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認(rèn)證類型：個(gè)人認(rèn)證

認(rèn)證主體：李**（實(shí)名認(rèn)證）

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IP屬地：湖北 上傳時(shí)間：2021-11-21 格式：DOC 頁數(shù)：26 大?。?21KB 積分：30 舉報(bào) 版權(quán)申訴

1、成品油價(jià)格與家庭汽車摘要隨著汽車產(chǎn)業(yè)的迅速發(fā)展，汽車越來越成為百姓生活必需品，然而節(jié)節(jié)攀升的油價(jià)給人們的生活消費(fèi)帶來了負(fù)面影響。本文選取北京市近年來成品油價(jià)格以及家庭汽車保有量等實(shí)際數(shù)據(jù)為研究對(duì)象，建立了相關(guān)模型合理地解決了題目中所給問題，具體內(nèi)容如下：針對(duì)問題一：為分析成品油價(jià)格影響因素，首先確定以國際原油價(jià)格、我國原油年進(jìn)口總量、我國原油年生產(chǎn)總量以及人均GDP為自變量，成品油價(jià)格為因變量，建立多元線性回歸模型，利用SPSS 19.0進(jìn)行模型的求解，得到回歸方程，然后對(duì)該回歸方程進(jìn)行方差分析以及回歸系數(shù)顯著性檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)自變量以及對(duì)成品油價(jià)格的影響并不顯著，因而可以忽略其影響，最后根據(jù)逐步回

2、歸分析法建立最優(yōu)回歸方程。為預(yù)測出2016年成品油價(jià)格，運(yùn)用matlab7.0曲線擬合的方式分別先預(yù)測出2016年國際原油價(jià)格以及我國原油進(jìn)口總量，再帶入最優(yōu)線性回歸方程解得2016成品油價(jià)格將達(dá)到11984元/噸。針對(duì)問題二：基于家庭汽車增長系統(tǒng)的灰色性，根據(jù)2004年到2012年北京市家庭汽車增長情況建立了灰色預(yù)測GM（1，1）模型，預(yù)測得到2020年北京市家庭汽車保有量將達(dá)到669.6萬輛。為提高預(yù)測結(jié)果的準(zhǔn)確度，考慮到相關(guān)政策、地理環(huán)境等因素的限制，建立了阻滯增長模型即Logistic模型重新預(yù)測得到2020北京市家庭汽車保有量將達(dá)到438.69萬輛。為了評(píng)價(jià)成品油價(jià)格對(duì)汽車增長量的影

3、響，采用比較的手法，引入人均GDP對(duì)汽車增量的影響作為對(duì)照，首先建立了SPSS相關(guān)分析模型，得到成品油價(jià)格與汽車增量的Spearman相關(guān)系數(shù)僅為-0.079，而人均GDP與汽車增量的Spearman相關(guān)系數(shù)為0.725。為進(jìn)一步說明問題，建立了灰色關(guān)聯(lián)度分析模型，得到成品油價(jià)格與汽車增長量的灰色關(guān)聯(lián)度為0.55，而人均GDP與汽車增長量的灰色關(guān)聯(lián)度為0.67，由兩個(gè)模型可以得出一致結(jié)論：成品油價(jià)格對(duì)家庭汽車增長量影響較小。針對(duì)問題三：首先查閱相關(guān)資料書籍研究了國外成品油定價(jià)機(jī)制，分析出其共同點(diǎn)為主要依靠市場化定價(jià)，然后利用均衡價(jià)格理論分析出我國現(xiàn)有成品油定價(jià)機(jī)制中存在的問題，針對(duì)存在的問題提

4、出了更加合理的國內(nèi)成品油定價(jià)模型。最后根據(jù)所建立的模型，提出了關(guān)于如何完善國內(nèi)成品油定價(jià)機(jī)制的建議以及促使新能源汽車發(fā)展的具體措施。關(guān)鍵詞：多元線性回歸 灰色GM(1，1)預(yù)測 Logistic模型 灰色關(guān)聯(lián)度分析 均衡價(jià)格理論 1、問題重述1.1問題背景隨著汽車行業(yè)的興起，汽車越來越成為百姓生活必需品，然而節(jié)節(jié)攀升的油價(jià)給人們的生活消費(fèi)帶來了負(fù)面影響。請(qǐng)你就某個(gè)城市，搜集家庭汽車、影響成品油價(jià)格因素等實(shí)際數(shù)據(jù)（標(biāo)出來源），對(duì)以下問題建立數(shù)學(xué)模型，并回答問題。1.2待解決問題1. 分析影響中國成品油價(jià)格的因素，建立數(shù)學(xué)模型，并預(yù)測到2016年中國成品油價(jià)格情況。2.對(duì)家庭汽車數(shù)量的增長給出數(shù)學(xué)

5、模型，并預(yù)測到2020年家庭汽車的發(fā)展前景，說明成品油價(jià)格對(duì)家庭汽車增長的影響。3.分析國外成品油價(jià)格的定價(jià)因素，給出一份適合中國國情的成品油定價(jià)模型。4.根據(jù)你所建立的模型，給國家發(fā)改委提出中國成品油定價(jià)機(jī)制的建議以及促使新能源汽車發(fā)展的具體措施。2、問題分析本文是在對(duì)北京市歷年成品油及家庭汽車保有量數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，找出相應(yīng)增長預(yù)測模型的基礎(chǔ)上，再進(jìn)行兩者相互影響的討論。問題一中：考慮到成品油價(jià)格受多方面因素影響，有宏觀也有微觀，既有定性因素也有定量因素。一般確定成品油價(jià)格時(shí)，主要考慮原油價(jià)格。國內(nèi)學(xué)者余曉鐘運(yùn)用ISM方法1分析出了影響成品油價(jià)格的因素鏈。他認(rèn)為成品油最直接的影響因素，也就是表

6、層現(xiàn)象原因取決于原油價(jià)格、成品油市場供給、市場需求和市場競爭狀況；中層原因?yàn)槌善酚铜h(huán)保與消費(fèi)政策、燃油稅、成品油走私、進(jìn)出口和我國石油儲(chǔ)備制度；深層次原因是加入WTO和我國替代能源及發(fā)展戰(zhàn)略；而影響成品油價(jià)的根源則是國際油價(jià)。因此本文主要分析影響成品油價(jià)格的主要定量因素變動(dòng)，以國際原油價(jià)格、我國原油年進(jìn)口總量、我國原油年生產(chǎn)總量以及人均GDP為自變量，成品油價(jià)格為因變量，建立經(jīng)典多元線性回歸模型。由于數(shù)據(jù)量較大且數(shù)據(jù)間關(guān)系錯(cuò)綜復(fù)雜，可以利用SPSS 19.0對(duì)模型進(jìn)行求解，隨后進(jìn)行方差分析以及顯著性檢驗(yàn)，隨后可利用逐步回歸分析法得到最優(yōu)化回歸方程，從而可以預(yù)測出2016年成品油價(jià)格。問題二中：

7、由于汽車增長系統(tǒng)的灰色性，可以建立灰色預(yù)測GM（1,1）模型，運(yùn)用matlab7.0求解該模型并利用殘差分析法進(jìn)行檢驗(yàn)，從而可以預(yù)測出北京市2020年家庭汽車的保有量?？紤]到相關(guān)因素的限制，可運(yùn)用Logistic增長模型重新預(yù)測。為了更直觀地分析成品油價(jià)格對(duì)汽車增長量的影響程度，可以運(yùn)用SPSS相關(guān)分析灰色關(guān)聯(lián)度分析模型，并引入人均GDP對(duì)汽車增長量的影響程度，將倆者的關(guān)聯(lián)度和相關(guān)性進(jìn)行比較，從而可以合理地評(píng)估成品油價(jià)格對(duì)家庭汽車增長量的影響程度。問題三中：為研究國外成品油定價(jià)因素，首先分析出國外成品油定價(jià)機(jī)制主要依賴賴于市場調(diào)控，然后可以分析我國現(xiàn)有成品油定價(jià)機(jī)制的不足之處，針對(duì)不足從而提出

