廣西私人汽車保有量影響因素分析

摘 要：文章對2000-2012年廣西居民人均可支配收入、汽車產(chǎn)量等對廣西私人汽車保有量可能存在影響的因素進行實證分析。文章使用二手數(shù)據(jù)建立回歸模型，利用PASWStatisitcs18軟件對模型進行檢驗，最后為廣西私人汽車業(yè)發(fā)展提出了相關(guān)建議。

關(guān)鍵詞：廣西私人汽車保有量；計量經(jīng)濟學模型；影響因素

中圖分類號：F062.4 文獻標識碼：A 文章編號：1006-8937（2014）12-0129-02

隨著廣西經(jīng)濟的快速發(fā)展，廣西私人汽車市場呈現(xiàn)良好的發(fā)展前景。私人汽車市場越來越成為人們關(guān)注的對象，對私人汽車保有量的增長趨勢、影響因素的研究成果也越來越能為我區(qū)政策制定者和汽車生產(chǎn)商與經(jīng)銷商提供參考。為了對影響廣西私人汽車保有量增加的因素進行實證研究，本文將在獲得廣西私人汽車保有量數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，合理選擇解釋變量，構(gòu)建廣西私人汽車保有量模型，為廣西汽車工業(yè)和銷售提供參考數(shù)據(jù)與發(fā)展建議。

1 模型的設(shè)定

本文從2001-2013年的《廣西統(tǒng)計年鑒》取得的相關(guān)數(shù)據(jù)見表1，根據(jù)已有的對中國私人汽車保有量的研究，假設(shè)影響n年廣西私人汽車保有量的主要因素有n年的城鎮(zhèn)家庭平均每人可支配收入（X）、廣西公路里程數(shù)（X）、年底總?cè)丝跀?shù)（X）和汽車產(chǎn)量（X）。為了令模型更能反映每個變量相對數(shù)變化對私人汽車保有量的影響，本研究采用對數(shù)線性模型，以減少異方差對模型的影響，其中，μ為方程的隨即擾動項，設(shè)模型見表1：

2 參數(shù)估計

2.1 多元線性回歸模型

根據(jù)表1的數(shù)據(jù)，利用PASWStatisitcs18軟件，采用普通最小二乘法（OLS）回歸對模型進行估計，結(jié)果見表2：

得到初始模型1為：

1nYn=22.255+2.163X1nX-0.1341nX2n-3.8641nX3n-1.2151nX4n

2.2 經(jīng)濟意義檢驗

對初始模型進行經(jīng)濟意義檢驗，通過擬合而得到的參數(shù)表明：廣西居民人均可支配收入每增加1%，私人汽車保有量增加2.163%；公路里程每增加1%，汽車保有量減少0.134%，不符合經(jīng)濟意義；年末總?cè)丝诿吭黾?%，私人汽車保有量減少3.864%，不符合經(jīng)濟意義；燃料、動力類購進價格指數(shù)每增加1%，私人汽車保有量減少1.215%，符合經(jīng)濟意義。

3 模型的檢驗與修正

3.1 經(jīng)濟意義檢驗

對初始模型進行經(jīng)濟意義檢驗，通過擬合而得到的參數(shù)表明：廣西居民人均可支配收入每增加1%，私人汽車保有量增加2.163%；公路里程每增加1%，汽車保有量減少0.134%，與現(xiàn)實不符；年末總?cè)丝诿吭黾?%，私人汽車保有量減少3.864%，也不符合經(jīng)濟意義；燃料、動力類購進價格指數(shù)每增加1%，私人汽車保有量減少1.215%，符合經(jīng)濟意義。因此，該模型無法通過經(jīng)濟意義檢驗。

3.2 模型的修正

對模型不符合經(jīng)濟意義的變量X2和X3剔除，設(shè)新的模型為模型2：

對模型2使用最小二乘法（OLS）進行參數(shù)估計，使用PASWStatisitcs18軟件得出的估計結(jié)果見表3：

從估計結(jié)果來看，修正后的模型2為：1nYn=-11.498+

2.1451nX1n-1.0161nX4n，因此模型2各變量的系數(shù)符號和系數(shù)數(shù)值大小均能通過經(jīng)濟意義檢驗。

3.3 計量經(jīng)濟學檢驗

3.3.1 擬合優(yōu)度和回歸方程的t檢驗、F檢驗

從對模型2進行回歸的結(jié)果來看，可決系數(shù)為0.988，即每年廣西私人汽車保有量的98.8%都能由廣西城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和燃料、動力類購進價格指數(shù)所決定。由于可決系數(shù)的取值范圍為[0，1]，故模型2對數(shù)據(jù)擬合程度較好，能通過擬合優(yōu)度檢驗。

