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經濟量化分析范文1
關鍵詞：水資源；壓力指數；人口；經濟；生態
中圖分類號：F061.5 文獻標識碼：A doi：10.3969/j.issn.1672-3309（x）.2013.01.02 文章編號：1672-3309（2013）01-04-03
一、文獻回顧
近年來，地區水資源短缺現象引起了專家學者對水資源壓力的關注和研究，如何衡量水資源壓力成為研究的焦點。一些學者從地區水資源供需角度來闡述水資源需求過剩與供給不足的矛盾，以此來揭示水資源面對的巨大壓力，比如代濤、鄭林昌《2010年北京市水資源需求預測分析》（2006），管孝艷《北京水資源供需平衡分析及開發利用初探》（2004）。還有一些學者致力于通過建立水資源壓力指標體系，對水資源壓力進行量化分析，直觀的呈現出水資源壓力大小。劉玉龍等（2008）從城市人均廢污水排放量角度考慮，用各地區的人均廢污水排放量與全國平均廢污水排放量水平的比值，從而得到區域水資源利用壓力指數。Ohlsson（2000）引入社會水資源壓力指數，即SWSI，利用水溫水資源稀缺指數HWSI和人類發展指數HDI（即公式SWSI=HWSI/HDI）綜合衡量了一個地區的社會水資源壓力情況，它的創新之處在于考慮了社會適應能力，從水環境質量、社會經濟發展水平、用水技術水平以及人民生活水平等方面來衡量社會水資源壓力狀況。它的不足在于，個別方面的衡量指標比較主觀復雜，數據不易取得，比如HDI中的教育指數。這些學者對于水資源壓力指標體系的建立各有側重點，對指標的選擇，以特定地區的具體現狀和個人主觀理解為基礎，有些指標的選擇不夠客觀和全面。
本文根據北京市的水資源現狀和北京獨特的城市性質，從經濟社會發展過程中北京城市用水以及影響城市用水的主要因素出發，以水資源的可持續發展為主要原則，以歷史數據為客觀依據，建立水資源壓力指標體系，量化水資源壓力，從而得出北京水資源壓力的變化趨勢。
二、北京的水資源現狀
北京位于海河流域中部，全市行政區域面積16800平方公里。西部、北部為山區，海拔高度為1000-1600米；南部、東南部為平原，海拔高度為50-100米。北京屬溫帶大陸季風性氣候，冬春干旱少雨雪，降雨集中于夏季。北京的水資源主要依靠天然降水形成。北京的水資源由兩部分構成，一是本地區降雨形成的水量；二是上游入境水量，如南水北調、晉水進京等京外引水。
據表1所示，從2001-2010年，北京全年水資源總量大體呈不斷增長的趨勢，2008年后水資源總量有所減少。全年供水總量從2001-2010年在基本平穩的基礎上有小幅變動。從水資源利用情況來看，居民生活用水增加顯著，工業用水比重下降明顯，農業用水量依然較大。近年來，北京的農業用水和工業用水不斷縮減，
生活用水和環境用水不斷增加，生活用水和環境用水在北京水資源利用總量中所占的比例不斷增大，農業用水和工業用水所占比例逐漸縮小，見表2。
三、水資源壓力指數指標體系建立
本文根據北京其獨特的城市性質，以及經濟社會發展過程中城市用水的主要方面以及影響水資源壓力的主要因素，基于可持續發展原則，從水資源人口數量壓力、水資源自身數量壓力、水資源生態環境壓力、水資源技術壓力、水資源經濟壓力、水資源調度壓力6個方面來反映北京水資源壓力的狀況。水資源壓力指數是用來衡量區域水資源充足或短缺狀況，區域水資源、人口、經濟等因素關系是否協調，以及該地區是否存在水資源危機的量化指標。
水資源壓力指數數學表達式為
WRPI=α1Ip+α2Iw+α3Ie+α4It+α5Im+α6Id （1）
其中，WRPI為城市水資源壓力指數；還有標準化區域水資源人口數量壓力指數Ip、水資源自身數量壓力Iw、水資源生態環境壓力Ie、水資源技術壓力It、水資源經濟壓力Im和水資源調度壓力Id ；αi（i=1，…， 6）分別為各分項指標的權重，且α1+α2+α3+α4+α5+α6=1。其中，權重數值確定是基于北京歷年城市各項用水比重數據分析，和閱讀大量文獻的基礎上采用Delphi方法確定的數值，具有一定的客觀實證性，即αi（i=1，…，6）=（0.2，0.12， 0.13， 0.2， 0.2，0.15）。
各分項指標指數標準化處理公式為
Ij= （Pj-Pmin） /（Pmax-Pmin） （2）
式中：Ij為各區域標準化后的壓力指數； Pj 為各區域無量綱的壓力值計算結果；Pmax， Pmin分別為Pj的最大值和最小值。
1、水資源人口數量壓力指數Ip=P0/Wb（3）
其中，P0為城市常住人口數量（人），Wb為年用水或供水總量（億m3）。該指標表示人口給城市水資源帶來的壓力。人口越多，經濟活動越頻繁，用水量越多，對水資源的壓力也就越大。
2、水資源自身數量壓力指數Iw=Wb/Wa（4）
其中，Wb為年用水總量（億m3），Wa 為水資源總量（億m3）。該指標表示水資源本身可利用數量的多少帶來的供需壓力。比值越小，說明水資源越豐富。
3、水資源生態環境壓力指數
Ie=r1*Wc/Wb+r2*Wd/Wb （5）
其中，Wc為區域廢污水排放量（億m3）； Wd為城市水資源總量中減去用水總量后的數值（億m3），r1，r2分別為各自權重系數，各賦1/2。該指標表示人口，經濟，社會等因素對水資源生態環境的影響。
4、水資源技術壓力指數It=β1*R1+β2*R2（6）
其中，R1，R2分別為城市廢水處理率，萬元地區生產總值水耗下降率；β1，β2分別為城市廢水處理率和萬元地區生產總值水耗下降率的權重系數，各賦1/2。該指標表示技術在水資源開采，利用，保護中所起的作用。
5、水資源經濟壓力指數Im=GDP/Wb（7）
其中，Wb為年用水總量（億m3），GDP為城市地區生產總值（億元）。該指標表示經濟的發展給水資源帶來的壓力。
6、水資源調度壓力指數Id=（Wa-40%*Wb）/Wb（8）
