我國私人汽車擁有量及其經濟影響因素的實證分析

鄭雪晴

我國私人汽車擁有量及其經濟影響因素的實證分析

鄭雪晴

汽車工業向來有“火車頭工業”之稱。作為我國的支柱產業之一汽車工業，其迅猛發展使中國成為世界第一汽車產銷國，極大地改變了中國人的生活方式。利用1996～2015年相關數據，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。得出結論：國內生產總值和年末總人口對私人汽車擁有量具有顯著影響，且國內生產總值與年末總人口與私人汽車擁有量呈正相關關系。而雖然公路里程與私人汽車擁有量呈現負相關關系，但影響很小。并提出控制人口數量，加強道路建設的對策建議。

私人汽車擁有量；影響因素；數據分析；線性回歸

汽車工業向來有“火車頭工業”之稱。作為我國的支柱產業之一汽車工業，其迅猛發展使中國成為世界第一汽車產銷國，極大地改變了中國人的生活方式。改革開放政策的實施使我國的經濟開始快速的增長，人們的收入也隨之逐步上升，同時人們的生活質量更是在不斷改善，購買一輛汽車不再遙不可及，而是變為人們消費中一個新的閃光點。

近年來，國內外學者對于國家私人汽車擁有量影響因素和發展前景作了諸多研究。本文將在其他學者的研究基礎上，對在經濟方面影響私人汽車擁有量的因素實現相關模型的設立。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展趨勢，并對發展過程中出現的問題提出建議，使得私人汽車行業采取一種更合適的發展途徑。

一、文獻綜述與理論依據

在國外，學者們從尾氣排放量對環境的影響角度分析國家產業政策對私人汽車產業發展的影響。Whelan（2007）提出了一個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，就業和采購成本的結論。Matas和Raymond（2008）發現，在具有良好的品質公共交通區域中，汽車保有量較低。Hugh Hennessy,Richard S.J.Tol（2011）認為稅收改革會對私人汽車擁有量發揮重大的作用。Caulfield,Brian（2012）經過對汽車擁有量在都柏林和愛爾蘭的研究發現，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，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查。周騫和楊東援（2004）提出影響私人汽車擁有量的主要有：“財政收入、市區人口、工業總產值、居民年均生活費收入、居民年均生活費支出、國內生產總值和人均GDP總量”。劉佳（2010）使用回歸分析法研究后，提出觀點為“鋼材產量、國民總收入、全國營運汽車擁有量以及公路里程會對私人汽車擁有量產生較大作用，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）等人調研了私人汽車在安徽省的擁有量，結果表明：“國際油價和城鎮居民人均可支配收入均會影響安徽省私人汽車擁有量，且存在時間較長的線性關系”。馮潔（2014）通過對公路里程、原油價格、城鎮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行數據分析后認為：“當其他因素不發生變化時，城鎮人均可支配收入會對私人汽車擁有量產生正向作用，而油價對私人汽車擁有量的增長呈反作用”。

將國內外的文獻總結起來可以看到，私人汽車擁有量的大致經濟影響因素主要有國內生產總值、年末總人口、公路里程、公路營運汽車擁有量和居民消費水平等。其中，國內生產總值和居民消費水平從人均可支配收入方面影響了私人汽車擁有量，國內生產總值的增加和和居民消費水平的上升均促使了私人汽車擁有量的增加。而隨著年末總人口的變動，私人汽車擁有量也會發生改變。公路里程的增加和公路營運汽車數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知。同時他們對私人汽車擁有量的發展趨勢得出了一致的結論，即：隨著經濟的騰飛，私人汽車擁有量會隨著經濟的騰飛而表現出上升趨勢。

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統計中，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，可以發現，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關系。

圖1 2015年各省GDP情況和私人汽車擁有量的關系

按地區的劃分狀況來分析，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，華東地區的私人汽車擁有量已經高達4683萬輛，是全國水平的34.0%。占比第二高的是中南地區（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（包括北京、河北、內蒙古、山西和天津），數量為2402萬輛，占比17%。

