汽油价格上涨对北京私家车使用的影响.pdf

第3 3 卷第1 7 9 期2 0 1 2 年9 月财经理论与实践(双月刊)T H ET H E O R YA N DP R A C T I C EO FF I N A N C EA N DE C O N O M I C SV 0 1 3 3N O 1 7 9S e p 2 0 1 2经济管理汽油价格上涨对北京私家车使用的影响赵立祥，苗琦(北京工业大学经济与管理学院，北京1 0 0 1 2 4)摘要：应用l o g i s t i c 回归模型，根据对北京私家车主问卷调查所得数据，研究了私家车主开始减少私家车使用的油价问题。结果显示，私家车主对油价的反应主要受收入和行驶里程的影响，家庭年人均收入越高、年均行驶里程越长，车主对油价上涨的敏感度越低；同时利用研究出的模型预测了油价上涨到1 0 元时不同收入和牟均行驶里程的车主开始减少私家车使用的概率。关键词：油价；私家车使用；家庭年人均收入；年均行驶里程中图分类号：F 5 7；X 2 4文献标识码：A文章编号：l 0 0 3 7 2 1 7(2 0 1 2)0 5-0 1 1 7 0 3近年来，北京私家车保有量快速增长，这增大了交通压力，也带来了更多污染。为了缓解这些矛盾，j 艺京市出台了车辆限购和限行等措施。与此同时，9 3 号汽油价格从2 0 0 9 年1 月每升5 3 3 元，上涨至2 0 1 2 年5 月的每升8 0 7 元，上涨了5 1 4 1。虽然采取了上述措施，但是私家车使用未见减少。油价上涨到什么幅度才会使私家车减少使用。为此我们对私家车主进行一次问卷调查，并进行了相关研究。一、问卷设计及调查过程参照王涛等在出行时间成本的测算方法及其影响因素分析 1 3 和任科社在私家车增长l o g i s t i c回归分析模型 2 3 中的分析，我们认为私家车主的年人均收入、开车目的、年均行驶里程、是否有其他方式代替私家车出行等因素可能对私家车使用有重要影响。本调查问卷内容：私家车主对车辆的使用情况；油价上涨对其私家车使用的影响；被访者出行方式是否有替代性，假设收入维持现有水平，汽油价格上涨到什么价位被访者将减少私家车的使用；车辆的基本情况 被访者的基本信息。调查采用方便样本的随机调查的方式，由北京拥有私家车的车主根据自己的实际情况填写问卷。调查地点涵盖北京东西南北多个洗车店、公园、旅游景点、商场、小区、交通支队办理缴纳罚款等业务的大厅等。经过半年多的调查，共获得有效问卷3 7 7份。表1 是原始数据整理结果。表1 原始数据整理结果统计项构成样本数家庭是套蛰收入5 1 0 万1 8 34 8 5 4(万元)“一一一!旦互垂坠占1 4 0 3 7 1 4 1 5 万公里以下1 5 54 1 1 1年翅雾蕊晏程1 5 z 5 万公里1 4 33 7 9 3(万公里)“1一2 5 互叁里兰些7 9 2 0 9 5 于f 车 面蜜除婴复呈嚣香葬车2 7 17 1 8 8开车频率或仅工作日开堡璺查委重薹奎至委1 0 6 z 8 1 2 出行替代方式雪3 1 6 2 59 3 6,1 8 8 z开始减少私家车低于1 0 元1 3 83 6-6 0二、模型建立及分析结果L o g i s t i c 模型主要研究事件发生的概率，自变量可以是连续变量可以是离散变量，还可以是虚拟变量，同时也不要求自变量之间满足多元正态分布 3 。P y 一1)表示y 取1 的概率。若模型中含有九个自变量，则口风+卢1 X 1+岛x 2+px。P Y 一1)_ 看专F 耵弼而其中因变量y 为二分类变量(所谓二分类变量即该变量为分类变量且仅分为两类)，取值为0 或1。X(i 一1，2，彻)为自变量，&(i 一1，2，咒)为X t的回归系数，儡为常数。*收稿日期：2 0 1 2 0 6 1 6基金项目：北京市教委重点课题 S 2 2 0 1 0 1 0 0 0 5 0 0 3)；北京工业大学星火基金资助课题(X H 一2 0 1 1 一i 1-0 5)作者简介：赵立祥(1 9 5 7 一)，男，北京人，北京工业大学经济与管理学院教授，研究方向：资源环境经济与可持续发展。万方数据财经理论与实践(双月刊)2 0 1 2 年第5 期模型中，因变量为车主开始减少私家车使用时的油价水平。将车主开始减少私家车使用的油价分为两类，低于1 0 元的分为一类，取值为0；大于或等于1 0 元的为另一类，取值为1。则P y=1)表示车主开始减少私家车使用的油价大于或等于1 0 元的概率。根据以往研究结果，初步选择家庭年人均收入、年均行驶里程、开车的频率以及是否有其他出行替代方式作为自变量。