其中，Wb為年用水總量（億m3），Wa為水資源總量（億m3）。按照區域水資源配置40%準則，可用于人類經濟社會系統的水資源量取為其水資源總量的40%，其余的60%作為自然生態系統用水。該指標表示在一定條件下，區域的可供水資源的時空分布不能滿足其需求時，需要從其他地方調度水資源狀態下產生的壓力。
四、北京市水資源壓力指數計算與趨勢分析
根據《北京水資源公報》、《北京市統計年鑒》、北京市水務局網站等信息來源，得到了計算2001-2010年北京市水資源壓力指數需要的相關指標，見表3。采用上述指標體系對北京市2001-2010年的水資源壓力指數進行計算，其結果見表4。進而對水資源壓力指數進行量化分級，以更直觀地觀察評價北京市2001-2010年的水資源壓力的變化趨勢，見表3。
由上表我們可以直觀的看出，2004-2006年的水資源壓力指數均位于0.4-0.6之間，屬于等級Ⅲ，說明2004 -2006年的水資源壓力大，水資源與經濟、社會、環境極不協調，存在比較嚴重的水資源危機；2007-2010年的水資源壓力指數位于>0.6，屬于等級Ⅳ，說明2007-2010年的水資源壓力巨大，水資源與經濟、社會、環境嚴重失調、水資源危機十分嚴重；其中2008年水資源壓力值達到頂峰0.8445，2008年之后水資源壓力稍有緩解，但依然大于0.6，水資源壓力仍屬巨大等級。
2001-2010年的水資源壓力具體的變化趨勢如圖1所示。
從圖1我們可以看到，10年間北京的水資源壓力不斷攀升，并在2008年達到峰值0.8445。其中2006年之前水資源壓力均勻攀升，2007-2008年間攀升速度空前劇烈，2009年水資源壓力驟然銳減，之后繼續攀升?？傮w來看，水資源壓力呈不斷增加趨勢。這些變化是水資源人口數量壓力，水資源自身數量壓力，水資源經濟壓力，水資源生態環境壓力，水資源技術壓力，水資源調度壓力綜合作用引起的結果。水資源已經呈現出與經濟、社會、環境嚴重失調的狀態，存在嚴重水資源危機。北京這樣緊張的水資源局勢，必然會引起政府部門和社會各界的廣泛關注，政府應該加緊調整北京的水資源利用方式，提高水資源循環利用率和污水處理率，倡導節約用水，以及不排除可以使用市場機制使用價格歧視政策調整水價，旨在逐步緩解水資源壓力。水資源是人類賴以生存和經濟社會有序發展的寶貴資源，只有堅持水資源的可持續利用，不斷進行用水方面的技術完善和節水意識培養，才能最終實現經濟社會的可持續發展。
參考文獻：
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經濟量化分析范文2
摘要：在原油計量中，靜態計量采用各類容器測得體積量；動態計量采用流量計等計量器具測得體積量，主要用于管道輸送中的原油計量。原油計量工作涉及到的工作人員和相關操作人員數量都比較多，在實際計量過程中會有許多因素影響原油計量的精確性，導致其產生誤差，必須要對原油計量工作進行完善，加強監督管理，使計量更加趨于規范化，提升計量操作人員工作積極性以及綜合工作能力，從原油的取樣、化驗等環節入手，全面控制負面影響因素，提升原油計量的精確性，提升油田管理水平與經濟效益。
關鍵詞：原油；計量交接；體積量；密度；含水量；偏差
現行原油計量交接主要采用空氣中的質量，即商業質量數值來進行貿易結算，通過靜態或者是動態的方式，首先對原油的體積量進行計算，在通過人工的方式或者是管線自動取樣的方式來獲取原油樣本，對原油樣本的密度以及含水量進行分析，然后計算原油實際商業質量。這種計量方式所造成的原油質量差，可以從體積量、密度和含水量分析產生的偏差進行分析。
一、原油交接計量誤差分析
1、原油體積量計量產生的誤差
在原油計量中，靜態計量采用各類容器測得體積量；動態計量采用流量計等計量器具測得體積量，主要用于管道輸送中的原油計量。目前，勝利油田外輸原油采用流量計動態交接計量方式。由于容積式流量計測量準確度較高，因此被廣泛使用。目前在勝利油田使用的多為腰輪流量計或羅茨流量計，其計量誤差的產生主要有以下幾方面：
（1）流量計的精度等級、制造加工的質量以及配套設備的運行狀況所引起的誤差。為保證容積式流量計的轉子靈活自如的轉動，轉子與殼體之間要有一定間隙，間隙大小直接影響到流量計的泄漏量。根據國家標準規定用于原油貿易交接計量的流量計的準確度等級應優于0.2級，容積式流量計在使用過程中由于本身的加工質量及使用不當往往會使基本誤差發生變化，這會引起原油體積計量誤差。原油中含有泥沙固體顆粒，會使流量計磨損加劇，間隙增大，泄流量增加。原油中含有氣體會使流量計轉速加快，影響體積計量準確性。
（2）被測原油本身物理性質變化以及計量工況的變化所引起的體積量差。不同性質的原油粘度、密度差異很大。粘度增大，流量計轉動阻力增大，泄漏量變??；粘度變小，泄漏量增大。當計量工況下的溫度、壓力發生變化也直接影響到體積計量的準確性。
（3）流量計檢定中存在的問題可直接影響流量計計量的精確度。對于管道輸送原油的流量計多配有在線標準體積管，用于流量計在線檢定。從近年來的工作情況來看，一些原油含蠟量較高，凝固c較高，如勝利原油，這些情況會導致標準體積管的內壁上出現結蠟現象，因而會使其體積縮小，導致流量計的指示值明顯高于實際數值。
（4）流量計的讀數準確與否是保證流量計計量準確的關鍵，讀數不準會造成體積量差。
（5）流量計鉛封要保證完好。鉛封被破壞后，可能因人為地調整了某些部件或者使某些部件產生損壞，造成流量計測量不準確。
（6）流量計的管線通常情況下都會有一些與其相搭配的副線，有的因為掃線需要還有回油線，要注意相關閥門的開關情況，不應有內漏情況的產生，否則也會導致流量計測量結果出現偏差。
（7）流量計所測得原油流量是在計量溫度、壓力狀態下的體積量，應按照相關標準，對溫度、壓力進行修正計算。
2、原油取樣代表性造成的誤差