8、更加合理的國內(nèi)成品油定價(jià)模型。根據(jù)所得模型，可以對(duì)國家發(fā)改委提出關(guān)于完善國內(nèi)成品油定價(jià)機(jī)制的幾點(diǎn)可行性建議，同時(shí)給出促進(jìn)新能源汽車發(fā)展的幾項(xiàng)具體措施。3、模型假設(shè)(1) 假設(shè)模型中選定的因素對(duì)成品油價(jià)格的影響系數(shù)足夠大，其他因素的影響忽略不計(jì)。(2) 假設(shè)成品油價(jià)格為北京市93#汽油價(jià)格，并且北京市93#汽油價(jià)格具有足夠的代表性。(3) 假設(shè)模型所搜集有關(guān)北京市的數(shù)據(jù)真實(shí)可靠且有足夠的代表性。(4) 假設(shè)模型選中的各個(gè)因素間的邏輯關(guān)系不隨時(shí)間改變。(5) 剔除異常數(shù)據(jù)，如2008 年金融危機(jī)及重大自然災(zāi)害對(duì)經(jīng)濟(jì)的沖擊等。（6）假設(shè)家庭汽車的發(fā)展前景可以用家庭汽車保有量表示。4、模型的建立與求解

9、4.1問題一模型的建立和求解4.1.1多元線性回歸分析模型2的建立多元線性回歸分析是根據(jù)觀測樣本數(shù)據(jù)估計(jì)模型中的各個(gè)參數(shù)，對(duì)估計(jì)參 數(shù)及回歸方程進(jìn)行統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，從而利用回歸模型進(jìn)行經(jīng)濟(jì)預(yù)測和分析。多 元線性回歸模型包含多個(gè)自變量，多個(gè)自變量同時(shí)對(duì)因變量發(fā)生作用，若要考察其中一個(gè)自變量對(duì)因變量影響就必須假設(shè)其他自變量保持不變來進(jìn)行分析。因此 多元回 歸模型 中的回歸系數(shù) 為偏回 歸系數(shù)。 本題在建立多元線性回歸模型時(shí)，將成品油價(jià)格作為因變量。自變量主要選取影響成品油價(jià)格的主要影響因素：我國原油生產(chǎn)總量、我國原油油進(jìn)口總量、國際原油價(jià)格、人均GDP。根據(jù)歷史數(shù)據(jù)分析，可以發(fā)現(xiàn)這些自變量與因變量之間呈

10、線性相關(guān)，而且自變量對(duì)因變量的影響是滯后的。從而可以建立多元線性回歸分析方程： （1）式中：為成品油價(jià)格（元/噸）；為國際原油價(jià)格（元/噸）；為我國原油年進(jìn)口量（萬噸）；為我國原油年生產(chǎn)總量（萬噸）；為人均GDP（美元）。4.1.2多元線性回歸分析模型的求解首先分析整理所查得實(shí)際數(shù)據(jù)（數(shù)據(jù)來源：中國統(tǒng)計(jì)年鑒），繪制出如下表格：表1：20042012年成品油價(jià)格及各影響因素?cái)?shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)表年份2004200520062007200820092010201120122393319838654127445231544037428943321227212682145171631617888203652376

11、82517827103175871813518476186311904418949203012028720700494356156488790392869799109101264313797400745465485574866807184823588909147可以看出，數(shù)據(jù)量直接關(guān)系錯(cuò)綜復(fù)雜且數(shù)據(jù)量較為龐大，為了使結(jié)果更加準(zhǔn)確且簡化計(jì)算過程可以采用SPSS 19.0求解多元線性回歸分析模型，不難算出各自變量前系數(shù)從而可得到多元線性回歸方程為 ： （2）4.1.3多元線性回歸分析模型的檢驗(yàn)對(duì)于回歸方程（2），復(fù)相關(guān)系數(shù)，決定系數(shù)，修正自由度的決定系數(shù)。這說明變量的是由模型中的自變量所影響，模型

12、具有很高的可信度。Sig值等于0.000小于顯著性水平0.01，應(yīng)拒絕原假設(shè)，也就是認(rèn)為相關(guān)。方差分析：對(duì)于給定的，說明回歸方程（2）顯著，自變量國際原油價(jià)格、我國原油年進(jìn)口總量、我國原油年生產(chǎn)總量以及人均GDP整體對(duì)因變量有顯著的影響。回歸系數(shù)的顯著性檢驗(yàn)：表2 回歸方程（2）中回歸系數(shù)的顯著性檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蜆?biāo)準(zhǔn)系數(shù)tSig.相關(guān)性試用版零階偏部分1(常量).531.624我國原油生產(chǎn)總量-.191-.635.560.978-.303-.020我國原油進(jìn)口總量1.3802.173.095.991.736.070國際原油價(jià)格.1791.808.145.687.671.055人均GDP-.315-.6

13、19.569.989-.296-.009通過上表進(jìn)行t檢驗(yàn) ,t檢驗(yàn)是對(duì)回歸系數(shù)的顯著性檢驗(yàn)，考察是否每一個(gè)自變量都對(duì)因變量都有顯著的影響。t值的絕對(duì)值越大，Sig.值越小，越接近于0，該變量對(duì)Y（成品油價(jià)格）的影響越顯著，越不顯著可剔除方程。從表2可見，國際原油價(jià)格以及我國原油進(jìn)口總量都對(duì)成品油價(jià)格Y有較顯著的影響，而我國原油生產(chǎn)總量以及人均GDP對(duì)成品油價(jià)格Y影響不顯著，從而可以考慮剔除，對(duì)回歸方程（2）進(jìn)行優(yōu)化。4.1.4逐步回歸分析模型3的建立與求解逐步回歸分析法是考慮的全部自變量中按其對(duì)因變量的 作用大小，顯著程度大小 ，由大到小地引入回歸方程，而對(duì)那些對(duì)因變量作用不顯著的變量可能是

14、中不被引入回歸方程。另外，已 被引入 回歸方 程在引 入新變量也可能失去重要性，而需要從回歸方程中剔除出去。引入一個(gè)變量或者從回歸方程中剔除一個(gè)變量都稱為逐步回歸的一步，每一步都要進(jìn)行 F 檢驗(yàn)，以保證在引入新變量前回歸方程之含有對(duì)因變量影響顯著的變量，而不是顯著的變量已被剔除。由上一節(jié)，我們以給出各自變量的數(shù)據(jù)，根據(jù)這些數(shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)性分 析，由于數(shù)據(jù)量較大我們用 SPSS 軟件進(jìn)行模型的計(jì)算，可以提高計(jì)算效率，保證計(jì)算的準(zhǔn)確性。經(jīng)計(jì)算，可得出，四個(gè)自變量的偏相關(guān)系數(shù)如表3（相關(guān)系數(shù)的顯著水平為 0.01）表3 自變量偏相關(guān)系數(shù)自變量國際原油價(jià)格我國原油進(jìn)口總量我國原油生產(chǎn)總量人均GDP偏相關(guān)

