关于蝉的诗句范文

导语：如何才能写好一篇关于蝉的诗句，这就需要搜集整理更多的资料和文献，欢迎阅读由公文云整理的十篇范文，供你借鉴。

篇1

为加强对房产赠与工作的管理，根据《北京市贯彻实施〈城市私有房屋管理条例〉若干具体问题的规定》中关于“受赠私有房屋，除经市人民政府特许者外，受赠人须有本市常住户口。机关、团体、部队、学校、企事业单位包括集体所有制单位受赠私有房屋，须经市房地产管理局审查批准。”和《北京市房屋买卖管理暂行规定》中关于“禁止私下买卖和变相买卖房屋。”之规定，现就房产赠与管理工作有关申报手续、工作程序、审批权限、审批原则、违章处理及税费收缴等问题具体规定如下：

一、房产赠与的申报手续：

1.向他人或单位赠与房产，须由赠与人（房屋所有权人，下同）提出书面申请（申请书中应注明赠与房屋的原因），并提交经公证机关公证的“房产赠与书”和“房屋所有权证”。

2.私有房屋的受赠人（含法人，下同）须同时提交受赠房产的书面申请，申请中须明确确系无偿赠与，并无买卖关系及经济上的其他交换条件，私人受赠申请，还须写明受赠人与赠与人的关系。单位受赠申请，须由法人代表签字、加盖公章，并附受赠单位上级机关同意其受赠的证明。

3.赠与房产、赠与人与受赠人须持上述有关证件、身份证及名章共同到房屋所在地区、县房地产管理局办理房产赠与申报手续，按“房产赠与申请审批表填写说明”由经办人代填“北京市房产赠与申请审批表”。

赠与人或受赠人因故不能亲自办理的，可出具委托书，委托他人代为办理。委托书须经本人所在单位或有关部门证明，不在本市居住的，出具的委托书，须经公证机关公证。

4.“审批表”中有关赠与人、受赠人的情况、赠与房屋情况，双方现住房情况及双方关系，赠与原因，赠与人与受赠人须如实报告，经办人询问代填后，由双方签字、盖章。

私人受赠，受赠人必须使用户籍姓名，不得使用化名，别名或假名。单位受赠、必须使用单位全称，不得使用简称，不得以个人名义受赠。

二、办理房产赠与的工作程序及审批权限：

1.受理与初审：房产赠与手续由房政科长指定专人负责经办，并代双方填写审批表的有关内容，经办人收取的有关证件应开具“收存契证”收据。

根据房产赠与人和受赠人交验的“申请表”、身份证件、赠与房产的有关权证、证明，经办人须调阅房屋产籍卡及房档，并到房屋所在地现场核实产权来源、房院位置图形、房屋状况、院界墙归属、现房屋使用、有无产权纠纷等情况与“申请表”对照是否相符，无误后，在调查情况及意见栏内签署初审意见，并注明到房屋现场核实的日期，由经办人盖章将初审件全部报送房政科长复审。

2.复审：房政科长根据“申请表”及有关证明、房屋产籍卡及房档等资料，结合经办人的意见进行全面审查，如有疑点，应到现场进行复查或向双方询问。经审查，赠与房产的产权来源清楚，无产权纠纷、符合有关政策规定、证件齐全、手续完备、无买卖行为及经济上的其他交换条件的，可签署同意房产赠与的意见，上报主管局长审批。

3.区县房管机关主管局长根据复审件进行审批，并签章，然后，将审批件转房政科，由房政科转估价员估价。

根据规定须经市房管局审批的，要将区县局审批件加盖区县房管局公章后上报市房管局房政处。

4.估价：估价员根据“申请表”及房档到房屋现场进行估价后，将估价金额、应收契税金额、应收手续费金额等填入“申请表”相应栏目。按《契税暂行条例》规定应免收契税的，可在免收契税栏内填写“免收”字样。

5.收费：估价员盖章后将有关材料转交此件经办人，经办人复核估价款额无误后，通知受赠人携带收存契证收据及本人身份证件到指定地点交纳房产赠与手续费。交费完毕后，经办人应开具“北京市房产登记费”收据；并在“收存契证”收据上加盖“已办理房产赠与”字样的印章。赠与人及受赠人应携带“收存契证”收据及“北京市房产登记费”收据作为房产赠与产权来源的凭证，办理房屋所有权转移登记。

6.建档：由经办人将房产赠与有关证明、权证及“申请表”、“收存契证”存根、估价单、“北京市房产登记费”存根一并装订建档。

7.转件：经办人将房产赠与档案全部转房屋所有权登记人员登记后收存，然后由登记人员负责督促赠与人及受赠人按要求在3个月内办理产权转移登记手续。

三、审批原则和违章处理：

1.经查属下列情形之一者，不予批准：

（1）无合法证件或证件不全的；

（2）有产权纠纷尚未解决的；

（3）受赠人无本市常住户口的；

（4）经批准征用或划拨的建设用地；

（5）由于赠与房产造成赠与方居住困难的；

（6）有买卖行为或变相买卖行为尚未查清的；

（7）单位以个人名义受赠或双方隐瞒真实情况的。

2.名为赠与实属买卖的，一经查明，即应根据其违章情节按《北京市房屋买卖管理暂行规定》第14条的有关规定处罚。

四、税费收缴：

赠与契税按1982年房价标准5倍的6％计征。

赠与手续费按1982年房价标准5倍的2％计算。

篇2

关键词：主成分；聚类分析；粮食主产区；农业经济

0引言

我国属于农业大国，“三农”是我国社会主义现代化建设初期的一项重要工程[1]。从改革开放以来，伴随着社会生产力水平的显著提升，我国的农村经济得到了显著的发展，但是仍然存在一定的问题，例如我国农业发展整体不协调，农村区域经济发展不平衡等。很多学者认为我国农业区域发展差异化主要由地区间自然资源等自然地理因素和区域间经济发展过程不同的经济因素引起的，具体表现为：区域GDP非均衡发展、区域城镇化程度和工业化进程不一以及区域资本市场发育存在差距[2]。上个世纪90年代以来，我国13个粮食主产区粮食生产对我国粮食安全做出了重大贡献。2014年13个粮食主产区的粮食产量占全国的75%以上，库存量占全国的71%，13个粮食主产区的农业经济具有同质性，但也存在很大的差异性。随着我国农业经济发展水平的提高，区域差距成为一个不可回避的现实问题，如何处理好地区之间的协同发展，如何解决农业现代化发展存在的问题，是当下研究的热点[3-5]。因此，为了分析我国粮食主产区农业经济发展水平的区域差异，本文拟基于2016年中国统计年鉴公布的13个粮食主产区2015年的数据，选取17个具有代表性的指标构成现代农业发展水平评价指标体系，采用主成分和聚类相结合的综合方法，开展粮食主产区现代农业发展水平的主成分和聚类分析，进而获得各地区农业经济发展水平的综合得分排名，从而得到农业经济相似的地区，以相互借鉴先进发展经验，取长补短，相互促进，加快发展步伐。

1分析原理与方法

主成分-聚类分析方法的核心思想是将主成分分析和系统聚类分析融合在一起。在实际应用中，算法首先进行主成分分析，确定分类阈值；然后，根据主成分得分对样本再进行聚类分析，给出各类别的综合得分排名。

