對我國私人汽車擁有量進行因素分析 張桂生 國貿1班 20101713310040 引言： 改革開放以來，我國經濟高速發(fā)展，我國GDP三十多年來的平均增長速度高達9.8%。國力增強，人民有錢了，生活水平大大提高，就有能力購買所想要的物品。20世紀90年代以前我國汽車市場處于公務用車，不僅需求量少，而且70%是政府、事業(yè)單位的公務用車，剩下的是企業(yè)的商務用車，幾乎沒有私人用車，也沒能力購買私家車。90年代以后公務用車與商務用車的份額發(fā)生變化，人民收入增加，私人購車開始起步。2002年以來，私家車發(fā)展迅速，進入私人購車階段。 有關統計資料表明，我國城鎮(zhèn)居民中有3800萬戶（占城鎮(zhèn)居民總戶數的24.8），有能力承受10萬元左右的汽車消費。從近幾年我國汽車消費的發(fā)展變化來看，汽車消費將成為消費熱點。 從1990年到2000年的10年間，我國民用汽車的保有量由551.36萬輛增加到1608.91萬輛，平均每年增長11.3。其中私人汽車擁有量由1990年的81.62萬輛增加到2000年的625.73萬輛，平均每年增長22.6。私人汽車擁有量占民用汽車的保有量比重從1990年的14.8，上升到2000年的38.9，平均每年上升2.4個百分點。1996年以來，民用汽車擁有量的增加量中，私人汽車增加量的比重均高于57.7，其中最高的是1999年，私人汽車增加量占全部民用汽車增加量的82.5。這說明我國汽車市場結構發(fā)生了根本性的變化，居民個人已經成為我國汽車市場的消費主體。正因為私家車逐漸占據了汽車消費市場的主導地位，私人購車成為我們越來越關注的對象，單從經濟方面來說，私人汽車擁有數量是評判一個國家人民生活水平的重要指標，對它的研究分析是有比較現實的意義的。一、研究的相關理論背景（1）凱恩斯消費函數模型凱恩斯消費函數模型為:C=+*Y,式中C為現期消費,Y為現期收入,為收入無關的那部分消費,即自發(fā)性消費,為邊際消費傾向。（2）莫迪利安尼的生命周期理論莫迪利安尼的生命周期理論可以表述為:消費與生命周期有關,與財產收入有關。如下式:C=*A+*Y,式中A表示財產,是財產的邊際消費傾向,是收入的邊際消費傾向,Y為收入。上式表明消費取決于財產收入和個人生命周期不同階段勞動收入。（3）杜森貝的相對收入理論杜森貝的相對收入理論表述為:消費以相對收入為函數。相對別人示范效應,向高消費看齊。我國稱之“攀比效應”。相對自己過去習慣效應,收入水平變化后消費有滯后性。在穩(wěn)定的收入增長時期,平均消費傾向不取決于收入水平。從長期考慮,平均消費傾向是穩(wěn)定的。從短期考察,邊際消費傾向取決于現期收入與高峰收入的比例。由此使短期消費會有波動,但由于習慣效應的作用,收入減少對消費減少作用不大,而收入增加對消費增加作用較大。凱恩斯的絕對收入假定、美國經濟學家杜森貝利的相對收入假定、莫迪里安尼等的生命周期假定雖然側重點有所不同，但都認為居民的消費和收入水平是息息相關的，私人汽車擁有量以居民的收入作為基礎。二、模型的選取和變量選擇由于非線性模型的假設檢驗都涉及到非常復雜的數學計算，所以本文考慮做一個線性模型(對參數線性)，這樣各種檢驗的方法較多，對模型準確程度的分析也更可靠。1變量的選擇（1） 城鎮(zhèn)居民可支配收入 私家車這種高檔消費品的擁有量顯然與收入水平有關，因此引進解釋變量城鎮(zhèn)居民可支配收入，并先驗預期此因素與私家車擁有量呈正相關關系。（2） 貸款利率 銀行的按揭貸款買車促進了私人汽車擁有量的增加，因此引進解釋變量貸款利率，并先驗預期此因素與私家車擁有量呈負相關關系。（3） 燃料、動力類價格指數（以1990年價格為的定比指數序列） 燃料、動力價格也是影響私家車擁有量的原因之一，直接構成居民購買私家車的成本。因此引進解釋變量燃料、動力價格指數，并且預期其與私家車擁有量成負相關關系。2模型的選取 城鎮(zhèn)居民可支配收入、貸款利率和燃料、動力類價格指數三個解釋變量對私家車擁有量的影響，可采取以下回歸模型： Y 0+1x1+2x2+3x3 （1-1） Y:我國私人汽車擁有量 X1：城鎮(zhèn)居民可支配收入 X2：貸款利率 X3：燃料、動力類價格指數（以1990年價格為的定比指數序列） 三、數據的來源及處理本文收集了中華人民共和國國家統計局編的2004年中國統計年鑒中1990年2003年共14年相關數據并對其進行了處理：Y表示我國私人汽車擁有量（輛）；X1表示城鎮(zhèn)居民可支配收入（元）；X2表示貸款利率（%）；X3表示燃料、動力類價格指數（以1990年價格為的定比指數序列）。具體數據如下:表1我國私家車擁有量相關影響因素原始數據 obsYX1X2（）X319908162001510.29.7210019919604001700.68.64101.9874199211820002026.68.64118.7133199315577002577.410.17162.2811199420542003496.210.98191.491619952499600428311.52208.1514199628967004838.910.53229.3829199735836005160.38.64250.7155199842365005425.17.08248.4591999533880058545.85250.69522000625330062805.85289.3022200177078006859.65.85289.8808200296898007702.85.31290.17072003121923008472.25.31311.64334、 模型的估計和檢驗 本文根據表1中提供的數據，利用Eviews5計量軟件對式（1-）所設定的模型進行計量分析。