15、系數(shù)0.6710.736-0.303-0.296逐步回歸按偏相關(guān)系數(shù)的大小次序?qū)⒆跃幜恐饌€(gè)引入方程，對(duì)引入方 程中的每個(gè)自變量偏相關(guān)系數(shù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，用SPSS輸出結(jié)果如表4所示：表4 逐步線性回歸方程系數(shù)表逐步線性回歸模型非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)B標(biāo)準(zhǔn) 誤差1(常量)-369.779390.066我國原油進(jìn)口總量.309.016國際原油價(jià)格.316.130由上表易得優(yōu)化回歸方程為： （3）對(duì)于回歸方程（3），復(fù)相關(guān)系數(shù)，決定系數(shù)，修正自由度的決定系數(shù)。這說明變量的是由模型中的自變量所影響，模型具有很高的可信度。通過比較發(fā)現(xiàn)，逐步回歸分析模型的決定系數(shù)大于經(jīng)典多元回歸分析模型，而且進(jìn)行方差分析時(shí)F值為33

16、9.04，遠(yuǎn)大于多元回歸分析的F值。與此同時(shí)，各回歸系數(shù)的顯著性檢驗(yàn)如下表5所示。不難發(fā)現(xiàn)：逐步回歸分析模型情況下t值更大，Sig.值更小，更趨近于0?；谝陨显?，可以說明回歸方程的確得到了優(yōu)化。表5 逐步回歸分析下各回歸系數(shù)的顯著性檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蜆?biāo)準(zhǔn)系數(shù)tSig.相關(guān)性試用版零階偏部分1(常量)-.948.380我國原油進(jìn)口總量.91818.881.000.991.992.721國際原油價(jià)格.1182.429.051.687.704.093借助圖表，可以更直觀地顯示逐步回歸分析模型的精準(zhǔn)性。圖1 正態(tài)概率分布圖由圖1可知各數(shù)據(jù)點(diǎn)基本在一條直線上，從而得出結(jié)論回歸方程（3）有意義。綜上所述，可以確

17、立回歸方程（3）為預(yù)測2016年成品油價(jià)格的基礎(chǔ)，若想求出2016年成品油價(jià)格，只需要先預(yù)測出2016年國際原油價(jià)格以及我國原油進(jìn)口總量，再將其值分別帶入最優(yōu)回歸方程（3）即可。4.1.5 2016年成品油價(jià)格的預(yù)測首先根據(jù)前文表1中各年國際原油價(jià)格相關(guān)數(shù)據(jù)，運(yùn)用matlab7.0曲線擬合的方法對(duì)各年份的國際原油價(jià)格進(jìn)行擬合，擬合過程中發(fā)現(xiàn)，采用多項(xiàng)式擬合以及對(duì)數(shù)擬合4所得結(jié)果相差較大，倆種擬合方式各有優(yōu)缺點(diǎn)，故分別列出進(jìn)行比較，從而進(jìn)行取舍。圖2 國際原油價(jià)格三次多項(xiàng)式曲線擬合圖多項(xiàng)式曲線擬合對(duì)應(yīng)方程為： （4）不難得出2016年國際原油價(jià)格預(yù)測值為8565元/噸。該三次多項(xiàng)式曲線擬合優(yōu)點(diǎn)在

18、于對(duì)于已知數(shù)據(jù)擬合程度較好，但也不難發(fā)現(xiàn)，其值在2012年后會(huì)呈冪級(jí)數(shù)增長，會(huì)使預(yù)測值偏離實(shí)際值較多。圖3 國際原油價(jià)格對(duì)數(shù)曲線擬合圖對(duì)數(shù)擬合曲線對(duì)應(yīng)方程為： （5）不難得到該方程對(duì)2016年國際原油價(jià)格的預(yù)測值為4879元/噸，雖然各年份國際原油價(jià)格對(duì)數(shù)曲線擬合圖對(duì)已有數(shù)據(jù)擬合程度不是很好，但可以預(yù)見其預(yù)測值更加符合國際原油價(jià)格價(jià)格實(shí)際變化趨勢(shì)，下文將進(jìn)行進(jìn)一步驗(yàn)證。再根據(jù)表1中有關(guān)各年我國原油進(jìn)口總量的相關(guān)數(shù)據(jù)，運(yùn)用matlab7.0進(jìn)行一次直線擬合可得如下圖4圖4 我國原油進(jìn)口總量一次直線擬合圖一次直線擬合對(duì)應(yīng)方程為： （6）根據(jù)上式可以得到2016年我國原油進(jìn)口總量預(yù)測值為34990.

19、4萬噸。然后分別將和分別帶入最優(yōu)回歸方程（3）中分別解得2016年成品油價(jià)格為13148.8元/噸以及11984元/噸。為進(jìn)行合理的取舍，只需對(duì)成品油價(jià)格運(yùn)用matlab7.0進(jìn)行二次多項(xiàng)式曲線擬合即可。圖5 成品油價(jià)格二次多項(xiàng)式曲線擬合圖成品油價(jià)格二次多項(xiàng)式擬合曲線對(duì)應(yīng)方程為： （7）根據(jù)上式可以得出2016年成品油價(jià)格預(yù)測值為11980元/噸。綜上所述，可以發(fā)現(xiàn)運(yùn)用二次多項(xiàng)式曲線擬合所得預(yù)測值與逐步回歸分析模型最優(yōu)化方程預(yù)測值中的一組驚人的接近，這不僅驗(yàn)證了最優(yōu)回歸方程（3）的準(zhǔn)確性，而且可以確定上文中對(duì)國際原油價(jià)格應(yīng)采取對(duì)數(shù)曲線擬合的方式并舍棄三次多項(xiàng)式曲線擬合的方式。結(jié)合二次多項(xiàng)式曲線

20、擬合以及逐步回歸分析最優(yōu)化方程的預(yù)測結(jié)果，最終確定2016年成品油預(yù)測價(jià)格為11984元/噸。4.2 問題二模型的建立與求解4.2.1灰色GM（1，1）預(yù)測模型5建立的準(zhǔn)備灰色預(yù)測是就灰色系統(tǒng)所做的預(yù)測?；疑到y(tǒng)理論認(rèn)為對(duì)既含有已知信息又含有未知或非確定信息的系統(tǒng)進(jìn)行預(yù)測，就是對(duì)在一定方位內(nèi)變化的、與時(shí)間有關(guān)的灰色過程的預(yù)測。本文所涉及的家庭汽車增長系統(tǒng)就屬于灰色系統(tǒng)。盡管過程中所顯示的現(xiàn)象是隨機(jī)的、雜亂無章的，但畢竟是有序的、有界的，因此這一數(shù)據(jù)集合具備潛在的規(guī)律，灰色預(yù)測就是利用這種規(guī)律建立灰色模型對(duì)灰色系統(tǒng)進(jìn)行預(yù)測?；疑A(yù)測一般有四種類型，我們采用其中的數(shù)列預(yù)測方法。數(shù)列預(yù)測是對(duì)某現(xiàn)象隨

21、時(shí)間的順延而發(fā)生的變化所做的預(yù)測。首先將收集所得數(shù)據(jù)數(shù)據(jù)整理于下表6中表6 20042012年北京市家庭汽車保有量及其相關(guān)影響因素變化表年份汽車保有量 /萬輛汽油價(jià)格 元/噸人均GDP /美元2004229.6400749432005258.3454656152006287.6548564882007312.8574879032008350.4668092862009360.0714897992010374.48235109102011387.38890126432012407.5914713797為保證建模方法的可行性，預(yù)先得對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行必要的檢驗(yàn)處理。由表6中可以得到北京市家庭汽車歷年保有量

