胡焕庸线两侧人口密度分布的空间效应研究
发布时间：2022-02-15 07:43
尽管西部大开发战略、“一带一路”倡议、京津冀协同发展战略和长江经济带发展战略等的提出,使得中国经济总体发展效率飞速提升,但区域发展差距矛盾却日益加深,且在“胡焕庸线”两侧地区表现最突出。而人口又是影响区域发展差异的决定性因素,原因在于它不仅能反映一个地区的内部发展状况,更是破解新时代中国社会主要矛盾和促进区域协调发展的基础和前提。因此,深入研究胡焕庸线两侧人口密度的分布差异,具有重要的实践指导意义。本文利用第六次人口普查的2870个县域（县、区及市,简称县域）人口密度样本数据,来研究胡焕庸线两侧人口密度分布的空间效应,主要探讨以下内容:第一,检验人口分布是否呈集聚分布形态,为我国人口分布呈“东密西疏”格局提供有力支撑;第二,计算并检验人口分布的空间自相关系数和地理相关系数,确定县域单元空间依赖性和地理位置确实是影响胡焕庸线两侧人口分布差异的主要原因,并在此基础上,借助LISA图来对人口分布的空间情况进行分析;第三,采用空间计量模型,进一步探究空间集聚效应和地理位置效应对人口分布的影响,同时对影响人口分布差异的其他因素进行检验。通过相关分析和空间计量分析,本文的主要结论有:一是,通过集聚...
【文章来源】：云南财经大学云南省
【文章页数】：55 页
【学位级别】：硕士
【部分图文】：
高于均值的县域
第四章人口分布的统计分析22第三节集聚分布与显著性从图4.1和图4.2可以初步看出，我国人口呈集聚分布形态，但单纯依靠图形来做出判断，很可能会得到错误的结论，因为非正态分布并不完全是集聚分布，还有可能是随机分布，所以需要进行统计检验，从统计上提供有力支撑。为此，本文采用KS集聚指数和负幂分布形态两种方法来进行来检验。一、KS集聚指数根据集聚分布的特点，本文首先采用可以进行统计检验的集聚指数，来对2010年第六次人口普查的2870个县域人口密度样本进行测量和检验，其公式为：2(3)(2)6KSnSK(4.1)（4.1）式中，S为偏度，K为峰度，n为样本容量。KS越大,表明集聚现象越明显，并意味着样本中会有更小的概率出现更多的极大值。最严格的2(2)分布的显著性水平是0.1%，即22p(2)0.1%，当13.08KS，集聚不显著；当9.2113.80KS时，集聚较弱；当18.42KS时，为强集聚（赵果庆，罗宏翔，2009）。以表4.1结果为基础来计算（4.1）式，得到2010年我国人口密度分布的KS集聚指数为337.641，显然远大于0.1%显著性水平的临界值18.42，表明我国人口的分布特点呈集聚形态，并且属于强集聚。图4.1高于均值的县域图4.2低于均值的县域
第四章人口分布的统计分析26图4.31-6阶空间权重矩阵结构（二）人口分布的空间自相关性倘若人口密度分布具有空间依赖性，则很大程度表明一个县域人口规模受邻近县域人口规模的影响，进而可以进一步揭示人口分布的集聚状态。为此，文章利用县域人口密度（PD）和邻近县域人口密度空间变量（qijW）之间的相关系数来判断我国人口密度分布是否表现为空间依赖性。公式为：1(,)2211----qijnqqiiijiijiizWznnqqiiijiijiiiPDPDWPDWPDrPDPDWPDWPD（4.7）（4.7）式中，n为县域样本数，iPD表示第i个县域的人口密度自然对数值，iPD为平均值，qijW为nn阶的空间相邻矩阵，i1,2,,n，j1,2,,n,q为相邻阶数，当q1时，为空间一阶相邻自相关，表明某个县域人口与其邻近一个县域人口的相关性，当q2时，为空间二阶相邻自相关，表明某个县域人口与其邻近两个县域人口的相关性，以此类推。
【参考文献】：
期刊论文
[1]“胡焕庸线”假说及其新发展:基于学说史视角的考察[J]. 吴传清,郑雷,黄成. 贵州社会科学. 2018(12)
[2]破解胡焕庸线魔咒实现共同富裕[J]. 马理,黎妮,马欣怡. 财政研究. 2018(09)
[3]中国市域空间结构的特征及其影响因素[J]. 李琬,孙斌栋,刘倩倩,张婷麟. 地理科学. 2018(05)
[4]中国城市人口集聚分布——基于空间效应的研究[J]. 吴雪萍,赵果庆. 人文地理. 2018(02)
[5]中国人口空间分布格局演变与非均衡性测度——基于分县尺度人口普查数据:1990-2010[J]. 曾永明,张利国. 南方人口. 2017(05)
[6]土地资源和GDP对中国人口分布的影响机理分析[J]. 张锦宗,梁进社,朱瑜馨,周小钟. 地理科学. 2017(07)
[7]不同空间权重定义下中国人口分布空间自相关特征分析[J]. 吴珣,杨婕,张红. 地理信息世界. 2017(02)
[8]中国城镇化的空间动力机制与效应——基于第六次人口普查2869个县域单元数据[J]. 赵果庆,吴雪萍. 中国软科学. 2017(02)
