我国私人汽车拥有量的影响因素的计量分析

我国私人汽车拥有量的影响因素的计量分析摘要建立准确而合理的计量经济学模型，寻求全国私人汽车拥有量和社会经济 的相关指标之间的函数关系，可以较为准确的对一国一定时期内私人汽车拥有量 的变化进行定量的分析。本文选择了2015年中国统计年鉴中19952014年共 20年的相关数据，建立了计量经济学模型，并利用Eviews软件对模型进行参数 估计和检验。最后的结果进行经济意义分析，判断出居民人均可支配收入，汽车 产量、钢铁产量对居民汽车拥有量有正的影响。其中汽车产量影响最大，城市化 率影响最小。并且这些影响因素对其存在长期的均衡关系。关键词 ：居民汽车拥有量，计量模型，多重共线性，协整检验。一、引言改革开放以来，中国的经济快速增长，短短三十多年的时间，我国一跃成为 世界第二大经济体。随着市场经济的稳定繁荣和改革开放的深入发展，我国的经 济经历了一个快速发展的时期。经济的快速发展为汽车工业提供了巨大的发展空 间，也为汽车厂商提供了巨大的市场。但是私人汽车拥有量的增加也会对土地、 能源、环境等产生巨大影响。世界汽车工业发展规律表明.当一个国家的人均GDP在100010000美元时, 是汽车 工业发展的黄金时期，并带动国民经济高速发展。2001年我国人均GDP 达到1000美元，这预示着中国正处在汽车工业起飞的前期，市场需求表现出强 劲的态势，汽车进入普通家庭已成为众所周知的事实，私家车开始步入普及化道 路的里程碑。中国目前是世界上第二大的汽车拥有国，仅次于美国。而且中国现 在已经成为了世界第一大的汽车消费国。因此有必要对影响私人汽车拥有量的主 要因素进行分析。本文通过描述各相关因素对全国私家车拥有量的影响，从而提 出相关的政策建议。二、文献综述1995年中国私人汽车的拥有量为249.96万辆，到20 14年上升到12339.36 万辆，汽车行业作为国民经济的支柱产业，消费者需求量直接影响整个行业的发 展。因此，不少学者从不同角度对我国私人汽车拥有量的影响因素进行了计量分 析。王珺的我国私家车拥有量的影响因素的计量分析(2009)选择了人均可支 配收入XI；公路里程X2；原材料、燃料及动力购进价格指数(以1990年为基期) X3 作为自变量，私人汽车拥有量 Y 作为自变量构建对数模型 lnY二B +B lnX + B lnX + B lnX +u,利用eviews进行计量分析，并得出结论： 全国私0家车1 拥1有量2与其2 人均3 可3支配收入、公路里程和原材料、燃料及动力购进 价格指数存在一定的函数关系。张廷煦,马超的从中国统计数据看私人汽车发 展状况(2013)除了增加了人口数量X4这一自变量外，还将X3定义为平均原 油价格构造了新的模型lnY=B +B lnX + B lnX + B lnX + B lnX + u,且验证该模 011223344型能够较好地复合统计检验、计量经济学检验，并在序列相关性、多重共线性等 方面也有很好的拟合度，总体上是一个较为成功的模型，有着切实的经济学意义， 即人口数量也是影响私人汽车拥有量的因素之一。孙燕红我国私人汽车需求的 计量经济模型分析（2013）进一步细化影响因素，增加了全国汽车产量X5和社 会消费品零售额 X6 这两个自变量建立模型： lnY二B +B lnX + B lnX + B lnX + B lnX + B lnX + B lnX+u，利用 eviews 软件进行分析得出：在上述模型5下，原材料、燃料及动力购进价格指 数（以1990年为基期）X3这一变量是多余的，我国私人汽车需求量主要受人 均可支配收入、公路里程、汽车产量、人口数量、社会消费品零售额的影响，而 且均存在正向相关关系，并且人口数量是影响私人汽车需求量的最重要的因素。 此外，还提出以下政策建议：加快城镇道路化的发展，努力增加城镇人口数将有 助于汽车需求量的增长；完善公共基础设施建设，加速全国公路建设，通过提高 硬环境来增加汽车需求量；继续发展汽车产业，改进技术，降低成本，增加汽车 产量，促进需求；居民消费水平有待进一步提高，这就要求国家出台一些偏向居 民的收入分配政策，同时积极鼓励消费信贷的发展，增强居民消费能力，努力扩 大内需，提高社会消费品零售额，间接带动购车需；完善公共基础设施建设，加 速全国公路建设，通过提高硬环境来增加汽车需求量；继续发展汽车产业，改进 技术，降低成本，增加汽车产量，促进需求；居民消费水平有待进一步提高，这 就要求国家出台一些偏向居民的收入分配政策，同时积极鼓励消费信贷的发展， 增强居民消费能力，努力扩大内需，提高社会消费品零售额，间接带动购车需求。在这里，我的这篇文章上因素述几位学者的研究方法类似，在几位学者的研 究基础上再从不同的方向研究居民汽车拥有量的影响因素。三、模型设定（）、因素的确定我们知道，想要拥有一辆汽车，必须进行购买，而城镇居民的可支配收入是 购买汽车的前提条件，本文可以考虑城镇居民的人均可支配收入为城镇居民的汽 车拥有量的一个影响因素。同时，人口数量也是影响我国私人汽车拥有量的重要 因素，所以，在本文中，人口数量也是研究中国私人汽车拥有量的一个重要的因 素；在孙燕红的研究中，她提出的建议加快城镇道路化的发展，努力增加城镇人 口数将有助于汽车需求量的增长；所以我将城镇化也作为影响汽车拥有量的一个 重要影响因素，验证城镇化对中国私人汽车的拥有量的影响。