李文華+喬揚+廉楠+劉茜茜+李澍+楊豆

摘要：隨著中國經(jīng)濟的發(fā)展及居民收入水平的提高，公路、鐵路等道路基礎設施的不斷完善，人們的交通消費支出占總支出的比重越來越大，為了出行方便，私家車的擁有量每年快速上漲，造成了城市交通壓力加大，政府需要不斷加大投入資金，通過拓寬道路，興建地鐵等增加公共交通設施的辦法來緩解交通擁堵壓力。而公共交通的建設及收費要受到國民承受能力等多方面的影響。結合歷年數(shù)據(jù)，通過實證分析發(fā)現(xiàn)，公路線路里程和居民可支配收入對國民交通支出影響因素最大。這對我國發(fā)展公共交通設施建設具有重要的現(xiàn)實指導意義。

關鍵詞：國民交通支出；影響因素；實證分析；公路線路里程；居民可支配收入

1.引言

由于我國經(jīng)濟的高速發(fā)展，城市化、汽車化步伐的加快，使得交通費用成為城鎮(zhèn)居民的消費熱點。幾十年來，隨著人民生活水平的提高，人們的出行方式呈現(xiàn)多樣化的局面，交通支出在人民日常生活支出中所占的比重日益增加。居民日常交通支出的多少體現(xiàn)出國家交通業(yè)的發(fā)展，國民日常消費支出由多個因素構成，分析這些因素有助于研究國民經(jīng)濟的發(fā)展狀況。因此，分析影響居民交通支出的主要因素，對理解中國交通業(yè)的發(fā)展有著重要的實際意義。

2.影響國民交通支出的實證分析

2.1模型建立及變量選取

在國民交通支出影響因素的規(guī)范研究中，一般都認為，影響交通支出的因素包括公路線路里程、私人汽車擁有量、城鎮(zhèn)居民可支配收入、CPI、公共交通發(fā)展狀況等。大部分研究表明，CPI、公共交通發(fā)展狀況對交通支出的影響不顯著。因此，本文僅對公路線路里程、私人汽車擁有量、城鎮(zhèn)居民可支配收入進行分析。

通過對實際數(shù)據(jù)的研究，結合多元線性函數(shù)建立模型為：

式中，Y代表交通支出（乘坐公共交通設施費用、私家車出行費用、旅游辦公費用等）X2代表公路線路里程，當公路線路里程增加時，交通支出相應增加；X3代表私人汽車擁有量，隨著私人汽車擁有量的增加，交通支出增加；X4代表城鎮(zhèn)居民可支配收入，城鎮(zhèn)居民可支配收入與交通支出成正比。

2.2實證分析

本文采用與交通支出有關的影響因素的數(shù)據(jù)，來源于中國統(tǒng)計年鑒（1985-2014）。根據(jù)歷年的時間序列數(shù)據(jù)，運用Eviews估計參數(shù)模型進行回歸分析，結果如下：

（34.5709） （0.3922） （0.0173） （0.0111）

t=（-7.4513） （4.2718） （2.2898） （5.8334）

=0.9936 =0.9929 F=1349.002 n=30

2.3 模型檢驗及結論

2.3.1經(jīng)濟意義檢驗

模型估計結果說明，在假定其他變量不變的情況下，公路線路里程每增長1萬公里，平均來說交通支出將增長1.6756元；私人汽車擁有量每增加1萬輛，平均來說交通支出將增長0.0397元；城鎮(zhèn)居民可支配收入每增加1元，平均來說交通支出將增加0.0645元。這與理論分析和預期判斷相一致。

2.3.2擬合優(yōu)度檢驗

由上述回歸結果可知，=0.9936，修正后的可決系數(shù)=0.9929。這說明在總變差的變動中，99.36%可以由所選解釋變量來解釋。

2.3.3 回歸方程和回歸參數(shù)的檢驗

（1）F檢驗。針對：，給定顯著性水平，在分布表中查出自由度K-1=3和n-k=27的臨界值為（3，27）=2.97，由回歸結果得到F=1349.002，由于F=1349.002>（3，27）=2.97，應拒絕原假設；。說明回歸方程顯著，即公路線路里程、私人汽車擁有量，城鎮(zhèn)居民可支配收入等變量聯(lián)合起來確實對交通支出有顯著影響。

