我國私家車擁有量影響因素的計量分析

王　珺

摘要:文章旨在對1990～2006全國人均可支配收入,基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等一系列因素對私人汽車擁有量的影響進(jìn)行實證分析。旨在描述各相關(guān)因素對全國私家車擁有量的影響,從而提出相關(guān)的政策建議。

關(guān)鍵詞:私家車;凱恩斯消費函數(shù)模型;回歸模型

中圖分類號:F426文獻(xiàn)標(biāo)識碼:A 文章編號:1674-1145(2009)18-0024-02

一、研究的相關(guān)理論背景及研究狀況

(一)凱恩斯消費函數(shù)模型

凱恩斯消費函數(shù)模型為:C=α+β*Y,式中C為現(xiàn)期消費,Y為現(xiàn)期收入,α為收入無關(guān)的那部分消費,即自發(fā)性消費,β為邊際消費傾向。

(二)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(guān),與財產(chǎn)收入有關(guān)。如下式:C=α*A+β*Y,式中A表示財產(chǎn),α是財產(chǎn)的邊際消費傾向,β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(chǎn)收入和個人生命周期不同階段勞動收入。

(三)杜森貝利的相對收入理論

杜森貝利的相對收入理論表述為:消費以相對收入為函數(shù)。相對別人——示范效應(yīng),向高消費看齊。我國稱之“攀比效應(yīng)”。相對自己過去——習(xí)慣效應(yīng),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(xiàn)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(xí)慣效應(yīng)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(jīng)濟(jì)學(xué)家杜森貝利的相對收入假定、莫迪利安尼等的生命周期假定雖然側(cè)重點有所不同,但都認(rèn)為居民的消費和收入水平是息息相關(guān)的,私人汽車擁有量以居民的收入作為基礎(chǔ)。

二、模型的選取和變量選擇

由于非線性模型的假設(shè)檢驗都涉及非常復(fù)雜的數(shù)學(xué)計算,所以本文考慮做一個線性模型(對參數(shù)線性),這樣各種檢驗的方法較多,對模型準(zhǔn)確程度的分析也更可靠。

(一)變量選擇

1.人均可支配收入。私家車這種高檔消費品的擁有量顯然與收入水平、公路的長度有關(guān),因此引進(jìn)解釋變量人均可支配收入,并先驗預(yù)期此二因素與私家車擁有量呈正相關(guān)。

2.公路汽車擁有量。本文預(yù)計私家車的擁有與全國的公路的長度有關(guān),因此引入解釋變量公路里程,并先驗預(yù)期其與私人汽車擁有量呈正相關(guān)。

3.燃料及動力價格。燃料及動力價格也是影響私家車擁有量的原因之一,直接構(gòu)成居民購買私家車的成本。為此本文引用以1990年為基期的原材料、燃料及動力購進(jìn)價格指數(shù)作為解釋變量,并且預(yù)期其與私家車擁有量成負(fù)相關(guān)關(guān)系。

(二)模型選取

對于人均可支配收入、公路里程和其他交通運營數(shù)這些指標(biāo),我們更關(guān)心其相對數(shù)變化對私人汽車擁有量的影響,而且對數(shù)變換后能夠減少異方差對模型的影響,所以采用對數(shù)模型。

三、數(shù)據(jù)來源及模型設(shè)定

(一)數(shù)據(jù)的來源及處理

本文收集了中華人民共和國國家統(tǒng)計局編的《2007年中國統(tǒng)計年鑒》中1990～2006年共17年相關(guān)數(shù)據(jù)并對其進(jìn)行了處理:Y表示私人汽車擁有量(萬輛);X1人均可支配收入(元);X2表示公路里程(萬公里);X3表示原材料、燃料及動力購進(jìn)價格指數(shù)(以1990年為基期);u為隨機(jī)擾動項。然后,把上述數(shù)據(jù)進(jìn)行對數(shù)變換得到各變量的增量:ln Y、lnX1、lnX2、lnX3。

(二)模型的設(shè)定

由附表1中的數(shù)據(jù)做散點圖可知,lnY和lnX1、lnX2、lnX3之間基本呈線性關(guān)系,其多元線性回歸模型可表示為:

ln Y =β0+β1*ln X1+β2*ln X2+β3*ln X3+u(式1)