家庭年人均收入分为三个类型：5 万元以下；51 0 万元；1 0 万元以上。将这三个类型进行编码为三个虚拟变量，以家庭年人均收入1 0 万元以上作为参照。年均行驶里程分为三个类型：1 5 万公里以下；1 5 2 5 万公里；2 5 万公里以上。将这三个类别编码为三个虚拟变量，以年均行驶里程2 5 万公里以上作为参照。开车频率分为两类：除限行日每天开车或除限行日工作日开车；仅周末开车或基本不开车。将这两个类型编码为两个虚拟变量，以周末开车或基本不开车作为参照。出行替代方式分为两类：没有其他出行替代方式；有其他出行替代方式。将这两类编码为两个虚拟变量，以有其他出行替代方式为参照。将数据导入s p s s l 7 0，选择二元l o g i s t i c 模型进行回归，s p s s 运行结果如表2。表2 方程中的变量由表2 可知，在显著水平0 1 的假设下，家庭年人均收入对车主开始减少私家车使用的油价的影响是显著的。家庭年人均收入为5 万元以下的车主开始减少私家车使用的油价在1 0 元或1 0 元以上的发生比是家庭年人均收入1 0 万元以上车主的0 2 6 8倍。家庭年人均收入为5 l o 万元的车主开始减少私家车使用的油价在1 0 元或1 0 元以上的发生比是家庭年人均收入1 0 万元以上车主的0 3 7 5 倍。可以看出，家庭年人均收入越高的车主，对油价上涨越不敏感。在显著水平0 1 的假设下，年均行驶里程1 52 5 万公里的车主和年均行驶里程2 5 万公里以上的车主相比开始减少私家车使用的油价没有显著差异。年均行驶里程1 5 万公里以下的车主和年均行驶里程2 5 万公里以上的车主相比开始减少私家车使用的油价有显著差异。年均行驶里程为1 5 万公里以下的车主开始减少私家车使用的油价大于或等于1 0 元的发生比是年均行驶里程为2 5 万公里以上车主的0 5 8 5 倍。也就是说，年均行驶里程越长，私家车主对油价上涨越不敏感。开车频率、出行替代方式对车主开始减少私家车使用的油价影响并不显著，也就是说仅周末开车或基本不开车的车主开始减少私家车使用的油价大于或等于1 0 元的发生比与除限行日每天开车或除限行日仅工作日开车的车主相比没有明显差别。有其他强行替代方式的车主开始减少私家车使用的油价大于或等于l o 元的发生比与没有其他出行替代方式的车主相比没有明显差别。本研究中得到的l o g i s t i c 回归模型为：P Y=1)一P 1 2 3 0 1 3 1 8 R(1)一O 9 8 l R(2)-0 5 3 6 D(1)-0 0 2 8 D(2)+O 3 5 6 F(1)+0 8 8 7 x(1)表3 不同车主在油价上涨到l O 元计划开始减少私家车使用的概率磅藉蹩1 5 万公里1 5 2 5 万2 5 万公里人均收入以下()公里()以上()5 万元以下6 5 1 15 2 9 05 2 2 05 l O 万元S 7 1 34 4 5 04 3 8 11 0 万元以上3 3 3 12 3 1 12 2 6 2利用本研究所得模型，可以计算出当油价上涨到1 0 元不同年均行驶里程、不同家庭年人均收入的车主计划开始减少私家车使用的概率，如表3。当油价上涨到1 0 元时，家庭年均行驶里程1 5 万公里以下，家庭年人均收入5 万元和5 1 0 万元的车主计划开始减少私家车使用的概率均大于5 0。其中，年均行驶里程1 5 万公里以下，家庭年人均收入5 万元以下的车主计划开始减少私家车使用的概率最大，为6 5 1 1。而年均行驶里程2。5 万公里以上，家庭年人均收入1 0 万元以上的车主计划开始减少私家车使用的概率最小，仅为2 2 6 2。万方数据2 0 1 2 年第5 期 总第1 7 9 期)赵立祥蕾碡：汽注价格上涨对北京私家车使冕鹩影嫡1 1 9三、结论北京车主开始减少私家车使用的油价主要受年均行驶里程、家庭年人均收入的影响。家庭年人均收入越高、年均行驶里程越长、车主对油价上涨的敏感度越低，他们更有可能在油价上涨到1 0 元或以上时才开始减少私家车的使用；而开车频率和出行方式的可替代性、出行目的并不是影响北京车主开始减少私家车使用的油价的主要因素。当油价上涨到1 0 元时，家庭年均行驶里程1 5 万公里以下、家庭年入均收入5 万元和5 1 0 万元的车主开始减少私家车使用的概率均大于5 0，其中，年均行驶里程1 5 万公里以下，家庭年人均收入5 万元以下的车主开始减少私家车使用的概率最大，为6 5 1 1；而年均行驶里程2 5 万公里以上，家庭年人均收入l O万元以上的车主开始减少私家车使用的概率最小，仅为2 2 6 2。