浙江省城市存量土地利用现状.doc

浙江省城市存量土地利用现状浙江省城市存量土地利用现状成员：成员： 谢佳兵 1111012144 陈佳宁 1111012103 孔 媛 1111012124 班级：班级： 国 贸 1111 班I目 录前言·····················································1一、问题的提出············································1二、模型设定·············································1三、数据收集·············································2四、模型的估计············································3五、模型检验·············································4一、一、经济意义检经济意义检验验··········································4二、二、统计推断检统计推断检验验··········································4II1)拟合优度················································42)F 检验··················································43)t 检验··················································4三、三、计量经济学检计量经济学检验验········································4(一一) 共线性检共线性检验验··············································4(二二) 异方差检异方差检验验··············································51)PARK 检验················································52)Goldfeld-Quanadt 检验········································6(三三) 自相关检自相关检验验··············································71)偏相关系数检III验············································72)拉格朗日乘数（LM）检验·······································7六、本文结论·············································8七、参考文献··············································9- 1 -浙江省城市存量土地利用现状浙江省城市存量土地利用现状前言前言改革开放 30 年来，我国经济一直持续高速发展，同时，我国城市化进程与城市建设也取得了显著成就。

然而，伴随着快速城市化而来的还有诸多由此引发的问题最明显的是大量土地从农业部门转移到非农建设部门，由此造成耕地资源的大量损失，并导致生态环境的退化；而城市却并不珍惜其土地的来之不易，研究表明，我国大城市普遍存在用地过度扩张，土地低效利用的现象城市空间扩张表现为一种“摊大饼”式或“蛙跳”式增长，是一种无序的城市蔓延现象由此造成的城市土地的闲置和低效利用与我国的耕地保护政策和大量耕地被占用构成了一对无奈的矛盾但在我国经济快速增长的阶段，经济增长过程中的非农化损失又不可避免一、问题的提出一、问题的提出有鉴于上述现状，城市土地的集约利用就显得尤为重要而与此同时，各地因自身条件的差异，其发展也并不平衡浙江省地处我国东南沿海，是我国经济发展的重点区域近几十年来，其经济发展速度和城市化发展水平都取得了令人瞩目的成就，但同时，浙江省 10.18 万平方公里的土地面积以及其多山多水少地的土地格局严重制约着浙江省经济的进一步发展此外，因浙江省内各地市间资源禀赋的差异，各地市发展水平也很不一致由此研究其各地市土地集约利用现状并比较其中差异，将有利于认清各地市土地集约利用现状及差异，从而指导规划并促进经济发展。

二、模型设定二、模型设定本文以浙江省为例，以 EViews6.0 软件为平台，试图通过建立计量经济学模型对浙江省房地产开发投资主要指标进行经济预测，分析其现状并提出相应对策，以期指导规划并促进发展本文选定“2001-2011 年浙江省房地产开发投资主要指标”为研究对象，由于房地产开发投资额和购置的土地面积在某种程度上对施工面积会产生影响，因此设定其中的“房地产开发投资额” （X1） 、 ”购置的土地面积”(X2)为解释变量， “施工面积” （Y）为被解释变量，进行回归分析，并初步将理论模型设定如下，- 2 -𝑌𝑖= 𝛽0+ 𝛽1𝑋1𝑖+ 𝛽2𝑋2𝑖+ 𝜀𝑖三、数据收集三、数据收集本文从《浙江省统计年鉴 2012》收集到以下数据如表 1 所示 表 1 2001-2011 年浙江省房地产开发投资主要指标数据资料来源：浙江省统计年鉴 2012.中国统计出版社图 1 房地产开发投资额、购置的土地面积与施工面积的数据趋势图040,000,00080,000,000120,000,000160,000,000200,000,000240,000,000280,000,000320,000,0000102030405060708091011X1X2Y房地产开发投资额房地产开发投资额 X1（万元）（万元）购置的土地面积购置的土地面积 X2（平方米）（平方米）施工面积施工面积 Y（平方米）（平方米）20015449072928715476371793820027287980363959028190269020039800514340793571080476472004135307153023597314030035620051456488518018722156517364200615742756189111721697007792007182166901829261518370151220082023117718342911192733308200922542664130833371993268692010302542501959913823781859720114474347921888002299273917指指 标标年年 份份- 3 -四、模型的估计四、模型的估计通过普通最小二乘法估计参数 EViews 软件操作 LS Y C X1 X2表 2 回归结果图 2 残差、实际值、拟合值的图形-30,000,000-20,000,000-10,000,000010,000,00020,000,00050,000,000100,000,000150,000,000200,000,000250,000,000300,000,000350,000,0000102030405060708091011ResidualActualFitted- 4 -根据表 2 中数据，模型估计的初步结果如下， 𝑌𝑖= 90950000 + 5.202282𝑋1𝑖‒ 0.684339𝑋2𝑖(11301089) (0.373787) (0.187990)t = (8.047897) (13.91778) (-3.640286)R2=0.977456 2=0.971820 F=173.4326 Prob.(F)=0.000R五、模型检验五、模型检验（一）经济意义检验（一）经济意义检验 模型估计结果说明，在假定其他变量不变的情况下，当年房地产开发投资额每增加 1 万元，平均来说可导致施工面积增长 5.2 平方米；在假定其他变量不变的情况下，购置的 土地面积每增长 1 平方米，平均来说可导致施工面积降低 0.68 平方米。

