Zusammenfassung
Fundierte Kenntnisse über verkehrliche Zusammenhänge und Prozesse sind notwendige Voraussetzung für rationale verkehrspolitischen Entscheidungen. Statistisch-ökonometrische Verfahren bieten eine gute Möglichkeit den Verkehr mit seinen komplexen Strukturen zu analysieren und valide Grundlagen für die Entscheidungsfindung zu schaffen, da sie Kausalitäten und Wirkungszusammenhänge quantitativ aufdecken. Der Einsatz ökonometrischer Modelle im Verkehr reduziert daher die Lücke zwischen Theorie und Realität und hilft Theorien empirisch zu überprüfen. Verkehrsökonometrische Modelle bilden oftmals die Basis für Verkehrsprognosen, die eine hohe Bedeutung für die verkehrspolitische Praxis besitzen. Für den Einsatz und die Interpretation der Modelle sind aber gute Kenntnisse des Instrumentariums notwendig.
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Im Folgenden geht es um die Anwendung ökonometrischer Methoden innerhalb der Verkehrswissenschaften. Auf die Erläuterung der Methoden selber kann nicht im Detail eingegangen werden; vgl. hierzu die ökonometrische Fachliteratur, so z. B. Eckey et al. (2001). Ein spezielles Lehrbuch zur Verkehrsökonometrie hat Richter (1995) geschrieben.
- 2.
In Abschn. 2.2.2.3
- 3.
Vgl. Abschn. 1.1.
- 4.
vorläufig, weil es durchaus möglich sein kann, dass an anderem Ort oder zu anderer Zeit ein anderer Zusammenhang beobachtet werden kann.
- 5.
Datenquelle: Statistisches Bundesamt (2013c). Als Arbeitsinput wurden Erwerbstätigenstunden verwendet.
- 6.
Dividiert man den Regressionskoeffizienten durch den Standardfehler erhält man eine t-verteilte Prüfgröße mit n-k Freiheitsgraden für den Signifikanztest. Ist die Prüfgröße (betragsmäßig) größer als zwei – als Faustregel – wird die Nullhypothese \({{\text{H}}_{\text{0:}}}\overset{\hat{\ }}{\mathop{\beta }}\,=0\) bei einem Signifikanzniveau von 5 % abgelehnt.
- 7.
- 8.
Zu den statistisch-ökonometrischen Analyse- und Prognoseverfahren vgl. Abschn. 3.2.2.
- 9.
Eckey et al. (2001, S. 200).
- 10.
- 11.
Unterstellt wird dafür eine durchschnittliche jährliche Wachstumsrate des BIP von 1,5 %. Eine geringere (höhere) unterstellte Wachstumsrate des BIP führt dann modellimmanent zu geringeren (höheren) Prognosewerten der tkm.
- 12.
Formal: et = N(0,σ2) für alle t.
- 13.
Dies erklärt sich aus dem stochastischen Part et und dem deterministischen Teil ß0 + Σßjxj.
- 14.
Vgl. Eckey et al. (2001, S. 204).
- 15.
Der standardisierte Prognosefehler ist t-verteilt mit n-k Freiheitsgraden. Eine t-verteilte Variable entsteht durch den Quotienten einer standardnormalverteilten Variablen und einer Chiquadratvariablen. Im Nenner steht durch die Schätzung der unbekannten Varianz eine Variable, die der Chiquadratverteilung folgt.
- 16.
Zur Berechnung des Zusammenhangs von Verkehrsaufkommen und Kraftstoffpreisen vgl. Abschn. 3.5.2.
- 17.
Andere autoregressive Verfahren sind beispielsweise das exponential smoothing- und das ARIMA-Verfahren. Beide werden in gängigen ökonometrischen Lehrbüchern erläutert.
- 18.
Beispiele zu Regressionsmodellen finden sich in den Kap. 3.1 – Definition und Aufgabenstellung der Verkehrsökonometrie – und 3.5 – Ausgewählte Teilgebiete der Verkehrsökonometrie.
- 19.
- 20.
Die Transport-Normative schrieb den Betrieben der ehemaligen DDR vor, welche Güter auf welchen Distanzen auf der Straße zu transportieren waren. Vgl. Höfer et al. (1982, S. 10).
- 21.
Vgl. hierzu Abschn. 5.2.
- 22.
Der durch eine lineare Interpolation der Prognose2030 geschätzte Wert für das Jahr 2025 liegt ca. 20 % unter dem prognostizierten Wert der Prognose 2025.
- 23.
O.V. (1997, S. 3512).
- 24.