1.1主成分分析主成分分析是一种基于相关系数或协方差矩阵、对高维变量进行空间降维的分析方法，即研究具有一定相关性的多个指标之间的若干个线性组合，且这几个线性组合所构成的新指标互不相关、且尽可能多地保留了原有指标的信息。本质上，主成分分析借助于一个正交变换，将指标数据进行标准化处理，然后再根据指标之间的相关性判定分类，确定主成分的个数，最后解释主成分所包含的意义[6-8]。设有n个样本，每个样本观测有p个指标，(1,2,...,;1,2...,)ijxi=nj=p为观测值，所构成的矩阵为()ijnpXx×=。主成分分析的流程如下：（1）原始数据集的标准化：*(),(1,2,...,;1,2,...,)ijijjjxx=?xsi=nj=p(1)其中：jx是第j个变量的样本均值，js是样本的标准差。经过标准化处理后的数据矩阵为***12,*nX=[x,x,...x]。（2）根据标准化数据矩阵计算协方差矩阵?Σ：11()(),(,1,2,...,)1nilijljlppxxxxijpn∧=×??=??=?????∑∑(2)（3）计算协方差矩阵?Σ的m个特征值，及每个特征值对应的特征向量，记为12(,,w)jjjmjw=ww???，从而获得主成分jY的线性表达式：*1,(1,2,)pjkjkkYwxjm==∑?=???(3)（4）计算累积贡献率，获得满足要求的r个主成分。通常，要求选取的主成分的方差累积贡献率达到85%以上。（5）计算所选择的r个主成分的得分。将原始数据的中心化值代入前r个主成分的表达式中，分别计算出各样本在r个主成分上得分。

1.2聚类分析即根据样本的观测指标，选择特定的相似性度量，把相似的样本聚为一类[9-10]。对于类与类之间的距离，在样品固有特征的基础上选用组间联接法，能够较好地刻画样品（粮食主产区）之间的区域差异。系统聚类分析是在样品距离的基础上选用组间联接法，开始将n个样品聚成一类，然后每次将具有最小距离的两个类合并，合并后用组间联接法重新计算类与类之间的距离，再并类，这个过程一直持续到将所有的样品都并为一类为止。1.3主成分-聚类分析主成分-聚类分析是主成分分析和系统聚类分析融合在一起的一种方法，具体算法[11]如下：（1）确定聚类数。先用主成分分析，得到r个主成分，在此基础上，用系统聚类法进行聚类分析。最后设置阈值，根据方差分析的思想确定聚类的个数s。（2）计算各个类别的综合得分；先计算每个样本的综合得分1rF?：11rrkkkFwY?==∑?(4)其中：kY是第k个主成分得分，kw是第k个主成分的系数。再计算各个类别的综合得分()()()()12...,sF=F，F，F，其中(i)F是第i(i=1,2,...,s)类的所有样本的综合得分平均值。

2实验结果与分析

以我国13个粮食主产区2015年的数据为对象，选取17个具有代表性的指标构成现代农业发展水平评价指标体系，具体包括：第一产业地区生产总值比重（%）、人均粮食产量（公顷/人）、城市化率（%）、农村居民人均可支配收入（元）、单位面积农业机械总动力（万千瓦/千公顷）、有效灌溉面积（千公顷）、单位面积投入化肥（吨/公倾）、谷物单位面积产量（公斤/公顷）、农用化肥施用量（万吨）、粮食作物播种面积（千公顷）、粮食产量（万吨）、农林牧渔业总产值（亿元）、水库数（座）、公共财政支出农林水事务（亿元）、木材产品产量（万立方米）、大牲畜年底头数（万头）、水产品产量（万吨），对这17个指标进行主成分-聚类分析，通过聚类结果产生的粮食主产区区域划分与我国实际情况的对比分析，一方面验证算法聚类的有效性，另一方面，为有关业务部门制定合理的农业经济发展决策提供科学的依据。

2.1主成分分析结果鉴于选取的17个指标之间具有明显的相关性，首先对我国13个粮食主产区的数据进行主成分分析，如果用主成分分析方法对原有17个变量提取所有特征值（17个），原有变量的所有方差都可被解释，变量的共同度均为1。若提取6个主成分，得到公因子方差分析表如表1所示，可以看到这17个指标的绝大部分信息都能被这些提取的因子解释，信息丢失极少，因此可以说因子提取的总体效果较佳。成份得分系数矩阵及其贡献率的结果，如表2所示。从表2中可以看出，前6个主成分的累计贡献率达到91.1%，说明前6个主成分包含了全部指标91.1%的数据信息（未被解释的只有8.9%），且前6个主成分的方差贡献率分别为：28.3%、26.0%、15.4%、9.9%、5.4%。因此，可以提取前6个主成分来评价13个粮食主产区农业经济的发展水平。通过公式17*1(1,2,3,4,5,6)jkjkkYwxj==∑=?可得第一、第二、第三、第四、第五和第六主成分表达式，将经过标准化处理后的原始数据代入主成分表达式，可得各个地区在这6个主成分上的得分，如表3所示。结合6个主成分各自的方差贡献率，以各个主成分的方差贡献率作为权重进行加权汇总，得到各个地区农业经济发展水平指标的综合评价模型，即：1123456F=0.283Y+0.260Y+0.154Y+0.099Y+0.061Y+0.054Y(5)各个地区的综合得分如表4所示。从表4可以看到，江西和辽宁的综合得分仅为-1.19、-1.23，它们的综合得分在13个粮食主产区中综合得分较低，说明江西和辽宁的农业经济发展相对于其它地区来说整体情况较差，而河南的综合得分为1.50，高于其它地区的综合得分，说明河南的农业经济发展相对于其它地区来说整体情况较好。

2.2聚类结果在完成主成分分析的基础上，利用系统聚类分析方法对主成分得分表3进行系统聚类，得到如图1所示的聚类谱系图。由聚类谱系图可以很直观地看出各个地区的亲疏和归类情况，如果选用某固定距离作为阈值，则由谱系图可将13个地区划分成若干个相似群类。本文在充分考虑各个地区农业经济状况和综合得分的情况下，确定分类阈值为4，相应的分类结果为：第一类包括：河南和黑龙江；第二类包括：山东、江苏；第三类包括：江西、湖南、湖北、安徽、四川、河北；第四类包括：辽宁、内蒙古、吉林。最后计算各个类别的综合得分，得分越高，表示农业经济的水平越高，并按照得分的多少对分类结果从大到小排序，具体结果如表5所示。从表5可知，Ⅰ类地区（河南、黑龙江）、Ⅱ类地区（山东、江苏）的综合得分系数为正，Ⅲ类（江西、湖南、湖北、安徽、四川、河北）和Ⅳ类（辽宁、内蒙古、吉林）地区的综合得分系数为负，说明Ⅰ类、Ⅱ类地区的农业经济的发展水平明显高于其它两类。从分析可知，13个粮食主产区之间的农业经济发展水平是存在差异的，为了缩小地区之间的差距，应该加大对Ⅲ、Ⅳ类地区的农业投入，增加农业机械的使用量，引进最新农业科技，调整农业生产结构，提高农民生活水平。

3讨论

本文针对农业经济发展指标评价因子之间的相关性，运用主成分-聚类分析方法，对我国13个粮食主产区的17个农业经济发展指标进行综合分析。根据标准化后的数据计算出各指标的评价权重，然后根据特征值选出主成分，最后对各个地区在主成分上的得分进行系统聚类，根据各个地区和类别之间的得分对地区进行综合排名，将13个粮食主产区分为4类，各类包含的地区数量不尽相同，可以清晰地对比分析哪几个地区的农业经济发展的相似性以及各个地区的农业经济发展的差异状况。第一类包括河南和黑龙江。河南是我国的粮食生产大省，具备丰富的资源和农业发展经验，是粮食农作物的优势产区，经济发展水平相对较高；黑龙江拥有连续广袤的平原，利于大型机械作业，第一产业地区生产总值比重比其它地区的第一产业地区生产总值比重大。这两个地区的粮食作物面积大，产量高，化肥施用量高，人均粮食产量高，农产品商业化程度高。第二类包括山东和江苏。这两个地区的农业经济水平相对较高，农林牧渔业总产值和农民人均可支配收入相对较高，当地政府也注重农业发展，为农业科技研发水平的不断提高创造了良好的外部环境。不过仍要兼顾发展资源节约型技术，提高农业信息化和标准化水平，从而进一步提高农业经济发展水平。第三类包括江西、湖南、湖北、安徽、四川、河北。这几个地区的农业科技化水平较高，生产效率较高。但是农业经济发展水平相对于以上两类地区较低，粮食产量较低，这几个地区的农林牧渔业总产值有待进一步提升，需加强农业经济建设，增加投入，提高农业机械化水平。第四类包括辽宁、内蒙古、吉林，这三个地区的现代机械水平有较大的提升空间，提高技术减少要素投入和农业科技水平，降低农产品生产成本，增加农业总产值和农民收入，进而推动农业经济发展。我国粮食主产区的农业经济发展水平存在很大差异，主产区的地理区域分布与我国的实际情况基本一致，因此，增加农业机械的使用量，引进最新农业科技，调整农业生产结构，减少要素投入，增加农业总产值和农民收入，许是农业经济发展水平欠发达地区追赶高水平发展地区的有效途径。

参考文献：

[1]崔玉蕾.农业现代化建设中的经济管理问题与对策思考[J].农业经济,2016(6):6-8.