結果如下：1、模型回歸結果 Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/23/12 Time: 16:43Sample: 1990 2003Included observations: 14VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C3250054.1725513.1.8835290.0890X12922.028515.06245.6731540.0002X2-214742.9155673.7-1.3794420.1978X3-50492.4814255.54-3.5419550.0053R-squared0.964556 Mean dependent var4354921.Adjusted R-squared0.953922 S.D. dependent var3498430.S.E. of regression750961.7 Akaike info criterion30.13105Sum squared resid5.64E+12 Schwarz criterion30.31364Log likelihood-206.9174 F-statistic90.71108Durbin-Watson stat1.514620 Prob(F-statistic)0.000000 可得估計出回歸方程：y=3250054+2922.028x1-214742.9x2-50492.48x3 (1725513) (515.0624) (155673.7) (14255.54) t=(1.883529) (5.673154) (-1.379442) (-3.541955) Adjusted R2-=0.953922 F=90.711082、 回歸結果的檢驗 （1)經濟意義的檢驗 從回歸得出的結果來看，X1的參數為2922.028，X2的參數為-214742.9，X3的參數為-50492.48，各變量符號與預期的相一致，并且其大小在經濟理論上解釋得通，因此該模型通過經濟意義檢驗。 （2）擬合優(yōu)度及模型估計效果檢驗 從結果看，可決系數R2=0.964556，該模型的解釋變量解釋了1990-2003年間全國私人汽車擁有量變異的96.4556%，因此樣本擬合效果較好。整個模型的F值為90.71108表明整個模型估計效果較好。 （3）回歸系數的顯著性檢驗(t檢驗) 從回歸結果看，此模型中的城鎮(zhèn)居民可支配收入和燃料、動力類價格指數的變量和參數的t值在5%的置信水平下均統計值顯著 ，即在95%的置信系數下，可認為全國的私人汽車擁有量Y與城鎮(zhèn)居民可支配收入X1、燃料及動力價格指數X3之間都存在顯著的線性相關關系。 (4)變量的多重共線性檢驗 由于經濟變量之間都是相互影響的，難免存在一定的共線性，但是只要共線性不嚴重，各自變量對因變量的解釋程度還是可信的。可是X2的t檢驗不顯著，而f統計量顯著，效果很好，可以推斷出解釋變量可能存在多重共線性。 （5）異方差檢驗（white檢驗）時間序列模型也可能存在異方差。我們用WHITE檢驗來驗證該模型是否存在異方差。在建模的過程中，我們選擇含交叉項的模型進行檢驗。 建立原假設H0：不存在異方差。 因為時間序列數據，樣本個數較小，所以選用ARCH檢驗：Dependent Variable: E2Method: Least SquaresDate: 06/23/12 Time: 18:31Sample(adjusted): 1993 2003Included observations: 11 after adjusting endpointsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C4.33E+111.37E+120.3149420.7620E2(-1)3.4755720.8320874.1769320.0042E2(-2)-3.8674531.376776-2.8090650.0262E2(-3)1.4041651.1176241.2563840.2493R-squared0.827082 Mean dependent var2.96E+12Adjusted R-squared0.752974 S.D. dependent var3.55E+12S.E. of regression1.76E+12 Akaike info criterion59.51134Sum squared resid2.18E+25 Schwarz criterion59.65603Log likelihood-323.3124 F-statistic11.16052Durbin-Watson stat1.980794 Prob(F-statistic)0.004656 檢驗結果表示，在樣本容量為14的條件下，進行ARCH檢驗，計算(n-p) R2 = 6.616656臨界值7.81(=0.05),所以接受Ho,表明模型中不存在異方差。（6） 自相關檢驗 根據回歸結果得到DW=1.980794。對于n=14,k=3,在5%的顯著性水平下得到d值的界限dL=0.71和dU=1.61。4-dU=2.39，顯然1.980794在0.71和2.39之間，即表明dU DW4-dU ，根據自相關判定規(guī)則，我們可以得出結論：整個模型的殘差之間不存在自相關關系。5、 多重共線性的修正 我們采用逐步回歸法進行修正： （1）運用OLS方法逐一求Y對各個解釋變量的回歸，結合經濟意義和統計檢驗出擬合效果最好的一個一元線性回歸方程：方程1：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/24/12 Time: 17:08Sample: 1990 2003Included observations: 14VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-2616509.787741.3-3.3215330.0061X11474.612151.63329.7248640.0000R-squared0.887401 Mean dependent var4354921.Adjusted R-squared0.878018 S.D. dependent var3498430.S.E. of regression1221860. Akaike info criterion31.00121Sum squared resid1.79E+13 Schwarz criterion31.09250Log likelihood-215.0085 F-statistic94.57299Durbin-Watson stat0.273300 Prob(F-statistic)0.000000方程2：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/24/12 Time: 17:23Sample: 1990 2003Included observations: 14VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C150419042243778.6.7038280.0000X2-1322763.268920.1-4.9187960.0004R-squared0.668458 Mean dependent var4354921.Adjusted