Illing (1995, S. 509).
- 25.
Weise et al. (1991, S. 78).
- 26.
Vgl. Illing (1995, S. 509); dort kann man auch für ein Beispiel beide Darstellungsformen gut nachvollziehen. Im Kapitel „Prozesspolitik“ finden sich ebenfalls Beispiele für die strategische Form.
- 27.
Weise et al. (1991, S. 80).
- 28.
Diese beiden Beispiele wurden entnommen: Dixit und Nalebuff (1997, S. 222–225 bzw. 231–234) und durch die Verfasser modifiziert und ergänzt. Dieses Buch gibt eine gute Einführung in die Spieltheorie (auf die Mathematik wurde vollkommen verzichtet).
- 29.
Wir haben hier eine lineare capacity-restrained-Funktion gewählt, die die Form T(x) = T0 + T0 · (x/4000) besitzt.
- 30.
Dieses Aufteilungsverhältnis bildet die niedrigste Gesamtpendelzeit Z, was sich einfach zeigen lässt: Z = 40 · (10.000 − x) + x · [20 + 20· (x/4000)]; mit x als Pkw-Pendler. Wird die erste Ableitung gebildet und gleich Null gesetzt, erhält man als Ergebnis: x = 2000.
- 31.
Dies vereinfacht die Lösung. Ohne diese Annahme beträgt die Maut: Zugfahrkartenpreis − Pkwkosten + 2.
- 32.
Die verbleibenden 1000 Pkw-Pendler sind das Optimum, wenn die Gesamtkosten, bestehend aus Zeit- und Pendelkosten, unter den gegebenen Bedingungen minimiert werden.
- 33.
- 34.
Le Blanc und Rothengatter (1982, S. 85).
- 35.
Le Blanc und Rothengatter (1982, S. 85).
- 36.
Vgl. Domschke (1972).
- 37.
wenn die Nebenbedingungen – wie hier – linear sind. Geht man etwa von Geschwindigkeitsfunktionen aus, muss auf Kontrollrechnungen zurückgegriffen werden. In einfachen Fällen genügen aber auch graphische Hilfsverfahren, wie sie im Kap. 3.4.5 – Verkehrsumlegung – genutzt werden.
- 38.
Gefordert wurde in der Aufgabenstellung, dass der Umweg maximal um 50 % über dem Wert der besten Fahrroute (= 51) liegt.
- 39.
Vgl. im folgenden Beratungsgesellschaft für Angewandte Systemforschung (BASYS) (1992).
- 40.
Hier sind nur die wichtigsten Modelle aufgeführt. Es lassen sich noch weitere Modelltypen anführen, wie z. B. Trendverfahren und Präferenzverfahren, die aber indirekt in den hier dargestellten enthalten sind.
- 41.
Beratungsgesellschaft für Angewandte Systemforschung (BASYS) (1992, S. 53).
- 42.
Üblicherweise findet man explizit noch eine Zeitvariable als Proxy für den technischen Fortschritt. Aus Gründen der einfachen Darstellung wird hier jedoch darauf verzichtet.
- 43.
Vgl. z. B. Hengevoss (1990, S. 91 ff.)
- 44.
Eine empirische Anwendung einer ähnlichen Schätzung ist vorgestellt worden, in der Kosteneinsparungen für die Industriezweige durch die Nutzung von Bundesautobahnen abgeleitet worden sind.
- 45.
Beratungsgesellschaft für Angewandte Systemforschung (BASYS) (1992, S. 87).
- 46.
Vgl. Beratungsgesellschaft für Angewandte Systemforschung (BASYS) (1992, S. 129).
- 47.
Vgl. hierzu Kap. 1.1 Verkehr und Mobilität.
- 48.
Zu Ergebnissen vgl. Abschn. 1.1.
- 49.
Vgl. hierzu Abschn. 5.3.3.
- 50.
Die Entscheidungen zur Verkehrsteilnahme werden vom Individuum in der Realität nicht sequentiell getroffen. Ein Beispiel mag dies verdeutlichen: Die Aktivität, am Verkehr teilzunehmen, wird u. a. auch durch das vorhandene Zeitbudget determiniert; wenn dies gegeben ist, dann erhält natürlich auch das Ziel eine entscheidende Rolle. Dies fällt bei indisponiblen Verkehrsteilnahmen, wie etwa Berufs- und Ausbildungsverkehr oder unabdingbaren Einkäufen, nicht so sehr ins Gewicht (hier sind Entstehungs- und Zielgrößen eher durch einen langfristigen Entscheidungsprozess bestimmt), bei anderen Verkehrszwecken steht jedoch die Entstehung und Zielwahl in einem simultanen Zusammenhang.
