我國私人汽車擁有量及其經(jīng)濟(jì)影響因素的實(shí)證分析

鄭雪晴

我國私人汽車擁有量及其經(jīng)濟(jì)影響因素的實(shí)證分析

鄭雪晴

汽車工業(yè)向來有“火車頭工業(yè)”之稱。作為我國的支柱產(chǎn)業(yè)之一汽車工業(yè)，其迅猛發(fā)展使中國成為世界第一汽車產(chǎn)銷國，極大地改變了中國人的生活方式。利用1996～2015年相關(guān)數(shù)據(jù)，通過建立多元線性回歸模型，來測定和分析我國汽車擁有量的主要影響因素。得出結(jié)論：國內(nèi)生產(chǎn)總值和年末總?cè)丝趯λ饺似嚀碛辛烤哂酗@著影響，且國內(nèi)生產(chǎn)總值與年末總?cè)丝谂c私人汽車擁有量呈正相關(guān)關(guān)系。而雖然公路里程與私人汽車擁有量呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系，但影響很小。并提出控制人口數(shù)量，加強(qiáng)道路建設(shè)的對策建議。

私人汽車擁有量；影響因素；數(shù)據(jù)分析；線性回歸

汽車工業(yè)向來有“火車頭工業(yè)”之稱。作為我國的支柱產(chǎn)業(yè)之一汽車工業(yè)，其迅猛發(fā)展使中國成為世界第一汽車產(chǎn)銷國，極大地改變了中國人的生活方式。改革開放政策的實(shí)施使我國的經(jīng)濟(jì)開始快速的增長，人們的收入也隨之逐步上升，同時(shí)人們的生活質(zhì)量更是在不斷改善，購買一輛汽車不再遙不可及，而是變?yōu)槿藗兿M(fèi)中一個(gè)新的閃光點(diǎn)。

近年來，國內(nèi)外學(xué)者對于國家私人汽車擁有量影響因素和發(fā)展前景作了諸多研究。本文將在其他學(xué)者的研究基礎(chǔ)上，對在經(jīng)濟(jì)方面影響私人汽車擁有量的因素實(shí)現(xiàn)相關(guān)模型的設(shè)立。再綜合其他方面的影響因素，試圖從整體上全面的得出私人汽車擁有量的影響因素和發(fā)展趨勢，并對發(fā)展過程中出現(xiàn)的問題提出建議，使得私人汽車行業(yè)采取一種更合適的發(fā)展途徑。

一、文獻(xiàn)綜述與理論依據(jù)

在國外，學(xué)者們從尾氣排放量對環(huán)境的影響角度分析國家產(chǎn)業(yè)政策對私人汽車產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響。Whelan（2007）提出了一個(gè)英國汽車擁有量模型。得出了汽車保有量取決于收入，駕駛證的持有，就業(yè)和采購成本的結(jié)論。Matas和Raymond（2008）發(fā)現(xiàn)，在具有良好的品質(zhì)公共交通區(qū)域中，汽車保有量較低。Hugh Hennessy,Richard S.J.Tol（2011）認(rèn)為稅收改革會對私人汽車擁有量發(fā)揮重大的作用。Caulfield,Brian（2012）經(jīng)過對汽車擁有量在都柏林和愛爾蘭的研究發(fā)現(xiàn)，公共交通的便捷程度將會極大的影響私人汽車的擁有量。

回顧國內(nèi)，對于什么因素決定了私人汽車的擁有量也有大量分析和調(diào)查。周騫和楊東援（2004）提出影響私人汽車擁有量的主要有：“財(cái)政收入、市區(qū)人口、工業(yè)總產(chǎn)值、居民年均生活費(fèi)收入、居民年均生活費(fèi)支出、國內(nèi)生產(chǎn)總值和人均GDP總量”。劉佳（2010）使用回歸分析法研究后，提出觀點(diǎn)為“鋼材產(chǎn)量、國民總收入、全國營運(yùn)汽車擁有量以及公路里程會對私人汽車擁有量產(chǎn)生較大作用，而公路里程對私人汽車擁有量并無太大影響”。楊潔和王杰（2012）等人調(diào)研了私人汽車在安徽省的擁有量，結(jié)果表明：“國際油價(jià)和城鎮(zhèn)居民人均可支配收入均會影響安徽省私人汽車擁有量，且存在時(shí)間較長的線性關(guān)系”。馮潔（2014）通過對公路里程、原油價(jià)格、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與全國GDP總量等一連串作用于我國私人汽車擁有量的變量進(jìn)行數(shù)據(jù)分析后認(rèn)為：“當(dāng)其他因素不發(fā)生變化時(shí)，城鎮(zhèn)人均可支配收入會對私人汽車擁有量產(chǎn)生正向作用，而油價(jià)對私人汽車擁有量的增長呈反作用”。