22、得時(shí)間序列為：計(jì)算數(shù)列的級(jí)比，得到的值分別為0.89、0.90、0.92、0.89、0.97、0.96、0.97、0.95，所有的值均落在可容覆蓋內(nèi)，因此可以使用該序列GM（1,1）建模并進(jìn)行數(shù)列灰預(yù)測。4.2.2灰色GM（1,1）預(yù)測模型的建立Step 1：已知序列為，通過一次累加（AGO）生成新序列 繼而可求得均值序列Step 2：建立數(shù)據(jù)矩陣、 我們此處建立的是GM(1,1)模型，故有，即Step 3：計(jì)算參數(shù)列和 Step 4：建立模型GM(1,1)模型相應(yīng)的微分方程為 其中：稱為發(fā)展灰數(shù)；稱為內(nèi)生控制灰數(shù)。時(shí)間響應(yīng)函數(shù)（?。哼@里的是前年北京市家庭汽車保有量的累加值，根據(jù)公式，還原得

23、到第年北京市家庭汽車保有量。4.2.3 灰色GM（1,1）預(yù)測模型的求解與檢驗(yàn)（1）模型的求解：根據(jù)上述方法，代入實(shí)際數(shù)據(jù)，結(jié)合matlab7.0軟件編程（代碼見附錄），得到參數(shù)，時(shí)間響應(yīng)函數(shù)方程為 （8） 可以預(yù)測得到表7所示表7 汽車保有量灰色GM（1，1）預(yù)測模型結(jié)果表年份實(shí)際值 /萬輛預(yù)測值 /萬輛殘差2004229.6229.602005258.3275.90.06812006287.6292.70.01812007312.8310.60.00702008350.4329.40.05982009360.0349.50.02972010374.4370.80.00962011387.3

24、393.30.01552012407.5417.30.0240（2）模型的檢驗(yàn)殘差分析Step 1：生成數(shù)列誤差（殘差）檢驗(yàn)：，。Step 2：還原數(shù)列檢驗(yàn)：根據(jù)，還原得到第年每個(gè)書號(hào)的銷售量。與實(shí)際值的相對(duì)誤差即為殘差，殘差說明灰色預(yù)測模型合理，具有較高的精確度，由于表7中殘差值均小于0.1，故可認(rèn)為灰色GM（1，1）預(yù)測模型可以用于家庭汽車保有量的預(yù)測。根據(jù)灰色GM（1,1）預(yù)測模型，將k=16代入時(shí)間響應(yīng)函數(shù)方程（8），從而預(yù)測得到北京市2020年家庭汽車保有量將達(dá)到669.6萬輛。4.2.4 阻滯增長（Logistic）模型的準(zhǔn)備承接上文，利用灰色預(yù)測模型預(yù)測得到2020年北京市家庭汽

25、車保有量將達(dá)到669.6萬輛，由于未考慮到北京市相關(guān)政策以及地理環(huán)境等因素的限制，該預(yù)測結(jié)果與實(shí)際值偏差過大，因此引入阻滯增長模型對(duì)2020北京市家庭汽車保有量進(jìn)行重新預(yù)測。4.2.5阻滯增長模型6的建立與求解阻滯增長模型的原理：阻滯增長模型是考慮到自然資源、相關(guān)政策、環(huán)境條件等因素對(duì)家庭汽車保有量增長的阻滯作用，對(duì)指數(shù)增長模型的基本假設(shè)進(jìn)行修改后得到的。阻滯作用體現(xiàn)在對(duì)家庭汽車固有增長率的影響上，使得隨著家庭汽車總數(shù)量的增加而下降。若將表示為的函數(shù)。則它應(yīng)是減函數(shù)。于是有： 對(duì)的一個(gè)最簡單的假定是，設(shè)為的線性函數(shù)，即 設(shè)北京市自然資源和環(huán)境條件所能容納的最大家庭汽車保有量數(shù)量，當(dāng)時(shí)北京市家庭

26、汽車保有量不再增長，即增長率，代入上式得，于是式變?yōu)椋?將代入方程得： 解方程可得： （9）調(diào)用matlab7.0中l(wèi)sqcurvefit函數(shù)功能，可以求得，將其帶入方程（9）中，得到方程（10）4.2.6阻滯增長模型的檢驗(yàn)為了檢驗(yàn)阻滯增長模型對(duì)家庭汽車保有量的預(yù)測是否可靠，可算出20042012年北京市家庭汽車保有量根據(jù)方程（10）的預(yù)測值與實(shí)際值進(jìn)行比較，具體數(shù)據(jù)見表8.表8 20042012年北京市家庭汽車保有量實(shí)際值與預(yù)測值年份實(shí)際值 /萬輛預(yù)測值 /萬輛相對(duì)誤差2004229.6229.602005258.3260.30.00772006287.6289.50.00662007312

27、.8316.30.01122008350.4340.10.02942009360.0360.60.00172010374.4377.90.00932011387.3392.00.01212012407.5403.40.0101從表8中可以看出，20042012年間汽車保有量實(shí)際值與預(yù)測值相對(duì)誤差小，平均相對(duì)誤差僅為，很好地說明了阻滯增長模型對(duì)北京市家庭汽車保有量預(yù)測的可靠性與準(zhǔn)確性。對(duì)相關(guān)數(shù)據(jù)運(yùn)用matlab7.0非線性擬合得下圖6圖6 家庭汽車保有量阻滯增長模型曲線擬合圖可以看出所有數(shù)據(jù)點(diǎn)均很好的擬合在同一曲線上，同樣說明了家庭汽車保有量阻滯增長模型方程（10）的可行性。因此將可以帶入方程（

28、10）中，得到2020年北京市家庭汽車保有量將達(dá)到438.69萬輛，查閱相關(guān)資料以及專家預(yù)測，該值更加準(zhǔn)確合理，為進(jìn)一步說明阻滯增長模型對(duì)汽車增長量中長期預(yù)測的優(yōu)越性，特繪制下表9。表9 阻滯增長模型與灰色預(yù)測GM（1,1）預(yù)測模型相關(guān)結(jié)果對(duì)比殘差平方和平均殘差平方和復(fù)相關(guān)系數(shù)灰色預(yù)測模型1026.61114.070.958阻滯增長模型179.319.920.996注釋：表中殘差意義為預(yù)測值與實(shí)際值的差值從表9中可以看出殘差平方和、平 均殘 差平方和阻滯增長 模型明顯小于灰色預(yù)測模型 ，且復(fù)相關(guān)系數(shù)更接近 1，所以阻滯增長模型的效果更為精確 。綜上所述，最終確定2020年北京市家庭汽車保有量將

29、達(dá)到438.69萬輛。4.2.7 成品油價(jià)格對(duì)汽車數(shù)量增長影響的評(píng)估4.2.7 .1 SPSS相關(guān)性分析模型7的建立為了評(píng)估成品油價(jià)格對(duì)汽車數(shù)量增長的影響，可以采用SPSS相關(guān)性分析，倆者相關(guān)系數(shù)越大，則說明成品油價(jià)格對(duì)汽車數(shù)量增長的影響越顯著，倆者相關(guān)系數(shù)越小，則說明成品油價(jià)格對(duì)汽車數(shù)量增長的影響越小。為了使評(píng)估結(jié)果更加具有說服力，我們引入了人均GDP對(duì)汽車數(shù)量增長的影響作為比較。相關(guān)結(jié)果如下表所示：表10 SPSS相關(guān)性分析結(jié)果顯示控制變量汽車數(shù)量汽油93價(jià)格人均GDP年份汽車數(shù)量相關(guān)性1.000-.079.725顯著性（雙側(cè)）.852.042df066汽油93價(jià)格相關(guān)性-.0791.00

