胡煥庸線兩側(cè)人口密度分布的空間效應(yīng)研究
發(fā)布時(shí)間:2022-02-15 07:43
盡管西部大開發(fā)戰(zhàn)略、“一帶一路”倡議、京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略和長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶發(fā)展戰(zhàn)略等的提出,使得中國(guó)經(jīng)濟(jì)總體發(fā)展效率飛速提升,但區(qū)域發(fā)展差距矛盾卻日益加深,且在“胡煥庸線”兩側(cè)地區(qū)表現(xiàn)最突出。而人口又是影響區(qū)域發(fā)展差異的決定性因素,原因在于它不僅能反映一個(gè)地區(qū)的內(nèi)部發(fā)展?fàn)顩r,更是破解新時(shí)代中國(guó)社會(huì)主要矛盾和促進(jìn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的基礎(chǔ)和前提。因此,深入研究胡煥庸線兩側(cè)人口密度的分布差異,具有重要的實(shí)踐指導(dǎo)意義。本文利用第六次人口普查的2870個(gè)縣域(縣、區(qū)及市,簡(jiǎn)稱縣域)人口密度樣本數(shù)據(jù),來(lái)研究胡煥庸線兩側(cè)人口密度分布的空間效應(yīng),主要探討以下內(nèi)容:第一,檢驗(yàn)人口分布是否呈集聚分布形態(tài),為我國(guó)人口分布呈“東密西疏”格局提供有力支撐;第二,計(jì)算并檢驗(yàn)人口分布的空間自相關(guān)系數(shù)和地理相關(guān)系數(shù),確定縣域單元空間依賴性和地理位置確實(shí)是影響胡煥庸線兩側(cè)人口分布差異的主要原因,并在此基礎(chǔ)上,借助LISA圖來(lái)對(duì)人口分布的空間情況進(jìn)行分析;第三,采用空間計(jì)量模型,進(jìn)一步探究空間集聚效應(yīng)和地理位置效應(yīng)對(duì)人口分布的影響,同時(shí)對(duì)影響人口分布差異的其他因素進(jìn)行檢驗(yàn)。通過(guò)相關(guān)分析和空間計(jì)量分析,本文的主要結(jié)論有:一是,通過(guò)集聚...
【文章來(lái)源】:云南財(cái)經(jīng)大學(xué)云南省
【文章頁(yè)數(shù)】:55 頁(yè)
【學(xué)位級(jí)別】:碩士
【部分圖文】:
高于均值的縣域
第四章人口分布的統(tǒng)計(jì)分析22第三節(jié)集聚分布與顯著性從圖4.1和圖4.2可以初步看出,我國(guó)人口呈集聚分布形態(tài),但單純依靠圖形來(lái)做出判斷,很可能會(huì)得到錯(cuò)誤的結(jié)論,因?yàn)榉钦龖B(tài)分布并不完全是集聚分布,還有可能是隨機(jī)分布,所以需要進(jìn)行統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn),從統(tǒng)計(jì)上提供有力支撐。為此,本文采用KS集聚指數(shù)和負(fù)冪分布形態(tài)兩種方法來(lái)進(jìn)行來(lái)檢驗(yàn)。一、KS集聚指數(shù)根據(jù)集聚分布的特點(diǎn),本文首先采用可以進(jìn)行統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)的集聚指數(shù),來(lái)對(duì)2010年第六次人口普查的2870個(gè)縣域人口密度樣本進(jìn)行測(cè)量和檢驗(yàn),其公式為:2(3)(2)6KSnSK(4.1)(4.1)式中,S為偏度,K為峰度,n為樣本容量。KS越大,表明集聚現(xiàn)象越明顯,并意味著樣本中會(huì)有更小的概率出現(xiàn)更多的極大值。最嚴(yán)格的2(2)分布的顯著性水平是0.1%,即22p(2)0.1%,當(dāng)13.08KS,集聚不顯著;當(dāng)9.2113.80KS時(shí),集聚較弱;當(dāng)18.42KS時(shí),為強(qiáng)集聚(趙果慶,羅宏翔,2009)。以表4.1結(jié)果為基礎(chǔ)來(lái)計(jì)算(4.1)式,得到2010年我國(guó)人口密度分布的KS集聚指數(shù)為337.641,顯然遠(yuǎn)大于0.1%顯著性水平的臨界值18.42,表明我國(guó)人口的分布特點(diǎn)呈集聚形態(tài),并且屬于強(qiáng)集聚。圖4.1高于均值的縣域圖4.2低于均值的縣域