[2]董俊迪,夏更寿.农村区域经济发展不均衡的文化成因及消解策略[J].商业经济研究,2016(7):151-152.

[3]刘影,肖池伟,,等.1978-2013年中国粮食主产区“粮-经”关系分析[J].资源科学,2015,37(10):1891-1901.

[4]杨鑫,穆月英.我国农业区域发展差异分析及政策选择[J].经济问题探索,2017(2):168-176.

[5]潘世磊.粮食主产区农业现代化发展研究[D].重庆工商大学,2016.

[6]赵蔷.主成分分析方法综述[J].软件工程,2016,19(6):1-3.

[7]SharpeaJ,FiellerbN.Uncertaintyinfunctionalprincipalcomponentanalysis[J].JournalofAppliedStatistics,2016,43(12):1-15.

[8]LiL,LiuS,PengY,etal.Overviewofprincipalcomponentanalysisalgorithm[J].Optik-InternationalJournalforLightandElectronOptics,2016,127(9):3935-3944.

[9]XuR,WunschD.Surveyofclusteringalgorithms[J].IEEETransactionsonNeuralNetworks,2005,16(3):645-678.

[10]金建国.聚类方法综述[J].计算机科学,2014,41(S2):288-293.

篇3

    根据《国务院关于促进房地产市场持续健康发展的通知》要求，建设部正在会同上海市社科院完善预警预报指标体系，为了进一步检验指标的科学性，现请你城市提供1992-2002年房地产相关数据，请与相关部门协调，尽快从“中国住宅与房地产信息网”（realestate.gov.cn）“预警预报专栏”下载“房地产市场预警预报数据填报表”电子表格，于12月25日前将填报的电子表格数据通过电子邮件的方式返回上海社会科学院。

    建设部房地产业司联系人：吴旭彦

    联系电话：010-68393057，68394079

    上海社会科学院联系人：陈则明

    联系电话：021-63858844，13162002306

    E-mail：czm@sass.org. cn

    附件：房地产市场预警预报数据填报表

篇4

什么是优势导向的管理哲学？让我们从一则故事开始吧。

《美国国家地理》频道曾经有一期介绍大象习性的专栏，故事由几则惨剧开始，报导了成年象采取自杀式攻击的方式袭击人类的故事。这几则故事中，有的是马戏团成年象在表演节目时突然发狂，袭击驯兽师与现场观众，造成现场一片混乱，最后大象逃出现场，在户外横冲直撞，造成了交通的堵塞与人员的伤亡。有的事件则是人与野生象的交界地带发生象群集体攻击人类的故事。有的则是与人为伴的驯化象突然发狂，破坏农舍，袭击村民，造成人类死亡与财产损失的严重后果的故事。类似的的故事在这期节目里举不胜举。于是，科研人员提出了疑问，为什么大象会袭击人类？最后，动物学家们通过对大象童年时的遭遇的研究，终于找到了答案。原来，这些发狂的大象在幼年时曾遭受不同程度的不幸，他们或者一出生即被盗猎，或者一出生即被强制脱离亲人学习各种表演，在他们成长的过程中，是强压式的、命令式的、惩罚式的教育。大象是动物界非常聪明的动物，同时也是记忆超常的群居动物，幼年时盗猎者屠杀的场景，以及成长时所受的强制教育、挥舞的皮鞭，对大象的成长造成了难以磨灭的印痕与伤害。于是，有的大象在忍无可忍下，爆发了负面情绪，采取自杀式行为报复人类。

这位大象研究专家——一位充满爱的女性，建立了非洲第一个大象孤儿院，采取新的方法抚养与教育那些大象孤儿。用作者话来说，就是爱的教育。小象成长的每一步，都是引导式的，鼓励式的，都是模拟野生象的自然成长的各类条件的。最后，小象的本性与潜能得到了有效的发挥。

这虽然是一则简单的故事，但也许蕴含着管理哲学的伟大变革。

因为，传统的管理哲学是聚焦问题式的，纠错式的、灌输式的、强压式的、命令式的、惩罚式的。这种管理哲学的本质，不利于人的潜能的发挥；不利于培养健康的、积极向上的观念；不利于培养知恩图报的品行；不利于培养完善的独立的人格。如果说过去传统管理理念还有一定的生存基础——建立于社会结构、低端产业与封闭信息环境下的生存哲学，那么，在新时代，优势型导向的管理哲学必然取代旧有的管理思维。

愚意以为，优势型导向的管理哲学诞生于以下三个土壤。

一是时代的发展；传统的家庭是家长制的，社会结构是金字塔型的。从家庭成员构成而言，70后以前的人大多兄弟姐妹诸多，生存环境相对恶劣，人的生存观念大多被压缩成“吃饱喝足”。人的一切观念，大多从温饱衣食的角度上考虑问题。“吃饱喝足”成为多数芸芸众生的首选追求。同时，这种社会结构又建立在集权的基础上，集权式的管理必然是单向的，强压的，泯灭创造的，以纠错为导向的。而新生的80后，特别是90后，以独生子女为多，这些人大多从小锦衣玉食，在良好的环境中长大，思想开通，思维活跃，我行我素，具有以自我为中心的强烈的个人主义倾向。因此，对他们的管理不能采取传统的管理方式，而新的管理哲学——优势导向的管理哲学，更符合新生代的性格特点。也利于他们潜能的发挥。

二是中国产业的升级。如果说低端制造业强调单向的整齐划一，标准化。强调人的服从，消灭人的创造性。那么，这种迂腐的管理哲学必将被无情的淘汰。21世纪，是知识型经济，是互联网经济，是创造力经济。这种经济结构要求解放与发挥人的潜能，完善人的个性。21世纪不再是硬件的竞争，而是人才——人的创造力的竞争。以优势为导向的管理哲学，完全契合了时候的要求与人性的本能。

篇5

现将《北京市人民政府关于加强城市房屋拆迁管理的通知》（京政发〔1995〕13号）转发给你们，请认真贯彻实施，并对执行中有关问题一并通知如下：

一、拆迁人申请房屋拆迁许可证须向拆迁房屋所在地区、县房地产管理局提出申请，填报《北京市城市房屋拆迁许可证申报审批表》（以下简称《审批表》），并提交下列证明材料：

（一）申请划拨用地的，提交建设用地批准书；在原用地范围内实施拆迁的，提交建设工程规划许可证；有偿取得土地使用权的，提交有偿取得土地使用权证明文件；

（二）拆迁计划和拆迁方案；

（三）购买的房屋须提交房屋买卖合同；新建的房屋须提交质量监督部门出具的安置用房的质量验收证明；

（四）异地安置期房的开工证明；

（五）租用的周转用房提交周转用房的租赁合同；新建周转用房，提交建房批准文件；

（六）安置用房的设计图纸；

（七）异地安置期房资金到位证明；

（八）拆迁委托协议书和拆迁资格证明。

二、区、县房地产管理局受理房屋拆迁许可证申请后，对下列情况进行现场核实：

（一）安置现房的数量、住用条件及市政和生活配套设施；

（二）异地安置期房是否开工及进度；

（三）临时安置用房的数量和住用条件。

三、区、县房地产管理局对申请房屋拆迁许可证的审查工作，自拆迁人提交《审批表》及全部证明材料之日起20个工作日内审查完毕。城近郊8个区房地产管理局对符合发证条件的，须在上述规定期限内上报市房地产管理局。市房地产管理局自接件之日起10个工作日内审批完毕。