在这里我们选用中 国城镇人口的数量与总人口数量的比值表示中国城市化的水平。在汽车需求市场 中，汽车产量对私人汽车的拥有量产生重要的影响。所以该影响因素里也得考虑 汽车生产量。中国的公路里程越多，人们就越需要也越应该拥有汽车。所以，中 国的公路里程是汽车拥有量的基础。因此，在研究居民汽车拥有量的时候有必要 把公路里程也考虑在内。由上我们选取出了除了汽车价格之外的对于居民汽车拥有量的影响因素， 分别为居民可支配收入一一X1；总人口一一X2；城市化率一一X3；公路里程一一 X4；汽车产量X5；汽车拥有量Y。从中国统计局年鉴和中国汽车工业年 鉴选取1995年至2014年的二十年的居民居民可支配收入、总人口、城镇人口、 公路里程、汽车产量、汽车拥有量的数据（见附表）。二）、模型的建立由经济学的经验可选定该模型为一个线性模型。因为他的检验方法比较多， 对模型的准确程度的分析也就更加的可靠。为了更好的研究，首先我们将变量 Y XI、X2、X4、X5,取对数，但是由于X3是一个率，所以我们对X3不做对数处理。 具体来说，我们可以设定模型如下：lnY二B +B lnX + B lnX + B X + B lnX + B lnX+u011223 34455其中，u为随机扰动项。（三）、模型的确定1、用最小二乘法估计出该模型为：Dependent Variable: LNYMethod: Least SquaresDate: 05/02/16 Time: 16:34Sample: 1995 2014Included observations: 20CoefficientStd. Error t-StatisticProb.C-160.868421.01042 -7.6566000.0000LNX10.3059400.392110 0.7802400.4482LNX213.888172.003427 6.9322070.0000X35.0687181.817184 2.7893260.0145LNX40.0711820.076443 0.9311870.3675LNX50.2008630.062378 3.2201110.0062R-squared0.999459Mean dependent var7.447759Adjusted R-squared0.999266S.D. dependent var1.259055S.E. of regression0.034120Akaike info criterion-3.674534Sum squared resid0.016299Schwarz criterion-3.375815Log likelihood42.74534Hannan-Quinn criter.-3.616221F-statistic5171.509Durbin-Watson stat1.235589Prob(F-statistic)0.000000lnY=-160.8684+0.3059lnX1+13.8882X2+5.0687X3+0.0712lnX4+0.0624X5从F统计量的P值为0.000000.05,可以看出该方程关系显著成立。但是，LnX1 和LnX4的T统计量的P值都大于0.05，可以看出XI、X4不显著，所以解释变 量之间可能存在多重共线性。2、分别计算lnY关于lnXl、lnX2、X3、lnX4、lnX5的线性回归：（1）、lnY对lnXl的线性回归 用最小二乘法估计出该模型为：Dependent Variable: LNYMethod: Least SquaresDate: 05/02/16 Time: 16:45Sample: 1995 2014Included observations: 20CoefficientStd. Error t-StatisticProb.C-11.377330.296472 -38.375770.0000LNX12.0309420.031917 63.631250.0000R-squared0.995574Mean dependent var7.447759Adjusted R-squared0.995328S.D. dependent var1.259055S.E. of regression0.086057Akaike info criterion-1.972966Sum squared resid0.133306Schwarz criterion-1.873393Log likelihood21.72966Hannan-Quinn criter.-1.953529F-statistic4048.936Durbin-Watson stat0.502433Prob(F-statistic)0.000000lnY=-11.3773+2.0309lnX1从上表中可以看出：该模型的F用计量的P值为0.000000.05,可以看出该方程关 系显著成立，且lnX 1的t统计量的P值为0.00000.05,可以看出XI显著。XI代表 的是人均可支配收入,从中国统计年鉴的数据可以看出,人均可支配收入在逐年 增加，同时，我国私人汽车拥有量也在逐年增加。从方程可以表示出：在不考虑 其他因素的同时，人均可支配收入每增加1%，私人汽车拥有量就增加2.039%，可 以看出，私人汽车拥有量受人均可支配收入的影响很大。