R-squared0.640830 S.D. dependent var3498430.S.E. of regression2096637. Akaike info criterion32.08113Sum squared resid5.28E+13 Schwarz criterion32.17243Log likelihood-222.5679 F-statistic24.19456Durbin-Watson stat0.583287 Prob(F-statistic)0.000355方程3:Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/24/12 Time: 17:34Sample: 1990 2003Included observations: 14VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-4659138.1615330.-2.8843250.0137X341472.907074.3335.8624470.0001R-squared0.741202 Mean dependent var4354921.Adjusted R-squared0.719636 S.D. dependent var3498430.S.E. of regression1852398. Akaike info criterion31.83342Sum squared resid4.12E+13 Schwarz criterion31.92472Log likelihood-220.8340 F-statistic34.36829Durbin-Watson stat0.332537 Prob(F-statistic)0.000077(2)對比分析，依據調整后可決系數最大原則，選取X1進入回歸模型的第一個解釋變量，形成一元回歸模型:Y=-2616509+0.887401x1 (787741.3) (151.6332)t=(-3.321533) (9.724864)Adjusted R-squared=0.878018 F=94.57299（3）逐步回歸，將其余變量分別加入模型：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/25/12 Time: 9:13Sample: 1990 2003Included observations: 14VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C2354107.2443622.0.9633680.3561X11164.618197.88255.8854020.0001X2-433834.9204519.4-2.1212410.0574R-squared0.920089 Mean dependent var4354921.Adjusted R-squared0.905560 S.D. dependent var3498430.S.E. of regression1075105. Akaike info criterion30.80114Sum squared resid1.27E+13 Schwarz criterion30.93808Log likelihood-212.6080 F-statistic63.32690Durbin-Watson stat0.449924 Prob(F-statistic)0.000001Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/25/12 Time: 10:20Sample: 1990 2003Included observations: 14VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C1316764.1047067.1.2575730.2346X13323.203442.20237.5151190.0000X3-58306.1613608.15-4.2846500.0013R-squared0.957811 Mean dependent var4354921.Adjusted R-squared0.950141 S.D. dependent var3498430.S.E. of regression781172.8 Akaike info criterion30.16239Sum squared resid6.71E+12 Schwarz criterion30.29933Log likelihood-208.1367 F-statistic124.8664Durbin-Watson stat1.457294 Prob(F-statistic)0.000000由上表可以看出，X3和X1構建的模型的擬合值優(yōu)于X2和 X1構建的方程的擬合值，且比起y對x1的回歸擬合優(yōu)度更好,t檢驗和F檢驗都更顯著，所以在 Y=-2616509+0.887401x1的基礎上加入解釋變量x3,得: Y=1316764+3323.203x1-58306.16x3 (1047067) (442.2023) (13608.15) t=(1.257573) (7.515119) (-4.284665) Adjusted R-squared=0.950141 F=124.86646、 計量結果的經濟分析1、收入是影響私家車擁有量的重要因素 對于私家車的購買來說，城鎮(zhèn)居民可支配收入的影響是很大的，隨著可支配收入的增加，私家車擁有量也隨之增加。在回歸模型中，該變量的參數估計值為2922.028，即表示在其他解釋變量保持不變的條件下，可支配收入每增加一個單位，而私家車擁有量增加2922.028輛。而隨著城鎮(zhèn)居民可支配收入從1990年的1510.2元增加到2003年的8472.2元，私家車擁有量也由1990年的816200輛增加到2003年的12192300輛。可以說明城鎮(zhèn)居民可支配收入的提高是私家車擁有量增加的重要因素。2、 貸款利率對私家車擁有量有一定影響 對于購車者來說，收入一定時，沒有足夠的金錢購買車時，可以向銀行貸款來買車。所以貸款利率的高低在一定程度上影響私家車擁有量，之所以這么說，那是因為可支配收入不高，沒有能力還貸款，也就不想買車。貸款利率與其他解釋變量相關系數不是很突出，但也是挺高的。3、 燃料、動力價格指數影響顯著 變量的參數估計值為-50492.48，參數符號符合預期，參數的絕對值都大于其他變量，說明燃料及動力價格