將國內(nèi)外的文獻(xiàn)總結(jié)起來可以看到，私人汽車擁有量的大致經(jīng)濟(jì)影響因素主要有國內(nèi)生產(chǎn)總值、年末總?cè)丝凇⒐防锍獭⒐窢I運(yùn)汽車擁有量和居民消費(fèi)水平等。其中，國內(nèi)生產(chǎn)總值和居民消費(fèi)水平從人均可支配收入方面影響了私人汽車擁有量，國內(nèi)生產(chǎn)總值的增加和和居民消費(fèi)水平的上升均促使了私人汽車擁有量的增加。而隨著年末總?cè)丝诘淖儎樱饺似嚀碛辛恳矔l(fā)生改變。公路里程的增加和公路營運(yùn)汽車數(shù)量的增加會使得人們使用公共交通出行更加便利，從而降低人們對汽車購買的必要性的認(rèn)知。同時(shí)他們對私人汽車擁有量的發(fā)展趨勢得出了一致的結(jié)論，即：隨著經(jīng)濟(jì)的騰飛，私人汽車擁有量會隨著經(jīng)濟(jì)的騰飛而表現(xiàn)出上升趨勢。

二、私人汽車擁有量的描述性分析

按各省的GDP狀況來分析：2015年的GDP統(tǒng)計(jì)中，排在前五位的是廣東省、江蘇省、山東省、浙江省和河南省，排在后五位的省份是甘肅省、海南省、寧夏、青海省和西藏。而根據(jù)2016年各省私人汽車擁有量來看，私人汽車擁有量最高的前五個(gè)省份是山東省、廣東省、江蘇省、河北省和浙江省，私人汽車擁有量最低的后五個(gè)省份是甘肅省、寧夏、海南省、青海省和西藏省。

將各省2015年度GDP和各省的私人汽車擁有量繪制成下圖，可以發(fā)現(xiàn)，GDP高的省份普遍私人汽車擁有量也高，即各省的GDP狀況和私人汽車擁有量大致呈正相關(guān)關(guān)系。

圖1 2015年各省GDP情況和私人汽車擁有量的關(guān)系

按地區(qū)的劃分狀況來分析，私人汽車在華東（包括安徽、福建、江蘇、江西、山東、上海和浙江）所占全國比重最高。至2015年年底，華東地區(qū)的私人汽車擁有量已經(jīng)高達(dá)4683萬輛，是全國水平的34.0%。占比第二高的是中南地區(qū)（包括廣東、廣西、海南、河南、湖北和湖南），私人汽車擁有量為3400萬輛，占比為24%。第三高的是華北地區(qū)（包括北京、河北、內(nèi)蒙古、山西和天津），數(shù)量為2402萬輛，占比17%。

私人汽車在西南、東北和西北地區(qū)的擁有量相比其他區(qū)域來說較低。至2015年底，私人汽車在西南地區(qū)（包括貴州、四川、西藏、云南和重慶）達(dá)到1618萬輛，占全國比重12%；私人汽車在東北地區(qū)（包括黑龍江、吉林和遼寧）為1053萬輛，占比為8%；西北地區(qū)（包括甘肅、寧夏、青海、陜西和新疆）的私人汽車為736萬輛，占全國比重5%。

其中華東、中南和華北地區(qū)的經(jīng)濟(jì)較其他地區(qū)來說更為發(fā)達(dá)，而西南、東北和西北的經(jīng)濟(jì)較為落后，因此也可以從側(cè)面反映出，私人汽車在經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)的區(qū)域擁有量較高，而內(nèi)陸偏遠(yuǎn)區(qū)域則較低。

三、實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)來源

本文采取私人汽車擁有量做為因變量，將國內(nèi)生產(chǎn)總值、年末總?cè)丝凇⒐防锍獭⒐窢I運(yùn)汽車擁有量作為自變量來進(jìn)行實(shí)證研究。本文所選取的數(shù)據(jù)均來自于《2016年中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，并從中選取1996～2015年的一些數(shù)據(jù)。

