学号：HEBEI UNITED UNIVERSITY计量经济学课程论文我国私家车拥有量的影响因素分析——以中国总体情况为案例分析的计量经济学模型及其检验学院：河北联合大学经济学院姓名：专业班级：11级国贸3班2014年05月19日摘要：本文旨在对1989-2012全国生产总值变动，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，我对所得的分析结果作了经济意义的分析。

关键词：私家车、计量经济学模型、检验、预测第一章导论1.1问题的提出改革开放以来,我国创造了经济高速增长的神话,拥有近13亿庞大人口的基数,在2003年实现了人均GDP1000美元的基本小康目标,这也是私家车开始步入普及化道路的里程碑。

近几年随着国内市场汽车价格的持续下降和我国居民收入水平的不断提高，拥有私家车对普通百姓来说越来越容易了。

私家车走入普通百姓家中已成为定势，而汽车市场早已由卖方市场转为了买方市场，而且随着私家车的普及造成了道路拥挤、空气污染等诸多问题，现在出现了有些城市限制私家车的现象。

据中国汽车工业协会统计分析，2013年12月，汽车产销保持稳定增长，当月产销再创月度新高。

2013年，汽车产销双双超过2000万辆，增速大幅提升，高于年初预计，并且再次刷新全球记录，已连续五年蝉联全球第一。

鉴于此原因我进行了这次关于影响我国居民私家车拥有量的计量模型研究。

1.2 研究方法与目标本文应用计量经济学的方法对影响私家车拥有量的各个因素的进行计量分析，然后建立模型，并对模型进行检验与调整来私家车拥有量的实证分析，期望通过这种分析，找出影响我国私家车拥有量的真正原因及私家车拥有量的发展规律。

1.3 论文结构全文共分六章。

第二章对论文涉及到的国内外研究情况和理论做了一个简要的综述；第三章对影响我国私家车拥有量的因素进行了分析，并选择适当的变量建立了初步模型；第四章通过各种手段收集了上一章中所选变量的相关数据，并进行了适当的处理；第五章着重对模型进行了各种检验和调整，尽可能使其准确反映我国私家车拥有量的影响因素对其的影响；第六章有以上各章的结果得出我的结论。

第二章文献综述2.1国外研究情况虽然战后世界汽车市场呈现快速增长的态势，但这种增长具有不稳定性。

汽车市场的供求和价格经常发生变化，起伏也较大，不仅是传统的汽车市场经常起伏不定，而且高技术产品也经常发生变化和波动。

为了研究平均汽车拥有水平与国家居民富裕程度的关系，早在1982年世界银行和许多学者就对汽车拥有水平与收入状况的关系进行了统计分析，得出二者呈正相关关系。

其中Bardon J以发达国家为背景的研究最有代表性，他的研究结果是:当人均国民收入在500-1000美元时，千人汽车拥有量为10-30辆，这时轿车开始进入高收入家庭;当人均国民收入在5000-10000美元时，千人汽车拥有量为170-400辆，这时轿车进入全面普及阶段。

最早对汽车工业规模经济进行系统论述的是英国经济学家马克斯和西尔伯斯通1959年所著的《汽车工业》，该书认为技术最优的生产规模会随着技术条件的变化而变化，总的趋势是技术最优的生产规模会越来越大。

在马克斯和西尔伯斯通之后，又有许多学者对汽车行业规模进行了研究，得出的结果有:在规模经济被充分利用时，总装厂的最佳生产规模是5-30万辆，而全能厂的最佳生产规模是36-200万辆。

60年代美国学者布朗森在研究发展中国家的汽车工业时，发现随着国产化程度的提高，汽车的相对制造成本呈现出不利于汽车行业发展的上升趋势。

通过对各汽车工业国及发展中国家人均国民收入与汽车保有量的关系分析中得出结论:当人均国民收入达500-1000美元时，千人拥有汽车量为10--30辆，此时，轿车开始进入高收入家庭，人均国民收入在1000-5000美元时，千人拥有汽车量为20-180辆:在5000-10000美元时，千人拥有汽车量为170-400辆，这时出现需求高潮，轿车开始普及:10000-20000美元时，千人拥有量约为360-700辆，进入全面普及阶段。

2.2 国内现状及研究自上世纪90年代以来，我国私人汽车市场地位持续升高，私人汽车保有量年均增长23％，是全社会汽车保有量平均增长率的2倍以上，对我国汽车市场的影响力也在逐步加大。

中国汽车工业协会发布的数据显示中国汽车销售意外加速增长，2013年，汽车产销2211.68万辆和2198.41万辆，同比增长14.76%和13.87%，比上年分别提高10.2和9.6个百分点。

