區域間差異均為中國能源消費總體差異的主要貢獻者。在細致的八區域分區方式下區域間差異對能源消費總體差異的影響更顯著，符合近年來經濟社會飛速發展情境下區域間差異不斷擴大而區域內經濟聯系愈發緊密的規律。
六、結論與建議
（1）本文根據泰爾指數的測度方法，分別計算了2000年―2012年間以城鎮居民收入和城鎮人口為權重的城鎮居民能源消費泰爾指數，分析結果表明，我國城鎮生活能源消費表現出明顯的區域差異性，而這種差異性正在逐漸減小。以城鎮居民收入為權重計算的泰爾指數更能揭示區域能源消費的差異，以人口為權重則部分掩蓋了這種差異，即從全國范圍來看，與城鎮人口相比，區域間城鎮居民收入水平的不同對于城鎮生活能源消費差異的刺激更為顯著。為減小中國城鎮生活能源消費區域差異，應著力于實施區域協調發展政策，提高西南、西北等欠發達區域的經濟發展水平，以減小各區域間城鎮居民收入水平的差異。另外，還可以通過調整我國城市化推進方式來調控城鎮生活能源消費，改變外延式、粗放式的城鎮發展模式，并解決因為過度城市化而帶來的城市人口急劇增加、環境惡化、資源短缺等種種弊端。
（2）對中國區域能源消費的總體差異進行分解分析發現，總體差異主要來自區域的區域間差異。而自2000年以來，區域內部的省際城鎮生活能源消費差異呈縮小趨勢，這說明我國建設節約型社會以及關于節能減排的各項節能政策效果正在逐步顯現，但由于不同區域間經濟發展水平和城鎮化水平的差異，我國區域地區間的能源消費差異對總差異的影響程度居高不下。
（3）從貢獻率上來看，區域內差異主要是由南部沿海區域、東部沿海區域、中部區域內部省際差異引起。而從八區域泰爾指數具體數值來看，西南區域受各省市經濟發展水平差異影響，西北、南部沿海區域受各省城鎮人口差異影響，城鎮生活能源消費差異比其他區域大。因此，為減小區域內差異，應繼續推動促進西部大開發、振興東北老工業基地、促進中部崛起、鼓勵東部率先發展的區域宏觀發展戰略，并進一步強化實施更具有針對性與特色性的微觀區域發展戰略。
（4）經濟發展水平和城鎮化水平的地域差異性，決定了地區能源消費必然表現出顯著的差異。為減小這種生活能源消費差異以促進區域協調發展，我國需要頒布具有針對性的區域政策，從而減小區域間的經濟發展水平以及城鎮化水平的差異。針對區域內差異小的京津、北部沿海、東部沿海區域，可采用詳盡的節能或能源效率提升措施；τ誶域內差異大且經濟發展水平較低的西南、西北區域，則要因地制宜采用相應的節能或能效提升措施，并通過普及節能知識與節能技術、加強基礎設施建設等措施避免這些地區依靠高能耗來換取經濟總量的增長；對于經濟發展水平較高的東部沿海、南部沿海區域，則應通過轉變城市化推進方式來避免因過度城市化而帶來的種種能源危機。
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收稿日期：2016-07-25
（1?云南農業大學經濟管理學院，云南昆明650201；2?江西農業大學經濟管理學院，江西南昌330045）
摘要：城鎮化建設為我國新型城鎮化的推進奠定了基礎，我國私人汽車擁有量也隨著新型城鎮化的發展而迅速增長。本文選取城鎮居民人均可支配收入、城鎮人口和城鎮居民家庭人均現金消費支出等作為解釋變量，運用Eviews6?0進行計量經濟分析。最終得出城鎮化對我國私人汽車擁有量有顯著影響，其中城鎮居民可支配收入和城鎮人口是主要影響因素。根據實證結果對政府部門提出了相關政策建議，認為加強交通基礎設施建設以及交通秩序管理，鼓勵使用公共交通工具和提高城鎮居民公共福利，才是當前新型城鎮化進程中解決私有汽車擁有量快速增長的有效措施。