在當前的原油計量中，按照規定2小時取樣一次，4小時進行一次測定。無論在輸油管線上還是在油罐或罐車上，有時所取得的樣品代表性較差，在原油的取樣過程中尤為突出。因為原油一般是非均勻物質，原油中含水，水和油的混合狀態多種多樣，有油包水、水包油、溶解水，游離水等狀態，每2個小時取一次樣，而且是采用時間比取樣，即使流量大小都按照時間間隔，取一定量的油樣，其代表性還是較差的。除此之外如果在取樣過程中操作不當，如沒有放凈取樣口的死油、取樣瓶密封不嚴等都會使測定值產生較大誤差。
3、密度測量產生的誤差
測定過程中產生的誤差主要是由所用設備和人員操作不規范造成的。
（1）選用的玻璃密度計、溫度計不符合要求或未按周期檢定會造成測量量差。密度測定時，應采用符合技術要求的SY-05型密度計，溫度計采用符合技術要求的全浸式水銀溫度計。密度計和溫度計應按照周期進行檢定，在有效的檢定周期內使用。
（2）配備恒溫水浴。恒溫水浴的尺寸大小應能容納密度計量筒，使試樣完全浸沒在恒溫水浴液面以下，整個試驗期間保持溫度在士0.25℃以內。
（3）恰當掌握密度測定的試驗溫度。測定時把原油試樣加熱到能使它充分流動的狀態。但溫度不能過高，否則會引起原油中輕組分的揮發和損失，而溫度低時有的原油中會有蠟析出或流動性不好。溫度過高或過低測得的油品密度都會偏差大。
（4）讀數方法正確與否也會引起密度測量誤差。正確的方法是當密度計離開量筒壁自由漂浮并靜止時讀取玻璃密度計的刻度值。
（5）玻璃密度計在使用前應擦拭干凈，擦拭后不要用手再握最高分度線以下部分，否則會影響到密度測定值的準確性。
4、含水測量產生的誤差
測定過程中產生的誤差主要是由所用設備和人員操作不規范造成的。
（1）用于測定原油水含量的儀器在首次使用前，對儀器按照標準要求進行回收試驗，以驗證儀器的氣密性和液密性，并且還要進行儀器的標定，以檢驗水分接收器刻度的精度。以上兩項檢驗合格后才可以用于原油含水量測定。
（2）選擇合格的溶劑油，溶劑油不合格也會造成原油含水量測定誤差。
（3）在對原油的含水量進行檢測分析時，首先要對樣品進行均化操作。按照規定做樣，將取樣瓶倒8字搖樣5分鐘，邊搖邊放氣，使油樣均化，油水充分混合，否則會使原油含水量的測定值產生誤差。
（4）原油試樣的稱量要準確。試樣稱量不準確，會使含水測定值偏高或偏低。
（5）原油試樣的加熱速度要合適。加熱速度過快，會造成原油樣品的突沸，會導致含水量偏低。
（6）循環冷卻水溫度過高，冷凝效果不夠，會導致含水量偏低。
5、原油溫度、壓力引起的誤差
（1）對于一定質量的原油，溫度降低，體積減小，密度升高，粘度升高，均會影響測量的準確度。此外，溫度降低會在計量設施中產生結蠟現象，影響到流量計的正確檢定。
（2）原油的輸送和計量都是在一定的壓力下進行的。壓力增大，被測原油的體積將受到壓縮；流量計將產生某種程度的彈性變型，使其容積有增大的趨勢。
二、原油交接計量誤差的對策
1、加強過濾器和消氣器的檢查和維護，降低原油中含有的固體雜質和氣體對計量準確度的影響。
2、加強流量計的日產管理和定期檢定，保證流量的基本誤差在標準允許范圍之內。
3、采用自動取樣技術來降低取樣代表性造成的誤差。
4、針對密度、含水測定過程中出現的實際問題，采用最新的標準，完善實驗步驟和操作規程，盡可能減少操作帶來的計量誤差。
5、加強對計量操作人員的教育和培訓，提高計量操作人員的業務水平，盡可能減少人為因素對計量誤差的影響。
三、結論
近年來，隨著經濟的不斷發展以及原油使用量的不斷增多，許多國家原油需求量與原油的價格都在上升，所以如何提升原油交計量的精確性，是控制企業原油流失、降低企業生產成本、提升企業經濟效益的關鍵所在。
參考文獻
經濟量化分析范文3
【關鍵詞】電力營銷；電能計量自動化系統
當前，電力市場不斷擴大，相應的電網管理也遇到了諸多新的要求。為提升服務質量，獲取更大的效益，電力公司必須隨時掌握用戶的用電情況，以及各線路之間的工作狀態。而傳統方法多是人工式抄表，效率低下，準確性得不到保證，且浪費人力資源，滿足不了現在越來越高的要求，所以，必須建立一個科學有效的電能計量自動化系統。
1 電能計量自動化系統構建
不同設備占據位置也各有不同，據此可將電能計量自動化系統劃分為三個部分，一是主站系統，二是自動化終端，三是通信信道。其中，主站系統指的是連接各種計量自動化終端的計算機系統，主要負責信息采集工作，利用通信信道采集自動化終端的數據信息，并加以控制，或分析整理，可以說是是整個系統的核心部分；計量自動化終端主要負責每個計量點的信息采集工作，分析整理后將所得數據向別處傳輸，或者傳達由主戰發出的控制命令；通信信道，有碼分多址和分組無線業務，以及調度數據網等，是主站和終端之間的媒介，負責兩者之間的信息傳輸。
2 電能計量自動化系統組成
用戶類型不同，電壓等級也不同，據此可將電能計量自動化系統劃分為四個子系統，一是廠電能量遙測系統。二是負荷管理系統，三是低壓居民集中抄表系統，四是配電變壓器監測計量系統。它們涉及到發電、輸電、配電以及售電等各個側計量點，共同組成了電能計量自動化系統。
2.1 廠電能量遙測系統
在變電站中，因為安裝的電能表過多，且來自不同的廠家，所以在選擇遙測終端時，需盡量保證其抄表通道的多樣性，同時具備多表計的功能。此外，對于變電站的遙測終端，選擇的通訊方式大都是依靠以太網專線和主戰來完成的。
2.2 負荷管理系統
負荷管理系統一般也有4部分構成，一是計量表計，二是數據通信網絡，三是客戶端現場終端，四是主站端計算機系統。它采用先進的自動控制技術和網絡通信技術，在線對客戶的用電情況進行檢測，并將客戶抄表有機融入到管理系統中，在此基礎上，完成對客戶用電情況進行自動采集、分析處理和計費等工作，以提升其負荷管理水平。
負荷控制管理終端除可以遠程抄表，還能控制用戶的用電負荷，緩解用電緊張的局勢。如某地區出現用電緊張的狀況，為保證能夠給當地居民正常供電，可對用電高峰期或耗電量較大的施工進行控制?？衫么私K端的遙控功能，電話告知需要限電的用戶，盡量說服其能主動壓電；不然的話，可借助計量自動化系統，將跳閘命令發送到用電負荷管理終端，從而對用戶開關進行跳閘。