(2) 、lnY对lnX2的线性回归 用最小二乘法估计出该模型为：Dependent Variable: LNYMethod: Least SquaresDate: 05/02/16 Time: 16:46Sample: 1995 2014Included observations: 20CoefficientStd. Error t-StatisticProb.C-394.963214.56818 -27.111360.0000LNX234.178921.237348 27.622730.0000R-squared0.976953Mean dependent var7.447759Adjusted R-squared0.975673S.D. dependent var1.259055S.E. of regression0.196378Akaike info criterion-0.322915Sum squared resid0.694155Schwarz criterion-0.223342Log likelihood5.229153Hannan-Quinn criter.-0.303478F-statistic763.0149Durbin-Watson stat0.176986Prob(F-statistic)0.000000lnY=-394.9632+34.1789lnX2从上表中可以看出：该模型的F用计量的P值为0.000000.05,可以看出该方程关 系显著成立，且lnX2的t统计量的P值为0.00000.05,可以看出X2显著。X2代表 的是人口总数,从中国统计年鉴的数据可以看出,人口总数在逐年增加,同时, 我国私人汽车拥有量也在逐年增加。从方程可以表示出：在不考虑其他因素的同 时，人均可支配收入每增加1%，私人汽车拥有量就增加34.1789%，可以看出，这 个数据不够合理，虽然中国的人口基数大，但是，这个增长速度还是过快，不符 合经济意义。分析其原因：应该是随机扰动项中包含的其他因素对人均汽车拥有 量的影响较大，导致出现这个不符合经济意义的回归结果，但是，依然可以从这 个结果中得出人口总数对私人汽车拥有量有影响的结果。(3) 、lnY对X3的线性回归 用最小二乘法估计出该模型为：Dependent Variable: LNYMethod: Least SquaresDate: 05/02/16 Time: 16:46Sample: 1995 2014Included observations: 20CoefficientStd. Error t-StatisticProb.C5.3857160.160271 33.603760.0000X321.471561.448530 14.823000.0000R-squared0.924281Mean dependent var7.447759Adjusted R-squared0.920074S.D. dependent var1.259055S.E. of regression0.355949Akaike info criterion0.866580Sum squared resid2.280592Schwarz criterion0.966153Log likelihood-6.665798Hannan-Quinn criter.0.886018F-statistic219.7213Durbin-Watson stat0.131162Prob(F-statistic)0.000000lnY=5.3857+21.4716X3从上表中可以看出：该模型的F用计量的P值为0.000000.05,可以看出该方程关 系显著成立，且X3的t统计量的P值为0.00000.05,可以看出X3显著。X3代表的 是城市化率,从中国统计年鉴的数据可以看出,城镇人口占总人口的比率在逐年 增加,同时,我国私人汽车拥有量也在逐年增加。从方程可以表示出：在不考虑 其他因素的同时,城市化率每增加1%,私人汽车拥有量就增加21.4716%,这个数 据看似不够合理,但是,城市化率从1995年的29.04%到2014年的54.77%,20年增 长了25.73%,而私人汽车拥有量从1995年的249.96万辆增长达2014年的12339.36 万辆,增长了48倍,加之其他因素的影响,这个结果还是基本合理。但是,城市 化率作为城市化进程的一个标准,在城市化的进程中,农村也在发展,经济在发 展,农村的道路也在扩修发展,农民的生活也在提高,私家车在农村的拥有量也 在不断增加。所以：虽然城市化率对私人汽车拥有量有一定的影响,但不是主要的影响因素。(4) 、lnY对lnX4的线性回归 用最小二乘法估计出该模型为Dependent Variable: LNYMethod: Least SquaresDate: 05/02/16 Time: 16:47Sample: 1995 2014Included observations: 20CoefficientStd. Error t-StatisticProb.C-5.3579570.832949 -6.4325130.0000LNX42.3365780.151338 15.439440.0000R-squared0.929791Mean dependent var7.447759Adjusted R-squared0.925890S.D. dependent var1.259055S.E. of regression0.342754Akaike info criterion0.791032Sum squared resid2.114646Schwarz criterion0.890605Log likelihood-5.910323Hannan-Quinn criter.0.810470F-statistic238.3764Durbin-Watson stat0.816875Prob(F-statistic)0.000000lnY=-5.3580+2.3366lnX4从上表中可以看出：该模型的F用计量的P值为0.000000.05,可以看出该方程关 系显著成立，且X4的t统计量的P值为0.00000.05,可以看出X4显著。