房屋拆迁许可证由市房地产管理局统一编号管理，区、县房地产管理局按编号发放。

四、拆迁人在取得房屋拆迁许可证的同时，须与拆迁房屋所在地区、县房地产管理局签订《北京市城市房屋拆迁安置责任书》（以下简称《责任书》）。拆迁人对《责任书》必须严格履行，凡违反《责任书》的，由区、县房地产管理局按拆迁细则等有关规定处罚。

拆迁人拒绝签订《责任书》的，不予发放房屋拆迁许可证。

五、异地安置被拆迁居民的现房数量，按房屋建筑面积计算比例。

周转房数量按房屋间数计算比例。

拆迁安置用房总数量，是指安置现房和期房建筑面积的总和。

以上各点请遵照执行。

附件：

一、北京市人民政府关于加强城市房屋拆迁管理的通知

二、北京市城市房屋拆迁安置责任书（略）

三、北京市房地产管理局城市房屋拆迁安置用房征询意见书（略）

四、北京市城市房屋拆迁许可证申报审批表（略）

北京市人民政府关于加强城市房屋拆迁管理的通知（京政发〔1995〕13号）

各区、县人民政府，市政府各委、办、局，各市属机构：

近年来，本市城市基础设施建设和住宅小区开发建设进展较快，各区、县政府和有关部门在安置被拆迁房屋使用人（以下简称被迁居民）方面做了大量工作，取得了一定成绩。但是，未能按协议规定按期安置被迁居民的问题仍较为严重。为了加强城市房屋拆迁管理工作，保证城市建设的顺利进行，保障被迁居民的合法权益，维护社会安定，特做如下通知：

一、拆迁单位申请办理房屋拆迁许可证除必须符合《北京市实施〈城市房屋拆迁管理条例〉细则》等有关规定外，还必须具备下列条件：

（一）异地安置被迁居民的现房数量，达到被迁户所需用房总量的50％以上（远郊区、县的现房不计入该比例之内）；

（二）周转房数量达到周转户所需用房总量的50％以上；

（三）拆迁安置用房的总数量、户型比例等应当达到安置拆迁户的需要条件；

（四）安置用房的市政配套设施和生活服务配套设施（包括学校、医院和交通道路、供水、供电、供气、供热、邮政、电信等），应当具备使用条件；

（五）用于异地安置拆迁户用房的建设资金、施工进度和竣工交付日期均已落实，并已开工建设。

二、市、区、县房地产管理局（以下统称拆迁管理机关）对拆迁单位申请办理房屋拆迁许可证的条件，必须严格审查。城近郊8个区房地产管理局向拆迁单位发放房屋拆迁许可证，必须报经市房地产管理局批准，否则一律无效。各区、县政府制定的本行政区域范围内危旧房改造工程的拆迁政策，必须报经市计委、市建委和市房地产管理局审核批准后方可实施。

三、取得拆迁许可证的拆迁单位，须与区、县拆迁管理机关订立城市房屋拆迁安置责任书，并严格按照规定的范围和期限完成拆迁，严格履行与被迁居民签订的拆迁协议。用于拆迁周转户回迁或者异地安置的用房及房屋配套设施，均必须比拆迁协议规定的安置期限提前6个月竣工，以保证被迁居民按期安置。

四、由于特殊情况，用于拆迁居民的安置用房不能按期竣工的，拆迁单位必须提前向拆迁管理机关和被迁居民说明情况，采取积极措施加快建设速度，并按规定向被迁居民增发临时安置补助费。

五、拆迁单位未取得房屋拆迁许可证，擅自拆迁或者在拆迁安置过程中弄虚作假以及擅自延长规定拆迁期限的，由拆迁管理机关依法处罚；由此造成被迁居民经济损失的，由拆迁单位给予赔偿。

篇6

关键词：旅游产业集聚；经济增长；区位熵；面板数据回归

旅游产业集聚是指在旅游产业链和其他动力驱动的共同作用下，在一定地域通过旅游要素的有效整合，形成具有一定规模、一定组合特征和一定旅游功能和综合经济效应的旅游区的动态过程。旅游产业集聚现象已经引起旅游学、地理学、经济学、管理学等众多学科的关注，成为多种学科研究的前沿问题，各学科从不同角度、以不同的研究范式对旅游产业集聚展开研究。旅游学科作为交叉性极强的一门综合学科，边界模糊，产业范畴难以界定，故而在这方面的研究尚处于探索阶段，方兴未艾。产业集聚与经济增长研究由来已久，尤其是20世纪90年代以来，以藤田昌久、克鲁格曼和维纳布尔斯等人为代表的新经济地理学的出现，更为产业集聚与经济增长的研究提供了一个新的契机，产业集聚的研究受到前所未有的关注。然而，回顾产业集聚与经济增长研究文献，我们发现主流经济学文献大多侧重制造业产业集聚与经济增长关系的研究，对服务业产业集聚与经济增长关系的研究却长期被忽视，值得注意的是，旅游业作为服务业的龙头产业，天然具有高度产业关联融合效应，自然成为本文的研究对象。

本文主要目的是通过测量1999年至2013年中国各省市自治区旅游产业集聚程度，从时间和空间两个维度对各地区旅游产业集聚度变化情况进行综合分析。最后，运用1999～2013年中国各省市自治区的面板数据，建立旅游产业集聚与经济增长关系的面板数据回归模型，运用广义最小二乘法进行回归分析，以此来判定旅游产业集聚对经济增长的作用。

1.文献回顾

国外关于旅游产业集聚的研究主要集中在旅游产业集聚的形成机制、旅游企业竞争力分析及旅游产业集聚与企业绩效关系等方面。Michael（1998）首先提出旅游业的集聚效应十分明显，是最适合集聚化发展的行业之一。Chun&Kalnins等学者从旅游企业以及整个旅游产业的角度对集聚度进行评价分析，研究结果表明旅游产业集聚能增加企业的绩效。Julie&Peter从企业战略结构的角度出发研究了旅游产业集聚对于旅游企业的影响，认为旅游产业集聚化发展可以提高旅游企业的竞争力。国内关于旅游产业集聚的研究则集中在内涵、动力、集聚水平、集聚模式等方面。邓冰等认为旅游产业集聚是核心吸引物、旅游企业及与旅游相关的支撑部门，在一定区域范围内集聚并协同发展，通过旅游产业链的所有参与者，形成单一综合的旅游产品的过程。冯卫红将地理学和经济学的既有理论观点结合，通过对平遥古镇旅游企业的实地调查，得出旅游产业集聚的动力机制表现为旅游产业的特性要求、外部经济效应和政府规划促动三个方面。王兆峰认为旅游产业集聚具有自增强和自组织两大功能。旅游产业集聚发展会促进区域经济增长，同时区域经济的增长又反作用于旅游产业集聚；聂献忠根据旅游产业集聚的来源或者要素匹配方式，提出资源导向型集聚、市场导向型集聚、房地产等相关产业带动以及政策引导型集聚四种空间集聚模式；俞霞等分析了旅游地集聚效应的形成机理和旅游地集聚的经济效应和不经济效应，并对如何引导和培育旅游地的集聚经济效应进行了阐述；邴振华计算了长三角旅游产业集聚程度，认为旅游产业集聚与区域经济增长具有高度的相关性，且集聚程度呈上升趋势的行业对经济增长也具有带动作用。总体来说，国内外学者对旅游产业集聚的研究逐步深入，旅游产业集聚的内涵、类型与效应等理论成果凸显，集聚模式培育与发展策略方面的应用探讨也日益丰富。为本文研究提供了有益的参考。

2.中国旅游产业集聚程度测定及分析

2.1 数据来源

本文数据旅行社收入、星级酒店收入、旅游从业者来源于《中国旅游统计年鉴》及其副本，GDP指标来源于《中国统计年鉴》；各省就业人口及全国就业总人口来源于国家统计局（全国2000-2014）及各省统计年鉴（分省2000-2014）网址：http：///kns55/Navi/NaviDefault.aspx。