關鍵詞 ：城鎮化；私人汽車擁有量；實證研究
中圖分類號：C912?81文獻標志碼：A文章編號：1004-390X（2015）04-0001-05
隨著城鎮化的不斷推進，我國城鎮化率不斷提高，1978年我國城鎮化率僅為17?92%，而2014年提高到了54?77%。城鎮化的推進不僅提高了城鎮居民的生活水平，也讓更多居民享受到了城鎮化帶來的實惠。城鎮化讓城鎮居民的人均可支配收入持續上升，城鎮居民家庭的消費支出也隨著收入的提高而增加。城鎮化的推進使我國私人汽車擁有量不斷增長，2013年私人汽車擁有量達到10501?68萬輛，同比增長18?82%。城鎮人口的增長、城鎮居民的人均可支配收入的上升以及城鎮居民家庭的消費水平的增加等對我國私人汽車擁有量都有很大的影響。
本文針對城鎮化可能對私人汽車擁有量增加所帶來影響的因素，選取城鎮人口、城鎮居民人均可支配收入和城鎮居民家庭人均現金消費支出等指標對我國私人汽車擁有量進行回歸分析。文中選取指標數據均來自國家統計局網站，研究的目的是對數據進行回歸分析，得出我國私人汽車擁有量在城鎮化進程中的發展規律，最后對我國私人汽車的增長所帶來的環境問題、交通擁堵問題以及交通事故發生率加大等問題提出對策建議。
一、國內外文獻研究現狀
近年來隨著私人汽車擁有量上升所帶來問題的增加，對私人汽車擁有量的計量分析和研究逐漸增多。現有的研究主要集中在私人汽車的主成分分析、聚類分析以及灰色系統預測分析法上，選取的指標也各有所不同。解云等［1］通過選取載客大型汽車、載客中型汽車、載客小型汽車、載客微型汽車、載貨重型汽車、載貨中型汽車、載貨輕型汽車、載貨微型汽車以及其它汽車等9個指標，對我國私人汽車擁有量通過SAS統計分析軟件進行了聚類分析，得出：我國各省私人汽車市場整體如同經濟發展水平，呈現出東、中、西的階梯發展特點。東部沿海省份總體水平高于中部和西部。韓雪等［2］運用1989—2004年國家統計局公布的相關數據，選取了國民總收入和鋼材產量兩個指標對我國私人汽車保有量進行了回歸分析，并對2005年的私人汽車保有量進行了預測。施鳳丹等［3］通過國際油價波動來對私人汽車擁有量進行計量分析，得出1985—2006年間我國私人汽車擁有量與國際油價及人均收入之間存在長期協整關系。同時，他們根據Granger因果關系檢驗結果，得出中國私人汽車擁有量對國際油價存在單向的因果關系，也就是說，中國私人汽車數量的增長在一定程度上導致了國際油價的上升。李乃偉［4］和斯琴［5］運用灰色系統分析方法對我國私人汽車擁有量進行分析和預測；洪求枝［6］和程準［7］也運用了此方法對我國私人汽車擁有量進行了預測分析，他們都得出灰色系統分析法能夠比較準確的預測我國私人汽車擁有量，預測誤差小，精度良好。朱明放等［8］運用基因表達式編程對私人汽車擁有量進行了建模和統計分析，準確地預測了2008年和2009年我國私人汽車擁有量。
第4期李秋生，等：城鎮化對我國私人汽車擁有量影響的實證研究
云南農業大學學報第9卷
國外對私人汽車的研究則偏重于私人汽車與公共交通之間的關系。HAGMAN［9］研究了利用私人汽車出行的優點、缺點和害處，優點主要包括自由、舒適以及節省時間，缺點主要是增加費用以及造成環境污染。研究認為，使用私人汽車的優點都只是對個人有益處，而其缺點，如造成環境污染則是對整個社會都有害處。CABRIELA等［10］定性研究了人們選擇公共交通或私人汽車的原因，其中包括出行時間、費用、舒適度、生活習慣、興趣、心理因素等，文章認為做好公共交通的配套設施是爭取潛在顧客的重要原因。