- 51.
Die Zielgrößen hängen sicherlich von einer größeren Anzahl von Einflussfaktoren ab. Aus Gründen der Übersichtlichkeit unterstellen wir hier nur jeweils eine Prädiktorvariable.
- 52.
- 53.
Dies bietet sich hier an, da bei keinem Arbeitsplatz auch kein Einpendler erwartet werden kann und ohne Einwohner sind natürlich auch keine Auspendler vorhanden. Die Kleinst-Quadrat-Schätzung für ein lineares Modell ohne Absolutglied führt weiter zu besten unverzerrten Schätzungen für die Regressionskoeffizienten. Allerdings sind die auf den Residuen basierenden Determinationskoeffizienten nicht mehr zu verwenden. Vgl. Schips (1990, S. 155)
- 54.
- 55.
Üblicherweise wird angenommen, dass eine Regressionsfunktion additiv von einer nicht-beobachtbaren zufälligen Störvariablen u überlagert wird, so dass eine formale Spezifikation des Regressionsmodells in Matrixnotation wie folgt geschrieben wird: y = Xß + u.
- 56.
Zu den durch solche Transformationen sich ergebenden methodischen Problemen vgl. z. B. Assenmacher (1990, S. 27 ff.).
- 57.
Intraregionale Pendler sind nicht im Modell enthalten, formal: i ≠ j. Die Berechnung erfolgte mit dem Statistik-Programm SPSS20 für Windows.
- 58.
Vgl. Tab. 3.8.
- 59.
Dieses Modell wird in der Literatur auch als „production-attraction-constrained-model“ bezeichnet. Eine gute Einführung gibt z. B. Thomas und Huggett (1980, S. 132 ff.), sowie die oben angeführte Literatur, vgl. Fußnote 55.
- 60.
Für n Quell- und m Zielregionen erhält man n + m simultane nicht-lineare Gleichungen.
- 61.
Im Gegensatz zum gravitationstheoretischen Modell werden hier auch die intraregionalen Größen berücksichtigt
- 62.
Wir haben hier dem Distanzexponenten ß den Wert 3,4 gegeben, vgl. (0).
- 63.
Wir unterstellen wieder, dass sich die Distanzen zwischen den Regionen nicht geändert haben uns setzen die Werte aus Tab. 3.11 ein.
- 64.
Die Veränderungen basieren auf dem Vergleich der mit dieser Methode geschätzten Pendlerverflechtungen zwischen den Jahren 2010 und 1996.
- 65.
- 66.
Man fragt sich, wie viele Möglichkeiten es gibt, die V Individuen als verschiedene, unterscheidbare Systemzustände innerhalb der Verflechtungsmatrix abzubilden.
- 67.
Auch interpretierbar als bedingte Wahrscheinlichkeit.
- 68.
Definiert als Verhältnis zwischen Pkw-Fahrzeit zu Zug-Fahrzeit. Werte über 1 bedeuten somit eine bessere Zugfahrzeit im Vergleich zur Pkw-Fahrzeit.
- 69.
Die Variable Motorisierungsgrad kann als Indikator für die Pkw-Verfügbarkeit interpretiert werden.
- 70.
Die Logit-Analyse eignet sich nicht nur für binäre (zwei) Alternativen. Methodisch etwas aufwendiger sind sogenannnte polytome (multinominale) Logit-Analysen, mit denen mehr als zwei Wahlhandlungsmöglichkeiten berücksichtigt werden.
- 71.
Da es sich beim Geschlecht auch um ein nominal skaliertes Merkmal handelt, ist eine dichotome Codierung notwendig, wobei männlich mit 0 und weiblich mit 1 festgelegt wurde.
- 72.
Der Index j ist in unserem Beispiel nicht notwendig, da es sich immer um das gleiche Ziel handelt.
- 73.
\(\begin{aligned}& {{p}_{22}}=\frac{1}{1+{{e}^{9,922-0,0039\cdot 3400}}}\cong 0,95971 \\& {{p}_{23}}=\frac{1}{1+{{e}^{9,922-0,0039\cdot 3500+3,3397}}}\cong 0,55376 \end{aligned}\)
- 74.
Vgl. auch Abschn. 3.5.1.
- 75.
Zu Verfahren der dynamischen Verkehrsumlegung vgl. z. B. Friedrich und Vortisch (2005).
- 76.
Vgl. auch Abschn. 2.2.3.
- 77.
Vgl. auch Kapitel Abschn. 3.5.4.