X4代表的 是公路里程,从中国统计年鉴的数据可以看出,公路里程在逐年增加,同时,我 国私人汽车拥有量也在逐年增加。从方程可以表示出：在不考虑其他因素的同时， 公路里程每增加1%，私人汽车拥有量就增加2.3366%，可以看出：公路里程是影 响私人汽车拥有量的因素。(5) 、lnY对lnX4的线性回归用最小二乘法估计出该模型为：Dependent Variable: LNYMethod: Least SquaresDate: 05/02/16 Time: 16:47Sample: 1995 2014Included observations: 20CoefficientStd. Error t-StatisticProb.C2.2746490.185031 12.293310.0000LNX50.9542530.033229 28.717540.0000R-squared0.978640Mean dependent var7.447759Adjusted R-squared0.977453S.D. dependent var1.259055S.E. of regression0.189054Akaike info criterion-0.398929Sum squared resid0.643345Schwarz criterion-0.299356Log likelihood5.989288Hannan-Quinn criter.-0.379491F-statistic824.6973Durbin-Watson stat0.534620Prob(F-statistic)0.000000lnY=2.2746+0.9543lnX5从上表中可以看出：该模型的F用计量的P值为0.000000.05,可以看出该方程关 系显著成立，且X5的t统计量的P值为0.00000.05,可以看出X5显著。X5代表的 是汽车产量,从中国统计年鉴的数据可以看出,汽车产量在逐年增加,同时,我 国私人汽车拥有量也在逐年增加。从方程可以表示出：在不考虑其他因素的同时， 汽车产量每增加1%，私人汽车拥有量就增加0.9543%，可以看出：汽车产量是影 响私人汽车拥有量的因素。3、综上所述：我们可以选择lnY先对lnXl的回归分析为主，依次加入lnX2、X3、 lnX4、lnX5进行回归分析，剔除不显著的变量。（1）、加入lnX2进行分析：Dependent Variable: LNYMethod: Least SquaresDate: 05/02/16 Time: 16:48Sample: 1995 2014Included observations: 20coefficientStd 匚 IIOIL-SLdLISLICProb.LNCX1-11.2426.0396340701407143100216 -819637979827020000000000LNX29.850292125718578351980.0000ARd-sjuqsutaerdedR-squaredS.E. of regression00.9999980942700.041238Mean dependent var SD dependent var Akaike info criterion71424597705595-3.401454Sum squared resid0.028909Schwarz criterion-3.252094Log likelihood37.01454Hannan-Quinn criter-3.372297F-statistic8847.291Durbin-Watson stat1.562140Prob(F-statistic)0.000000从上表中可以看出：该模型的F用计量的P值为0.000000.05,可以看出该方程关 系显著成立，且XI和X2的t统计量的P值为0.00000.05,可以看出XI和X2都显著。