私人汽車在西南、東北和西北地區的擁有量相比其他區域來說較低。至2015年底，私人汽車在西南地區（包括貴州、四川、西藏、云南和重慶）達到1618萬輛，占全國比重12%；私人汽車在東北地區（包括黑龍江、吉林和遼寧）為1053萬輛，占比為8%；西北地區（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、中南和華北地區的經濟較其他地區來說更為發達，而西南、東北和西北的經濟較為落后，因此也可以從側面反映出，私人汽車在經濟較發達的區域擁有量較高，而內陸偏遠區域則較低。

三、實證分析

（一）數據來源

本文采取私人汽車擁有量做為因變量，將國內生產總值、年末總人口、公路里程、公路營運汽車擁有量作為自變量來進行實證研究。本文所選取的數據均來自于《2016年中國統計年鑒》，并從中選取1996～2015年的一些數據。

（二）模型設定

在參考其他文獻的基礎上，本文將模型定位線性模型。至于人口總數、國民生產總值、公路里程這些指標，由于對數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變化所帶來的被解釋變量的變化，于是考慮使用對數線性模型。

綜上所述，采用的模型如下：

其中，Yt=私人汽車擁有量（萬輛）；

X1t=國民生產總值（億元）；

X2t=年末總人口（萬人）；

X3t=全國公里里程（萬公里）

X4t=全國營運汽車擁有量（萬輛）；

（三）模型的估計和檢驗

1.單位根檢驗

為了保證時間序列數據回歸后的無偏性、有效性和一致性，進行協整分析之前，需要對各個變量進行平穩性檢驗。本文采用ADF檢驗法，檢驗結果如下。

表1 變量的平穩性檢驗結果

由結果可知，所有時間序列數據的ADF檢驗值均大于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，即都是非平穩數列。

2.協整檢驗

本文采用基于向量自回歸模型的多重協整檢驗方法——Johansen檢驗。得到結果如下：

表2 各變量Johansen協整檢驗結果

通過協整檢驗中特征值、跡統計量的比較發現，跡統計量在5%的顯著水平下拒絕了原假設，表明lnYt、lnX1t、lnX2t、lnX3t和lnX4t之間存在長期協整關系。根據上述的時間序列數據，對參數模型（采用eviews6.0）使用最小二乘估計法（OLS）進行回歸后，即可得初始參數模型為：

結果顯示，該模型可決系數R2=0.99376，修正后的=0. 999210，擬合優度數值較大，表明方程的擬合程度較好，F值統計量為6010.009，表明方程變量之間關系顯著，即表明1996～2015年間我國私人汽車擁有量、國內生產總值、年末總人口、全國公路里程和全國營運汽車擁有量存在長期的協整關系。從協整方程來看，國內生產總值和年末總人口以及全國營運汽車擁有量的增加均能促進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。其中全國營運汽車數量與私人汽車擁有量之間的關系與理論上的分析有違背之處，產生這種結果的原因可能是全國營運汽車數量不能滿足人口增長所帶來的對汽車的需求的上升，于是全國營運汽車數量與私人汽車呈現同方向的變化。從中也可以看出，我國營運汽車數量還存在不足。

3.因果關系檢驗

通過協整關系檢驗得到三者存在一個長期的均衡關系，對于國內生產總值、年末總人口、全國公路里程和全國營運汽車擁有量的因果關系方向檢驗，還需要進一步驗證。本文采用Granger因果檢驗。

從檢驗結果來看，在5%的顯著性水平下，國內生產總值、年末總人口、全國公路里程和全國汽車營運數量對我國私人汽車擁有量的檢驗均拒絕了原假設，表明國內生產總值、年末總人口、全國公路里程和全國汽車營運數量是我國私人汽車擁有量的格蘭杰原因，這與協整分析的結果一致。同時，我國私人汽車擁有量也是年末總人口的格蘭杰原因。從理論上來說，私人汽車擁有量的增加會引起經濟的增長，而經濟增長引起了人們生活水平的提高，從而促進年末總人口也隨之增長。