通過對國內外文獻的分析可以看出在私人汽車擁有量方面，國內學者主要對數據進行回歸分析，國外學者主要研究私人汽車與公共交通之間的關系。本研究主要是針對城鎮化的發展可能會對我國私人汽車擁有量造成的影響，從城鎮化的視角對私人汽車擁有量進行建模和統計分析，驗證城鎮化對我國私人汽車擁有量的影響程度。城鎮化發展，讓人們的生活方式發生了重大轉變，人們的出行方式也悄然發生變化，對私人汽車擁有量的研究能夠為人們選擇出行方式、降低出行成本提供政策建議。并且我國尚處在新型城鎮化發展階段，從城鎮化角度研究私人汽車擁有量對城鎮化進程中基礎設施建設以及對交通秩序管理方面都有一定的幫助。
二、指標選取與模型建構
城鎮化進程中有很多數據反映了城鎮化水平和城鎮化成效，如圖1所示城鎮化率和城鎮人口都反映了城鎮化的發展，特別是城鎮化率這個指標更加直觀的反映了我國城鎮化進程。從趨勢圖可以看出：1990—2000年我國開始進入城鎮化快速發展時期，2000年我國城鎮化發展開始加速，隨后保持平穩，直到2010年進入新型城鎮化，我國城鎮化發展開始進入新的發展階段。雖然城鎮化率更加直觀地反映了城鎮化進程，但是為了減少數據的波動性以及消除可能帶來的多重共線性，本文還是選擇城鎮人口作為解釋變量之一來進行分析。盡管城鎮人口的趨勢沒有城鎮化率的趨勢那么直觀，但是整體上也反映了我國城鎮化發展趨勢。
除此之外，為了比較全面地研究城鎮化對私人汽車擁有量的影響，城鎮人均可支配收入和城鎮居民家庭人均現金消費支出這兩個在一定程度上能反映城鎮化發展質量的指標也考慮作為解釋變量來進行研究。
因此，本研究選取1985—2013年私人汽車擁有量、城鎮人均可支配收入、城鎮人口和城鎮居民家庭人均現金消費支出等指標進行計量分析。為了便于統計數據，現將數據設置如下：
Y為私人汽車擁有量（萬輛）；X1為城鎮居民人均可支配收入（元）；X2為城鎮人口（億人）；X3為城鎮居民家庭人均現金消費支出（元）；X4為城鎮化率（%）。
綜合上述選取數據，對模型函數初步設定為：
Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+μ
三、模型修正及參數估計
根據上面所列的時間序列數據，采用最小二乘估計法（OLS）估計模型參數，得到初始回歸結果見圖2。
由圖2可知回歸函數可表達為：
Y=1?68X1-1007?183X2-1?79X3+
69?14X4+1028?36
上述統計回歸分析結果表明：盡管樣本數據的擬合優度很好（R2=0?9867），但是解釋變量“城鎮化率”在t檢驗下不顯著（P=01117），并且與解釋變量“城鎮居民人均可支配收入”呈負相關關系，這并不符合一般消費規律。X2和X4在t檢驗下都不顯著，也可能是因為存在多重共線性。
為了消除多重共線性，本文將剔除城鎮化率（X4）這個指標，然后再進行數據統計分析。針對可能出現的非線性問題，文章還對時間序列進行對數處理。因此，需要對回歸函數進行調整，運用對數的形式表示，重新得到回歸函數為：
lnY=β0+β1lnX1+β2lnX2+β3lnX3+μ
根據上面所列的時間序列數據，采用最小二乘估計法（OLS）估計模型參數，得到回歸結果見圖3。
由圖3可知回歸函數可表示為：
lnY=2?83lnX1+3?22lnX2-2?36lnX3-2?99
從統計結果來看，各解釋變量在t檢驗下是顯著的。但是為了消除異方差的影響，現使用殘差e的絕對值的倒數作為權重因子（即w=1[]｜ei｜），作加權最小二乘回歸，其結果見圖4。
從結果可以看出，作加權最小二乘回歸后，各解釋變量在t檢驗下都是非常顯著的，并且擬合優度非常好（R2=0?9998），D?W值也接近2，并沒有自相關性。所以，作加權后的最小二乘回歸是可行的。因此，由圖4可知調整后的回歸方程可以表示為：