（2）、加入lnX2、X3进行分析：Dependent Variable: LNYMethod: Least SquaresDate: 05/02/16 Time: 16:48Sample: 1995 2014Included observations: 20Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.C-129.059822.33943 -5.7772200.0000LNX11.3826500.211736 6.5300610.0000LNX210.501792.046915 5.1305460.0001X30.4900011.195835 0.4097560.6874R-squared0.999050Mean dependent var7.447759Adjusted R-squared0.998872S.D. dependent var1.259055S.E. of regression0.042285Akaike info criterion-3.311893Sum squared resid0.028609Schwarz criterion-3.112746Log likelihood37.11893Hannan-Quinn criter.-3.273017F-statistic5609.551Durbin-Watson stat1.555508Prob(F-statistic)0.000000从上表中可以看出：该模型的F用计量的P值为0.000000.05,可以看出该方程关 系显著成立，且X1和X2的t统计量的P值为0.00000.05,可以看出X3不显著，所以剔除变量X3。（3）、加入lnX2、lnX4进行分析：Dependent Variable: LNYMethod: Least SquaresSample: 1995 2014CoefficientStd. ErrorIncluded observations: 20LNCX1-1.2426.031703210.50.5832937127-7.8518160.0000LNX29.8431321.37803317.761960.0000LNX40.0011000.0719907.1428860.00000.0152750.9880t-StatisticProb.ARd-sjuqsutaerdedR-squaredLog likelihoodF-statistic7.4477591.259055-3.2625931.5610950.998980640 SM.eDa.ndependent var37.01468 Hannan-Quinn criter.5551.322 Durbin-Watson statProb(F-statistic) 0.000000 从上表中可以看出：该模型的F用计量的P值为0.000000.05,可以看出该方程关 系显著成立，且XI和X2的t统计量的P值为0.00000.05,可以看出X4不显著，所以剔除变量X4。（4）、加入lnX2、lnX5进行分析：Dependent Variable: LNYMethod: Least SquaresDate: 05/02/16 Time: 16:49Sample: 1995 2014Included observations: 20CoefficientStd. Error t-StatisticProb.C-113.418115.23411 -7.4450100.0000LNX11.3738900.098333 13.971870.0000LNX29.1554411.332154 6.8726570.0000LNX50.2008630.062378 3.2201110.0062R-squared0.999138Mean dependent var7.447759Adjusted R-squared0.998976S.D. dependent var1.259055S.E. of regression0.040285Akaike info criterion-3.408806Sum squared resid0.025966Schwarz criterion-3.209659Log likelihood38.08806Hannan-Quinn criter.-3.369930F-statistic6180.947Durbin-Watson stat1.386931Prob(F-statistic) 0.000000从上表中可以看出：该模型的F用计量的P值为0.000000.05,可以看出该方程关 系显著成立，且X1和X2的t统计量的P值为0.00000.05,可以看出X1和X2都显著。 同时X5的t统计量的P值为0.00000.05，可以看出X5显著，所以不剔除变量X5。 综上所述,模型确定为：LnY=-133.4181+1.3740lnX1+9.1554lnX2+0.2009lnX5 四、模型的协整检验（一）、单位根检验：1、对l nY进行单位根检验:Null Hypothesis: D(LNY,2) has a unit root Exogenous: ConstantLag Length: 2 (Fixed)t-StatisticProb.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-3.6334890.0183Test critical values:1% level-3.9591485% level-3.08100210% level-2.681330由表可知lnY的t检验的P值为0.01830.05，所以Y是一阶单整的。1、对lnXl进行单位根检验：Null Hypothesis: D(LNX1) has a unit rootExogenous: ConstantLag Length: 2 (Fixed)t-StatisticProb.