这与理论分析和经 验判断相一致二）统计推断检验（二）统计推断检验1、 拟合优度由表 2 中的数据可以得到可决系数 R2=0.977456，修正的可决系数为 2=0.971820，这R说明该模型对样本的拟合很好2、 F 检验针对 H0：β1=β2=0，给定显著性水平 α=0.05，在 F 分布表中查出自由度为 k-1=2 和 n-k=8 的临界值 Fα（2,8）=4.46由表 2 中得到 F=173.4326，由于 F=173.4326＞Fα（2,8）=4.46，应拒绝原假设 H0：β1=β2=0，说明回归方程显著，即“房地产开发投资额”与“购置的土地面积”联合起来确实对 “施工面积”有显著影响3、 t 检验分别针对 H0：βi=0（i=0,1,2） ，给定显著性水平 α=0.05，查 t 分布表得自由度为 n-k=8的临界值 tα/2(8)=2.306由表 2 中数据可得，与 0、1、2 相对应的 t 统计量分别为𝛽𝛽𝛽8.047897、13.91778、-3.640286，其绝对值均大于 tα/2(8)=2.306，这说明在显著性水平α=0.05 下，分别都应当拒绝 H0：βi=0（i=0,1,2） ，也就是说，当其他解释变量不变的情况下，解释变量“房地产开发投资额 X1”和“购置的土地面积 X2”分别对被解释变量“施工面积 Y”都有显著的影响。

三）计量经济学检验（三）计量经济学检验 1、、 共线性检验共线性检验 EViews 软件操作 LS X1 C X2- 5 -表 3 回归结果t 检验值不显著，Prob.(t)大于 0.05，X1与 X2不相关，说明原模型不存在共线性2、异方差检验、异方差检验 （1）PARK 检验 EViews 软件操作 LS Y C X1 X2 GENR E1=RESID GENR E2=E1^2 LS LOG(E2) C LOG(X1) LOG(X2)表 4 PARK 检验结果t 检验值不显著，Prob.(t)均大于 0.05，说明原模型不存在异方差性 6 -（2）Goldfeld-Quanadt 检验 将区间定义为 1~4，然后用 OLS 方法求得如下结果，见表 5， EViews 软件操作 SORT X1 SMPL 1 4 LS Y C X1 X2表 5 样本区间为 1~4 的回归估计结果将区间定义为 8~11，再用 OLS 方法求得如下结果，见表,6， EViews 软件操作 SMPL 1 4 LS Y C X1 X2表 6 样本区间为 8~11 的回归估计结果- 7 -= =2.5385F =Σ𝑒2 2𝑖Σ𝑒2 1𝑖4.62𝐸 + 12 1.82𝐸 + 12在 α=0.05 下，上式中分子、分母的自由度均为 1，查 F 分布表得临界值 F0.05(1，1) =161，因为 F=2.538＜F0.05(1，1)=161，所以接受原假设，表明模型确实不存在异方差。

3、自相关检验、自相关检验 （1）偏相关系数检验 EViews 软件操作 在 EViews 方程窗口中点击 view\Residual Test\Correlogram-Q-Statistics\ 检验结果如下，见表 7，表 7 偏自相关检验结果由表 7 中数据可知，PAC 的绝对值全部小于 0.5，表明该模型不存在自相关性2）拉格朗日乘数（LM）检验 EViews 软件操作 在 EViews 方程窗口中点击 view\Residual Test\Serial Correlation LM Test\ 检验结果如下，见表 8，- 8 -表 8 拉格朗日乘数（LM）检验结果由表 8 中数据可知，t 检验不显著，表明该模型确实不存在自相关性通过上述检验，得。