從對模型2進行回歸的結(jié)果來看，1nX1n和1nX4n的回歸系數(shù)分別為2.145和-1.016，對于本文設(shè)定的顯著性水平α=0.05，查t統(tǒng)計量臨界值表可知臨界值t0.025（11）=2.201。由于t1和t4數(shù)值上均小于2.201，因此廣西城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和燃料、動力類購進價格指數(shù)均不能顯著影響廣西私人汽車保有量，但t1>t4，且接近2.201，故廣西城鎮(zhèn)居民人均可支配收入較燃料、動力類購進價格指數(shù)更顯著影響廣西私人汽車保有量。

從對模型2進行回歸的結(jié)果來看，F(xiàn)=412.703。在顯著性水平為5%的F0.05（2，10）=4.10，因此F=412.703是非常顯著，即可認為在95%的置信系數(shù)下，模型2顯著。從上述對模型2的計量經(jīng)濟學檢驗結(jié)果可知，模型能通過擬合程度檢驗和F檢驗，但不能通過t檢驗。

3.3.2 多重共線性分析

采用PASWStatisitcs18軟件計算X1、X4之間的線性相關(guān)系數(shù)結(jié)果見表4：

根據(jù)多重共線性檢驗，解釋變量之間存在著線性相關(guān)，下文將分別對兩個解釋變量進行單獨的參數(shù)估計，見表5和表6：

由上述分析結(jié)果可以看出，表5中的可決系數(shù)為0.985，遠大于表6中的可決系數(shù)0.132，所以最能影響廣西私人汽車保有量的核心因素為居民人均可支配收入。因此，最終的回歸模型為模型3：1nYn=-15.76+2.0931nX1n

4 研究結(jié)論與建議

4.1 研究結(jié)論

由模型3變量的系數(shù)來看，廣西私人汽車保有量相對于居民人均可支配收入是富有彈性的，即在假設(shè)其它影響因素不變的條件下，在我國西部大開發(fā)戰(zhàn)略實施后的13年里，居民人均可支配收入每增加1%，廣西私人汽車保有量增加6.308%；其次，基于模型2，廣西原材料、燃料及動力購進價格指數(shù)lnX3的系數(shù)為-1.016，表明在2000-2012年，原材料、燃料及動力購進價格指數(shù)每降低1%，廣西私人汽車保有量增加1.016%，但未能完全通過檢驗，故原材料、燃料及動力購進價格指數(shù)為影響廣西私人汽車保有量的非顯著因素。

4.2 建議

汽車產(chǎn)業(yè)、以制糖業(yè)為主的食品產(chǎn)業(yè)、有色金屬產(chǎn)業(yè)、鋼鐵冶金產(chǎn)業(yè)等是廣西的支柱產(chǎn)業(yè)，因此，在環(huán)境承載能力范圍內(nèi)提高廣西壯族自治區(qū)私人汽車保有量對廣西國民經(jīng)濟和社會發(fā)展具有推動作用。

①以制定合理的汽車產(chǎn)業(yè)政策為主體，優(yōu)化現(xiàn)有的私人汽車政策，使包括南寧、桂林和柳州在內(nèi)的汽車生產(chǎn)商合理地布局組織結(jié)構(gòu)。加強在立法上保護私人汽車消費者，合理處理汽車銷售方與消費者之間的地位。

②努力在提高居民人均可支配收入方面提供政策引導。政府需要在提高就業(yè)率的基礎(chǔ)上，提高人民的收入水平，以此拉高居民的家庭總收入；此外，政府需加快制定弱勢群體、醫(yī)保行業(yè)和其它特殊行業(yè)從業(yè)人員的個人所得稅優(yōu)惠；最后，政府需立法完善廣西各單位發(fā)放補助、公積金等社會保障性收入制度。

③制定發(fā)展制造新能源汽車的政策。積極研制新能源汽車并投入生產(chǎn)，可刺激私人汽車潛在購買者的購買欲望，降低私人汽車對化石能源的依賴，從而使私人汽車購買量受原材料、燃料及動力購進價格指數(shù)的影響越來越小，間接促進廣西私人汽車保有量的增加。

4.3 結(jié)語

本文難以逐一對影響私人汽車保有量變動的因素進行統(tǒng)計，因此使用更多數(shù)據(jù)綜合研究影響廣西私人汽車保有量的因素，以提高計量模型的擬合優(yōu)度，將是未來繼續(xù)研究的方向。

參考文獻

[1] 程準.中國私人汽車擁有量灰色預測[J].信息系統(tǒng)工程，2013，（5）.

[2] 劉佳.影響我國私人汽車擁有量的因素計量分析[J].中國高新技術(shù)企業(yè)，2010，（13）.

[3] 楊潔，王杰，葉光鍵，等.影響安徽省私人汽車擁有量的因素分析[J].科技信息，2012，（19）.

[4] 王影.基于創(chuàng)新擴散理論的我國私人汽車保有量影響因素研究[D].重慶：重慶師范大學，2012.