2.2 计算方法

区位熵（location quotient，简称LQ），其经济含义是指在一个给定的区域中某产业所占份额与整个经济中该产业占有份额的比值。它是用来说明旅游专业化程度、是反应旅游业集聚的综合指标。综合考虑数据可得性等因素，选用区位熵指数来衡量旅游产业集聚程度，在能够反映出区域旅游产业集聚发展质量性差异的同时，还能体现出区域旅游产业集聚发展演变的时空演变特征。指标定义为：

[LQij=dijdjDiD]（4.1）

式中，[LQij]表示在j区域内，产业i在全国的区位熵，[dij]表示产业i在j地区的产值，[dj] 表示区域j内的总产值；[Di]表示产业i在全国范围内的产值；D表示全国产业总产值。上述公式中的产值仅仅是一个计算区位熵的指标，在实际研究中，按照不同需要可以换成就业人数或者企业个数，据此得出该产业的企业区位熵和就业人数区位熵。根据公式（4.1），计算得到1999～2014年旅游产业区位熵（表2.1）

2.3 集聚度分析

依据表4.1结果显示，1999～2013年间，北京市、上海市、浙江省、广东省、福建省、海南省、云南省、自治区、新疆维吾尔自治区9个省、直辖市、自治区长期保持旅游产业集聚现象，但除北京4.58、上海2.99、海南2.72三地的旅游产业集聚区位熵大于2，表现出了较高的集聚程度，其中北京、海南在此15年间旅游产业集聚水平下降幅度较快。其他省、市、自治区集聚程度较低，集聚指数区位熵均在1.5之下，其中天津由1.1下降到0.64，广西由1.1下降到0.62，表现出了这两省旅游产业由集聚到不集聚的发展过程。整体上来看，大多数省份都旅游产业集聚程度都在逐渐上升，虽然集聚指数上升较为缓慢，但这是旅游产业走向集聚发展的必经之路，可以看出，1999年以来，我国各省旅游产业整体向上发展，正在形成集聚优势，稳中求进。

从时间变化上来看，各地旅游产业集聚水平变化趋势相似，除少数省市下降明显，其余各省发展平稳。从表2.1中可以看到，北京、上海两地旅游产业集聚指数虽然逐年下降，但其集聚地位在国内仍然无其他省份可以撼动，优势明显。北京物质文化遗产资源丰富，旅游吸引物的优势带动了其他旅游相关产业的发展，并提供了大量的就业岗位，集聚优势明显。海南省、福建地理位置优越，拥有天然的阳光、沙滩、海洋，这对于旅游业无疑是最根本的保障。东北地区的辽宁、吉林、黑龙江旅游产业发展不具优势，因其发展以重工业为主，其就业人口中越来越多的趋向于实体经济，使得旅游发展停滞，从业人员比重下降，近年来个别地区旅游业发展快速，旅游从业者在全国范围内比重增加，使得辽宁、吉林、黑龙江三省的旅游业集聚发展呈下滑趋势。总体来看，我国省域间的旅游产业集聚发展差异较大，但随着时间的推移差距逐步降低。绝大部分旅游发展水平较低的地区近年来的旅游发展也十分缓慢，增长也很小，旅游产业集聚水平与1999年相比，并没有太大差异，基本持平。

3.旅游产业集聚与经济增长实证研究

3.1 模型说明

本文选取上文所计算的星级酒店区位熵（XJJD）、旅行社区位熵（LXS）、旅游从业者区（CYZ）位熵三个指标作为解释变量反映旅游产业集聚水平，选取各省GDP值作为被解释变量反映区域经济增长情况，以此检验旅游产业集聚水平与区域经济增长的关系。

[LnGDPit=α1+β1LXSit+β2XJJDit+β3CYZit+εit]（5.2）

其中，i表示模型中的省份、直辖市和自治区；t代表年份；[αi]为截距项；[εit]为随机扰动项。由于我国各地区、省份经济发展差异化发展现象比较明显，这就会引起横截面数据间的异方差性比较大，如果运用普通最小二乘（OLS）方法估计模型就会引起结果失真，论文采用广义最小二乘法来估计模型以消除面板数据模型可能产生的异方差和序列相关现象。

3.2回归分析

首先进行混合回归，结果如表3.1：

表3.1混合回归模型结果

[LnGDP＼&Coef.＼&Std.Err.＼&t＼&p>[t]＼&95% Conf.＼&Interval＼&XJJD＼&0.2531859＼&0.256421＼&-7.69＼&0.000＼&-2.476054＼&-0.1468077＼&CYZ＼&-0.1972065＼&0.47478＼&5.33＼&0.000＼&0.1598694＼&0.3465025＼&_cons＼&3.737374＼&0.452681＼&82.56＼&0.000＼&3.648401＼&3.826348＼&Sigma_u＼&0.46680504＼&＼&＼&＼&＼&＼&Sigma_e＼&0.28125904＼&＼&＼&＼&＼&＼&rho＼&0.73365983＼&＼&＼&＼&＼&＼&Ftset that all u_i=0： F（30，432）=38.55 Prob>F=0.0000＼&]

对于原假设“[H0]：all[μi=0]”由于上表最后一行F检验的P值为0.0000，故而强烈拒绝原假设，混合模型不具效率，不能建立混合模型，需要建立固定效应模型和随机效应模型进行回归分析。豪斯曼检验结果显示，P值为0.692接受原假设，故而选用随机效应模型是最优效率的，所以本文选取随机效应模型。

表3.2随机效应模型估计结果

[LnGDP＼&Coef.＼&Std. Err＼&Z＼&P＼&95%conf.＼&Interval＼&LXS＼&-0.1718735＼&0.0261478＼&-6.57＼&0.000＼&-0.2231223＼&-0.1206247＼&XJJD＼&-0.566042＼&0.0270763＼&-2.09＼&0.037＼&-0.1096728＼&-0.0035356＼&CYZ＼&0.2413129＼&0.045933＼&5.25＼&0.000＼&0.1512859＼&0.3313399＼&_cons＼&3.768301＼&0.0903579＼&41.70＼&0.000＼&3.591202＼&3.945399＼&Sigma_u＼&0.4344753＼&＼&＼&＼&＼&＼&Sigma_e＼&0.2799517＼&＼&＼&Prob>chi2=0.000＼&rho＼&0.70659757＼&＼&＼&＼&＼&＼&]

建立随机效应模型，结果如表3.2。从表3.2可以看出，在全国范围内，旅行社区位熵（LXS）、星级酒店区位熵（XJJD）、旅游从业这区位熵（CYZ）三个解释变量对经济增长都具有显著的影响，星级酒店（XJJD）系数为0.2413129，在1%水平上显著。旅游从业者系数为-0.1718735，在5%水平上显著。旅行社区位熵（LXS）系数为-0.566042，在1%水平上显著。只有星级酒店集聚对区域经济增长产生正向影响，旅行社集聚、旅游从业者集聚对经济增长产生了负向的影响。

上述随机效应模型可能存在异方差、序列相关的问题，需要继续对模型进行优化，对模型做稳健标准误处理结果如下：

表3.3稳健标准误处理后的模型结果（随机效应）

[LnGDP＼&Coef.＼&Std. Err＼&Z＼&P＼&95% Conf.＼&Interval＼&LSX＼&-0.0566042＼&0.0408785＼&-1.38＼&0.166＼&-0.1367246＼&0.0235162＼&XJJD＼&0.2413129＼&0.0770175＼&3.13＼&0.002＼&0.0903613＼&0.3999864＼&CYZ＼&-0.1718735＼&0.351172＼&-4.89＼&0.000＼&-0.2407019＼&-0.1030452＼&_cons＼&3.768301＼&0.1181467＼&31.90＼&0.000＼&3.536737＼&3.999864＼&Sigma_y＼&0.43444753＼&＼&＼&＼&＼&＼&Sigma_e＼&0.2799517＼&＼&＼&Prob> Chi2 = 0.0000＼&rho＼&0.70659757＼&＼&＼&＼&＼&＼&]

