遼寧省私家車保有量增長(zhǎng)及影響因素分析

王翠

摘 要 近年來(lái)，遼寧省的經(jīng)濟(jì)穩(wěn)步發(fā)展，私家車保有量在快速上升.私家車保有量的變化趨勢(shì)與遼寧省的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、城市發(fā)展、交通以及環(huán)保等政策的制定有著密切聯(lián)系，因此，準(zhǔn)確的預(yù)測(cè)未來(lái)遼寧省私家車保有量有重要意義.本文以遼寧省1996～2015年私家車發(fā)展情況為研究對(duì)象，運(yùn)用統(tǒng)計(jì)學(xué)及計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)相關(guān)知識(shí)，建立多元線性回歸模型來(lái)分析私家車保有量的影響因素，經(jīng)過(guò)模型檢驗(yàn)和修正，進(jìn)而分析各因素與保有量的影響關(guān)系.最后，根據(jù)得到的研究結(jié)果，對(duì)未來(lái)幾年遼寧省私家車保有量進(jìn)行預(yù)測(cè)并針對(duì)遼寧特殊的社會(huì)經(jīng)濟(jì)狀況，為改善建成環(huán)境中潛藏著的復(fù)雜問(wèn)題提出相關(guān)政策和建議.

關(guān)鍵詞 私家車保有量；增長(zhǎng)率；影響因素；多元回歸

中圖分類號(hào) F426文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼 A

Abstract In recent years， the economy of Liaoning Province has developed steadily， and the number of private car ownership has been increasing rapidly. The change trend of private car ownership， and infrastructure construction in Liaoning， the city development， transportation and environmental protection policies are closely linked. Therefore， the accurate prediction of the number of Liaoning private cars has important significance. This paper takes the private car in Liaoning Province from 1996 to 2015 as the research object， uses statistics and econometrics and establishes multiple linear regression model to analyze the influencing factors of the number of private cars . Then we analyze the factors influencing the amount of relationship with paulthrough model test and correction . Finally， according to the research results， we get private car ownership forecast of Liaoning Province in the next few years. For Liaoning special economic situation， we put forward relevant policies and suggestions to improve the completion of complex problems hidden in the environment.

Key words private car ownership； growth rate； influence factor； multiple regression

1 引 言

近年來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，社會(huì)的購(gòu)買力逐漸增強(qiáng).以作為高檔耐用品的汽車行業(yè)為例，隨著人們對(duì)出行的要求越來(lái)越高，私家車保有量也在逐年增加.私家車的普及不僅帶來(lái)交通的便捷性，還帶來(lái)了出行的舒適性.但在帶來(lái)便利的同時(shí)，隨之而來(lái)的問(wèn)題也在困擾人民的生活.比如空氣污染、擁擠的交通環(huán)境、駕駛的安全問(wèn)題等.

以遼寧省為例，城鄉(xiāng)面貌和生活條件不斷改善提高的同時(shí)，也伴隨著諸多的失落和無(wú)助.因此，研究遼寧省私家車保有量的影響因素，準(zhǔn)確的預(yù)測(cè)未來(lái)遼寧省私家車保有量，進(jìn)而合理控制引導(dǎo)私家車保有量增長(zhǎng)速度，使遼寧省汽車產(chǎn)業(yè)實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展變得尤為重要.本文主要研究遼寧省1996～2015年私家車保有量，運(yùn)用統(tǒng)計(jì)學(xué)及計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)相關(guān)知識(shí)，得到遼寧省私家車保有量的現(xiàn)狀.通過(guò)建立多元線性回歸模型，利用Eviews及R統(tǒng)計(jì)軟件，找到包括居民消費(fèi)水平、工業(yè)總產(chǎn)值等因素對(duì)私家車保有量的影響.最后，嘗試通過(guò)這些影響因素找到控制私家車保有量的方法，為相關(guān)部門應(yīng)對(duì)遼寧特殊的社會(huì)經(jīng)濟(jì)狀況，解決私家車帶來(lái)的問(wèn)題而制定政策提供思路與經(jīng)濟(jì)定量參考.

