私家车拥有量的计量分析
【摘要】本文旨在对1989-2003年我国人均收入变动，基础设施建设等一系列因素对私人汽车拥有量的影响进行实证分析。首先，我们收集了相关的数据。其次，建立了理论模型。然后，利用EVIEWS软件对计量模型进行了参数估计和检验，并加以修正。最后，我们对所得的分析结果作了经济意义的分析，并相应提出一些政策建议。
【背景资料】众所周知，汽车产业发展将带动巨大的经济链条的运转，特别是对钢铁、有色金属等原材料影响深刻，而就目前来说，中国的平均汽车保有量非常低，与中国的经济发展水平不相称，２００３年，我国每千人的轿车拥有量只不过５．１６辆。世界上有２９个国家遍及亚、非、拉美的人均ＧＤＰ低于我国，可是它们的每千人轿车拥有量却高于我国。例如位于高加索地区的格鲁吉亚，虽然人均ＧＤＰ只有７０１美元，但每千人轿车拥有量竟高出我国１６．６倍；居民数仅次于我国的印度，其人均ＧＤＰ只及我国的３９％，可是每千人轿车拥有量却只与我国相差１０％。中国汽车市场目前400多万的销量仅仅相当于美国六七十年代的水平,而中国的人口基数要比美国大得多,从收入最高的20%人口的收入水平来看,如果达到世界平均水平，中国应该有１．６亿辆汽车，是目前的８倍。可见中国的汽车市场还没有完全形成应有的规模，所以中国汽车市场潜力巨大。
数据源
Y: 私家车拥有量，（万辆）；X2：国内生产总值（亿元）；X3：居民消费水平（元）
X4:公路长度（万公里）； x5：人均生活能源消费量（液化石油气kg）； x6：海关历年进口机械及运输设备金额（亿美元）； x7:年底总人口数（万人）。（数据来源于《中国统计年鉴》）
一 运用OLS法对参数估计.
(一) 参数的估计
分析：F=338.4232> F0.05(6,8)=3.58,表明模型从整体上看私人汽车拥有量与解释变量之间线性关系显著。
Y=-1337.667+0.002107X2-0.189167X3+7.617672X4+74.71374X5+0.040517X6+0.005484X7
（1308.979）（0.010792）（0.271554）（1.440055）（24.50343）（0.147795）（0.011616）
t=（-1.021916）(0.195260) (-0.696610 ) (5.289848) (3.049114) (0.274143) (0.472049)
r^2=0.996076 df=8
X3是居民消费水平,系数为负号与经济变量不符，剔除x3。
(二) 解释变量之间的简单相关系数：
由上表可以看出：解释变量之间存在高度线性相关，尽管整体上回归拟合较好但X2，X3,
X6,X7变量的参数t值并不显著，X3系数符号是负的这与实际的经济意义相悖。表明模型中解释变量之间确实存在严重的多重共线性。
(三) 修正
（1） 运用OLS法逐一求Y对各个解释变量的回归。结合经济意义和统计检验选出拟合效果最好的一元线性回归方程。逐步回归如下：
X4系数为正,t检验值=7.803266显著,可决系数=0.931589显著.保留X4
Y=-849.3466+8.237276X4+39.09645X5
(1.268732) (10.59728)
t=(-7.510570) (6.492524) (3.689291)
r^2=0.984654 df=12
X4与X5系数的符号为正与经济意义相符,t检验显著,可决系数=0.984654显著,保留X4与X5
Y=-690.7049-0.003628X2+6.935038X4+66.57942X5+0.134430X6
(89.86115) (0.001521) (1.051863) (19.38056) (0.074675)
t=(-7.686357) (-2.385545) (6.593097) (3.435372) (1.800200)
r^2=0.995726 df=10
X2是国内生产总值,系数符号与经济意义相悖,不能同时保留X2 X4 X5 X6
Y=418.6284+6.429052X4+42.09112X5+0.186836X6-0.009652X7
(628.5659) (1.106487) (13.64904) (0.073565) (0.005814)
t=(0.666006) (5.810327) (3.083816) (2.539751) (-1.660227)
r^2=0.994743 df=10
X7是年底总人口数,系数符号为负, 与经济意义相悖,不能同时保留X4,X5,X6,X7
Y=-613.4566+5.726536X4+23.50411X5+0.252093X6