其中:βi分別代表常數(shù)項和自變量的系數(shù); ln Y表示私人汽車擁有量(輛)的增量,ln X1表示人均可支配收入(元)的增量;ln X2表示公路里程(公里)的增量;lnX3表示原材料、燃料及動力購進(jìn)價格指數(shù)(以1990年為基期)的增量;u代表誤差項。

四、模型的估計和檢驗

(一)模型回歸結(jié)果

本文根據(jù)表1中提供的數(shù)據(jù),利用Eviews5.1計量軟件對式1所設(shè)定的模型進(jìn)行計量分析。結(jié)果如下:

(二)回歸結(jié)果的檢驗

1.經(jīng)濟(jì)意義檢驗。從回歸得出的結(jié)果來看,lnX1的系數(shù)為2.03,lnX2的系數(shù)為0.56,lnX3的系數(shù)為-1.24,各變量符號與預(yù)期的相一致,并且其大小在經(jīng)濟(jì)理論上解釋得通,因此該模型通過經(jīng)濟(jì)意義檢驗。

2.擬合優(yōu)度及模型估計效果檢驗。從結(jié)果看,可決系數(shù)R2=0.99,該模型的解釋變量解釋了1990～2006年間全國私人汽車擁有量變異的99%,因此樣本擬合效果較好。整個模型的F值為637.09,表明整個模型估計效果顯著。

3.回歸系數(shù)的顯著性檢驗(t檢驗)。從回歸結(jié)果看,此模型中的變量和參數(shù)的t值在5%的置信水平下均統(tǒng)計值顯著,即在95%的置信系數(shù)下,可認(rèn)為全國的私人汽車擁有量的增量Ln Y與全國的人均可支配收入的增量Ln X1,全國的公路里程的增量Ln X2,原材料、燃料及動力購進(jìn)價格指數(shù)的增量Ln X3之間都存在顯著的線性相關(guān)關(guān)系。

4.變量的多重共線性檢驗。由于經(jīng)濟(jì)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(yán)重,各自變量對因變量的解釋程度還是可信的。由于整個模型的殘差不存在嚴(yán)重多重共線性,則變量之間一定的相關(guān)程度不影響該模型的解釋能力。

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(jìn)行檢驗。

建立原假設(shè)H0:不存在異方差。

檢驗結(jié)果顯示,在樣本容量為17的條件下,進(jìn)行懷特檢驗得到輔助回歸方程的n*R2的值為13.57,相伴概率為0.14,顯然大于0.05的顯著性水平,所以接受零假設(shè):不存在異方差。限于篇幅,上述模型的檢驗結(jié)果不做單列。

6.自相關(guān)檢驗。根據(jù)回歸結(jié)果得到DW=1.74。對于n=17,k=3,在5%的顯著性水平下得到d值的界限dL=0.90和dU=1.71。4-dU=2.29,顯然1.74在0.90和2.29之間,即表明dU ＜DW＜4-dU ,根據(jù)自相關(guān)判定規(guī)則,我們可以得出結(jié)論:整個模型的殘差之間不存在自相關(guān)關(guān)系。

五、計量結(jié)果的經(jīng)濟(jì)分析

根據(jù)本文第四標(biāo)題計量分析,我們確定反映全國私家車擁有量影響因素的最終模型:

Ln Y= -4.02+2.03Ln X1+0.56Ln X2-1.24Ln X3(式2)

se=( 1.41) (0.18)(0.13) (0.28) R2=0.99

t= (-2.84) (11.03)(4.42)(-4.50) d. f. =17

p= (0.01)(0.00) (0.00) (0.00) F=637.09

由式2看出,截距項的值為-4.018535,但對其機(jī)械的解釋沒有什么經(jīng)濟(jì)意義。故模型主要經(jīng)濟(jì)意義解釋如下:

(一)收入是影響私家車擁有量的重要因素

由上述的回歸模型的各變量系數(shù)的經(jīng)濟(jì)意義來看,LnX1的系數(shù)2.03,大于1,表明私家車的擁有量相對于收入來說是富有彈性的。即是說,在1990～2006年間,在其他解釋變量保持不變的條件下,隨著全國的人均可支配收入的增加引起的全國的私家車擁有量的增長幅度大于全國的人均可支配收入的增長幅度。同時,該彈性系數(shù)大于其他變量的彈性系數(shù),故而收入是影響私家車擁有量的最重要的因素。隨著我國人均可支配收入從1990年的1604元增加到2006年的16084元,全國的私家車擁有量也由1990年的81.62萬輛增加為2006年的2333.32萬輛,說明了人均收入水平的提高是私家車擁有量上升的重要因素。

(二)公路里程對私家車擁有量有一定影響

公路里程增長率(lnX2)的系數(shù)0.56,小于1,表示在1990～2006年間,在其他解釋變量保持不變的條件下,全國的私家車擁有量相對于全國的公路里程數(shù)是缺乏彈性的(0.56<1),即由于全國的公路里程數(shù)的增長引起的全國的私家車擁有量的增長幅度小于全國的公路里程數(shù)本身的增長幅度;該彈性系數(shù)雖然沒有全國人均可支配收入的彈性系數(shù)大(0.56<2.027468),但是其影響為正,說明公路里程數(shù)的增加有助于增加國內(nèi)私家車的擁有量。從表1中可以看出,全國的公路里程數(shù)由1990年的102.83萬公里增加為2006年的345.7萬公里。相應(yīng)地,全國的私家車擁有量也由1990年的81.62萬輛增加為2006年的2333.32萬輛。這一數(shù)據(jù)也可以說明公路里程對私家車擁有量具有正向的影響。

(三)全國的原材料、燃料及動力購進(jìn)價格指數(shù)影響顯著

從式2的計量結(jié)果來看,全國的原材料、燃料及動力購進(jìn)價格指數(shù)的增長率(lnX3)系數(shù)的符號符合本文的預(yù)期,系數(shù)值為-1.24且絕對值大于1,富有彈性,說明全國的原材料、燃料及動力購進(jìn)價格指數(shù)的增加對于私家車擁有量的減少影響顯著。從理論和實踐上說,這是合理的。當(dāng)油價上漲時,駕駛私家車出行的成本上漲,因而人們會減少對私家車的購買,從而減少我國居民個人的私家車擁有量。

六、結(jié)論及建議

從本文的分析可見,全國私家車擁有量與其人均可支配收入、公路里程和原材料、燃料及動力購進(jìn)價格指數(shù)存在著一定的函數(shù)關(guān)系。人均可支配收入和公路里程對私家車的擁有量有一定的促進(jìn)作用,它們保持每年持續(xù)增長,從而使得全國的私人汽車擁有量不斷增多;而全國的原材料、燃料及動力購進(jìn)價格指數(shù)對私家車的擁有一定的限制作用,隨著其價格的提高,私家車擁有量有減少的趨勢。所以,可以以增加人均可支配收入和公路里程的方式來增加私家汽車的擁有量,從而促進(jìn)汽車行業(yè)的發(fā)展,同時帶動其他相關(guān)行業(yè)的發(fā)展,來增加就業(yè),促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。但是私家車數(shù)量過多也會帶來一系列負(fù)面問題。從現(xiàn)在的情況看來,全國許多城市出現(xiàn)了汽車擁擠現(xiàn)象,由此帶來的污染等現(xiàn)象,所以通過本文上面的分析,政府一方面可以采取增加公共交通和出租車的方式來限制私家車擁有量的增加,另一方面可以在適當(dāng)?shù)姆秶鷥?nèi)提高油價來限制私家車的擁有量和出行量。

參考文獻(xiàn)

[1][美]達(dá)摩達(dá)爾·N.古扎拉蒂.計量經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].中國人民大學(xué)出版社,2004.

[2]龐皓.計量經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].科學(xué)出版社,2006.

[3]鄺國良,曾鐵城.關(guān)于廣東省民用汽車擁有量的計量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型及其檢驗和預(yù)測[J].工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì),2007.

[4]錢世超.中國轎車市場結(jié)構(gòu)與企業(yè)行為研究[C].上海社會科學(xué)院研究生畢業(yè)、學(xué)位論文,2005.

[5]中華人民共和國國家統(tǒng)計局.2007年中國統(tǒng)計年鑒[M].中國統(tǒng)計出版社,2007.