2 模型及變量選取

為了研究可能存在的影響因素對(duì)遼寧省私家車保有量的直接影響程度，進(jìn)而找到解決私家車增多帶來(lái)的負(fù)面效應(yīng)的方法，選擇多元線性回歸模型.眾所周知，私家車的保有量和很多因素有關(guān)，在不同的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平區(qū)域，影響私家車保有量的因素也不同.受制于宏觀經(jīng)濟(jì)大環(huán)境影響，以及自身體制、機(jī)制、結(jié)構(gòu)等矛盾制約的遼寧經(jīng)濟(jì)的新常態(tài)之路略顯艱難.基于遼寧經(jīng)濟(jì)的實(shí)際情況，選取遼寧省每萬(wàn)人私人汽車擁有量作為被解釋變量Y，解釋變量包括：

1）居民消費(fèi)水平（單位：元）.隨著經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，人民生活水平越來(lái)越高，居民消費(fèi)水平逐漸提高，證明人們的購(gòu)買力逐漸增強(qiáng).可見(jiàn)，作為奢侈消費(fèi)品的汽車，與居民消費(fèi)水平有密切聯(lián)系.

2）公路營(yíng)運(yùn)汽車擁有量（單位：萬(wàn)輛）.根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)基本原理，公路營(yíng)運(yùn)汽車與私家車是互為替代品的關(guān)系.公交等公路營(yíng)運(yùn)汽車具有比私家車更大的載客量，因此，當(dāng)以公交為代表的公路營(yíng)運(yùn)汽車數(shù)量增加時(shí)，私家車的需求量會(huì)減少.

3）燃料類商品零售價(jià)格指數(shù).燃料類商品零售價(jià)格指數(shù)指的是居民消費(fèi)車用燃料及零配件價(jià)格指數(shù)和車輛使用及維修價(jià)格指數(shù).根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)原理，燃料類商品零售價(jià)格指數(shù)是私家車保有量的互補(bǔ)品.一般情況下，當(dāng)互補(bǔ)品的價(jià)格升高時(shí)，對(duì)私家車的需求量就會(huì)減少.因此，燃料類商品零售價(jià)格指數(shù)是影響私家車保有量的原因之一，同時(shí)也構(gòu)成居民購(gòu)買私家車的成本.endprint

國(guó)家政策.自1980年中央已推進(jìn)汽車行業(yè)發(fā)展，但本文主要討論與私家車相關(guān)的政策，“十五”計(jì)劃明確“鼓勵(lì)轎車進(jìn)入家庭”.入世后，根據(jù)協(xié)議，中國(guó)將在汽車的生產(chǎn)、銷售等領(lǐng)域放寬對(duì)國(guó)內(nèi)外汽車公司的限制.中國(guó)政府削減進(jìn)口關(guān)稅，取消進(jìn)口定額配制、國(guó)產(chǎn)化需求和技術(shù)轉(zhuǎn)讓政策.2007年以來(lái)，政策轉(zhuǎn)向促進(jìn)研發(fā)節(jié)能環(huán)保的汽車產(chǎn)業(yè)，帶動(dòng)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng).因此國(guó)家推出政策在一定程度上有助于私家車的消費(fèi).

3 數(shù)據(jù)來(lái)源及模型建立

本文的數(shù)據(jù)來(lái)源中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒，選取1996～2015年共20年遼寧省的相關(guān)數(shù)據(jù) [1]，并對(duì)其進(jìn)行了處理，如表1所示.

采用的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型為：

其中，Yt表示私人汽車擁有量（萬(wàn)輛）；X1t表示居民消費(fèi)水平（元）；X2t表示公路營(yíng)運(yùn)汽車擁有量（萬(wàn)輛）；X3t表示燃料類商品零售價(jià)格指數(shù)；Dt表示國(guó)家政策，即當(dāng)?shù)趖年有國(guó)家政策鼓勵(lì)汽車消費(fèi)時(shí)，Dt=1，否則，Dt=0；ut為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng).

4 模型回歸

通過(guò)對(duì)表1的數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)，根據(jù)時(shí)間序列數(shù)據(jù)，采用普通最小二乘法（OLS），利用數(shù)學(xué)軟件Eviews對(duì)設(shè)定的模型進(jìn)行計(jì)量分析[2]，結(jié)果如表2所示.