第四章人口分布的統(tǒng)計(jì)分析26圖4.31-6階空間權(quán)重矩陣結(jié)構(gòu)(二)人口分布的空間自相關(guān)性倘若人口密度分布具有空間依賴性,則很大程度表明一個(gè)縣域人口規(guī)模受鄰近縣域人口規(guī)模的影響,進(jìn)而可以進(jìn)一步揭示人口分布的集聚狀態(tài)。為此,文章利用縣域人口密度(PD)和鄰近縣域人口密度空間變量(qijW)之間的相關(guān)系數(shù)來(lái)判斷我國(guó)人口密度分布是否表現(xiàn)為空間依賴性。公式為:1(,)2211----qijnqqiiijiijiizWznnqqiiijiijiiiPDPDWPDWPDrPDPDWPDWPD(4.7)(4.7)式中,n為縣域樣本數(shù),iPD表示第i個(gè)縣域的人口密度自然對(duì)數(shù)值,iPD為平均值,qijW為nn階的空間相鄰矩陣,i1,2,,n,j1,2,,n,q為相鄰階數(shù),當(dāng)q1時(shí),為空間一階相鄰自相關(guān),表明某個(gè)縣域人口與其鄰近一個(gè)縣域人口的相關(guān)性,當(dāng)q2時(shí),為空間二階相鄰自相關(guān),表明某個(gè)縣域人口與其鄰近兩個(gè)縣域人口的相關(guān)性,以此類推。
【參考文獻(xiàn)】:
期刊論文
[1]“胡煥庸線”假說(shuō)及其新發(fā)展:基于學(xué)說(shuō)史視角的考察[J]. 吳傳清,鄭雷,黃成. 貴州社會(huì)科學(xué). 2018(12)
[2]破解胡煥庸線魔咒實(shí)現(xiàn)共同富裕[J]. 馬理,黎妮,馬欣怡. 財(cái)政研究. 2018(09)
[3]中國(guó)市域空間結(jié)構(gòu)的特征及其影響因素[J]. 李琬,孫斌棟,劉倩倩,張婷麟. 地理科學(xué). 2018(05)
[4]中國(guó)城市人口集聚分布——基于空間效應(yīng)的研究[J]. 吳雪萍,趙果慶. 人文地理. 2018(02)
[5]中國(guó)人口空間分布格局演變與非均衡性測(cè)度——基于分縣尺度人口普查數(shù)據(jù):1990-2010[J]. 曾永明,張利國(guó). 南方人口. 2017(05)
[6]土地資源和GDP對(duì)中國(guó)人口分布的影響機(jī)理分析[J]. 張錦宗,梁進(jìn)社,朱瑜馨,周小鐘. 地理科學(xué). 2017(07)
[7]不同空間權(quán)重定義下中國(guó)人口分布空間自相關(guān)特征分析[J]. 吳珣,楊婕,張紅. 地理信息世界. 2017(02)
[8]中國(guó)城鎮(zhèn)化的空間動(dòng)力機(jī)制與效應(yīng)——基于第六次人口普查2869個(gè)縣域單元數(shù)據(jù)[J]. 趙果慶,吳雪萍. 中國(guó)軟科學(xué). 2017(02)
[9]地理區(qū)域高等教育財(cái)政支出的影響因素——兼評(píng)胡煥庸線的適度修正[J]. 劉曉鳳. 當(dāng)代經(jīng)濟(jì)管理. 2017(02)
[10]胡煥庸線兩側(cè)人口的空間分異性及其變化[J]. 李佳洺,陸大道,徐成東,李揚(yáng),陳明星. 地理學(xué)報(bào). 2017(01)
碩士論文
[1]中國(guó)人口空間分布的影響因素及其合理性研究[D]. 花卉.華東師范大學(xué) 2018
[2]中國(guó)人口分布及影響因素分析[D]. 曹麗.吉林大學(xué) 2012
本文編號(hào):3626219
【文章來(lái)源】:云南財(cái)經(jīng)大學(xué)云南省
【文章頁(yè)數(shù)】:55 頁(yè)
【學(xué)位級(jí)別】:碩士
【部分圖文】:
高于均值的縣域
第四章人口分布的統(tǒng)計(jì)分析22第三節(jié)集聚分布與顯著性從圖4.1和圖4.2可以初步看出,我國(guó)人口呈集聚分布形態(tài),但單純依靠圖形來(lái)做出判斷,很可能會(huì)得到錯(cuò)誤的結(jié)論,因?yàn)榉钦龖B(tài)分布并不完全是集聚分布,還有可能是隨機(jī)分布,所以需要進(jìn)行統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn),從統(tǒng)計(jì)上提供有力支撐。為此,本文采用KS集聚指數(shù)和負(fù)冪分布形態(tài)兩種方法來(lái)進(jìn)行來(lái)檢驗(yàn)。一、KS集聚指數(shù)根據(jù)集聚分布的特點(diǎn),本文首先采用可以進(jìn)行統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)的集聚指數(shù),來(lái)對(duì)2010年第六次人口普查的2870個(gè)縣域人口密度樣本進(jìn)行測(cè)量和檢驗(yàn),其公式為:2(3)(2)6KSnSK(4.1)(4.1)式中,S為偏度,K為峰度,n為樣本容量。