1、我国私人汽车拥有量及其经济影响因素的实证分析摘 要：汽车工业向来有“火车头工业”之称。作为我国的支柱产业之一汽车工业，其迅猛发展使中国成为世界第一汽车产销国，极大地改变了中?人的生活方式。利用 19962015 年相关数据，通过建立多元线性回归模型，来测定和分析我国汽车拥有量的主要影响因素。得出结论：国内生产总值和年末总人口对私人汽车拥有量具有显著影响，且国内生产总值与年末总人口与私人汽车拥有量呈正相关关系。而虽然公路里程与私人汽车拥有量呈现负相关关系，但影响很小。并提出控制人口数量，加强道路建设的对策建议。 下载 关键词：私人汽车拥有量；影响因素；数据分析；线性回归 中图分类号：F205 文
2、献标识码：A 文章编号：1008-4428（2017）08-52 -03 汽车工业向来有“火车头工业”之称。作为我国的支柱产业之一汽车工业，其迅猛发展使中国成为世界第一汽车产销国，极大地改变了中国人的生活方式。改革开放政策的实施使我国的经济开始快速的增长，人们的收入也随之逐步上升，同时人们的生活质量更是在不断改善，购买一辆汽车不再遥不可及，而是变为人们消费中一个新的闪光点。 近年来，国内外学者对于国家私人汽车拥有量影响因素和发展前景作了诸多研究。本文将在其他学者的研究基础上，对在经济方面影响私人汽车拥有量的因素实现相关模型的设立。再综合其他方面的影响因素，试图从整体上全面的得出私人汽车拥有量的
3、影响因素和发展趋势，并对发展过程中出现的问题提出建议，使得私人汽车行业采取一种更合适的发展途径。 一、文献综述与理论依据 在国外，学者们从尾气排放量对环境的影响角度分析国家产业政策对私人汽车产业发展的影响。Whelan（2007）提出了一个英国汽车拥有量模型。得出了汽车保有量取决于收入，驾驶证的持有，就业和采购成本的结论。Matas 和 Raymond（2008）发现，在具有良好的品质公共交通区域中，汽车保有量较低。Hugh Hennessy， Richard S.J. Tol（2011）认为税收改革会对私人汽车拥有量发挥重大的作用。Caulfield， Brian（2012）经过对汽车拥有量
4、在都柏林和爱尔兰的研究发现，公共交通的便捷程度将会极大的影响私人汽车的拥有量。 回顾国内，对于什么因素决定了私人汽车的拥有量也有大量分析和调查。周骞和杨东援（2004）提出影响私人汽车拥有量的主要有：“财政收入、市区人口、工业总产值、居民年均生活费收入、居民年均生活费支出、国内生产总值和人均 GDP 总量”。刘佳（2010）使用回归分析法研究后，提出观点为“钢材产量、国民总收入、全国营运汽车拥有量以及公路里程会对私人汽车拥有量产生较大作用，而公路里程对私人汽车拥有量并无太大影响”。杨洁和王杰（2012）等人调研了私人汽车在安徽省的拥有量，结果表明：“国际油价和城镇居民人均可支配收入均会影响安徽
5、省私人汽车拥有量，且存在时间较长的线性关系”。冯洁（2014）通过对公路里程、原油价格、城镇居民人均可支配收入与全国 GDP 总量等一连串作用于我国私人汽车拥有量的变量进行数据分析后认为：“当其他因素不发生变化时，城镇人均可支配收入会对私人汽车拥有量产生正向作用，而油价对私人汽车拥有量的增长呈反作用”。 将国内外的文献总结起来可以看到，私人汽车拥有量的大致经济影响因素主要有国内生产总值、年末总人口、公路里程、公路营运汽车拥有量和居民消费水平等。其中，国内生产总值和居民消费水平从人均可支配收入方面影响了私人汽车拥有量，国内生产总值的增加和和居民消费水平的上升均促使了私人汽车拥有量的增加。而随着年