4.1 變量的多重共線性檢驗(yàn)與消除

從結(jié)果中可以看出，模型的擬合優(yōu)度非常好，模型整體也非常顯著，但是有幾個(gè)自變量的t值檢驗(yàn)沒(méi)有通過(guò)，說(shuō)明該模型可能存在多重共線性.綜合來(lái)看，需要對(duì)上述模型進(jìn)行計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)，并進(jìn)行修正，使得模型的方程能夠得到改進(jìn).

首先，運(yùn)用R統(tǒng)計(jì)軟件，采用相關(guān)系數(shù)計(jì)算方法進(jìn)行指標(biāo)間的相關(guān)性分析，可以發(fā)現(xiàn)X1與X2的相關(guān)系數(shù)比較高，大于0.9.因此可以斷定該模型必然存在多重共線性.

采用Frisch綜合分析法[3-5]對(duì)其進(jìn)行逐步回歸消除.首先寫(xiě)出以Y為因變量，以X1，X2，X3，D分別為自變量建立一元線性回歸模型，可以獲得以下4個(gè)方程：

綜上所述，通過(guò)比較R2的大小選擇以X1為自變量的一元線性回歸模型，再利用逐步回歸的法則，如表3所示.

根據(jù)表3可以看出D1的R2值沒(méi)有增加，而且t值的顯著性檢驗(yàn)也沒(méi)有通過(guò)，所以最終只保留X1：居民消費(fèi)水平（單位：元）；X2：公路營(yíng)運(yùn)汽車擁有量（單位：萬(wàn)輛）；X3：燃料類商品零售價(jià)格指數(shù)；這幾個(gè)影響因素.得出消除多重共線性之后的最終模型為

接下來(lái)，進(jìn)行自相關(guān)性檢驗(yàn).由于該數(shù)據(jù)是時(shí)間序列數(shù)據(jù)，因此就要對(duì)其自相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn).根據(jù)回歸結(jié)果可以得出，D.W=1.188 0，其中n=20；k=3在顯著性水平為5%的情況下，DL=1；Du=1.68；可以得出DL

4.2 修正后模型的檢驗(yàn)

4.2.1 經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)

從回歸得出的結(jié)果來(lái)看，X1的系數(shù)為0.02，X2的系數(shù)為-0.61，X3的系數(shù)為-0.93，各變量符號(hào)與預(yù)期的相一致，并且其大小在經(jīng)濟(jì)理論上解釋的通.對(duì)于X1，當(dāng)公路營(yíng)運(yùn)汽車擁有量和燃料類商品零售價(jià)格指數(shù)不變時(shí)，居民消費(fèi)水平增加增加1元，遼寧省私家車保有量就會(huì)增加0.02萬(wàn)輛，就是說(shuō)，在1996～2015年間，在對(duì)于X2，當(dāng)居民消費(fèi)水平和燃料類商品零售價(jià)格指數(shù)不變時(shí)，公路營(yíng)運(yùn)汽車擁有量每增加1萬(wàn)輛，遼寧省私家車保有量就會(huì)減少0.61萬(wàn)輛；對(duì)于X3，當(dāng)居民消費(fèi)水平和公路營(yíng)運(yùn)汽車擁有量不變時(shí)，燃料類商品零售價(jià)格指數(shù)每增加1%，遼寧省私家車保有量就會(huì)減少0.93萬(wàn)輛.綜上所述，該模型通過(guò)經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn).