（二）模型設(shè)定

在參考其他文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，本文將模型定位線性模型。至于人口總數(shù)、國民生產(chǎn)總值、公路里程這些指標(biāo)，由于對數(shù)變換后可以降低異方差對模型的作用，需要更注重它的相對數(shù)變化所帶來的被解釋變量的變化，于是考慮使用對數(shù)線性模型。

綜上所述，采用的模型如下：

其中，Yt=私人汽車擁有量（萬輛）；

X1t=國民生產(chǎn)總值（億元）；

X2t=年末總?cè)丝冢ㄈf人）；

X3t=全國公里里程（萬公里）

X4t=全國營運(yùn)汽車擁有量（萬輛）；

（三）模型的估計(jì)和檢驗(yàn)

1.單位根檢驗(yàn)

為了保證時(shí)間序列數(shù)據(jù)回歸后的無偏性、有效性和一致性，進(jìn)行協(xié)整分析之前，需要對各個(gè)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本文采用ADF檢驗(yàn)法，檢驗(yàn)結(jié)果如下。

表1 變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

由結(jié)果可知，所有時(shí)間序列數(shù)據(jù)的ADF檢驗(yàn)值均大于5%顯著水平的臨界值，因此不能拒絕單位存在單位根的假設(shè)，即都是非平穩(wěn)數(shù)列。

2.協(xié)整檢驗(yàn)

本文采用基于向量自回歸模型的多重協(xié)整檢驗(yàn)方法——Johansen檢驗(yàn)。得到結(jié)果如下：

表2 各變量Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

通過協(xié)整檢驗(yàn)中特征值、跡統(tǒng)計(jì)量的比較發(fā)現(xiàn)，跡統(tǒng)計(jì)量在5%的顯著水平下拒絕了原假設(shè)，表明lnYt、lnX1t、lnX2t、lnX3t和lnX4t之間存在長期協(xié)整關(guān)系。根據(jù)上述的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，對參數(shù)模型（采用eviews6.0）使用最小二乘估計(jì)法（OLS）進(jìn)行回歸后，即可得初始參數(shù)模型為：

結(jié)果顯示，該模型可決系數(shù)R2=0.99376，修正后的=0. 999210，擬合優(yōu)度數(shù)值較大，表明方程的擬合程度較好，F(xiàn)值統(tǒng)計(jì)量為6010.009，表明方程變量之間關(guān)系顯著，即表明1996～2015年間我國私人汽車擁有量、國內(nèi)生產(chǎn)總值、年末總?cè)丝凇⑷珖防锍毯腿珖鵂I運(yùn)汽車擁有量存在長期的協(xié)整關(guān)系。從協(xié)整方程來看，國內(nèi)生產(chǎn)總值和年末總?cè)丝谝约叭珖鵂I運(yùn)汽車擁有量的增加均能促進(jìn)我國私人汽車擁有量的增長，而全國公路里程的增加則降低了私人汽車擁有量。其中全國營運(yùn)汽車數(shù)量與私人汽車擁有量之間的關(guān)系與理論上的分析有違背之處，產(chǎn)生這種結(jié)果的原因可能是全國營運(yùn)汽車數(shù)量不能滿足人口增長所帶來的對汽車的需求的上升，于是全國營運(yùn)汽車數(shù)量與私人汽車呈現(xiàn)同方向的變化。從中也可以看出，我國營運(yùn)汽車數(shù)量還存在不足。

3.因果關(guān)系檢驗(yàn)

通過協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)得到三者存在一個(gè)長期的均衡關(guān)系，對于國內(nèi)生產(chǎn)總值、年末總?cè)丝凇⑷珖防锍毯腿珖鵂I運(yùn)汽車擁有量的因果關(guān)系方向檢驗(yàn)，還需要進(jìn)一步驗(yàn)證。本文采用Granger因果檢驗(yàn)。

從檢驗(yàn)結(jié)果來看，在5%的顯著性水平下，國內(nèi)生產(chǎn)總值、年末總?cè)丝凇⑷珖防锍毯腿珖嚑I運(yùn)數(shù)量對我國私人汽車擁有量的檢驗(yàn)均拒絕了原假設(shè)，表明國內(nèi)生產(chǎn)總值、年末總?cè)丝凇⑷珖防锍毯腿珖嚑I運(yùn)數(shù)量是我國私人汽車擁有量的格蘭杰原因，這與協(xié)整分析的結(jié)果一致。同時(shí)，我國私人汽車擁有量也是年末總?cè)丝诘母裉m杰原因。從理論上來說，私人汽車擁有量的增加會引起經(jīng)濟(jì)的增長，而經(jīng)濟(jì)增長引起了人們生活水平的提高，從而促進(jìn)年末總?cè)丝谝搽S之增長。