（100．1139）（1.100981）(8.407789) (0.066964)
t=(-6.127588) (5.201305) (2.795516) (3.764609)
r^2=0.993294 df=11
如上分析可知：删除X2,X3,X7之后，模型的统计检验效果均有较大的改善，表明Y对X4,X5,X6的回归模型最优。
三 异方差检验
(一)匡特检验
（1）
由表可知:F4=53894.13/109.6726=491.40925>F0.05(4,4)=6.39，则拒绝H0,表明随机误差显著的存在异方差。
(2)
由表可知:F5=30990.38/43.10704=718.91691>F0.05(4,4)=6.39，则拒绝H0,表明随机误差显著的存在异方差。
(3)
由表可知:F6=5591.736/635.7427=8.7955961>F0.05(4,4)=6.39，则拒绝H0,表明随机误差显著的存在异方差
（1）用WLS估计法对X4异方差修正如下：
（2）用WLS估计法对X5异方差修正如下：
（3）用WLS估计法对X6异方差修正如下：
（1）用对数变换法对X4异方差修正如下
（2）用对数变换法对X5异方差修正如下x5
（3）用对数变换法对X6异方差修正如下x6
四 自相关检验
（1）对x4进行检验
DW检验:
根据上表的结果，DW=1.845754, 给定显著性水平a=0.05，查表n=15, k’=1，得下限临界值dL=1.077, du=1.361, 4-du=2.639, 因为du<DW<4-du ,根据判定区域知，落在无自相关区域。
（2）对x5进行检验
DW检验:
根据上表的结果，DW=0.466191, 给定显著性水平a=0.05，查表n=15, k’=1，得下限临界值dL=1.077, du=1.361, 因为DW<dl ,根据判定区域知，存在一阶正的自相关。
用广义差分法对X5进行自相关修正：
由DW=0.466191，根据p=1-DW/2,计算出p=0.7669，
DY=-21.14293+145.6651DX5
T=(-0.453302) (7.056321)
R^2=0.805799 F=49.79166 dw=1.023637 dw有所提高，但还是存在自相关。
利用对数线性回归修正自相关同时考虑迭代，得下表：
Dw=1.636149>du=1.361, 这时随机误差项不存在一阶正自相关。
（3）对x6检验
由DW=0.706663，根据p=1-DW/2,计算出p=0.64667，广义差分法修正自相关
结果：DY=6.356243+0.754153dx6
T=（0.230105）（11.35081）
R^2=0.914797 f=128.8409 dw=0.970215
科奥迭代法结果如下：
Dw=2.345077,du=1.077， 4-du=2.639,du<dw<4-du, 随机误差项不存在一阶自相关。
五 政策建议
由以上可知 ;私家车拥有量跟公路长度，人均能源消耗量，海关历年进口机械及运输设备金额； 1990－2002年，中国汽车拥有量年平均增长11.58%，公路里程年平均增长2%，公路对车的增长弹性为接近0.4，远远高于1979－1990年的0.1的水平。其中1995－2002年公路增长6.2%，而汽车拥有量增长10.2%，公路对车的增长弹性为0.6。我国公路建设总体上还跟不上速度跟不上汽车增长的需求，未来公路建设还将被大量投入。预计中国公路运输设施和城市基础设施建设投资的迅速增加，以及政府鼓励汽车消费的政策的逐步实施，将促进汽车保有量每年以3－7%左右的速度增长。
在消费环节，节节上升的油价抑制人们的购车冲动。我国的油价从每升两元多，急剧上涨到现在的每升近４元，几乎上涨了１倍。在油价上升的同时，车辆的排量也在不断放大，现阶段的相同车型的平均油耗比发达国家高了２０％以上，这意味着消费者付出的使用成本要远远高于人们的想象。不仅仅油耗、油价在上涨，在消费者使用成本中的保险费用、服务价格，也都在上涨。这方面明显的表现，就是高得离谱的零配件和服务的价格。其他与汽车消费相关的，如看涨的停车费，日益恶化的交通拥堵，以及对尾气噪音等环境的影响，都直接和间接提高了整个社会的汽车消费成本，上述问题在２００５年没有得到根本解决以前，“持币待购”现象恐怕难以杜绝。我们要仔细分析老百姓的购买心理。随着养车费用的持续增加，零散支出增加了，因此很多老百姓发现买车后自己的生活质量下降了。老百姓经过理性分析作出放弃购买的决定是车市下降的重要因素。
总上所述，私家车拥有量会逐渐增长，但是增长态势有所缓慢。