经过稳健标准误处理后的模型在理论上来讲为最优模型，根据表3.3的结果，可以看出旅行社区位熵P值为0.166，不显著，对经济增长不具有显著的影响。星级酒店区位熵的P值为0.002，在5%水平上显著，其系数为0.2413129，对经济增长具有正向的影响。旅游从业者区位熵P值为0.000，在1%的水平上显著，其系数为-0.1718735，所以对经济增长具有负向的影响。

结论

本文运用区位熵指数对1999-2013年全国31个省、直辖市、自治区旅游产业集聚水平进行测度与分析，并建立旅游产业集聚与区域经济增长面板数据回归模型，运用广义最小二乘估计法，考察了全国范围内旅游产业集聚对经济增长的作用。结果表明：

（1）中国存在明显的旅游产业集聚现象。旅游产业集聚程度呈现出东部、西部两边高、中部最低的特点，北京、上海、浙江、海南等东部沿海省份的旅游产业集聚程度最高，其次是云南、、宁夏等地区，旅游产业都具有集聚发展的趋势，并逐年增长。

（2）中国各个地区的旅游产业集聚水平非常不均衡。其中北京、长三角及云南、等地集聚程度高，在全国范围内形成比较优势。

（3）星级酒店集聚对经济增长具有正向显著的促进作用；旅行社产业集聚对经济增长的作用不显著；旅游从业者集聚对区域经济增长的影响负向显著。其中星级酒店的作用系数为0.2413129，表明星级酒店区位熵每增加1%，GDP增长0.24%，旅游从业者的作用系数为-0.1718735，表明旅游从业者区位熵每增加1%，GDP减少0.17%，二者对经济增长的作用并非十分明显。

参考文献：

[1]Michael E P.Clusters and the new economics of competition[J].Harvard Business Review，1998，76（6）：77-91.

[2]Chun.W&Kalnins.A.Agglomeration effects and performance a test of the texas lodging industry[J].Strategic Mangement Journal，2001（22）：969-988.

[3]Julie.J&Peter.M.Cluster in regional tourism an Australian case[J].Annals of tourism research.2006（33），Issue4：1018-1035.

[4]邓冰，俞曦，吴必虎.旅游产业的集聚及其影响因素初探[J].桂林旅游高等专科学校学报，2004（06）53-57.

[5]冯卫红.旅游产业集聚的动因分析[J].经济问题，2009（07）：114-116.

[6]王兆峰.旅游产业集群形成条件与识别方法[J].地域研究与开发，2009（03）：63-67.

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关键词：城市化；产业结构；城乡收入差距；二元经济结构

一、 引言

随我国经济快速增长和居民收入水平提高，收入差距问题被许多学者所关注。据《中国家庭金融调查报告》显示，2010年我国社会总体基尼系数0.61，我国城镇家庭基尼系数0.56，农村家庭基尼系数达到0.60。目前，收入分配差距逐渐扩大依然是我国经济1持续健康发展与社会稳定的障碍。

目前，我国正处于城市化快速发展阶段，陆铭（2011）认为城市化是我国经济结构调整与持续快速发展的重要因素[1]。我国是明显的二元经济结构国家，一定时期的产业结构是和特定阶段的经济结构相对应，一方面，生产要素交流与商品交换等在城乡之间都是不公平的。另一方面，城市具有得天独厚的地理环境、经济先发优势以及政府相关鼓励政策，这使农业技术水平、商品化程度和工业化水平在一定时期明显的落后于城市。因此，城市化和产业结构也潜移默化的影响着城乡收入差距。

二、 文献综述

目前，城乡收入差距研究的文献较多。

（一）城市化与城乡收入差距

经典经济学理论认为，发展中国家存在传统的与现代的二元经济现象。在建国初期，我国为使经济快速恢复，选择以城市为主的优先发展赶超战略。在优先发展战略方面，陈斌开、林毅夫（2010）认为政府重工业优先发展战略导致城市吸纳劳动力减少，城乡工资差距增大[2]。郭军华（2009）认为城市化对城乡收入差距存在阶段性：（1）当城乡收入差距水平较高，城市化与城乡收入差距负相关；（2）当城乡收入差距水平较低，较高的城市化水平能有效缩小城乡收入差距[3]。

（二）城市化与产业结构

城市化不断推进，产业结构也会发生变化，城市化与产业结构存在密切关系。黄向梅、夏海勇（2012）认为人口城市化与经济增长、产业升级间存在长期的累积循环效应，产业结构与人口城市化相互效应很小[4]。孙晓华、玲（2012）认为第一产业和第二产业的产值结构、第一产业、第二产业和第三产业的就业结构与城市化间存在长期均衡关系，第三产业产值结构与城市化不存在长期均衡关系[5]。

（三）产业结构与城乡收入差距

产业结构在城市化推进中演化，城乡收入差距是另一种表现形式。在此方面的研究，郑小三、李小克（2012）认为产业结构与城乡收入差距存在正向作用[6]；史云鹏、赵黎明等（2012）通过对东北三省产业机构和城乡收入差距分析，得出第三产业能缩小城乡收入差距[7]；但是，这些研究没有考虑各产业间的共线性和产业结构的深层次要素对城乡收入差距的影响。

（四）文献评述

通过对上面文献的整理，发现针对城市化、产业结构和城乡收入差距间的关系主要集中于宏观方面研究。由于我国经济发展的区域性和不均衡性，因此，对于不同对象的分析研究要依据客观情况科学合理的选取度量指标。本文是对陕西省1978―2011年城市化、产业结构与城乡收入差距间的关系进行深层次分析。

三、 模型建立与实证分析

（一）变量选取与数据来源

城市化（UL）用城镇人口在常住人口中的比例表示城市化水平，产业结构升级与优化用产业结构的合理化和高级化指标，合理化指标用第二产业和第三产业的各产值在当年GDP中的比例表示，高级化指标用第二产业和第三产业的人均产值表示，分别为S2、S3、RJ2与RJ3。城乡收入差距（IG）用城乡收入比表示城乡收入差距。数据来源于《陕西省统计年鉴》，时间为1978―2011年，数据用Eviews6.0来处理。

（二）变量平稳性检验

（四）脉冲响应函数

本文采用脉冲响应函数来对VAR模型中城市化、产业结构合理化与高级化、城乡收入差距变量间的反应关系分析，脉冲响应函数为：

其中，k为滞后期数，随机扰动项μt为新息，脉冲响应如图1所示，其中，横轴为冲击滞后期数，纵轴为脉冲响应变量，脉冲响应大小用实线表示，正负两倍标准差偏离带用虚线表示。在图1可以看出，城市化信息对城乡收入差距的冲击在0附近缓慢下落，在第3期达负效应顶点。之后，缓慢上升，在第5期达到正效应顶点，之后保持平稳的正效应状态。第二产值比重信息对城乡收入差距的冲击在0附近迅速上升，在第3期达到顶点，然后逐步减弱，最终保持低位负效应状态。第二产业人均产值信息对城乡收入差距的冲击在1-2期反应敏感，在第2期达到顶点，然后逐渐减弱并保持正效应状态。城乡收入差距信息对自身的反映较为强烈，随后减弱，在第4期达到负效应顶点，然后逐步回升并保持低位正效应状态。城乡收入差距信息对城市化的冲击开始为负效应，在第2期达顶点，然后逐渐上升，在第5期达正效应顶点，之后逐渐减弱且保持低位负效应。城乡收入差距对第二产业产业比重的冲击在1-4期敏感且不断下降，之后逐步上升，最终保持平稳的正效应。城乡收入差距对第二产业人均产值的冲击在开始时不断上升，在第4期达顶点，之后缓慢下降，最终保持较高的正效应状态。城市化对第二产业的产值比重的冲击在开始时不断上升，在第1期达顶点，之后缓慢下降并表现为低位负效应。城市化对第二产业的人均产值的冲击在0附近缓慢上升，最终保持正效应状态。