w*lnY=8?65w*lnX1+3?74w*lnX2-
8?81w*lnX3+0?83
四、結論及建議
（一）基本結論
模型結果表明，隨著我國城鎮化的推進，1985—2013年期間，我國私人汽車擁有量與城鎮人口呈正相關，城鎮人口每增長1%，私人汽車擁有量將增加3?74%；私人汽車擁有量與城鎮居民人均可支配收入成正比的關系，城鎮居民人均可支配收入每增加1%，我國私人汽車擁有量將增加8?65%；值得注意的是，城鄉居民家庭人均現金消費支出與私人汽車擁有量呈負相關，城鄉居民家庭人均現金消費支出增加1%，私人汽車擁有量將下降8?81%。
（二）對策建議
由以上結論可知：改革開放以來，我國城鎮化進程的步伐逐漸加快，城鎮化給我國帶來了很大的益處，也讓更多的居民享受到了改革開放帶來的紅利。但與此同時城鎮化也給政府帶了很多的難題，本文研究結論表明，隨著城鎮化推進，我國私人汽車擁有量增長迅速。因此，針對城鎮化對私人汽車擁有量的影響，提出以下建議：
第一，在逐步加快新型城鎮化建設的同時，要選擇合適的城鎮化發展規模途徑，大力發展中、小城鎮，逐步分流大城市人口，特別是特大城市人口。因為研究結論表明，過快的城鎮人口增長會加快私人汽車擁有量的增加，合理的城鎮人口增長對解決城鎮人口壓力、緩解大城市霧霾等環境壓力和交通壓力方面都將會有很大幫助。
第二，合理調整城鄉居民家庭消費結構，適當增加家庭人均現金消費，特別是公共交通現金消費支出。因為研究結果表明城鄉居民家庭人均現金消費支出與私人汽車擁有量呈負相關，鼓勵公共交通出行，增加公共交通現金消費支出對緩解私人汽車擁有量快速增長有一定作用。
第三，新型城鎮化的發展對提高人民水平有很大作用，但是政府在限制私人汽車方面必須拿出合理的政策，這就需要大力提高公共交通福利，加強道路基礎設施建設以及交通秩序管理，做到私人汽車擁有量持續健康發展。
［
參考文獻］
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【關鍵詞】居民人均收入；價格指數；城鎮人口比重
一、影響我國居民消費支出的主要因素
1.城鄉居民人均收入。居民可支配收入水平是決定一個國家消費水平的核心因素，可支配收入增加時居民的消費需求必然會隨之增加。由于我國現階段城鄉差距比較大，所以在后面分別分析城鎮居民人均可支配收入和農村居民人均純收入對消費的影響。
2.居民消費價格指數對消費支出的影響。當消費價格指數普遍上漲時，意味著居民的收入水平會有一定的縮水，此外，物價指數的持續上漲，也會在一定程度上削弱消費者的消費欲望，這都不利于居民消費需求的增長。
3.城鎮人口比重。理論研究及國際經驗均表明，城鎮化對消費具有明顯的拉動效應。城鎮化的發展一方面可以推動農村勞動力向城鎮大量轉移，通過減少農民擴大農業生產規模、增加農產品的城鎮需求，促進農民增收；另一方面，城鎮人口的消費需求遠高于農村居民，我國目前城鎮居民人均消費支出大約是農村居民的3倍，因此，城鎮人口比重的提高將會極大的促進國內消費需求的增長。
二、因素影響的計量分析
1.模型的設定及數據分析。本文以1991～2011年數據為樣本，將全國居民人均消費支出（Y）作為被解釋變量，將城鎮居民人均可支配收入、農村居民人均純收入、居民消費價格指數和城鎮人口比重作為解釋變量，分別用X1、X2、X3、X4來表示，為了增加數據的平穩性均對被解釋變量和解釋變量X1和X2剔除了通貨膨脹因素，即用價格指數進行平減（1978=100），并對所有變量取自然對數，然后回歸。