6、末总人口的变动，私人汽车拥有量也会发生改变。公路里程的增加和公路营运汽车数量的增加会使得人们使用公共交通出行更加便利，从而降低人们对汽车购买的必要性的认知。同时他们对私人汽车拥有量的发展趋势得出了一致的结论，即：随着经济的腾飞，私人汽车拥有量会随着经济的腾飞而表现出上升趋势。 二、私人汽车拥有量的描述性分析 按各省的 GDP 状况来分析：2015 年的 GDP 统计中，排在前五位的是广东省、江苏省、山东省、浙江省和河南省，排在后五位的省份是甘肃省、海南省、宁夏、青海省和西藏。而根据 2016 年各省私人汽车拥有量来看，私人汽车拥有量最高的前五个省份是山东省、广东省、江苏省、河北省和浙江省，私人
7、汽车拥有量最低的后五个省份是甘肃省、宁夏、海南省、青海省和西藏省。 将各省 2015 年度 GDP 和各省的私人汽车拥有量绘制成下图，可以发现，GDP 高的省份普遍私人汽车拥有量也高，即各省的 GDP 状况和私人汽车拥有量大致呈正相关关系。 按地区的划分状况来分析，私人汽车在华东（包括安徽、福建、江苏、江西、山东、上海和浙江）所占全国比重最高。至 2015 年年底，华东地区的私人汽车拥有量已经高达 4683 万辆，是全国水平的 34.0%。占比第二高的是中南地区（包括广东、广西、海南、河南、湖北和湖南），私人汽车拥有量为 3400 万辆，占比为 24%。第三高的是华北地区（包括北京、河北、内蒙
8、古、山西和天津），数量为 2402 万辆，占比 17%。 私人汽车在西南、东北和西北地区的拥有量相比其他区域来说较低。至2015 年底，私人汽车在西南地区（包括贵州、四川、西藏、云南和重庆）达到 1618 万辆，占全国比重 12%；私人汽车在东北地区（包括黑龙江、吉林和辽宁）为 1053 万辆，占比为 8%；西北地区（包括甘肃、宁夏、青海、陕西和新疆）的私人汽车为 736 万辆，占全国比重 5%。 其中华东、中南和华北地区的经济较其他地区来说更为发达，而西南、东北和西北的经济较为落后，因此也可以从侧面反映出，私人汽车在经济较发达的区域拥有量较高，而内陆偏远区域则较低。 三、实证分析 （一）数据
9、来源 本文采取私人汽车拥有量做为因变量，将国内生产总值、年末总人口、公路里程、公路营运汽车拥有量作为自变量来进行实证研究。本文所选取的数据均来自于2016 年中国统计年鉴，并从中选取 19962015 年的一些数据。 （二）模型设定 在参考其他文献的基础上，本文将模型定位线性模型。至于人口总数、国民生产总值、公路里程这些指标，由于对数变换后可以降低异方差?偷淖饔茫?需要更注重它的相对数变化所带来的被解释变量的变化，于是考虑使用对数线性模型。 （三）模型的估计和检验 1.单位根检验 为了保证时间序列数据回归后的无偏性、有效性和一致性，进行协整分析之前，需要对各个变量进行平稳性检验。本文采用 AD
10、F 检验法，检验结果如下。 由结果可知，所有时间序列数据的 ADF 检验值均大于 5%显著水平的临界值，因此不能拒绝单位存在单位根的假设，即都是非平稳数列。 2.协整检验 本文采用基于向量自回归模型的多重协整检验方法Johansen 检验。得到结果如下： 通过协整检验中特征值、迹统计量的比较发现，迹统计量在 5%的显著水平下拒绝了原假设，表明 lnYt、lnX1t、lnX2t、lnX3t 和 lnX4t 之间存在长期协整关系。根据上述的时间序列数据，对参数模型（采用 eviews6.0）使用最小二乘估计法（OLS）进行回归后，即可得初始参数模型为： 结果显示，该模型可决系数 R2=0.9937
11、6，修正后的 R2=0.999210，拟合优度数值较大，表明方程的拟合程度较好，F 值统计量为 6010.009，表明方程变量之间关系显著，即表明 19962015 年间我国私人汽车拥有量、国内生产总值、年末总人口、全国公路里程和全国营运汽车拥有量存在长期的协整关系。从协整方程来看，国内生产总值和年末总人口以及全国营运汽车拥有量的增加均能促进我国私人汽车拥有量的增长，而全国公路里程的增加则降低了私人汽车拥有量。其中全国营运汽车数量与私人汽车拥有量之间的关系与理论上的分析有违背之处，产生这种结果的原因可能是全国营运汽车数量不能满足人口增长所带来的对汽车的需求的上升，于是全国营运汽车数量与私人汽车