- 78.
Vgl. Kap. 3.2.2 Einteilung nach den verwendeten statistischen Verfahren.
- 79.
Vgl. Tab. 2, 5 und 6 in Abschn. 1.
- 80.
Ein breites Spektrum von weiteren Funktionstypen und deren Elastizitäten können bei Wenke (1994, S. 39–59), nachgelesen werden.
- 81.
Wir sehen hier von möglichen Modelldefekten ab und unterstellen idealtypische Modellvoraussetzungen.
- 82.
Vgl. Wenke (1994, S. 43).
- 83.
Die Werte entsprechen denen für Deutschland für die Jahre 1991 bis 2012. Die Pkm im MIV können der Tab. 3 in Abschn. 1.1 Verkehr und Mobilität entnommen werden. Die Kosten für 100 km mit dem Pkw errechnen sich wie folgt: Durchschnittlicher Kraftstoffverbrauch (l/100 km) mal realem Kraftstoffpreis (Euro/l) und entsprechen somit den sogenannten „out-of-pocket-costs“.
- 84.
Zu den Schwierigkeiten, die Nachfragefunktion zu bestimmen, vgl. Abschn. 2.2.2.1.
- 85.
Die Preise wurden mittels der Einnahmen der Betriebe des Öffentlichen Straßenpersonenverkehrs berechnet. Als Deflationator wurde der Verbraucherpreisindex für Deutschland herangezogen.
- 86.
Zeitkosten als Produkt des VoT und benötigter Zeit, um von i nach j zu kommen. Die Summe aus monetären und Zeitkosten für die Raumüberwindung von i nach j werden auch als generalisierte Kosten bezeichnet. Zur genaueren Berechnung vgl. Abschn. 3.5.3.3.
- 87.
Diese Gleichung kann selbstverständlich auch nach der Variablen „Maut“ aufgelöst werden, so dass bei Kenntnis des VoT diejenige Mauthöhe bestimmt werden kann, bei der die Wahl der Route gleich hohe Kosten verursacht.
- 88.
Das Modell wird im MiV komplexer, wenn die Geschwindigkeit und damit die benötigte Zeit zwischen i und j als Funktion der Kapazität der Verbindung (z. B. mit capacity-restraint-Funktion) erweitert wird.
- 89.
Bundesamt für Strassen ASTRA (2007).
- 90.
Der Festlegung des Zeitintervalls T kommt immer eine entscheidende Bedeutung zu. Sehr große Zeitintervalle nivellieren sehr stark, sehr kleine Zeitintervalle weisen dagegen eine sehr hohe Streuung auf.
- 91.
Als Wegeinheit wird i.d.R. ein km gewählt.
- 92.
Vgl. Heidemann (1979, S. 53).
- 93.
Die 6390 Stundenwerte basieren ursprünglich auf 5-Minuten-Messwerten. Aus Gründen der Übersichtlichkeit wurden sie aber auf Stundenwerte aggregiert.
- 94.
Vgl. Heidemann (1979, S. 53).
- 95.
Bogenberger et al. (2009, S. 516 f.)
- 96.
Das Maximum der geschätzten Regressionsfunktion liegt im Punkt (51,0[k]/3809[q]) und schätzt dadurch eine Geschwindigkeit von 75 km/h.
- 97.
In der Literatur existieren auch andere Funktionstypen. Vgl. hierzu z. B. Brilon und Weiser (1998), S. 454 f.).
- 98.
Berechnung: dv/dq = − 0,00031689·Exp(0,0105·q + 0,03353 · 10).
