私家车拥有量的计量分析.doc

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，年，我国每千人的轿车拥有量只不过辆。世界上有个国家遍及亚、非、拉美的人均低于我国，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，虽然人均只有美元，但每千人轿车拥有量竟高出我国倍；居民数仅次于我国的印度，其人均只及我国的，可是每千人轿车拥有量却只与我国相差。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，中国应该有亿辆汽车，是目前的倍。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)r2=0.996076 df=8X3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X4Y=-849.3466+8.237276X4+39.09645X5(113.868) (1.268732) (10.59728)t=(-7.510570) (6.492524) (3.689291)r2=0.984654 df=12X4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X5Y=-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)r2=0.995726 df=10X2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 X6Y=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)r2=0.994743 df=10X7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,X7Y=-613.4566+5.726536X4+23.50411X5+0.252093X6 （1001139）（1.100981）(8.407789) (0.066964)t=(-6.127588) (5.201305) (2.795516) (3.764609)r2=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=491.40925F0.05(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=718.91691F0.05(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=8.7955961F0.05(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duDW4-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DWdu=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） R2=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,dudw4-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； 19902002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19791990年的0.1的水平。其中19952002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37%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元，几乎上涨了倍。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