2.模型的檢驗。（1）經濟意義檢驗。從回歸方程可知，城鎮人均可支配收入、農村人均純收入、居民消費價格指數和城鎮人口比重每增加1%，人均消費支出分別增加0.4889%、0.45389%、0.07138%、0.23058%，其中變量X3即居民消費價格指數的影響因素似乎與之前的影響分析不符，這一結果說明在CPI溫和增長下，居民手中貨幣增加，不僅不會影響人們的消費支出，反而會引起人們消費欲望增加，從而使消費水平有所上升，但是這對消費水平上升的影響是很小的。但是如果CPI增長過快，必然會反響影響居民消費水平。（2）統計意義檢驗。由上述回歸結果可以看到P值均小于0.05，t0.025（16）=2.12，可以看到自變量的t值均大于2.12，即自變量對因變量的解釋均顯著，模型通過T檢驗。在顯著性水平為0.05上，在F分布表上差得F0.05（4，16）=3.01，而6655.229遠遠大于3.01，所以模型通過F檢驗。下面對模型進行異方差和自相關檢驗。
用懷特法來檢驗異方差性，結果如下：
綜上，我們可以認為模型比較合理有效，解釋變量對居民人均消費支出的影響效果顯著。
三、提高我國居民消費水平的幾點建議
（一）進一步提高我國城鄉居民的收入水平
首先，政府要建立完善的勞動報酬形成機制，提高勞動報酬在初次分配中的比重。政府可以提高最低工資標準，建立政府補貼機制，完善工資發放制度。其次，政府應該強化再分配制度，再分配注重公平，努力縮小城鄉收入差距，改善社會保障和社會福利體系，增加政府的財政補貼等有效措施來提高居民在再分配環節中的收入。另外，我們必須認識到，我國農村發展中長期存在土地價格剪刀差、農產品價格剪刀差、勞動力價格剪刀差，使農業生產長期處于虧損狀態，加之地理區位環境的影響，不少地區各項社會事業和農村基礎設施極其落后。因此政府應該進一步加大對“三農”的支持力度，著力提高農村居民的收入。
（二）有效控制CPI的增長
首先，價格主管部門要對價格進行更加有效的監管，并做出統一規范，不僅要使得價格能有效調節供求關系，保證社會主義市場經濟的良好發展，還應該使得價格朝向有利于全體居民消費的方向發展。其次，要避免信貸的過快增長，實行合理地貨幣政策，既要保證經濟發展的貨幣充分供應，又要采取相關措施抑制價格過快上漲。
（三）加快推進城鎮化發展
首先，要堅定不移地破除城鄉之間的戶籍制度壁壘。要把符合落戶條件的農業轉移人口逐步轉移為城鎮居民作為推進城鎮化的重要任務。城鎮要根據各自的實際情況放寬落戶政策，穩步吸納外來人口。那些在城鎮有穩定工作，為城鎮付出勞動做出貢獻的農民，政府應該鼓勵他們在城鎮落戶，而不是限制。其次，要破除不公平的社會保障制度。農民工與城市職工“同工不同酬，同工不同權”的情況廣為人知，政府要加強勞動力市場制度建設，推進工資集體協商，保護農民工的合法權益，適當提高最低工資標準。不斷完善醫療保險制度，使農民工和城鎮人口享有平等待遇。繼續完善工傷、養老、教育等制度的建設，大力推動城鄉公共服務公平均等化。第三，著力解決農村進城人口的就業問題。農村勞動力的供給將越來越成為新增勞動力的主要來源。要把加快農村剩余勞動力轉移、實現進城農民充分就業作為重要任務。政府應該采取必要措施，努力拓寬城鎮就業渠道，擴大進城農民就業空間，并應鼓勵和大力支持農民自主創業。
參 考 文 獻
[1]2011年中國統計年鑒.中華人民共和國國家統計局編
[2]馬立平.居民消費行為的定量研究.首都經濟貿易大學出版社，2009（12）
[3]王長坤，喻永紅.當前居民消費水平與物價變動的相關性分析.中小企業管理與科技（上旬刊）.2008（10）