总体来看，城市化与第二产业的人均产值对城乡收入差距的逐步扩大存在一定程度的正效应，而第二产业的产值比重在开始时对城乡收入差距为正效应，之后一直为负效应。大概经过7-10期后，城市化、第二产业的产值比重与第二产业的人均产值对城乡收入差距的效应都减弱和变得稳定。这表明城市化与产业结构中第二产业的高级化水平对城乡收入差距的扩大有长期效应，其中，短期效应较为明显。

四、结论与建议

本文对城市化、产业结构的合理化与高级化与城乡收入差距进行分析，得到城市化、产业结构合理化与高级化是陕西省城乡收入差距扩大的原因。其中，城市化与第二产业的人均产值对城乡收入差距扩大存在长期正效应，城市化对产业结构中的第二产业合理化冲击效应起初为正，之后为负；对第二产业高级化为正效应，这表明城市化对产业结构中第二产业的升级存在双向性。根据研究结论，现提出以下建议：图1四个变量间的脉冲响应效果

一是，以科学发展为指导统筹城乡和谐发展。在低成本农村资源流向城市来支持城市化与产业快速发展的进程中，政府和市场要多角度、多层次与多渠道的将城市高层次产业链的发展与农村低层次的要素供给连接起来，并适宜的将城市中高成本、低效益的绿色产业向具有较高发展前景的村、乡、镇转移，这可为加快城市产业升级与为农村剩余劳动力提供机遇。

二是，以加快推进产业结构合理化与高级化、适时与正确的引导农村资源流向作为陕西省经济健康运行的指示器。不盲目扩大城市化规模，合理评估城市承载力，科学规划与布局城市产业，以正确价值链为产业导向，不断推进产业升级与优化。

三是，制定合理的财政集权与分权监督机制体制，推进城乡要素平等交换和公共资源均衡配置。乔榛（2013）认为在初次分配与再分配外还存在一种隐形的收入分配形式，即一些社会地位和社会资源劣势的人与社会资源优势的人之间存在收入分配的逆向转移，这很大程度上放大了我国城乡收入差距[8]。因此，加快制定适合当前市场的要素供需法律法规与审批程序对缩小城乡收入差距有重要的意义。

经济论坛 城市化、产业结构与城乡收入差距的关系分析[参考文献]

[1]陆铭，向宽虎，陈钊.中国的城市化和城市体系调整：基于文献的评述[J].世界经济，2011，（6）：3-25.

[2]陈斌开，林毅夫.重工业优先发展战略、城市化和城乡工资差距[J].南开经济研究，2010，（1）：3-18.

[3]中国城市化对城乡收入差距的影响―基于东、中、西部面板数据的实证研究[J].经济问题探索，2009，（12）：1-7.

[4]黄向梅，夏海勇.人口城市化与经济增长、产业结构间的动态关系―以江苏省为例[J].城市问题，2012，（5）：59-64.

[5]孙晓华，玲.产业结构与城市化互动关系的实证检验[J].大连理工大学学报（社会科学版），2012，（2）：22-27.

[6]郑小三，李小克.产业结构、固定资产投资与城乡收入差距―基于中部地区省级面板数据的实证分析[J].经济与管理，2012，（7）：71-79.

篇8

一、房地产价格是整个商品价格体系的重要组成部分，应纳入商品价格体系管理。

二、物价部门是我市房地产价格的主管部门。负责会同有关部门进行房地产价格的评估、审定、审验、监测和监督检查，协调和仲裁房地产交易中的价格纠纷等工作。

三、加强房地产价格管理，遵循有利于推进改革开放、有利于促进房地产业发展的原则，充分运用价值规律和市场机制，建立健全房地产价格体系和价格管理制度。对优惠房出售价格，公有住房租金，房屋重置价格，土地基准价格以及涉及房地产的行政事业性收费项目和标准，由物价部门会同有关部门制定和调整；对普通住宅商品房价格，公有房屋出售、租赁价格由物价部门会同有关部门制定价格管理办法，实行指导的市场调节；对土地出让、转让、租赁、抵押价格，非住宅商品房价格，高标准住宅商品房价格，私房出售、出租价格，建立利润调节机制，由市场调节。

四、商品房价格管理

（一）商品房价格管理由物价部门负责，会同建委、房产、建行等部门共同制定商品房价格管理办法，规范商品房价格构成。有关职能部门按照分工，各负其责，联合管理。

（二）合理规范商品房价格构成，明确成本构成范围和代收代付的收费项目和标准，制定管理费率、利润率及楼层、朝向、质量和地段差价率。

（三）确定商品房开发中的各项收费，严禁乱收费和乱摊派。

（四）商品房的理论销售价格由各开发单位根据市商品房价格管理办法制定，报送物价部门，由物价部门会同有关主管部门审核后执行。

（五）商品房必须进入房地产交易市场挂牌销售，公开成交。成交价格由开发单位根据审核后的理论销售价格结合市场供求自行确定。普通住宅商品房价格不得超过规定的浮动幅度。

（六）建立商品房利润调节机制，抑制商品房价格过度上涨。商品房实际成交价在理论销售价格以内的，收入全部为开发单位所得；超过理论销售价格的，其超收部分（含土地增值）按累进率收取增值费。收取的增值费统筹用于城市基础设施建设和土地开发。

五、房地产交易市场价格管理

物价部门要会同房产、土地管理部门加强对房地产交易价格的管理和指导。制定房地产交易市场的各类房屋买卖、土地转让及其租赁、抵押、典当等经营活动中的价格管理办法，并参与房屋、土地价格的评估和审验工作。

六、土地价格管理

物价部门应参与国有土地使用权有偿出让价格的测算和标定地块地价工作。会同土地管理部门共同搞好城镇土地分等定级工作，研究制定基准地价。逐步完善外商用地收取土地使用费的管理办法。

七、物价部门要与房产部门共同搞好房改各阶段公有住房租金调整方案的测算工作。配合有关部门制定优惠房出售管理办法。

篇9

【关键词】资产价格；货币政策；货币供应量

一、引言

长期以来，关于货币政策对资产价格的影响始终是货币经济学领域关注的焦点，其争论也未曾停息过。目前，房地产价格，作为最主要的资产价格之一，其变动与金融、经济活动密切相关，是用于理解经济行为以及预测经济和金融发展的中心。同样地，股票市场是资本市场的重要组成部分，而中国的股票市场，自1990年上海证券交易所建立以来，正在迅速扩张。2008年国际金融危机以来，中国的股市极度低迷，严重打击了居民的投资信心。

由于股票市场与房地产市场具有一定程度的相似性，因而有关这两方面的研究方法也有其相通之处。瞿强（2001）认为货币政策操作要关注资产价格但不宜盯住资产价格。易纲（2002）从股市角度分析了货币政策与股价的关系，认为中央银行在考虑货币政策制定的同时应考虑股价及商品与服务的价格。冯用富（2003）建立了中国特定约束条件下的资产选择模型，说明用货币政策干预股市波动是无效的。吕江林（2005）实证考察了我国上证综指与实际国内生产总值之间的动态关系，发现两者之间存在着双重协整关系和单向因果关系，并提出了我国货币政策应对股价变动做出适时反应。

本文在构建VAR模型的基础上，利用中国宏观经济实际数据来研究资产价格与货币供应量（M2）关系，以此来回答我国货币政策是否应该关注资产价格的波动，并提出相应的政策建议。

二、研究与计量检验

（一）变量选取

为了研究房地产市场、股票市场与货币政策之间的关系，我们需要选取相应的变量来进行研究。根据我国大量学者的研究经验，本研究把房地产综合景气指数作为我国房地产市场的代表变量，股票市场的代表变量选择上海证券综合指数收盘值。而对于货币政策，中国货币政策的操作目标是货币供应量。央行能够控制基础货币，并且通过基础货币影响货币总量。因此，可以用广义货币M2的月度同比增长表示货币政策的变动。