2.3 居民低壓集中抄表系統
此系統以計算機技術和通訊技術（包括RS485總線、低壓擴頻載波等）為基礎，通過低壓配電網對用戶的用電情況進行采集，并加以綜合分析處理，將所得數據發送到主站。它的工作內容主要有：對系統內的用戶的用電情況進行自動化的遠方抄表，對各個設備的運行狀況進行實時監控，以及對線損等情況的及時檢測和分析等，最終是為了提供準確的電力數據給系統，從而保證能夠正常供電。
對大多數小區而言，電表較為集中，在實際計量時可選擇帶有485通訊的電子電能表。而對一些鄉鎮來說，比較分散，在計量時適宜選擇載波表。
2.4 配電變壓器監測計量系統
自動化終端和主站之間通常需要有相應的通信信道，來完成兩者之間的數據傳送等問題，同樣，配變監測終端和主站之間也需要有一個通信信道。配電變壓器監測計量系統通過智能化的無線網為二者提供相應的通信信道；對低壓配電變壓器進行監測，并收集相關數據；實時掌握各測量點和線路的運行狀態，一旦遇到異常的用電行為，能夠及時發現并加以處理，從而使線路的受損程度有所降低。
3 電能計量自動化系統的應用
3.1 遠程自動抄表
在電能計量中，抄表是一項基本的工作。大多供電公司一直以來采取的都是人工抄表的模式，需要抄表人員親自登門用筆記錄。經濟的發展帶動了技術的進步，目前，抄表業務量急劇上升，人工抄表的方法已經落后了，不足之處也越來越明顯，質量和效率都有所下降，有時會出現抄錯或漏抄的情況，提供的數據缺乏準確性，以至于無法正確把握線損程度，也難以做出準確的計費。
以鄭州某供電公司為例，其抄表程序如下：每月初為固定抄表時間，工作人員帶著抄表機來到用戶住處，對用戶的電表讀數依次進行抄錄，將所得數據導入營銷系統，計算電費。此方法存有一些問題：
（1）工作量大，效率低下。由于用戶過多，且地理位置不集中，再加上交通容易堵塞，工作人員要花費大量時間在路上。
（2）實際情況復雜，入戶較難。隨著現代化的建設，企業管理制度有所加強，有些企業來自國外或是中外合資，管理比較嚴格，在抄表時要經過很復雜的程序，浪費大量時間。
（3）現場所處形勢比較被動。對某些特殊客戶來說，抄表還需提前預約，實際中，也常常發生客戶遲到的情況，以至于工作人員在等待上浪費大量時間，更有甚者，工作人員完成一次抄表任務需往返多次。
以上種種原因直接導致了抄表高成本、低效率現象的出現。工作人員要在固定時間內完成所有工作，勞動量大、時間不夠，還需耗費大量人工成本和交通成本。
自從本公司建立了電能計量自動化系統，不必再人工抄表，完全可以遠程自動抄表，其覆蓋面積廣，用戶量大，在用戶住處安裝有各種計量終端，在每月初對上月用電情況進行自動抄讀，并將所得數據信息發送至系統主站；而供電局的電能計量自動化系統也已實現與營銷系統的連接，每月由主站把各用電量導入營銷系統，工作人員進行核對后計算電費。
3.2 在線監測
電能計量工作主要是靠各種電能計量裝置來實現的，電能計量裝置能否正常運行直接影響著電能計量管理的好壞。在以前還沒引進電能計量的自動化系統時，電能計量裝置一旦出現故障，不易發現，通常都是在定期檢測時發現，而鄭州市電網的覆蓋規模較大，全面的分析檢查有很大難度，再加上故障產生和被發現之間時間很長，給電力營銷帶來諸多不便。
3.3 防竊電
該系統對預防竊電等方面提供了諸多方法。首先是異常報警，電流、電壓或終端等一旦出現異常，系統就會自動發出警報；其次，該系統還有對線損異常、電量異常等異常現象進行自動分析的功能；再者是失壓失流檢查，以及對低壓用戶的重點監測。
4 結束語
電能計量自動化系統能夠對各個側計量點的電能情況和設備運行狀態進行采集，并自動加以分析管理，其有效的方法和先進的技術，不但提高了工作效率，還拓展了新服務內容，既減少了用戶的成本，又促進了電力營銷工作的順利開展。
參考文獻：
經濟量化分析范文4
關鍵詞：有源層結構；980nm；多量子阱；半導體激光器
1 概述
為了獲得更低的閾值電流和更高的出光功率，文中對載流子的泄露和不均衡的載流子分布以及光場限制因子進行分析，并且對量子阱的數目以及壘層材料中的鋁組分進行優化仿真，得到最優的輸出特性。
2 理論分析
2.1 載流子的泄漏電流
電子電流從N型層注入到量子阱并和量子阱中的空穴復合，因此電子電流密度在量子阱中減小。泄漏電流即是從量子阱中溢出的電流。泄漏電子電流對激光器的光學性能有很大的負面影響。有幾種方法可以抑制泄漏電流，如增加勢壘層的高度（增大帶隙），在有源層與上波導層之間增加一層電流阻擋層都可以有效地抑制泄漏電流。
2.2 載流子分布不均勻
多量子阱激光器有源區的光特性很大程度上受到載流子分布不均勻的影響。增加壘層鋁組分使得勢壘高度變大，這將使載流子分布對光特性產生的影響更加放大，惡化光特性。載流子分布不均勻也會導致有源區光增益受到影響。為了提高激光器的性能，導帶偏置比越靠近0.5左右，載流子分布不均勻的影響將越小。
2.3 光場限制因子
其中E（y）表示光場垂直于結平面的分布。激光器的光場限制因子受壘層、阱層材料的結構參數影響。小的光場限制因子會導致量子阱激光器所需的光增益增大，導致閾值電流密度變大。
2.4 閾值電流密度
其中，Nw表示阱層數目，J0是透明電流密度，ai表示內部損耗，L表示激光器腔長，R1，R2分別表示激光器端面反射率，G0表示材料增益，ΓN表示光場限制因子。
3 仿真結果與分析
3.1 載流子泄漏電流
文章主要是討論有源區的優化，因此，從增加勢壘高度的方法出發來抑制泄漏電流。勢壘高度可有導帶帶階Ec反映。器件波導層采用AlGaAs材料。電導越小器件的串聯電阻越大，由此激光器的閾值電流也隨之增大。
如圖1知高Al組分的AlGaAs材料電導率小電阻大，因此將波導層中Al組分取0.18.