KS越大,表明集聚現(xiàn)象越明顯,并意味著樣本中會(huì)有更小的概率出現(xiàn)更多的極大值。最嚴(yán)格的2(2)分布的顯著性水平是0.1%,即22p(2)0.1%,當(dāng)13.08KS,集聚不顯著;當(dāng)9.2113.80KS時(shí),集聚較弱;當(dāng)18.42KS時(shí),為強(qiáng)集聚(趙果慶,羅宏翔,2009)。以表4.1結(jié)果為基礎(chǔ)來(lái)計(jì)算(4.1)式,得到2010年我國(guó)人口密度分布的KS集聚指數(shù)為337.641,顯然遠(yuǎn)大于0.1%顯著性水平的臨界值18.42,表明我國(guó)人口的分布特點(diǎn)呈集聚形態(tài),并且屬于強(qiáng)集聚。圖4.1高于均值的縣域圖4.2低于均值的縣域
第四章人口分布的統(tǒng)計(jì)分析26圖4.31-6階空間權(quán)重矩陣結(jié)構(gòu)(二)人口分布的空間自相關(guān)性倘若人口密度分布具有空間依賴性,則很大程度表明一個(gè)縣域人口規(guī)模受鄰近縣域人口規(guī)模的影響,進(jìn)而可以進(jìn)一步揭示人口分布的集聚狀態(tài)。為此,文章利用縣域人口密度(PD)和鄰近縣域人口密度空間變量(qijW)之間的相關(guān)系數(shù)來(lái)判斷我國(guó)人口密度分布是否表現(xiàn)為空間依賴性。公式為:1(,)2211----qijnqqiiijiijiizWznnqqiiijiijiiiPDPDWPDWPDrPDPDWPDWPD(4.7)(4.7)式中,n為縣域樣本數(shù),iPD表示第i個(gè)縣域的人口密度自然對(duì)數(shù)值,iPD為平均值,qijW為nn階的空間相鄰矩陣,i1,2,,n,j1,2,,n,q為相鄰階數(shù),當(dāng)q1時(shí),為空間一階相鄰自相關(guān),表明某個(gè)縣域人口與其鄰近一個(gè)縣域人口的相關(guān)性,當(dāng)q2時(shí),為空間二階相鄰自相關(guān),表明某個(gè)縣域人口與其鄰近兩個(gè)縣域人口的相關(guān)性,以此類推。
【參考文獻(xiàn)】:
期刊論文
[1]“胡煥庸線”假說(shuō)及其新發(fā)展:基于學(xué)說(shuō)史視角的考察[J]. 吳傳清,鄭雷,黃成. 貴州社會(huì)科學(xué). 2018(12)
[2]破解胡煥庸線魔咒實(shí)現(xiàn)共同富裕[J]. 馬理,黎妮,馬欣怡. 財(cái)政研究. 2018(09)
[3]中國(guó)市域空間結(jié)構(gòu)的特征及其影響因素[J]. 李琬,孫斌棟,劉倩倩,張婷麟. 地理科學(xué). 2018(05)
[4]中國(guó)城市人口集聚分布——基于空間效應(yīng)的研究[J]. 吳雪萍,趙果慶. 人文地理. 2018(02)
[5]中國(guó)人口空間分布格局演變與非均衡性測(cè)度——基于分縣尺度人口普查數(shù)據(jù):1990-2010[J]. 曾永明,張利國(guó). 南方人口. 2017(05)
[6]土地資源和GDP對(duì)中國(guó)人口分布的影響機(jī)理分析[J]. 張錦宗,梁進(jìn)社,朱瑜馨,周小鐘. 地理科學(xué). 2017(07)
[7]不同空間權(quán)重定義下中國(guó)人口分布空間自相關(guān)特征分析[J]. 吳珣,楊婕,張紅. 地理信息世界. 2017(02)
[8]中國(guó)城鎮(zhèn)化的空間動(dòng)力機(jī)制與效應(yīng)——基于第六次人口普查2869個(gè)縣域單元數(shù)據(jù)[J]. 趙果慶,吳雪萍. 中國(guó)軟科學(xué). 2017(02)
[9]地理區(qū)域高等教育財(cái)政支出的影響因素——兼評(píng)胡煥庸線的適度修正[J]. 劉曉鳳. 當(dāng)代經(jīng)濟(jì)管理. 2017(02)
[10]胡煥庸線兩側(cè)人口的空間分異性及其變化[J]. 李佳洺,陸大道,徐成東,李揚(yáng),陳明星. 地理學(xué)報(bào). 2017(01)
碩士論文
[1]中國(guó)人口空間分布的影響因素及其合理性研究[D]. 花卉.華東師范大學(xué) 2018
[2]中國(guó)人口分布及影響因素分析[D]. 曹麗.吉林大學(xué) 2012
本文編號(hào):3626219
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