（二）数据收集与处理

考虑到我国房地产市场、股票市场的发展历史，以及经济数据的时效性与可得性，本文将用1998年6月到2013年3月的月度数据作样本进行实证分析。房地产综合景气指数、M2月末同比增速及上证收盘综合指数均来自中经网统计数据库。其中，房地产综合景气指数中很多年份1月数据缺失，采取将相邻两月的数据取平均值代替的办法补充。考虑到收集的数据具有较大的波动性，本文采用区对数的方法来减小波动。经处理后的三个变量分别用LN_FJ（房地产综合景气指数）、LN_MS（M2月末同比增速）和LN_SZ（上证收盘综合指数）来表示。

（三）基本统计特征

表1给出了各时间序列的统计性描述。因为没有将通货膨胀的因素考虑在里面，所以从表格中的均值来看，并没有得到有用的信息。从波动性角度考虑，房地产综合景气指数波动相对于上证收盘综合指数、M2月度增速来说较小，这说明房地产价格水平相对于股票市场价格与货币供给的波动小，可以猜测房地产市场对货币政策的反应程度不及股票市场对货币政策的反应灵敏。

（四）变量平稳性检验

本研究利用EVIEWS软件，对各变量进行单位根检验，以确定变量的平稳性。通过检验发现LN_FJ、LN_MS为平稳变量，而LN_SZ为非平稳性变量。本研究对平稳性变量采取差分法，结果见表2.。其中，D（LN_SZ）表示对LN_SZ取一阶差分值。从表2可以看出，经过处理后所有数据序列在10%显著水平下都是平稳的。

（五）协整检验与格兰杰检验

1.Johansen协整检验。协整关系是检验变量之间 是否存在长期的相关 关系。Johansen在1988年及1990 年与Juselius一起提出了一种以VAR模型为基础的检验 回归系数的方法，对多变量协整检验有较好的检验能力。主要的检验方法有特征根检验（Trace）和最大特征值检验（Max-Eigenvalue）。 由各变量的平稳性检验知道，LN_FJ、LN_MS、LN_SZ并不是同阶平稳的，从而它们并不能进行协整分析。

2.Granger因果关系检验。首先明确格兰杰因果检验是检验统计上的时间先后顺序，并不表示这是真正的存在因果关系，是否呈因果关系需要根据理论、经验和模型来判定。格兰杰因果检验要求所有的变量应该是平稳的，这是格兰杰检验能够进行的前提条件，如果单位根检验发现两个变量是不平稳的，那么不能直接进行格兰杰因果检验，否则可能会出现虚假回归问题。于是，由于LN_FJ、LN_MS、D（LN_SZ）是平稳的，所以可以对修正后的变量进行格兰杰因果检验。下表的滞后期设为2。

根据表3的结果，可以看出在10%的显著水平下，短期内，变量D（LN_SZ）能Granger引起变量LN_FJ，变量LN_MS能Granger引起变量LN_FJ，变量LN_FJ能Granger引起变量LN_MS，其他变量之间的Granger因果关系相对而言并不显著。这说明股票市场的波动能引起房地产市场的波动，而同样货币政策与房地产市场之间存在相互因果关系。这说明，相比而言，我国的股票市场与货币政策之间关系要比房地产市场与货币政策之间关系更紧密。

（六）脉冲响应函数分析

脉冲响应函数描述的是在随机误差项上施加一个标准差大小的冲击后，对变量的当前值和未来值所带来的影响。我们在VAR模型下使用广义脉冲函数，对是否协整关系不要求。

此处的图显示了LN_FJ、LN_MS、LN_SZ三个变量对相对冲击的动态反应。分析可知：房地产综合景气指数对其自身的一个标准差新信息立刻产生了较弱反应，立即增加了0.04%，而且随后反应程度逐渐上升，知道从第4个月左右开始逐步下降，表现出强烈的自相关性，这可能源于购房者对于房价的”追涨杀跌”；货币供应量对来自于房地产综合景气指数的新信息没有立刻产生较强的反应，而是随着时间的推移逐渐增强，到第十个月时到了0.4%，而且从一开始就是负值，可能是因为房地产价格水平上涨后人们调节了资产结构，多持有房地产少持有货币；同样上证收盘综合指数对来自房地产价格的新信息没有立刻作出较强的反应，三个月后有了0.1%的增加，而从第6个月开始反应是负值，这可以解释为房地产价格的上涨导致人们将股票市场中的资产投入房地产市场中。

货币供应量对其自身的一个标准差的新信息立即产生较弱的反应，立即增加了0.6%，但随着时间的推移，该新信息产生的反应慢慢的减弱，到第8个月时稳定在0.4%左右；房地产综合景气指数对来自于货币供应量的新信息没有立刻产生较强的反应，但是从第2个月开始就慢慢增加，到第10个月时还有上涨的趋势，说明货币供应量对房地产市场的价格水平可以产生影响，而且影响的持续性较强；上证收盘综合指数对来自于货币供应量的新信息立即产生了较弱的反应，有0.1%的增加，而且到第5个月后基本稳定在0.2%的增长，同样说明货币供应量对股票市场有着持续性的影响，并且与房地产市场比较而言，股票市场对货币供应量的反应更加敏感。

上证收盘综合指数对其自身的一个标准差的新信息立即产生较强的反应，立即增加了0.8%，但从第4个月开始，该新信息产生的反应慢慢的减弱，到10个月后还有继续减弱的趋势；房地产综合景气指数对来自于上证收盘综合指数的新信息没有立刻产生较强的反应，但是在慢慢增加，到5个月后到达最大值，随后又逐渐减小，10个月后仍有继续减小的趋势；货币供应量对来自于上证收盘综合指数的新信息没有立即产生强烈的反应，2个月后增加0.05%左右，为最大值，但到第6个月开始为负值，10个月后仍有下降的趋势，这可能是因为股票市场前景好的情况下，也就是“牛市”时，人们会暂且观望随后在确定股票市场的前景后会将持有的货币投入到股票市场中，于是导致货币供应量减少。

三、结论与政策建议

文章采用向量自回归模型，考察了货币政策与房地产市场、股票市场价格波动之间的联系。经过实证分析认为：货币供给量的正冲击会给房地产综合景气指数与上证收盘综合指数带来正面的影响，观察可知房地产市场的反应比较滞后，第一期影响不明显，第二期开始逐步上升，而股票市场反应则相对灵敏，第一期开始就有较强的反应，而且两种市场下由货币供给量带来的影响效应具有长期有效性。货币供应量对资产价格的影响随着时间的增加，其影响程度越来越深，因此扩张性货币政策会导致房地产价格、股票价格上涨，

本研究认为在货币政策的实施过程中，需要纳入资产价格，并将其作为调控的目标之一，以消除潜在的资产价格泡沫过度膨胀的隐患。。在对资产价格的波动密切关注的同时，也要对市场的变化要持续关注，如果市场已作出了反应，应及时变化政策，避免走上极端。另外，政策实施过程中，应避免直接的行政干预，力图顺应市场规律，从而维持金融体系的稳定和实体经济的健康发展。

参考文献：

[1]冯用富. 货币政策能对股价的过度波动做出反应吗？[J]. 经济研究， 2003， 1： 37-44.

[2]吕江林：《我国的货币政策是否应对股价变动做出反应》[J]，《经济研究》，2005（3）

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你局宣房（93）042号《关于统一房屋拆迁私人自住房屋在安置面积计算问题的请示》收悉。文中关于执行《北京市实施〈城市房屋拆迁管理条例〉细则》第二十七条第一款关于拆迁私人自住房屋计算安置面积的问题，同意你局的意见，即原居住面积、私人自住房屋按产权证标明的居住面积计算；对产权证没有标明居住面积的，按实际测量的居住面积计算。

此复。

附件：宣房（93）042《关于统一房屋拆迁私人自住房屋在安置面积计算问题的请示》

宣武区房地产管理局关于统一房屋拆迁私人自住房屋在安置面积计算问题的请示

（宣房（93）042）

全文

北京市房地产管理局：