30、0.092顯著性（雙側(cè)）.852.828df606人均GDP相關(guān)性.725.0921.000顯著性（雙側(cè)）.042.828.df660從表10中可以看出，汽車數(shù)量與成品油價(jià)格的斯皮爾曼相關(guān)系數(shù)僅為-0.079，說明成品油價(jià)格對(duì)汽車數(shù)量的增長的限制作用很小，而人均GDP與汽車數(shù)量的斯皮爾曼相關(guān)系數(shù)為0.725，說明人均GDP對(duì)汽車數(shù)量的增長存在呈線性正相關(guān)，影響遠(yuǎn)大于成品油價(jià)格對(duì)汽車數(shù)量的增長。由于SPSS回歸分析結(jié)果僅限于線性相關(guān)的分析，為進(jìn)一步評(píng)估成品油價(jià)格對(duì)汽車數(shù)量的影響，引入灰色關(guān)聯(lián)度分析模型。4.2.7.2 灰色關(guān)聯(lián)度分析模型8（1）模型的準(zhǔn)備：關(guān)聯(lián)度是表征事物之間的關(guān)聯(lián)程度，關(guān)聯(lián)度應(yīng)

31、用關(guān)聯(lián)系數(shù)來表示，我們用曲線間的差值大小作為一種衡量關(guān)聯(lián)度的尺度。（2）模型的建立：設(shè)母因素時(shí)間數(shù)列和子因素時(shí)間數(shù)列分別是: 記時(shí)刻對(duì)的關(guān)聯(lián)系數(shù)為，其絕對(duì)差值為：= 各時(shí)刻的最小絕對(duì)差為：=各時(shí)刻的最大絕對(duì)差為：在灰色關(guān)聯(lián)度分析中，無論序列有多少，和各只有一個(gè)。和的求法，以為例解釋，類似。=則母因素為子因素兩曲線在各時(shí)刻的相對(duì)差值用下式表示：上式中稱為對(duì)在時(shí)刻的關(guān)聯(lián)系數(shù)；稱為分辨系數(shù)，本文取，減少極值對(duì)計(jì)算的影響，提高分辨率。關(guān)聯(lián)系數(shù)只表示各個(gè)時(shí)刻事物間的關(guān)聯(lián)度，因此我們用基本均值表示兩條曲線間的關(guān)聯(lián)程度： = 稱為子因素曲線對(duì)母因素曲線的關(guān)聯(lián)度。（3）模型的求解：首先進(jìn)行數(shù)據(jù)預(yù)處理，我們知道

32、關(guān)聯(lián)系數(shù)的值主要決定于和在各時(shí)刻的差值，由于和數(shù)據(jù)單位不同，會(huì)影響的值，因此要對(duì)原始數(shù)據(jù)作無量綱處理，即標(biāo)準(zhǔn)化處理。本文選取汽車數(shù)量為母序列，成品油價(jià)格為子序列，人均GDP為子序列。本文采用初值化處理人均GDP子序列相關(guān)數(shù)據(jù)，即把該序列所有原始數(shù)據(jù)除以序列初值，從而得到一個(gè)新數(shù)列。由于成品油價(jià)格越高會(huì)導(dǎo)致汽車增長數(shù)量下降，因此對(duì)成品油價(jià)格進(jìn)行初始化數(shù)據(jù)處理采用如下處理方式： 。運(yùn)用matlab7.0編程求解，解得成品油價(jià)格對(duì)汽車數(shù)量增長影響的灰色關(guān)聯(lián)度為0.55，而人均GDP對(duì)汽車數(shù)量增長影響的灰色關(guān)聯(lián)度為0.67。查閱相關(guān)資料發(fā)現(xiàn)當(dāng)分辨系數(shù)時(shí)，灰色關(guān)聯(lián)度大于0.6則說明倆序列關(guān)聯(lián)性較強(qiáng)且倆者

33、相互影響較大，小于0.6則說明倆序列關(guān)聯(lián)性較弱且倆者相互影響較小。因此可以得出結(jié)論，人均GDP對(duì)汽車數(shù)量增長的影響大于成品油價(jià)格對(duì)汽車數(shù)量增長的影響，也就說明了成品油價(jià)格的增長對(duì)家庭汽車數(shù)量的增長限制作用是微乎其微的，該結(jié)論與上文中SPSS相關(guān)分析模型結(jié)果一致，并與生活實(shí)際相符合，進(jìn)一步說明了灰色關(guān)聯(lián)度分析模型的可靠性，評(píng)估結(jié)果的準(zhǔn)確性。4.3問題三模型的建立與求解4.3.1國外成品油定價(jià)機(jī)制分析國外成品油價(jià)格由原油成本、煉制成本、儲(chǔ)運(yùn)分銷成本、稅費(fèi)和企業(yè)利潤這五個(gè)定價(jià)因素構(gòu)成。除原油成本外，其他幾個(gè)定價(jià)因素相對(duì)穩(wěn)定。原油成本的波動(dòng)對(duì)成品油價(jià)格的波動(dòng)影響最大。因此研究成品油的市場化定價(jià)問題離不

34、開對(duì)原油價(jià)格的分析。為了應(yīng)對(duì)國際原油價(jià)格的起伏波動(dòng)和上漲，不少原油依存度高的國家和地區(qū)進(jìn)行了成品油定價(jià)機(jī)制的市場化改革。這些國家和地區(qū)起初為了保障國內(nèi)成品油的供應(yīng)和價(jià)格的穩(wěn)定性，普遍采取政府定價(jià)的方式。然后隨著國際原油價(jià)格的上漲和原油進(jìn)口量的增加，該定價(jià)方式暴露出諸多弊端，因此它們先后對(duì)成品油定價(jià)機(jī)制進(jìn)行了逐步的市場化改革。概括來講，他們的改革進(jìn)程有如下共同特征:第一成品油市場化定價(jià)機(jī)制的建立是分步實(shí)現(xiàn)的；第二市場競爭主體多元化，國內(nèi)企業(yè)為主，國外企業(yè)參與；第三政府職能明確，通過稅收政策調(diào)控成品油消費(fèi)；第四普遍重視和建立了避險(xiǎn)體系，如戰(zhàn)略石油儲(chǔ)備體系。由于這些國家和地區(qū)，具有和我國類似的地理位

35、置、能源結(jié)構(gòu)，因此其定價(jià)機(jī)制的市場化改革對(duì)我們有較高的借鑒意義。概括而言，政府定價(jià)的好處在于:首先，加強(qiáng)了國家多對(duì)石油產(chǎn)業(yè)的調(diào)控，使國家有關(guān)石油的產(chǎn)業(yè)政策、投資政策和調(diào)控政策相協(xié)調(diào)，減少了重復(fù)投資和資源浪費(fèi)。其次，保證了國民經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定發(fā)展，特別在國際原油依存度高的情況下，有利于減輕國際油價(jià)波動(dòng)對(duì)國內(nèi)市場的沖擊和影響。但隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，一些弊端也逐步暴露出來:首先，政府定價(jià)難以靈敏反映市場的變化。定價(jià)決策的主體不是具體的生產(chǎn)經(jīng)營者，其價(jià)格政策較難反映市場供求變化，價(jià)格調(diào)整也不及時(shí)。其次，難以協(xié)調(diào)市場上紛繁復(fù)雜的各種矛盾。第三，政府定價(jià)往往伴隨一定的價(jià)格補(bǔ)貼政策，對(duì)財(cái)政帶來負(fù)擔(dān)，給社會(huì)帶來不公。第四