4.2.2 回歸系數(shù)的顯著性檢驗(yàn)（t檢驗(yàn)）

從回歸結(jié)果看，回歸系數(shù)的t值[6，7]分別為：t1=20.247 66，t2=-2.130 310，t3=-2.323 627，查t分布表，在自由度為16，在95%的置信系數(shù)下，有t0.025（16）=2.12，由于各解釋變量系數(shù)t值均大于臨界值，因此拒絕H0，所以此模型中的變量和參數(shù)的t值統(tǒng)計(jì)值均顯著.即居民消費(fèi)水平、公路營(yíng)運(yùn)汽車擁有量和燃料類商品零售價(jià)格指數(shù)都對(duì)遼寧省私家車保有量具有顯著影響.根據(jù)經(jīng)濟(jì)理論，居民消費(fèi)水平的增加，意味著居民擁有充裕的資金用于汽車的消費(fèi).一般認(rèn)為，公共交通工具是私家車的替代品.所以當(dāng)公路營(yíng)運(yùn)汽車擁有量增加時(shí)，居民的汽車購(gòu)買量也會(huì)相應(yīng)降低.然而，燃料類商品零售價(jià)格指數(shù)的增加意味著居民的燃油費(fèi)用將會(huì)增多，人們將會(huì)減少對(duì)車輛的購(gòu)買，或傾向于選擇其他交通工具出行.

4.2.3 回歸方程的總體顯著性檢驗(yàn)（F檢驗(yàn)）

得出的F值1 316.640大于在5%的顯著水平上，自由度為3和16的F臨界值是3.24，因此F=1 316.640是顯著的，拒絕H0，即可認(rèn)為，在95%的置信系數(shù)下，遼寧省的私家車保有量與居民消費(fèi)水平、公路營(yíng)運(yùn)汽車擁有量、燃料類商品零售價(jià)格指數(shù)存在著顯著的線性關(guān)系.

4.2.4 擬合優(yōu)度及模型估計(jì)效果檢驗(yàn)

從輸出結(jié)果看，可絕系數(shù)R2=0.995 966，說(shuō)明該模型的解釋變量解釋了1996～2015年間的遼寧省私家車保有量變化的99.60%，而R2最大值為1，因此樣本回歸方程對(duì)數(shù)據(jù)擬合效果較好.

5 私家車保有量的預(yù)測(cè)

根據(jù)中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒，得到遼寧省1996～2015年私家車保有量的數(shù)據(jù)見(jiàn)表5，其曲線圖如圖1所示.

由1996～2015年遼寧省私家車保有量曲線圖可知遼寧省私家車保有量指數(shù)增長(zhǎng)趨勢(shì)，因此利用Excel對(duì)曲線進(jìn)行擬合[8-10]，結(jié)果如圖2所示，可以看到擬合效果是非常理想的，且可以得到預(yù)測(cè)模型為：

利用該模型對(duì)未來(lái)幾年遼寧省私家車保有量進(jìn)行預(yù)測(cè)就可以先實(shí)現(xiàn).

6 結(jié)論及建議

遼寧省的私家車保有量和遼寧省居民消費(fèi)水平正相關(guān).隨著國(guó)民經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，人們收入和消費(fèi)水平不斷提高直接地刺激和拉動(dòng)私家車消費(fèi)；遼寧省私家車保有量和公路營(yíng)運(yùn)汽車數(shù)量負(fù)相關(guān)，私家車和公交車之間存在著對(duì)道路、汽油等資源的爭(zhēng)奪.此外，遼寧省私家車保有量和燃料類商品零售價(jià)格指數(shù)負(fù)相關(guān)，油價(jià)的上漲會(huì)抑制私家車的數(shù)量.相關(guān)部門在制定未來(lái)交通規(guī)劃方案時(shí)，應(yīng)該側(cè)重考慮上述三個(gè)因素的作用.

通過(guò)預(yù)測(cè)模型可以看出，未來(lái)遼寧省私家車會(huì)大幅度增長(zhǎng)，一方面極大地滿足人們的消費(fèi)欲望，改善和提升人們的生活質(zhì)量，另一方面也可以推動(dòng)和促進(jìn)我國(guó)汽車產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展，在一定程度上也加快了交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的步伐，提高了城市交通管理和綜合管理的水平.但是需要理性看待社會(huì)現(xiàn)象，私家車增長(zhǎng)引起的負(fù)面影響也應(yīng)納入省政建設(shè)的考慮范圍.短期預(yù)測(cè)作為制定近期決策的依據(jù)，需要結(jié)合長(zhǎng)裙預(yù)測(cè)運(yùn)用于實(shí)際工作中.短期預(yù)測(cè)方法既要保障近期決策在短期戰(zhàn)略與規(guī)劃的指導(dǎo)下進(jìn)行，也要為遠(yuǎn)期規(guī)劃的實(shí)施贏得時(shí)間.

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