据中汽协统计，2013年汽车销量位居前十的企业分别是上汽、东风、一汽、长安、北汽、广汽、华晨、长城、吉利和江淮。

其中前6家逾百万辆，前5家超过两百万辆，东风汽车超过三百万辆，上汽集团首次超过五百万辆。

目前，私人购车已取代集团消费成为支撑汽车市场增长的主导力量。

据国家统计局资料，2012年全国人均国民生产总值已达到6100美元，已经初步达到汽车需求高涨的阶段。

我国幅员辽阔，各地区的经济发展水平虽存在着较大的差异，但很多家庭已基本具备购车能力。

中汽协副秘书长师建华表示，根据中汽协的预计，2014年国内汽车产销可望增长8%至10%，总量在2400万辆左右。

据统计，1984年底我国共拥有私人汽车17.35万辆，到1997年底私人汽车保有量已达358.36万辆。

国内私人汽车保有量占全国汽车保有量的比例从1990年的14.8％上升到了1997年的29.4％。

如何将这个需求旺盛的市场管理好和保持住，是一个涉及面很广的问题，它既需要国民经济的迅速增长，政府的鼓励政策，也需要社会基础设施及配套设施的建设等。

2.3 理论简述当今理论界对轿车工业的研究一般可以分为如下几类。

一类是从国家产业政策对产业发展影响的角度进行的分析，主要涉及到关税结构、国产化率、进入壁垒等具体产业政策；另一类是对中国加入WTO的应对策略进行的讨论；还有一类是以经济学为基础，利用统计分析，研究轿车市场的市场结构、用户组成、供给情况等方面。

第三章模型的设定及变量的选择3.1由于非线性模型的假设检验都涉及到非常复杂的数学计算,所以我考虑做一个线性模型(对参数线性),这样各种检验的方法较多,对模型准确程度的分析也更可靠。

3.2私家车这种高档消费品的拥有量显然与地区的经济水平有关，因此引进解释变量地区生产总值,并先验预期两者呈正相关关系。

3.3 私家车的拥有与各地区年末实有道路长度有一定的关联,所以引进解释变量年末实有道路长度,并先验预期其与私人汽车拥有量呈正相关。

3.4 我预计私家车的拥有与各地区的公路的长度有关，因此引入解释变量公路里程，并先验预期其与私人汽车拥有量呈正相关。

3.5 私家车的拥有必然是为了出行的便利，所以我预计其与各地区公共交通情况和出租车数量有关，而公共交通又由公共汽车、无轨电车、有轨交通组成，因此取其总和引入解释变量年末其他交通运营数，并先验预期其与私人汽车拥有量呈负相关。

3.6 对于人均地区生产总值、公路里程和其他交通运营数这些指标,我们更关心其相对数变化对私人汽车拥有量的影响,而且对数变换后能够减少异方差对模型的影响，所以采用对数模型。

综上所述,我们采用的计量经济学模型如下:u X X X Y t t t t ++++=332211t ln ln ln ln ββββ其中, Y t 表示私人汽车拥有量(辆)；Xt1表示人均国民生产总值（元）；Xt2表示公路里程(公里)；Xt3 表示其他交通运营数（辆）；u t为随机扰动项。

第四章 数据的来源及其处理我收集了中华人民共和国国家统计局编的《中国统计年鉴》中1989年—2012年共24Y t表示私人汽车拥有量(辆)；X t1表示人均地区生产总值（元）；X t2表示公路里程(公里)；X t3表示其他交通运营数（辆）；u t为随机扰动项。

经对数变换的数据为：第五章模型的估计、检验、调整（使用软件EViews 8.0)5.1模型回归：我们根据上述时间序列数据,采用普通最小二乘法(OLS)进行模型估计,结果如下：Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 05/19/14 Time: 19:12 Sample: 1989 2012 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 2.265633 0.449778 5.037228 0.0001 LNX1 1.839049 0.101644 18.09311LNX2 -0.001286 0.069061 -0.018617 0.9853 LNX3 -0.440016 0.121144-3.632174 0.0017R-squared 0.990304 Mean dependent var 6.871412 Adjusted R-squared0.98885S.D. dependent var0.64756S.E. of regression 0.068379 Akaike info criterion -2.376495 Sum squared resid 0.093513 Schwarz criterion -2.180153 Log likelihood 32.51794 Hannan-Quinn criter. -2.324405F-statistic680.9134Durbin-Watson stat 0.418894 Prob(F-statistic) 05.2经济意义检验：从回归得出的结果来看, lnX1的系数为1.839049, lnX2的系数为-0.001286, lnX3的系数为-0.440016,其中除lnX2外，符号与预期的相一致,并且其大小在经济理论上解释得通,因此该模型通过经济意义检验。

5.2 统计推断检验 ：5.2.1 拟合优度检验：从回归结果看，可绝系数R 2=0.990304,该模型的解释变量解释了1989-2012年间全国私人汽车拥有量变异的99.03%,而R 2最大值为1,因此样本回归方程对数据拟合得很好,方程通过拟合优度检验。

5.2.2检验回归系数的显著性(t 检验)：从回归结果看,回归系数的t 值分别为:t 1=18.09311、t2=-0.018617、t3=-3.632174,而给定 =0.05，查t 分布表，在自由度为n-4=20时得临界值2.086由于各解释变量系数1t ，3t 值均大于临界值，因此拒绝0H ；2t 值小于临界值，因此接受0H 。

即在95%的置信系数下,可认为全国私人汽车拥有量的对数与人均国民生产总值的对数,全国私人汽车拥有量的对数与全国其他交通运营数的对数，都存在显著的线性相关关系。