36、，不利于調(diào)動(dòng)企業(yè)的積極性。實(shí)施市場化的定價(jià)機(jī)制以后，優(yōu)點(diǎn)是顯而易見的:首先，有利于市場價(jià)格體系的建立與完善，理順能源價(jià)格，更好地發(fā)揮價(jià)格機(jī)制對(duì)石油生產(chǎn)、經(jīng)營、消費(fèi)等環(huán)節(jié)的調(diào)節(jié)作用。其次，有利于資源的合理配置，以提高其利用效率，促進(jìn)高能耗產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型能升級(jí)。 從目前世界各國成品油定價(jià)機(jī)制來看，仍然是政府定價(jià)和市場定價(jià)并存。但實(shí)施政府定價(jià)的國家往往具有極其豐富的石油資源，以豐厚的資源及資源收益作為物質(zhì)基礎(chǔ)，國家通過補(bǔ)貼和政府定價(jià)的方式使成品油價(jià)格保持在極其低廉的水平。如歐佩克成員國卡塔爾，其Supreme汽油(相當(dāng)于我國96#汽油)每升價(jià)格為1里亞爾(相當(dāng)于1.8元人民幣)。美國是完全的市場競爭化定

37、價(jià)機(jī)制，政府僅通過油品儲(chǔ)備和利率等手段來彌補(bǔ)市場競爭的缺陷。日本在1998年就逐步放開了對(duì)石油產(chǎn)業(yè)的行政管制，國內(nèi)成品油價(jià)格開始由市場競爭形成;歐洲等主要發(fā)達(dá)國家也同樣是高度自由競爭形成的成品油定價(jià)機(jī)制，政府通過稅收、利率、庫存規(guī)定等來進(jìn)行管理;比利時(shí)的成品油定價(jià)采用“就高不就低”的原則，當(dāng)國際油價(jià)上升時(shí)，零售價(jià)將隨之升高，而國際油下跌時(shí)，零售價(jià)將只回落50%，多余的50%將作為消費(fèi)稅上繳國庫，當(dāng)油價(jià)突破一定限制時(shí)，政府通過降低燃油稅等手段加以調(diào)控.據(jù)EIA公布資料顯示印度成品油定價(jià)機(jī)制基本上是以國際油價(jià)作為基準(zhǔn)，從政府完全控制到逐步與國際油價(jià)接軌，油價(jià)逐步走向市場化.總的來看，無論是發(fā)達(dá)國家

38、還是發(fā)展中國家，本國的成品油定價(jià)均與國際市場油價(jià)聯(lián)動(dòng)，成品油市場化是必然的趨勢(shì)。4.3.2國內(nèi)成品油價(jià)格定價(jià)現(xiàn)有機(jī)制分析我國在1993年之前，原油自給自足。在此階段通過政府定價(jià)的方式，使油價(jià)維持在相對(duì)穩(wěn)定的水平，不僅促進(jìn)了石油產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，而且通過較低的能源成本，促進(jìn)了我國工業(yè)化進(jìn)程。但歸根到底我國是一個(gè)石油資源匾乏、可采儲(chǔ)量不高的國家，隨著石油消費(fèi)量逐年增長，石油資源的缺口越來越大。自1993年起，我國成為原油凈進(jìn)口國家，原油進(jìn)口量不斷增加，對(duì)外依存度不斷提高，加上原油儲(chǔ)備不健全，在國際原油市場無定價(jià)影響力，最終導(dǎo)致這種政府定價(jià)的方式國家財(cái)政背負(fù)沉重負(fù)擔(dān)，造成了石油資源的浪費(fèi)，也不利于高能耗產(chǎn)

39、業(yè)的轉(zhuǎn)型升級(jí)和全社會(huì)節(jié)能意識(shí)的樹立?，F(xiàn)行機(jī)制的成效在于可以平緩國際油價(jià)帶來的波動(dòng)沖擊，并通過政策性虧損把油價(jià)維持在消費(fèi)者和相關(guān)行業(yè)可接受的范圍內(nèi)，弊端在于隨著原油對(duì)外依存度的不斷提高，無法真實(shí)反映資源的稀缺性和供求關(guān)系，不利于能源節(jié)約，易給國有資產(chǎn)帶來損失?，F(xiàn)有機(jī)制存在的主要問題：(1)扭曲供求關(guān)系，無法體現(xiàn)能源價(jià)值非市場化的定價(jià)機(jī)制具體表現(xiàn)在國內(nèi)成品油價(jià)格調(diào)整的時(shí)間和幅度總是落后于國際油價(jià)的波動(dòng)，主要的弊端是容易造成供求關(guān)系的扭曲，導(dǎo)致供求不足或者資源浪費(fèi)。下面借助均衡價(jià)格理論模型來做具體分析。（2）均衡價(jià)格理論分析模型9 均衡價(jià)格是指商品的市場需求量和市場供給量相等時(shí)，市場達(dá)到均衡，這時(shí)候

40、的價(jià)格為均衡價(jià)格。具體表現(xiàn)為市場上需求和供給這兩種相反的力量共同作用的結(jié)果，它是在市場供求力量的自發(fā)調(diào)節(jié)下形成的。 市場均衡代表了所有不同的買者和賣者之間的一種平衡。消費(fèi)者和企業(yè)愿意購買或出售的數(shù)量取決于價(jià)格。市場找到了正好平衡買者和賣者愿望的均衡價(jià)格。過高的價(jià)格意味著產(chǎn)量太多從而產(chǎn)品過剩，太低的價(jià)格則會(huì)引起排隊(duì)和導(dǎo)致短缺。在某一價(jià)格水平上，買者愿意購買的數(shù)量正好等于賣者愿意出售的數(shù)量，市場出清，這一價(jià)格就形成了供給和需求的平衡。下面討論兩種常見的均衡價(jià)格情況:完全競爭和最高限價(jià)。在市場競爭的環(huán)境下，均衡價(jià)格分析如下: 圖7完全競爭的均衡價(jià)格在成品油市場的供給和需求達(dá)到均衡時(shí)，形成均衡價(jià)格(即

41、圖7中供給曲線和需求曲線的交點(diǎn))。當(dāng)國際原油價(jià)格上漲時(shí)，成品油生產(chǎn)成本上升，市場供給減少，供給曲線向左平移到處。由于汽油需求價(jià)格彈性較小，需求曲線保持不動(dòng)，于是又與形成新的均衡價(jià)格，且。反之，當(dāng)國際原油價(jià)格下跌時(shí)，供給曲線向右平移至處，形成新的均衡價(jià)格，且。可見，在市場定價(jià)的環(huán)境下，成品油價(jià)格較好地反應(yīng)了市場供需變化和國際原油價(jià)格變化。當(dāng)國際原油價(jià)格變動(dòng)時(shí)，市場自發(fā)調(diào)節(jié)供給和需求，短期內(nèi)即可達(dá)到新的市場均衡。 我國目前的定價(jià)機(jī)制，雖然價(jià)格制定依賴國際原油價(jià)格，但是否調(diào)價(jià)，如何調(diào)整和最終“落地”價(jià)格仍然是由政府控制。因此，目前的定價(jià)機(jī)制屬于政府定價(jià)(具體說是最高限價(jià))的情況。 借助均衡價(jià)格理論，

42、我們可以做如下分析: 圖8政府定價(jià)的均衡價(jià)格在成品油市場達(dá)到供需均衡狀態(tài)時(shí)，形成均衡價(jià)格(圖8)。假設(shè)政府把最高限價(jià)設(shè)置在均衡價(jià)格處，即= 。之后由于國際原油價(jià)格上漲，使得成品油供應(yīng)商生產(chǎn)成本提高，并減少供給，供應(yīng)曲線由移至。由于汽油的需求價(jià)格彈性較低，所以需求曲線保持不動(dòng)，此時(shí)本應(yīng)在和的交點(diǎn)形成新的均衡價(jià)格，但由于最高限價(jià)的政策，價(jià)格被抑制在。又因?yàn)樾枨蟛⑽礈p少，故在最高限價(jià)的政策下產(chǎn)生了短缺，即 。 從以上的分析可知，當(dāng)均衡價(jià)格大于最高限價(jià)時(shí)，即圖中的，會(huì)導(dǎo)致供應(yīng)短缺，這也從一定程度上解釋了國際原油價(jià)格高漲時(shí)國內(nèi)的“油荒”現(xiàn)象。為了保證國內(nèi)市場供應(yīng)，國家一般要求國有石油公司必須填補(bǔ)短缺(即