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-3.6883420.0156Test critical values:1% level-3.9203505% level-3.06558510% level-2.673459由表可知X1的t检验的P值为0.00990.05,所以X1是一阶单整的。3、对lnX2进行单位根检验：Null Hypothesis: D(LNX2) has a unit rootExogenous: ConstantLag Length: 2 (Fixed)t-StatisticProb.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-3.6883420.0156Test critical values:1% level-3.9203505% level-3.06558510% level-2.673459由表可知lnX2的t检验的P值为0.01560.05,所以X2是一阶单整的。2、对lnX5进行单位根检验：3、Null Hypothesis: D(LNX5,2) has a unit rootExogenous: ConstantLag Length: 2 (Fixed)t-StatisticProb.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-3.1252100.0462Test critical values:1% level-3.9591485% level-3.08100210% level-2.681330由表可知lnX5的t检验的P值为0.04621，表明私人汽车的拥有量对于人口总数 来说是富有弹性的，即从1995年到2014年，在其他解释变量保持不变的情况下， 随着人口数量的增加引起全国私人汽车的增加幅度小于全国人口总数的增长幅 度。同时该弹性系数大于其他变量的弹性系数，表明人口总数是影响私人汽车拥 有量最重要的因素。（二）、人均可支配收入是影响私人汽车拥有量的重要因素 该方程表明：人均可支配收入每增加1%，中国私人汽车拥有量增加1.3740%；。从回归模型可以看出：lnXl的系数为1.37401,表明私人汽车的拥有量对于人均 可支配收入来说是富有弹性的，即从1995年到2014年，在其他解释变量保持不变 的情况下，随着人均可支配收入的增加引起全国私人汽车的增加幅度小于人均可 支配收入的增长幅度。同时该弹性系数小于lnX2的弹性系数，但大于lnX5的弹性 系数，表明人均可支配收入是影响私人汽车拥有量的重要因素。（三）、汽车产量是影响私人汽车拥有量的因素 该方程表明：汽车产量每增加1%，中国私人汽车拥有量增加0.2009%。从回归模型可以看出：lnX5的系数为0.20091,表明私人汽车的拥有量对于汽车 产量来说是不富有弹性的，即从1995年到2014年，在其他解释变量保持不变的情 况下，随着汽车产量的增加引起全国私人汽车的增加幅度大于汽车产量的增长幅 度。表明汽车产量是影响私人汽车拥有量的因素之一。（四）、城市化率和公路里程对私人汽车拥有量有一定的影响虽然城市化率和公路里程不显著，被剔除了变量，但是从前面的城市化率和 公路里程单独对私人汽车拥有量的分析中可以看出：城市化率和公路里程是影响 私人汽车拥有量的因素之一。六、结论和政策建议从本文分析可见：私人汽车拥有量和人均可支配收入、人口总数、汽车产量之间 存在一定的函数关系，且这些因素对私人汽车拥有量的影响都是正向的。 基于以上分析给出我的建议：首先，基于我国目前的宏观经济情况来看，我国目 前一个比较大的问题是我们国家的消费不足。而汽车购买量是中国居民家庭里除 了购买房屋之外的最大消费项目了。所以增加汽车的消费量即增加居民汽车拥有 量是拉动消费的效果明显的措施。依据我的模型，给出以下意见： （一）、加快城镇道路化的发展，努力增加城镇人口数将有助于汽车需求量的增 长；（二）、完善公共基础设施建设，加速全国公路建设，通过提高硬环境来增加汽 车需求量；（三）、继续发展汽车产业，改进技术，降低成本，增加汽车产量，促进需求；（四）、居民消费水平有待进一步提高，这就要求国家出台一些偏向居民收入的 分配政策，同时积极鼓励消费信贷的发展，增强居民消费能力，努力扩大内需， 提高社会消费品的零售额，间接带动购车需求。参考文献1 段进才，段囡，权杰庆.我国城镇居民汽车拥有量的协整分析J.现代商 业Modern. 2015, No32： 40-41.2 张廷煦，马超的.从中国统计数据看私人汽车发展状况J.北京汽车.2013, No05：37-40.3 孙燕红.我国私人汽车需求的计量经济模型分析J.商情.2012, No35： 24-25.4 王珺.我国私家车拥有量的影响因素的计量分析J.现代企业文化.2009, No18：62-62.5 韩雪,李潜.关于我国汽车私有量的计量经济学模型及其检验和预测J.工 业技术经济.2006, No09： 121-124.6 刘佳.影响我国汽车私有量的因素计量分析J.中国高新技术企业.2010, No09：6-7.7 王捷辉.我国汽车私有量的计量经济分析J.现代商业.2015, No32： 188-189.8 袁文.我国汽车私有量的计量经济分析J.湖南文理学院学报：自然科学 版.2012, No04： 17-20.