参考文献：E l i 王涛，杨孝宽，刘小明出行时间成本的测算方法及其影响因素分析 E D O L 3：1 9 2 2 h t t p；w W W e n k i c o m c n J o u r n a l CC 6 一D L J A 一2 0 0 6 0 4 h t m z 任科社私家车增长l o g i s t i c 回归分析模型口 长安大学学报(社会科学版)。2 0 1 0(3)：3 4 3 6 3 王济川，郭志刚L o g i s t i c 回归模型一方法与应用 M 北京：高等教育出版社，2 0 0 1：2 1 7(责任编辑：木棘)T h eI m p a c t so ft h eI n c r e a s eo fG a s o l i n eP r i c eq nt h eP r i v a t eC a r sU s ei nB e i ji n gZ H A OL i x i a n g，M I A OQ i(S c h o o lo fE c o n o m i c sa n dM a n a g e m e n t，B e i j i n g(I n i v e r s i t yo fT e c h n o l o g y，B e i j i n g1 0 0 1 2 4，C h i n a)A b s t r a c t：U s i n gl o g i s t i cr e g r e s s i o nm o d e l，t h er e s e a r c hh a sb e e nd o n eo nt h ei m p a c t so ft h ei n c r e a s eo fg a s o l i n ep r i c eo nt h ep r i v a t ec a ru s ei nB e i j i n g T h er e s u l t ss h o wt h a tt h er e s p o n s e sf r o mp r i v a t ec a ro w n e r st og a s o l i n ep r i c ea r ei n f l u e n c e db yi n c o m ea n dm i l e a g e T h eh i g h e ri n c o m ea n dt h el o n g e rm i l e a g e，t h el e s ss e n s i t i v et h ep r i v a t ec a ro w n e r sa r et ot h eg a s o l i n ep r i c e I nt h i sp a p e r，t h ef o r e c a s ta l s ob e e nd o n et Od e s c r i b et h ed i f f e r e n tr e s p o n s e sf r o md i f f e r e n td r i v e r sw h e nt h eg a s o l i n ep r i c er e a c h e s10y u a np e rl i t e r K e yw o r d s：G a s o l i n eP r i c e s；P r i v a t eC a r sU s e；A n n u a lF a m i l yI n c o m e；A v e r a g eA n n u a lM i l e a g e(上接第6 8 页)C h a r a c t e r i s t i c so fB o a r do fD i r e c t o r sa n dI n t e r n a lC o n t r o lE f f i c i e n c y：E m p i r i c a lE v i d e n c ef r o mL i s t e dC o m p a n i e si nC h i n aS O N GW e n g e，R O N GHu a X U(S c h o o lo fA c c o u n t i n g N a n j i n g(I n i v e r s i t yo fF i n a n c e E c o n o m i c s，N a n j i n g2 1 0 0 4 6，C h i n a)A b s t r a c t：B a s e do nt h ed a t eo fC h i n e s eA s h a r el i s t e 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