43、圖8中)部分。填補(bǔ)之后產(chǎn)生兩個(gè)問題:一是無法反映資源的稀缺情況，造成資源的浪費(fèi)，而且不利于相關(guān)產(chǎn)業(yè)的節(jié)能升級(jí):二是給國有石油公司造成政策性虧損。為了彌補(bǔ)這部分虧損，國家曾對(duì)國有石油公司進(jìn)行補(bǔ)貼，這種做法相當(dāng)于國家通過石油公司對(duì)成品油消費(fèi)者用油進(jìn)行補(bǔ)貼。 這種補(bǔ)貼政策不僅引起社會(huì)的質(zhì)疑，也給國家財(cái)政帶來一定的負(fù)擔(dān)。由于該政策僅對(duì)成品油消費(fèi)者進(jìn)行補(bǔ)貼，而且消費(fèi)量越高得到的補(bǔ)貼越多，于是形成了全社會(huì)福利僅被成品油消費(fèi)者享用的不公平局面，所以該政策在2008年以后即終止。由以上的分析可知，政府定價(jià)機(jī)制無法真實(shí)反應(yīng)供求關(guān)系的變化，具體到最高限價(jià)的情況來看，容易造成市場短缺。（3）調(diào)價(jià)滯后，無法靈敏反應(yīng)市

44、場變化根據(jù)該機(jī)制，調(diào)價(jià)的觀察期為22個(gè)工作日，使得國際油價(jià)的變動(dòng)約需要一個(gè)月時(shí)間傳導(dǎo)至國內(nèi)，無法靈敏地反映國際市場的變動(dòng)。同時(shí)，目前的成品油調(diào)價(jià)流程較為復(fù)雜，具體調(diào)整決策(如是否調(diào)價(jià)、是否調(diào)節(jié)到位、具體調(diào)價(jià)金額)均要由國家發(fā)展和改革委員會(huì)將調(diào)價(jià)方案報(bào)國務(wù)院，審批通過之后才能發(fā)布執(zhí)行。而在審批過程中，國際原油價(jià)格可能出現(xiàn)較大改變。雖然成品油的定價(jià)依據(jù)隨著與國際市場的間接接軌市場化了，但定價(jià)決策主體還是國家政府部門，不僅遠(yuǎn)離市場，而且尚未脫離行政審批的框架，加上審批流程復(fù)雜，不能及時(shí)靈活地反映市場變化。4.3.3國內(nèi)成品油價(jià)格優(yōu)化定價(jià)模型（1）基本思路市場化的定價(jià)機(jī)制是指以市場配置資源為基礎(chǔ)，輔以

45、完善有效的政府宏觀調(diào)控手段，通過市場自由競爭和自由交換的環(huán)境發(fā)現(xiàn)價(jià)格、形成價(jià)格，并由企業(yè)根據(jù)供求關(guān)系自主定價(jià)，引導(dǎo)生產(chǎn)、流通和消費(fèi)環(huán)節(jié)價(jià)格制定與調(diào)整的整套機(jī)制。市場化的定價(jià)機(jī)制有兩個(gè)特點(diǎn):一是由市場形成價(jià)格，二是由企業(yè)自主制定價(jià)格。這兩個(gè)特點(diǎn)綜合起來看，即市場中的競爭主體根據(jù)市場供求關(guān)系的變化和競爭情況，在商品和服務(wù)的價(jià)值基礎(chǔ)上，自主制定價(jià)格。對(duì)于我國的成品油市場而言，建立市場化定價(jià)機(jī)制需要從三個(gè)方面入手:首先，引入更多的競爭主體，建立充分競爭的市場環(huán)境，通過市場來發(fā)現(xiàn)和形成價(jià)格。其次，政府下放定價(jià)權(quán)，使企業(yè)能夠根據(jù)具體的市場行情和供求關(guān)系，自主定價(jià)，從而激發(fā)企業(yè)積極性。第三，通過政府角色轉(zhuǎn)變

46、，使政府運(yùn)用宏觀調(diào)控手段來應(yīng)對(duì)“市場失靈”和國際原油價(jià)格大幅上漲時(shí)對(duì)國內(nèi)經(jīng)濟(jì)造成的沖擊。（2）國內(nèi)成品油價(jià)格優(yōu)化定價(jià)模型的建立查閱相關(guān)資料初步確立總的優(yōu)化成品油定價(jià)定價(jià)模型方程（11）為： （11）式中為國內(nèi)成品油價(jià)格，為國際原油價(jià)格，為稅費(fèi)，為原油加工費(fèi)，為企業(yè)利潤。，其中為布倫特原油價(jià)格；為迪拜原油價(jià)格；為米納斯原油價(jià)格。，式中為平均煉油成本；為煉油產(chǎn)品總量；為單位消費(fèi)稅。，式中為產(chǎn)品的成本系數(shù)；為產(chǎn)品量；為總積數(shù)和。假定企業(yè)利潤為0.05?？紤]到政府干預(yù)情況，引入政府干預(yù)系數(shù)確立最終國內(nèi)成品油定價(jià)方程為： （12）目前連續(xù)22個(gè)工作日 移動(dòng)平均漲跌 超過4%，政 府才酌情對(duì)油 價(jià)進(jìn) 行調(diào)

47、整， 使得 國內(nèi)外成品油水平出現(xiàn)差異。為了克服滯后性，通過查 閱資料，將22個(gè)工作日縮減為10個(gè)工作日。5、建議書根據(jù)前三問所建立的模型與結(jié)果，分別對(duì)國家發(fā)改委提出國內(nèi)成品油定價(jià)機(jī)制的幾點(diǎn)建議以及如何發(fā)展新能源汽車的幾項(xiàng)具體措施。5.1國內(nèi)成品油定價(jià)機(jī)制改進(jìn)相關(guān)建議1.完善現(xiàn)有機(jī)制，培育國內(nèi)市場適應(yīng)力在目前定價(jià)機(jī)制的基礎(chǔ)上，縮短調(diào)價(jià)觀察周期期和調(diào)價(jià)的參考幅度，使國內(nèi)油價(jià)的調(diào)整更加靈敏地反映國際原油價(jià)格的變動(dòng)頻率和波動(dòng)幅度。同時(shí)，通過油價(jià)更加頻繁的調(diào)整和變動(dòng)，幫助國內(nèi)市場各方建立對(duì)價(jià)格變化的預(yù)期，使國內(nèi)相關(guān)行業(yè)和消費(fèi)者逐漸適應(yīng)，促進(jìn)節(jié)能意識(shí)的樹立、節(jié)能手段的應(yīng)用和高能耗產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級(jí)。2.完善油