4.多重共線性檢驗與修正

從初始模型的相應統計量可以明顯的看出，盡管模型對樣本數據的擬合程度很好（R2=0.99376），解釋變量“全國營運汽車擁有量”的t檢驗不顯著，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 各變量之間的相關系數矩陣

依據加入的變量要使方程的擬合優度增加最多且各參數t檢驗都通過的原則，模型中最終保留lnX1t、lnX2t、lnX3t三個變量。進行最小二乘估計，結果為：

5.異方差性的檢驗

“異方差”的存在往往使最小二乘估計法不適用。因此，有必要對模型進行異方差檢驗，來保證其準確性。這里使用“異方差”的一般檢驗方法——“懷特檢驗”，來對模型進行考察。經White檢驗發現，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，表示該模型不存在異方差。

6.自相關檢驗

經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，有三個解釋變量的情況下，規定顯著水平為0.05。查D.W.表得dL=1.10，dU=1.54，這時又有dU＜D.W.＜4-dU，這說明模型中不具有自相關。

四、結論與建議

本文首先對我國31個省在2014年末和2015年末的私人汽車擁有量數據進行描述性分析，其次采用1996～2015年我國私人汽車擁有量的時間序列數據，并進行回歸分析，得到結論如下：

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濟狀況大致呈正相關關系，即經濟越發達的地區，私人汽車擁有量往往也越高。同時私人汽車在經濟較發達的區域擁有量較高，而內陸偏遠區域則較低。

第二，從回歸分析的結果來看，我國私人汽車擁有量受年末總人口影響最大，其次是國內生產總值。其中，lnX1t的系數為2.010089，表明國內生產總值每增加1%，私人汽車擁有量增加2.01%?？梢钥闯鰢鴥壬a總值的增加對私人汽車擁有量會具有較大的促進作用。而年末總人口lnX2t的系數6.463880，大于國內生產總值X1t的系數，表明在其余解釋變量不發生改變的條件下，年末總人口數對私人汽車擁有量的影響作用要遠遠大于國內生產總值。然而，全國公路里程lnX3t的系數為-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?？梢?，促進我國私人汽車擁有量增長的最主要因素是國內生產總值和年末總人口的增加。因此，如果想要控制我國私人汽車擁有量的數量，可以從控制年末總人口的方向入手。

基于以上結論，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人口影響最大的結論，可以通過適當實行計劃生育政策以控制人口數量，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，可以加強道路建設，以減少私人汽車擁有量，從而緩解交通壓力。

[1]曹建海,林向陽.對北京市振興和發展汽車工業的思考[J].中國工業經濟,2003,(06):55-62.

[2]陳潔.影響全國私人汽車擁有量的因素分析[J].商場現代化，2014，（18）：36-37．

[3]陳可思.盛韓萍.陳藝軒.葉賽.陳夢燁.私人汽車擁有量與二手車市場發展[J].中國商論，2016，(08)：10-12.

[4]杜鵑.范玉妹.私人汽車購買熱潮的分析與預測[J].山東交通學院學報，2004，（04）：71-74．

[5]方靜.關于中國汽車私人擁有量的計量經濟學模型的研究[J].科技致富向導，2014，（27）：152-153．

[6]馮澤坤.我國私人汽車擁有量的影響因素分析[J].中國市場，2014，（31）：135-139．

[7]高爽.我國私人汽車擁有量影響因素的實證分析[J].經濟研究導刊,2015,(22):74+78.

[8]郭克莎.加入WTO之后中國汽車工業面臨的影響及應對思路[J].中國工業經濟,2001,(10):22-32.

F205

A

1008-4428（2017）08-52-03

鄭雪晴，女，浙江寧波人，寧波大學商學院，碩士研究生，研究方向：產業經濟學。