溫度特性是激光器的一個重要指標，如圖2可以看出AlGaAs材料隨溫度的變化趨勢，其在低Al組分的情況下熱阻較小，取低Al組分對激光器的輸出特性有益。
如圖3可知，隨著壘層鋁組分的增大，量子阱中導帶帶階隨之線性增大，為了更好地限制載流子，Al組分越高越好，但是壘層帶隙高于波導層帶隙會抑制載流子注入量子阱，綜合上述考慮壘層中鋁組分取0.12左右比較適合。
3.2 載流子分布不均勻
如圖4，隨著Al組分的增加，導帶偏置比逐漸向0.5靠攏，綜合導帶帶階、AlGaAs的電導和熱阻，壘層Al組分取0.12較合適。
3.3 光場限制因子
圖5顯示了不同量子阱數目的有源層的光場限制因子隨著壘層Al組分的變化分布圖，不難看出隨著量子阱數目的增多，光場限制因子逐漸增大，對特定數目的量子阱，其光場限制因子隨著壘層Al組分的增加而減小，而當Al組分在0.12左右時減小的幅度最大。
3.4 量子阱數目
由圖5可知量子阱數目的增加有利于光場限制因子的增大，提高激光器的輸出特性。綜合上面的考慮，取壘層Al組分為0.12，壘層厚度為10nm阱層In組分為0.22，阱層厚度為7.6nm，圖6為該有源層結構閾值電流密度與量子阱數目的關系分布。
由圖可看出閾值電流密度開始隨著量子阱個數的增加急劇減小，當量子阱個數超過3個時，閾值電流密度不再急劇減小，而是隨著量子阱個數的增加出現緩慢增加，考慮到要實現半導體激光器的低閾值激射和激光器的制作技術，量子阱的個數最終取3。
4 結束語
精確計算了量子阱中導帶價帶的能級分布，由此確定了阱層材料中In組分為0.22并且阱厚7.6nm時，仿真結果顯示峰值波長981nm。綜合考慮AlGaAs材料的熱阻和電導，確立波導層材料Al組分取0.2，并針對載流子泄漏和其分布不均勻惡化激光器的輸出特性來分別提高壘層的帶階和導帶偏置比。理論計算了不同量子阱數目時各Al組分對應的光場限制因子，并得出當量子阱數目為3個，壘層Al組分取0.12時得到最低的閾值電流密度。
參考文獻
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經濟量化分析范文5
關鍵詞：衡陽市;空氣質量;變化趨勢;對策
收稿日期：2011-11-06
作者簡介：張藝（1964―），女,云南大姚人,工程師,主要從事環境監測技術、環境影響評價技術以及環境工程治理技術的研究與應用工作。
中圖分類號：X831
文獻標識碼：A
文章編號：1674-9944(2011)11-0128-03
1引言
近年來,隨著我國經濟飛速發展,人民的物質生活水平也相應提高,但人民的生活環境卻每況愈下。環境空氣質量的好壞與人體健康息息相關,對于人口密集的城市,空氣污染物不易稀釋和分散,局部空氣污染物濃度不斷提高,對人身心健康有很大影響。衡陽市位于湖南省中南部,湘江中游,面積15 310km2。據2011年調查,衡陽城市建成區面積達到128km2,2010年第6次中國人口普查結果顯示［1］衡陽市常住人口714.146 2萬人,其中中心城區戶籍人口138萬人,占全省總人口比重為10.87%。步入了中國特大城市行列，因此對衡陽市區的空氣質量的監測對人民生活水平的提高有重大意義［2］。
2監測方法
2.1監測點的布設
按照人口和功能區的劃分原則［3］,2010年度衡陽市城區設4個常規空氣監測點,分別為衡陽市儀表廠(手工測點)、珠暉區環保局(自動站)、市環境監測站(自動站)、衡陽化工總廠(手工測點)。
2.2監測項目及分析方法
主要監測項目及其分析方法分別為SO2(甲醛吸收-副玫瑰苯胺分光光度法,GB/T15262-94)、NO2(Saltzman法,GB/T15435-95)、PM10(大氣飄塵濃度測定方法,GB6921-86),根據《環境監測技術規范》(空氣部分)關于數據統計有效性的規定,SO2、NO2日均濃度每日連續采樣至少18h;PM10日均濃度每日連續采樣至少12h,每月至少有均勻分布的12個有效日均值?？傆嬋戢@SO2有效日均濃度值1 113個,NO2有效日均濃度值數據1 114個,PM10獲有效日均濃度值數據1 110個(以上均未包括對照點和新增點)。
2.3空氣質量的評價
采用空氣綜合污染指數對衡陽市區空氣質量進行評價,以2010年為例,選擇SO2、NO2和PM103種污染物計算綜合污染指數。以國家《環境空氣質量標準》(GB3095-1996)［4］的二級標準為評價標準,即年均值SO2為0.06mg•m-3,NO2為0.08mg•m-3,PM10為0.10mg•m-3?？諝饩C合污染指數的數學表達式如下:
P=∑ni=1Pi,Pi=Ci/Si。
式中，P為空氣綜合污染指數;Pi為污染物i的分指數;Ci為污染物i的年平均值;Si為污染物i的環境空氣質量二級標準濃度;n為大氣污染物項目數。
3結果與討論
3.1大氣環境質量現狀及變化趨勢
3.1.1SO2污染現狀
“十一五”期間,衡陽市SO2的年均值在0.041～0.058 mg/m3,5年年均值均達到環境空氣質量國家二級標準。年均值最小的一年出現在2009年,5年間的全市日均值超標率在1.6%~11.4%之間?！笆晃濉逼陂g,衡陽市SO2濃度總體呈逐漸下降趨勢,見圖1。
圖1“十一五”期間衡陽市年均SO2濃度變化趨勢
由圖1可以看出,全市的SO2的濃度在“十一五”期間波動較大,在0.019～0.103mg/m3范圍內,市環境監測站在2007年SO2濃度達到最大值0.103mg/m3,出現超標。除珠暉區環保局在2007年度SO2濃度有所減少外,其它測點都較上年度或多或少有所增加。整體來說,所有監測點在2009年度的SO2濃度都達到最小值,而在2010年有所升高,特別是衡陽市儀表廠升高到0.054mg/m3,這與2010年城市建設發展迅速,而忽視環境的保護有非常緊密的聯系。
3.1.2NO2污染現狀
“十一五”期間,衡陽市城區二氧化氮的年均值在0.036～0.046mg/m3之間,全部達到環境空氣質量國家二級標準。年均值最大的一年出現在2007年,而2008年為這5年間最低。5年中全市二氧化氮日均值超標率在0.5%~2.3%之間,其中2009年、2010年連續兩年均無超標情況出現?！笆晃濉逼陂g,二氧化氮除在2007年有一個反常的升高外,整體呈逐漸下降趨勢,見圖2。
圖2“十一五”期間衡陽市年均NO2濃度變化趨勢
由圖2可知,全市的NO2的濃度在“十一五”期間波動不大,集中在0.025～0.056mg/m3濃度范圍內,除市環境監測站濃度在2006~2009年逐年增加,其它監測站都有所降低,但在2010年各監測站都達到0.037mg/m3左右的濃度。衡陽市儀表廠在2007年度NO2濃度達到最大值0.056 mg/m3。