48、品稅收體系，調(diào)節(jié)成品油消費(fèi) 稅收是國家宏觀調(diào)控的主要手段。由于成品油價(jià)格的波動(dòng)受原油價(jià)格波動(dòng)的影響，而且會(huì)對(duì)國內(nèi)經(jīng)濟(jì)造成顯著影響，因此，世界各國普遍運(yùn)用稅收杠桿調(diào)控成品油市場。 稅收杠桿的作用通過對(duì)價(jià)格的調(diào)整來實(shí)現(xiàn)，主要體現(xiàn)在兩個(gè)方面:一是有效調(diào)節(jié)生產(chǎn)和需求，推動(dòng)能源結(jié)構(gòu)的改善和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí);二是平抑、減緩國際原油價(jià)格波動(dòng)對(duì)本國經(jīng)濟(jì)的影響，當(dāng)油價(jià)上漲時(shí)通過減稅來穩(wěn)定油價(jià);三是通過稅負(fù)來加大環(huán)境和資源保護(hù)投入。在瑞典、荷蘭、丹麥等歐洲國家為了加大環(huán)保力度，抑制成品油消費(fèi)，普遍把燃油稅納入環(huán)保稅體系。以比利時(shí)為例，消費(fèi)稅和增值稅約占汽油零售價(jià)的64%，占柴油零售價(jià)的50%。而在取暖用的重柴油價(jià)格

49、中，這一比例為21 %。3.完善避險(xiǎn)體系，應(yīng)對(duì)油價(jià)劇烈波動(dòng) 成品油定價(jià)市場化后，原油價(jià)格受各種因素的影響而劇烈波動(dòng)，國際市場價(jià)格的波動(dòng)通過原油進(jìn)口貿(mào)易途徑直接傳導(dǎo)到國內(nèi)，容易對(duì)國內(nèi)經(jīng)濟(jì)造成沖擊。對(duì)此，國家應(yīng)建立完善的避險(xiǎn)體系，運(yùn)用期貨、原油儲(chǔ)備等手段，調(diào)節(jié)市場供應(yīng)量，減緩國際原油價(jià)格劇烈波動(dòng)對(duì)內(nèi)部市場的沖擊。特別是在國際原油價(jià)格超過某一限值時(shí)，政府應(yīng)果斷采取直接干預(yù)的行政手段，穩(wěn)定市場供應(yīng)和價(jià)格。4.轉(zhuǎn)變政府職能，從直接干預(yù)向間接調(diào)控轉(zhuǎn)換 在此階段，政府的作用主要是通過經(jīng)濟(jì)手段、法律手段以及行政手段來解決市場失靈問題。在市場化的過程中，政府的職能需要從直接干預(yù)轉(zhuǎn)變?yōu)殚g接調(diào)控。調(diào)控的手段主要是依

50、靠稅收政策來調(diào)節(jié)成品油的消費(fèi)，通過石油儲(chǔ)備體系來應(yīng)對(duì)國際油價(jià)猛烈上漲時(shí)給國內(nèi)經(jīng)濟(jì)造成的沖擊。5.引入多元化競爭，形成市場競爭環(huán)境我國目前的成品油市場格局呈現(xiàn)典型的寡頭壟斷格局，國有石油公司在成品油生產(chǎn)、批發(fā)、零售等環(huán)節(jié)處于優(yōu)勢(shì)地位。在競爭主體較少、較弱的情況下，市場化定價(jià)機(jī)制將可能促使寡頭通過串謀形式來追求豐厚的壟斷利潤。因此，引入多元化競爭有利于良好的市場環(huán)境和競爭環(huán)境的形成，也有利于培養(yǎng)國內(nèi)石油公司的國際競爭力。6.放開價(jià)格控制，形成市場化定價(jià)機(jī)制在政府監(jiān)管機(jī)制以及石油流通體制逐步完善的基礎(chǔ)上，在市場競爭相對(duì)充分后，可以放開油價(jià)控制。具體可采用改革試點(diǎn)的辦法。選取一個(gè)或幾個(gè)成品油消費(fèi)旺盛的

51、省作為試點(diǎn)，在省內(nèi)放開成品油價(jià)格，完全由市場定價(jià)，同時(shí)政府要做好監(jiān)管工作，運(yùn)用經(jīng)濟(jì)手段對(duì)價(jià)格進(jìn)行調(diào)控。在獲得試驗(yàn)數(shù)據(jù)和經(jīng)驗(yàn)的同時(shí)，避免對(duì)全國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會(huì)穩(wěn)定造成沖擊。在分析試點(diǎn)改革經(jīng)驗(yàn)的基礎(chǔ)上，找出不足，從而進(jìn)一步完善配套的改革措施，然后在全國推廣?？紤]到我國目前的原油生產(chǎn)逐步下降的現(xiàn)狀，鼓勵(lì)和扶持石油企業(yè)走出國門，通過并購、投資、合資等手段，努力拓展海外原油供給，擺脫單純依賴進(jìn)口的格局，實(shí)現(xiàn)來源多元化。同時(shí)，國家要在政治、軍事上給予有力的支持。7.推動(dòng)建設(shè)油品期貨市場。謀求原油定價(jià)權(quán) 前三問模型中都反映出國內(nèi)成品油價(jià)格主要決定于國際元價(jià)格，中國作為第二大石油進(jìn)口國和消費(fèi)國，在世界石油市場

52、上的需求量很大。以2011年的數(shù)據(jù)計(jì)算，中國石油消費(fèi)量占世界的11.38%。從理論上看，中國作為進(jìn)口、消費(fèi)大戶，理應(yīng)在國際石油定價(jià)體系中有相當(dāng)?shù)挠绊懥Γ珜?shí)際上我國對(duì)石油價(jià)格的影響不到0.1%，可以說微乎其微。國際原油定價(jià)權(quán)的缺失，根本原因在于中國尚未建立在世界市場上有影響力的原油期貨交易市場，無法通過期貨交易固定價(jià)格、對(duì)沖風(fēng)險(xiǎn)，并通過制定大宗原油交易的規(guī)則，將本國市場的供求關(guān)系變化通過價(jià)格信號(hào)反饋到國際市場，只能被動(dòng)接受國際原油價(jià)格波動(dòng)的影響。從長遠(yuǎn)來看，隨著我國原油進(jìn)口量的不斷增加，在過度依賴進(jìn)口原油的情況下，應(yīng)盡早協(xié)調(diào)各方關(guān)系，建立我國自己的原油期貨市場，為我國謀求國際原油定價(jià)權(quán)，構(gòu)架能

53、源安全，充分發(fā)揮石油消費(fèi)大國在國際石油價(jià)格體系中應(yīng)有的影響力。52新能源汽車發(fā)展相關(guān)措施第一、調(diào)整現(xiàn)行的消費(fèi)稅政策，適當(dāng)調(diào)整現(xiàn)行消費(fèi)稅的稅率水平，提高大排氣量轎車的消費(fèi)稅稅率并適當(dāng)降低小排氣量汽車稅率 ，對(duì)節(jié)能減排效益明顯的新能源汽車實(shí)施零稅率的消費(fèi)稅政策。第二、調(diào)整車輛購置稅，車船使用稅政策，對(duì)以清潔能源為動(dòng)力符合節(jié)能技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)的新能源汽車免征車輛購置稅的優(yōu)惠，改革車船使用稅的計(jì)稅標(biāo)準(zhǔn)，對(duì)不同能耗水平的車船規(guī)定不同的征稅額度實(shí)行差別征收。第三、健全綠色關(guān)稅對(duì)污染環(huán)境影響生態(tài)可能造成環(huán)境破壞的進(jìn)口汽車征收進(jìn)口附加稅。第四、開征新的稅種是對(duì)耗油排放超標(biāo)排放的傳統(tǒng)汽車要設(shè)立一些新的稅種。另外政府應(yīng)加快充電設(shè)施建設(shè)，努力引導(dǎo)汽車企業(yè)創(chuàng)新商業(yè)模式，加快推進(jìn)公共服務(wù)領(lǐng)域率先推廣應(yīng)用以及技術(shù)創(chuàng)新。6、模型的評(píng)價(jià)6.1模型的優(yōu)點(diǎn)1.問題一中先是采用簡潔明了、可信度高的經(jīng)典多元線性回歸分析模型，再根據(jù)逐步回歸分析模型進(jìn)一步