Literatur
ADAC (2009) ADAC Motorwelt. Juni 2009
Assenmacher W (1995) Einführung in die Ökonometrie, 5. Aufl. München
Beratungsgesellschaft für Angewandte Systemforschung (BASYS) (1992) Verkehrsmodelle: Vergleichende Bewertung. Bern
BMVBS (Hrsg) (div. Jg.) Verkehr in Zahlen, Hamburg
Bogenberger K, Bertini R, Boice S (2009) Analytische Methoden zur Interpretation von Verkehrsdaten. Straßenverkehrstechnik 9(2009):515–524, 6. Aufl., Oldenburg
Bohley P (1996) Statistik. München
Brilon W, Weiser F (1998) Verkehrsstärken und Geschwindigkeiten auf Landstraßen. Straßenverkehrstechnik 9(98):446–462
Bundesamt für Bauwesen und Raumordnung (1998) Verlagerungspotentiale in verkehrlich hoch belasteten Fernverkehrs-Korridoren. Heft 90–Forschungen, Bonn
Bundesamt für Strassen ASTRA (2007) Stauaufkommen Definition. http://www.astra.admin.ch/themen/nationalstrassen/00619/00621/. Zugegriffen: 22. Nov. 2013
BVU et al (2001) Verkehrsprognose 2015 für die Bundesverkehrswegeplanung. München
BVU, Intraplan, IVV, Planco (2014) Verkehrsverflechtungsprognose 2030 Los 3: Erstellung der Prognose der deutschlandweiten Verkehrsverflechtungen unter Berücksichtigung des Luftverkehrs. Freiburg
Dixit A, Nalebuff B (1997) Spieltheorie für Einsteiger: Strategisches Know-how für Gewinner. Schäffer – Poeschel, Stuttgart
Domschke W (1972) Kürzeste Wege in Graphen: Algorithmen, Verfahrensvergleiche. Meisenheim
Eckey HF, Kosfeld R, Dreger C (2001) Ökonometrie, Grundlagen – Methoden – Beispiele, 2. Aufl. Gabler, Wiesbaden
Feichtinger G, Hartel RF (1986) Optimale Kontrolle ökonomischer Prozesse. de Grugter, New York
Friedrich M, Vortisch P (2005) Verfahren zu dynamischen Umlegung – Ein methodischer Überblick. Straßenverkehrstechnik 03(2005):128–144. Köln
Hackl P (2013) Einführung in die Ökonometrie. 2. Aufl. Pearson, München
Haggett P, Cliff A, Frey A (1977) Locational Models. Edward Arnold, London
Heidemann D (1979) Über die Konstruktion von Stärke-Dichte-Beziehungen des Verkehrsablaufs auf mathematisch-stochastischer Grundlage. Straßenverkehrstechnik 2(1979):52–57
Hengevoss T (1990) Dienstleistungen, technischer Fortschritt und industrielle Wettbewerbsfähigkeit. Schnellenburg, Winterthur
Höfer G, Köhn F, Reinhardt F et al (1982) Grundlagen der Verkehrstechnik, 2. Aufl. Berlin (Ost)
Illing G (1995) Spieltheorie in den Wirtschaftswissenschaften. Wirtschaftswissensch Stud 10:509–516
Intraplan/BVU (2007) Prognose der deutschlandweiten Verkehrsverflechtung 2025. München
Johnston J (1984) Econometric Methods. McGraw – Hill, New York
Kemming H (1980) Raumwirtschaftstheoretische Gravitationsmodelle. Duncker & Humblot, Berlin
Kessel + Partner Verkehrsconsultants (1991) Güterverkehrsprognose 2010 für Deutschland. Freiburg
Le Blanc LJ, Rothengatter W (1982) Gleichgewicht in Verkehrsnetzen. Das Basismodell und einige Erweiterungen für integrierte Verkehrsplanungen. Jahrb Regionalwissensch 3:82–115. Heidelberg
Müller-Merbach H (1970) Operations research. Vahlen, Berlin
O.V. (1997) Gabler-Wirtschafts-Lexikon. Gabler, Wiesbaden
Richter KJ (1995) Verkehrsökonometrie. München
Schips B (1990) Empirische Wirtschaftsforschung. Gabler, Wiesbaden
Selz T (1993) Angebots- oder nachfrageseitige Steuerung der Verkehrsnachfrage? – Das Problem des induzierten Neuverkehrs. Z Verkehrswissensch 64(1):1–37. Düsseldorf
Statistisches Bundesamt (2013a) Bruttoinlandsprodukt, Bruttonationaleinkommen, Volkseinkommen. Lange Reihen ab 1950, GENESIS-Online. Zugegriffen: 13 Jan. 2014
Statistisches Bundesamt (2013b) Verkehr – Verkehr aktuell, 07/2013; Fachserie 8 Reihe 1.1
Statistisches Bundesamt (2013c) Volkswirtschaftliche Gesamtrechnung, Stand 23.09.2013. BIP und Kapitalbestand preisbereinigt, Kettenindex (2005 = 100)
Thomas R, Huggett R (1980) Modelling in Geography. Harper and Row, London
Weise P et al (1991) Neue Mikroökonomie. Physika, Heidelberg
Wenke M (1994) Zur Elastizität der Kraftstoffnachfrage bei unterschiedlich spezifizierten Nachfragefunktionen und asymmetrischen Verbraucherreaktionen. RWI-Mitteilungen, Clarondon Press, Berlin, S 39–59
Wilson A, Kirkby M (1975) Mathematics for geographers and planners. Oxford
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