3.1.3PM10污染現狀
“十一五”期間,衡陽市城區空氣可吸入顆粒物濃度年均值在0.069～0.094mg/m3之間,全部達到環境空氣質量國家二級標準。年均值最大的一年出現在2007年,而2009年為這5年間最低。5年中全市日均值超標率在2.8%~9.8%之間。“十一五”期間,可吸入顆粒物年均值在0.080mg/m3上下窄幅波動,在2007年年均值達到最大,2008年、2009年呈下降趨勢,但2010年呈上升趨勢,見圖3。
由圖3可知,全市的PM10濃度在“十一五”期間波動較大,在0.035～0.133mg/m3濃度范圍內,衡陽化工總廠和衡陽市儀表廠的PM10整體濃度較高,變化較大,均有升高后降低的趨勢,分析應該與其2007年擴大工業化生產,向大氣環境排放的污染物迅速增加,隨后又控制排放,從而PM10濃度有所減低有密切關系。市環境監測站與珠暉區環保局的整體濃度較低,呈減低趨勢,這與該監測站嚴格控制排放物有關。
圖3“十一五”期間衡陽市年均PM10濃度變化趨勢
3.1.4綜合污染指數評價
2010年衡陽市城區各測點空氣綜合污染指數評價結果見表1?？諝馕廴揪C合指數說明,城區污染最嚴重的測點是衡陽市儀表廠,其次是珠暉區環保局。城區最主要的大氣污染物為PM10,其次是SO2,最后是NO2。
3.2全市空氣污染物分布特征及變化趨勢
“十一五”期間衡陽市城區主要空氣污染物年均值分布特征見表2。衡陽市城區空氣環境中SO2、NO2、PM10的年平均值自“十一五”期間的年際變化趨勢經Spearmun秩相關系數檢驗(顯著性水平為0.05),計算得出rs值在-0.60~-0.50之間,計算結果表明,SO2、NO2、PM10均呈下降趨勢,但無顯著意義,見表2。
3.3影響衡陽市區空氣質量原因分析
(1)改革開放以來特別是“十一五”期間,衡陽市的經濟、人口、交通迅猛增長,城市面貌發生巨大變化的同時,伴隨著向大氣環境排放的污染物也迅速增加。
(2)較特殊的地理氣象條件增加了空氣飄塵和降塵的污染幾率。衡陽冬春時季干燥少雨,常有暖冬,干燥的空氣加重了TSP、PM10的污染。冬天晝夜溫差大,低空常出現逆溫層,空氣污染物擴散困難,因而冬季出現大氣污染的概率較大。
表2“十一五”衡陽市城區各污染物年均值趨勢判斷
項目20062007200820092010rswp比較趨勢判斷
SO2(mg/m3)0.047 0.058 0.056 0.041 0.043 -0.600.9│rs│
NO2(mg/m3)0.040 0.046 0.036 0.037 0.037 -0.500.9│rs│
PM10(mg/m3)0.080 0.094 0.080 0.069 0.079 -0.600.9│rs│
圖4“十一五”衡陽市城區主要空氣污染物年均值年際變化圖
(3)工業和能源結構的不盡合理導致大氣污染加重。衡陽火電、冶金、水泥、陶瓷等高耗能的氣型污染企業比重較大,能源消耗又以煤炭為主,許多能耗大戶至今脫硫除塵措施不能正常運行,有些企業連消煙除塵設施都嚴重不足,很難甚至不可能做到國家要求的達標排放。
(4)以汽油(柴油)為動力的機動車快速增長,構成了城市空氣污染的另一個重要來源?！笆晃濉逼陂g,汽車工業發展較快,機動車的社會擁有量大幅增加,城市又是機動車的集散地,汽車尾氣污染日益嚴重。因此富含大量CO、NOX、碳氫化合物等有害成份的機動車尾氣是導致城市街區空氣污染的重要原因。
(5)城市空氣中顆粒物成分復雜,來源眾多,多年來對煤煙的治理,使得揚塵污染對造成城市空氣中顆粒物污染的影響突現出來。
4污染防治對策與建議
(1)深入持久地開展資源(能源)節約活動,加快城市能源結構調整,推廣電、天然氣、液化氣等清潔能源的使用,切實減少污染物的排放總量,從源頭上控制污染。
(2)推行清潔生產,通過產業結構調整,加快以節能降耗、綜合利用和污染治理為主要內容的技術改造,加大環保投入,對重點行業和能耗大戶強制燃煤脫硫與煙氣治理,控制工業污染。
(3)采取包括技術在內的各種措施,控制汽車尾氣污染和生活面源污染。植樹造林、栽花種草、綠化城鄉、凈化空氣。
(4)加強環境空氣監測能力建設,努力強化現場應急監測能力和環境質量監測能力,用更先進的手段開展環境監測工作,提高對空氣污染的監控能力和水平,為空氣污染防治提供有效、及時的技術支持和服務。
5結語
通過對衡陽市“十一五”期間SO2、NO2和PM103種污染物的變化趨勢分析,得出各污染物均有下降趨勢,但有個別測點有較大波動。2010年的空氣綜合污染指數顯示PM10是衡陽市區的主要空氣污染物,其次是SO2,最后是NO2,衡陽市儀表廠是污染最嚴重的測點。通過對全市污染物分布特征分析可知,全市SO2、NO2 、PM10濃度基本保持穩定,并呈下降趨勢。由此分析了影響衡陽市區空氣質量的原因,并做出了對應的防治對策和建議。
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經濟量化分析范文6
關鍵詞 動態計量分析；城市建設用地；經濟發展；城市化
中圖分類號 F323.211 文獻標識碼 A 文章編號 1002-2104(2011)01-0007-06 doi:10.3969/j.issn.1002-2104.2011.01.002
隨著經濟持續平穩較快的增長，我國城市化率不斷提高，從2000年的36.2%增加到2009年的46.6%，未來一段時期，我國仍處于高速城市化階段。城市化進程伴隨著人口從農村向城市的轉移，農村地域向城市地域的轉化和集中，導致大量的農地向城市用地流轉和城市建設用地面積的增加，同時也使得各種非農業發展的經濟要素向城市集聚，從而促進了經濟發展，并且經濟的發展也會進一步提高城市化率，引致城市建設用地面積的進一步增加。
目前關于城市化和經濟發展的研究文獻較多，主要集中在城市化與經濟增長機制的研究或者兩者之間關系的實證分析［1］，巴曙松［2］認為城市化可以通過影響總供給和總需求兩方面的基礎性因素而對中國經濟長期增長和模式轉變產生持久性作用。李金昌［3］利用時間序列數據，運行兩變量協整的理論和相關的計量經濟方法，檢驗了城市化與經濟增長之間的動態關系。在此基礎上，高魏［4］將農地城市流轉納入到城市化與經濟增長系統來研究三者之間的動態關系；中國經濟增長與宏觀穩定課題組［5］考察了城市化、產業效率與經濟增長之間的聯系。關于城市建設用地的研究，學界主要集中于城市建設用地的驅動力［6-8］、城市建設用地對經濟增長的貢獻［9,10］ 兩個方面，所采用的研究方法主要有灰色關聯分析和以多元線性回歸模型為主的計量經濟分析。雖然上述角度的研究文獻較多，但將城市建設用地與經濟發展和城市化作為一個系統進行研究的文獻較少。本研究利用我國1981-2007年的時序數據，利用動態計量分析中的協整檢驗、脈沖響應及方差分解模型，對城市建設用地、經濟發展與城市化之間的長期均衡和短期變化關系進行檢驗和分析。