[9]地理区域高等教育财政支出的影响因素——兼评胡焕庸线的适度修正[J]. 刘晓凤. 当代经济管理. 2017(02)
[10]胡焕庸线两侧人口的空间分异性及其变化[J]. 李佳洺,陆大道,徐成东,李扬,陈明星. 地理学报. 2017(01)
硕士论文
[1]中国人口空间分布的影响因素及其合理性研究[D]. 花卉.华东师范大学 2018
[2]中国人口分布及影响因素分析[D]. 曹丽.吉林大学 2012
本文编号：3626219
【文章来源】：云南财经大学云南省
【文章页数】：55 页
【学位级别】：硕士
【部分图文】：
高于均值的县域
第四章人口分布的统计分析22第三节集聚分布与显著性从图4.1和图4.2可以初步看出，我国人口呈集聚分布形态，但单纯依靠图形来做出判断，很可能会得到错误的结论，因为非正态分布并不完全是集聚分布，还有可能是随机分布，所以需要进行统计检验，从统计上提供有力支撑。为此，本文采用KS集聚指数和负幂分布形态两种方法来进行来检验。一、KS集聚指数根据集聚分布的特点，本文首先采用可以进行统计检验的集聚指数，来对2010年第六次人口普查的2870个县域人口密度样本进行测量和检验，其公式为：2(3)(2)6KSnSK(4.1)（4.1）式中，S为偏度，K为峰度，n为样本容量。KS越大,表明集聚现象越明显，并意味着样本中会有更小的概率出现更多的极大值。最严格的2(2)分布的显著性水平是0.1%，即22p(2)0.1%，当13.08KS，集聚不显著；当9.2113.80KS时，集聚较弱；当18.42KS时，为强集聚（赵果庆，罗宏翔，2009）。以表4.1结果为基础来计算（4.1）式，得到2010年我国人口密度分布的KS集聚指数为337.641，显然远大于0.1%显著性水平的临界值18.42，表明我国人口的分布特点呈集聚形态，并且属于强集聚。图4.1高于均值的县域图4.2低于均值的县域
第四章人口分布的统计分析26图4.31-6阶空间权重矩阵结构（二）人口分布的空间自相关性倘若人口密度分布具有空间依赖性，则很大程度表明一个县域人口规模受邻近县域人口规模的影响，进而可以进一步揭示人口分布的集聚状态。为此，文章利用县域人口密度（PD）和邻近县域人口密度空间变量（qijW）之间的相关系数来判断我国人口密度分布是否表现为空间依赖性。公式为：1(,)2211----qijnqqiiijiijiizWznnqqiiijiijiiiPDPDWPDWPDrPDPDWPDWPD（4.7）（4.7）式中，n为县域样本数，iPD表示第i个县域的人口密度自然对数值，iPD为平均值，qijW为nn阶的空间相邻矩阵，i1,2,,n，j1,2,,n,q为相邻阶数，当q1时，为空间一阶相邻自相关，表明某个县域人口与其邻近一个县域人口的相关性，当q2时，为空间二阶相邻自相关，表明某个县域人口与其邻近两个县域人口的相关性，以此类推。
【参考文献】：
期刊论文
[1]“胡焕庸线”假说及其新发展:基于学说史视角的考察[J]. 吴传清,郑雷,黄成. 贵州社会科学. 2018(12)
[2]破解胡焕庸线魔咒实现共同富裕[J]. 马理,黎妮,马欣怡. 财政研究. 2018(09)
[3]中国市域空间结构的特征及其影响因素[J]. 李琬,孙斌栋,刘倩倩,张婷麟. 地理科学. 2018(05)
[4]中国城市人口集聚分布——基于空间效应的研究[J]. 吴雪萍,赵果庆. 人文地理. 2018(02)
[5]中国人口空间分布格局演变与非均衡性测度——基于分县尺度人口普查数据:1990-2010[J]. 曾永明,张利国. 南方人口. 2017(05)
[6]土地资源和GDP对中国人口分布的影响机理分析[J]. 张锦宗,梁进社,朱瑜馨,周小钟. 地理科学. 2017(07)
[7]不同空间权重定义下中国人口分布空间自相关特征分析[J]. 吴珣,杨婕,张红. 地理信息世界. 2017(02)
[8]中国城镇化的空间动力机制与效应——基于第六次人口普查2869个县域单元数据[J]. 赵果庆,吴雪萍. 中国软科学. 2017(02)
[9]地理区域高等教育财政支出的影响因素——兼评胡焕庸线的适度修正[J]. 刘晓凤. 当代经济管理. 2017(02)
[10]胡焕庸线两侧人口的空间分异性及其变化[J]. 李佳洺,陆大道,徐成东,李扬,陈明星. 地理学报. 2017(01)
硕士论文
[1]中国人口空间分布的影响因素及其合理性研究[D]. 花卉.华东师范大学 2018
[2]中国人口分布及影响因素分析[D]. 曹丽.吉林大学 2012
本文编号：3626219
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