4.多重共線性檢驗(yàn)與修正

從初始模型的相應(yīng)統(tǒng)計(jì)量可以明顯的看出，盡管模型對樣本數(shù)據(jù)的擬合程度很好（R2=0.99376），解釋變量“全國營運(yùn)汽車擁有量”的t檢驗(yàn)不顯著，這可能是由模型存在多重共線性引起的。于是需要對多重共線性進(jìn)行處理，這里采用逐步回歸法，逐步引入變量。

表3 各變量之間的相關(guān)系數(shù)矩陣

依據(jù)加入的變量要使方程的擬合優(yōu)度增加最多且各參數(shù)t檢驗(yàn)都通過的原則，模型中最終保留lnX1t、lnX2t、lnX3t三個(gè)變量。進(jìn)行最小二乘估計(jì)，結(jié)果為：

5.異方差性的檢驗(yàn)

“異方差”的存在往往使最小二乘估計(jì)法不適用。因此，有必要對模型進(jìn)行異方差檢驗(yàn)，來保證其準(zhǔn)確性。這里使用“異方差”的一般檢驗(yàn)方法——“懷特檢驗(yàn)”，來對模型進(jìn)行考察。經(jīng)White檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，在0.05的顯著水平下，nR2的值大于Obs*R-squared的值，因此接受原假設(shè)，表示該模型不存在異方差。

6.自相關(guān)檢驗(yàn)

經(jīng)過多重共線性修正后得到的模型中：D.W.=1.298347，且在樣本容量為20，有三個(gè)解釋變量的情況下，規(guī)定顯著水平為0.05。查D.W.表得dL=1.10，dU=1.54，這時(shí)又有dU＜D.W.＜4-dU，這說明模型中不具有自相關(guān)。

四、結(jié)論與建議

本文首先對我國31個(gè)省在2014年末和2015年末的私人汽車擁有量數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性分析，其次采用1996～2015年我國私人汽車擁有量的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，并進(jìn)行回歸分析，得到結(jié)論如下：

第一，通過私人汽車在各省的擁有量情況來看，各省的私人汽車擁有量與經(jīng)濟(jì)狀況大致呈正相關(guān)關(guān)系，即經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)的地區(qū)，私人汽車擁有量往往也越高。同時(shí)私人汽車在經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)的區(qū)域擁有量較高，而內(nèi)陸偏遠(yuǎn)區(qū)域則較低。

第二，從回歸分析的結(jié)果來看，我國私人汽車擁有量受年末總?cè)丝谟绊懽畲螅浯问菄鴥?nèi)生產(chǎn)總值。其中，lnX1t的系數(shù)為2.010089，表明國內(nèi)生產(chǎn)總值每增加1%，私人汽車擁有量增加2.01%。可以看出國內(nèi)生產(chǎn)總值的增加對私人汽車擁有量會具有較大的促進(jìn)作用。而年末總?cè)丝趌nX2t的系數(shù)6.463880，大于國內(nèi)生產(chǎn)總值X1t的系數(shù)，表明在其余解釋變量不發(fā)生改變的條件下，年末總?cè)丝跀?shù)對私人汽車擁有量的影響作用要遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于國內(nèi)生產(chǎn)總值。然而，全國公路里程lnX3t的系數(shù)為-0.179954，表明全國公路里程增加對私人汽車擁有量的增加有逆向作用，但是作用很小。可見，促進(jìn)我國私人汽車擁有量增長的最主要因素是國內(nèi)生產(chǎn)總值和年末總?cè)丝诘脑黾印Ｒ虼耍绻胍刂莆覈饺似嚀碛辛康臄?shù)量，可以從控制年末總?cè)丝诘姆较蛉胧帧?/p>

基于以上結(jié)論，本文提出以下政策建議：第一，針對我國私人汽車擁有量受年末總?cè)丝谟绊懽畲蟮慕Y(jié)論，可以通過適當(dāng)實(shí)行計(jì)劃生育政策以控制人口數(shù)量，從而控制私人汽車擁有量；第二，針對公路里程增加對私人汽車擁有量的增加有逆向作用，可以加強(qiáng)道路建設(shè)，以減少私人汽車擁有量，從而緩解交通壓力。

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F205

A

1008-4428（2017）08-52-03

鄭雪晴，女，浙江寧波人，寧波大學(xué)商學(xué)院，碩士研究生，研究方向：產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)。