1 理論框架、研究方法與數據處理
1.1 理論框架
城市建設用地、經濟發展和城市化三者之間相互影響，關系非常復雜。根據西姆斯的理論，如果在一組變量之中有真實的聯立性，那么這些變量就應平等地加以對待，而不應該事先區分內生和外生變量［11］。因此，研究將城市建設用地、經濟發展和城市化同視為被解釋變量，考察其滯后值對被解釋變量的影響程度，其之間關系的計量模型如下：[KG)]
式（1）中，UJS、GDP、URB分別表示城市建設用地、經濟發展和城市化水平；α、β、χ、ε、、φ、η、ι、κ為各變量回歸系數，δt、γt、λt代表各方程的隨機擾動項，并且與解釋變量和自身滯后值不相關。
1.2 研究方法
傳統的經濟計量方法是以經濟理論為基礎來描述變量關系的模型，但是經濟理論通常并不足以對變量之間的動態聯系提供一個嚴密的說明，而且內生變量既可以出現在方程的左端又可以出現在方程的右端，使得估計和推斷變得更加復雜［12］，VAR模型能夠很好地解決上述問題，并具有易操作性。
1.3 變量選擇
（1）城市建設用地（UJS）。我國工業化、城市化的加速以及經濟的強勁增長，還會使更多的農地轉變為建設用地，其中主要為城市建設用地，并且城市經濟在國民經濟中處于主導地位，城市建設用地是城市經濟的載體。因此選取城市建設用地面積（km2）作為研究對象。
（2）經濟發展。研究選擇國內生產總值（GDP）來衡量經濟發展水平。為剔除價格影響因素，根據國內生產總值指數將當年GDP調整為以1978年為基年的實際GDP，折算公式為：GDPt=GDP1978×(當年GDP指數/100)，單位為億元。
（3）城市化（URB）。對于衡量城市化水平的指標，學者們提出了許多不同的觀點，有單一指標法、綜合指標法等，角度不同，指標也不一樣，綜觀各類指標，還是從人口角度衡量得到廣泛的認同，一般來說，中國有兩個城鎮人口的統計指標：“城鎮總人口”和“非農業人口”［4］。二個指標無論選擇哪個作為城市化水平的衡量標準都存在一定的缺陷，研究選擇城鎮人口占總人口的比重來測度城市化水平，單位為%。
1.4 數據來源與處理
1981 -2007年的城鎮人口、全國總人口數據來源于《中國統計摘要2009》，國內生產總值（現價）、國內生產總值指數（可比價，1978=100）、城市建設用地面積數據均來自于《中國城市建設統計年鑒2007》，只是其中2005年城市建設用地面積不含北京市和上海市。為此進行了如下處理：
UJS2005=UJSother+UJSBJ+UJSS（2）
式(2)中，UJSother表示2005年除北京和上海外其它省、直轄市以及自治區的城市建設用地面積；UJSBJ、UJSS分別代表2005年北京市和上海市城市建設用地面積，因為統計數據中查找不到，只能根據2004年和2006年統計數據進行推斷。依據《2005年中國城市統計年鑒》和《2007年中國城市統計年鑒》，推斷2005年北京市的建設用地面積為1 254km2，上海市城市建設用地面積以2004年數據作為替代。因此2005年中國城市建設用地總面積為32 715.8km2。
為了消除異方差，使得研究結果更有實際意義，對UJS、GDP和URB三個時間序列分別進行了對數化處理，這并不改變三者之間的協整關系，變換之后的序列分別為lnUJS、lnGDP和lnURB。計量分析軟件采用的是EViews5.1。
趙可等：城市建設用地、經濟發展與城市化關系的計量分析中國人口•資源與環境 2011年 第1期2 計量分析結果
2.1 平穩性檢驗
本文利用ADF檢驗和PP檢驗對時間序列的平穩性進行檢驗。檢驗結果表明lnUJS、lnGDP和lnURB三個時間序列在10%顯著性水平下都是非平穩的，而其一階差分序列dlnUJS、dlnGDP和dlnURB則全部平穩。因此，城市建設用地、經濟發展和城市化三個時間序列均是一階單整序列，即lnUJS～I(1),lnGDP～I(1),lnURB～I(1)。表1為城市建設用地、經濟發展和城市化三個時間序列的檢驗結果。
2.2 協整檢驗
本研究采用Johansen協整檢驗的方法來檢驗城市建設用地、經濟發展與城市化之間的協整關系，選擇序列有確實性線性趨勢，但協整方程只有截距項，做協整檢驗。表2跡統計量和最大特征根統計量都表明在1%顯著性水平下，存在一個協整關系。
根據檢驗結果，將協整方程寫成數學表達式，并令其等于VECM，得到：
VECM=lnUJS-0.6lnGDP-0.39lnURB-2.52（3）
采用ADF方法對VECM進行單位根檢驗，發現其是平穩的，進一步驗證了協整關系的正確性。式3清楚地表明了城市建設用地、經濟發展與城市化之間存在長期均衡關系。隨著經濟的發展和城市化水平的提高，城市建設用地面積增加。城市建設用地對經濟發展的彈性為0.6，即經濟增長1%，城市建設用地增加0.6%；而城市建設用地對城市化的彈性為0.39，表明城市化水平每提高1%，城市建設用地增加0.39%，后者的彈性小于前者，說明城市建設用地的增加主要是因為經濟發展引起的，而城市化所起的作用較小，這是因為我國城市化的進程還落后于工業化和經濟發展的步伐，農民轉變為市民還存在著一些制度、經濟等方面的障礙。研究結果還表明城市建設用地的增加是經濟發展和城市化進程中的必然現象。
2.3 誤差修正模型
協整關系反映的是變量之間長期穩定的關系，如要反映變量之間的短期變動關系，則需要建立誤差修正模型[CM)]
-3.1273(C,0,1.18)-2.9862(5%)平穩[BG)F]注：dlnUJS、dlnGDP和dlnURB分別表示UJS、GDP、URB的一階差分序列；(C,,K)代表ADF檢驗時包含截距項、時間趨勢項和滯后階數，滯后階數由EViews5.1根據AIC準則自動給出；括號中的百分比為檢驗的顯著性水平；(C,,B)表示PP檢驗時包含截距項、時間趨勢項和采用Bartlett kernel估計方法時根據Andrews Bandwidth自動選擇的帶寬。
表2 變量的協整檢驗結果
ab.2 Results of co-integration test of variables