12、呈现同方向的变化。从中也可以看出，我国营运汽车数量还存在不足。 3.因果关系检验 通过协整关系检验得到三者存在一个长期的均衡关系，对于国内生产总值、年末总人口、全国公路里程和全国营运汽车拥有量的因果关系方向检验，还需要进一步验证。本文采用 Granger 因果检验。 从检验结果来看，在 5%的显著性水平下，国内生产总值、年末总人口、全国公路里程和全国汽车营运数量对我国私人汽车拥有量的检验均拒绝了原假设，表明国内生产总值、年末总人口、全国公路里程和全国汽车营运数量是我国私人汽车拥有量的格兰杰原因，这与协整分析的结果一致。同时，我国私人汽车拥有量也是年末总人口的格兰杰原因。从理论上来说，私人汽车拥
13、有量的增加会引起经济的增长，而经济增长引起了人们生活水平的提高，从而促进年末总人口也随之增长。 4.多重共线性检验与修正 从初始模型的相应统计量可以明显的看出，尽管模型对样本数据的拟合程度很好（R2=0.99376），解释变量“全国营运汽车拥有量”的 t 检验不显著，这可能是由模型存在多重共线性引起的。于是需要对多重共线性进行处理，这里采用逐步回归法，逐步引入变量。 5.异方差性的检验 “异方差”的存在往往使最小二乘估计法不适用。因此，有必要对模型进行异方差检验，来保证其准确性。这里使用“异方差”的一般检验方法“怀特检验”，来对模型进行考察。经 White 检验发现，在 0.05 的显著水平下
14、，nR2 的值大于 Obs*R-squared 的值，因此接受原假设，表示该模型不存在异方差。 6.自相关检验 经过多重共线性修正后得到的模型中：D.W.= 1.298347，且在样本容量为 20，有三个解释变量的情况下，规定显著水平为 0.05。查 D.W.表得dL=1.10，dU=1.54，这时又有 dUD.W.4-dU，这说明模型中不具有自相关。四、结论与建议 本文首先对我国 31 个省在 2014 年末和 2015 年末的私人汽车拥有量数据进行描述性分析，其次采用 19962015 年我国私人汽车拥有量的时间序列数据，并进行回归分析，得到结论如下： 第一，通过私人汽车在各省的拥有量情况
15、来看，各省的私人汽车拥有量与经济状况大致呈正相关关系，即经济越发达的地区，私人汽车拥有量往往也越高。同时私人汽车在经济较发达的区域拥有量较高，而内陆偏远区域则较低。 第二，从回归分析的结果来看，我国私人汽车拥有量受年末总人口影响最大，其次是国内生产总值。其中，lnX1t 的系数为 2.010089，表明国内生产总值每增加 1%，私人汽车拥有量增加 2.01%。可以看出国内生产总值的增加对私人汽车拥有量会具有较大的促进作用。而年末总人口 lnX2t 的系数 6.463880，大于国内生产总值 X1t 的系数，表明在其余解释变量不发生改变的条件下，年末总人口数对私人汽车拥有量的影响作用要远远大于国
16、内生产总值。然而，全国公路里程 lnX3t 的系数为-0.179954，表明全国公路里程增加对私人汽车拥有量的增加有逆向作用，但是作用很小。可见，促进我国私人汽车拥有量增长的最主要因素是国内生产总值和年末总人口的增加。因此，如果想要控制我国私人汽车拥有量的数量，可以从控制年末总人口的方向入手。 基于以上结论，本文提出以下政策建议：第一，针对我国私人汽车拥有量受年末总人口影响最大的结论，可以通过适当实行计划生育政策以控制人口数量，从而控制私人汽车拥有量；第二，针对公路里程增加对私人汽车拥有量的增加有逆向作用，可以加强道路建设，以减少私人汽车拥有量，从而缓解交通压力。 参考文献： 曹建海，林向阳.
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