（2）t檢驗。分別針對 ：=0（j=1，2，3，4），給定顯著性水平 ，查t分布表得自由度為n-k=27臨界值（n-k）=2.052.由回歸結果可得 、、、的t統(tǒng)計量分別為-7.4513、4.2718、2.2898、5.8334，其絕對值均大于（n-k）=2.052。這說明在顯著性水平下分別都應當拒絕：=0（j=1，2，3，4），就是說當在其他解釋變量不變的情況下，解釋變量公路線路里程、私人汽車擁有量、城鎮(zhèn)居民可支配收入分別對被解釋變量交通支出都有顯著的影響。

2.4模型修正

本文所取數(shù)據(jù)為時間序列數(shù)據(jù)，很有可能存在自相關的情況，因此我們同樣有必要進行自相關的檢驗。

2.4.1 DW檢驗法

由回歸結果可知：n=30，k=2；設a=0.05，查表得：dl=1.284， du=1.567. DW=1.204539，取值在（0，1.284）之間，可知模型中存在一階自相關。

2.4.2 BG檢驗法

由上述兩表可知，LM==30×0.1154=3.462，其p值為0.0627，表明在顯著性水平α=0.1的情況下存在一階自相關。

2.4.3修正—廣義差分法

利用OLS估計法估計一元線性回歸方程。

根據(jù)公式計算

對原模型進行廣義差分，得到廣義差分方程：

模型經(jīng)過修正得到，DW=1.842837，n=29，k=2，a=0.05，查表得：dl=1.270，du=1.563.則有DW檢驗無自相關的區(qū)間為（1.563，2.437），此時的DW統(tǒng)計量落入此區(qū)間，故模型中的自相關已經(jīng)得到修正。

截距系數(shù)為：

修正后方程為：

原模型形式為

2.4.4結論

通過以上分析研究可得模型為

（30.4125） （0.4585） （0.0072）

t= （-5.3925） （2.4897） （12.1237）

=0.9837 =0.9824 F=784.3345 n=30

修正后的模型說明，在其他變量保持不變的情況下如果公路線路里程每增加1萬公里，交通支出平均增加1.1416元；城鎮(zhèn)居民可支配收入每增加1元，交通支出平均增加0.0878元，說明影響國民交通支出的主要因素為公路線路里程和城鎮(zhèn)居民可支配收入，私人汽車擁有量對交通支出影響不明顯。

3.政策建議

3.1加大我國的公路基礎設施建設

雖然國家經(jīng)濟在不斷增長，人民生活水平在不斷提高，但是飛機成本太高，受天氣影響大，所以大多數(shù)人還是選擇陸路出行。這就要求國家一方面需要加大對公路的建設，方便人們的出行；另一方面需要大力發(fā)展地下交通，如修建地鐵等。地鐵不僅可以緩解地上交通壓力，還可以完善我國的道路網(wǎng)絡結構。這樣可以使人們的出行多元化，也有利于緩解交通擁堵，實現(xiàn)綠色出行。

3.2提高居民的可支配收入

我們不僅要提高城鎮(zhèn)居民的收入，也需要提高農(nóng)村居民的收入，縮小收入差距，優(yōu)化消費結構，降低恩格爾系數(shù)，提升幸福感。

參考文獻：

[1]李曦萌，曲創(chuàng).交通基礎設施、增長效應與居民消費[D].山東大學，2014.

[2]王暉軍.我國居民交通支出承受能力分析及預測[J].鐵道經(jīng)濟研究，2014（06）

[3]鄭媛媛.交通和通信的城鎮(zhèn)居民消費支出研究[J].中國商貿(mào)，2013（29）