零假設0特征根Eigenvalue[B(][BDG6mm,K63mm,K]跡檢驗 race statistic最大特征根檢驗 MaxEign statistic[BDG6mm,K21mm。5，K] 統計量5%臨界值Prob.統計量5%臨界值Prob.[B）] r=0*0.685 737.501 029.797 10.005 327.780 121.131 60.005 0[BD] r≤10.331 19.720 915.494 70.302 89.650 214.264 60.2359（VEC）,VEC模型是含有協整約束的VAR模型［13］。下面建立lnUJS、lnGDP和lnURB三個變量的誤差修正模型：
VEC模型整體檢驗結果表明，模型擬合效果較好。城市建設用地的誤差修正項系數為-0.45，符合反向修正機制，表明在短期偏離長期均衡時，將會以45%的力度被調整到均衡狀態；經濟發展的誤差修正系數則不顯著，且為正值；城市化方程的誤差修正系數為正，在滯后4階的條件下，誤差修正系數為-0.12，而此時，經濟發展誤差修正系數及其顯著性無太大變化，城市建設用地的誤差修正系數為-0.71，跟滯后2階相比，可以發現隨著時間的增加，非均衡狀態被調整到均衡狀態的力度更大。
2.4 脈沖響應函數
脈沖響應函數用于衡量來自隨機擾動項的一個標準差的沖擊對內生變量當前和未來取值的影響［14］。圖1為lnUJS、lnGDP和lnURB對各自一個標準差沖擊的響應函數，橫軸表示沖擊作用的滯后期數，縱軸表示因變量對解釋變量的響應程度，圖中實線為脈沖響應函數，虛線表示正負2倍標準差偏離帶。
首先考察lnUJS對各變量標準差沖擊的響應情況。圖1第1行表明城市建設用地對其自身的一個標準差信息立刻有較強反應，但影響的時間不長，到第3期即回復到原來的水平。這說明當前的城市建設用地面積與其滯后值有一定的關聯性，城市建設用地擴張具有一定的慣性特征。對來自lnGDP信息的沖擊，lnUJS的響應函數呈正弦波狀，第1期沖擊為0，第3期沖擊達到第1次波峰，之后衰減，直到第6期達到波谷，第8期又達到了第2次波峰。[KG)]
再考察lnGDP對來自各變量標準差沖擊的響應情況。圖中第2行說明當lnGDP受到來自lnUJS標準差信息的沖擊時，響應為正向的，而且持續的時間較長，比較穩定，表明城市建設用地增加對經濟發展的影響比較大，而且持續的時間比較長。lnGDP對自身標準差信息的沖擊的響應在滯后期內也一直是正向的，第2期達到最大值，之后雖有起伏變化，但總體是衰減的。lnURB對lnGDP的沖擊力度很小，直到第8期之后，力度才有所增強。
最后考察lnURB對來自各變量標準差沖擊的脈沖響應函數。圖中第3行顯示當lnURB受到來自lnUJS標準差信息的沖擊時，lnURB的響應力度先是增加，后是減小，5-7期之間保持穩定，而且力度最大，lnUJS帶給lnURB的沖擊一直是正向的。lnGDP對lnURB的沖擊雖然為正，但力度較小，呈現先遞減后遞增的態勢。lnURB對來自自身標準差的沖擊的響應，總體上呈減弱趨勢，并在第9期之后變為負向。
總的來說，城市建設用地面積的變化與其滯后值、經濟發展和城市化水平有著非常強的關聯性，特別是與經濟發展表現出一定的階段性特征。在經濟發展水平較低的階段，城鎮土地仍然是一種重要的投入資源，加上土地市場的不完善，地價的不合理，地方政府追求GDP政績，以及高耗地企業的普遍存在，經濟增長對建設用地的沖擊力度非常大。隨著經濟發展水平的逐漸提高，產業結構的調整，農地特別是耕地資源的進一步稀缺，經濟發展對城市建設用地面積的沖擊將會減小。
2.5 方差分解
方差分解是通過分析每一個結構沖擊對內生變量的變化（通常用方差來度量）的貢獻度，進一步評價不同結構沖擊的重要性［12］。表3、表4、表5分別是城市建設用地、經濟發展與城市化方差分解的結果。
表3表明lnGDP對lnUJS變動的影響在前4期增長較快，平均每期增長達到7%，之后基本穩定在28%左右，最大貢獻度為30.1%；而lnURB對lnUJS的影響在前4期增長很快，5-8期基本穩定在13%，之后影響程度又以較快的速度增長；lnUJS變動主要還是來自其自身的沖擊，貢獻度達到55%。表4表明lnGDP的主要影響因素是lnUJS,前5期貢獻率增長很快，從23.5%增加到52.1%，之后保持相對穩定，最大貢獻率達到55.2%，說明城市建設用地對經濟發展最為重要，而城市化的影響不大，最大貢獻度也只有1.6%。表5分析結果表明lnURB的變化主要受到lnUJS的影響，城市建設用地面積的增加，吸納了更多的農業人口到城市就業、居住，逐漸轉變為城市人口，有利于城市化進程。經濟發展對城市化的影響呈現出不同的特征，在第1期貢獻度最大，之后以較快的速度降低，第5期最小，然后又以1%的速度增加，第10期貢獻度達到10%，在預測期內并未出現較為穩定的狀態。
3 主要結論與政策建議
通過1981-2007年我國城市建設用地、經濟發展與城市化三個時間序列的計量分析，得到以下主要結論：
（1）城市建設用地lnUJS、經濟發展lnGDP與城市化lnURB之間存在協整關系，即長期均衡關系。
（2）誤差修正模型表明城市建設用地在短期偏離長期均衡時，會以45%的力度被調整到均衡狀態。
（3）脈沖響應函數和方差分解結果表明城市建設用地變動主要受到自身沖擊的影響，與其滯后值關聯度很大；城市建設用地對經濟發展起到了重要作用；并且城市建設用地面積的擴張有利于城市化的進程。
研究結果表明城市建設用地擴張是經濟發展和城市化的必然結果，因此，未來一段時期，城市建設用地面積還會進一步增加，但鑒于新增加的城市建設用地的主要來源是農地流轉，而這些流轉的農地多為優質耕地，會危險到我國的糧食安全。因此，城市政府應該：①嚴格遵循城市規劃和土地利用規劃，控制城市增長的范圍；②清理轄區內非法和違法建設用地，目前城市邊緣區存在著大量的農地非法流轉為建設用地的現象，不利于中央政府的宏觀調控，也不利于土地資源的合理配置；③提高城市范圍內土地利用強度，城市政府不僅從外延上尋求建設用地面積的擴張，更應該提高土地利用的集約程度，向“空間”要土地；④積極轉變經濟增長的方式，改變過度依靠投資推動型的發展模式，曲福田［14］研究發現，固定資產投資很大一部分用于城市和工業基礎設施的建設以及場地的購買，這直接拉動了土地非農需求量的擴大。另外還應積極鼓勵節地型產業的發展。
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An Econometric Analysis of the Relationships Among Urban Construction Land, Economic Development and Level of Urbanization
AO Ke ANG Anlu
(College of Land Management, uazhong Agricultural University, uhan ubei 430070, China)
