影響我國私人汽車擁有量的因素計量分析

1、吉林大學經濟學院高級計量經濟學結課論文論文題目：影響我國私人汽車擁有量的因素計量分析 姓名作者：朱氏喬 （ chu thi kieu） 學院：經濟學院 專業(yè)：財政學 學號：9201321219 科目：高級計量經濟學2013年12月24日摘要：本論文的主要內容是分析影響我國私人汽車擁有量的因素，指出了建立計量經濟學模型和對其進行多種檢驗的詳細過程，并解釋了模型的經濟意義，給出了相應結論。關鍵詞：私人汽車擁有量、國民總收入、鋼材產量、全國營運汽車擁有量、變量、模型隨著我國經濟實力的增強，人民生活的水平提高，私人汽車的需求量也是逐年增加。正因為私人汽車逐漸占據(jù)了汽車消費市場的主導地位，并直接反映了整

2、個汽車行業(yè)的狀態(tài)，所以私人汽車消費市場越來越吸引人們的關注。為了實證對私人汽車消費市場的具體影響因素，以使于我們根據(jù)實證結果提出政策建議，在查找關于我國汽車行業(yè)當今各方面的情況的基礎上，選擇用全國私人汽車擁有量作為反映我國私人汽車消費市場現(xiàn)狀的指標，并參照相關的數(shù)據(jù)資料選取了國民總收入，鋼材產量，公路里程和國民營運汽車擁有量作為解釋變量。（一） 模型設定由于非線性的假設檢驗都涉及到非常復雜的數(shù)學，所以我們考慮做一個線性模型，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。私人汽車這種高檔消費品的擁有量顯然與居民收入有關，因此引進解釋變量國民總收入（gni），并先驗預期兩者生產呈正相關關系

3、?？紤]到汽車工業(yè)的原材料，預定私家車市場的發(fā)展與其主要原材料鋼材的生產有一定的關聯(lián)，所以引進解釋變量鐵材產量，并先驗預期其與私人汽車擁有量呈正關系。公路里程的增加回事交通運輸更加方便，也會因此促進私人汽車擁有量的增加?；诖?，引進解釋變量公路里程，并先驗預期并先驗預期其與私人汽車擁有量呈正關系。私家車的擁有與營運汽車擁有量有一定的關聯(lián)，所以引進解釋變量全國營運汽車擁有量，至于它同私人汽車擁有量的相關關系，可以通過計算兩者的相關系數(shù)來做初步估計。計算得到私人汽車擁有量與全國營運汽車擁有量的相關系數(shù)為0.8154，表明兩者可以有較強的正相關關系，因此預期兩者呈正相關關系。對于國民總收入，鋼材產量，

4、公路里程和全國營運擁有量這些指標，我們更關心其相對數(shù)變化對私人汽車擁有量的影響，因此考慮采用對數(shù)線性模型；而且對數(shù)變換后能夠減少異方差對模型的影響，于是最終確定模型形式對數(shù)線性模型。綜上所述，采用的模型如下：lnyt = 0 + 1lnx1t + 2lnx2t + 3lnx3t + 4lnx4t + ut其中，yt = 私人汽車擁有量（萬輛）x1t = 國民總收入（億元）x2t = 鋼材產量（萬噸）x3t = 公路里程（萬公里）x4t = 全國營運汽車擁有量（萬輛）（二） 數(shù)據(jù)收集與整理本文所用數(shù)據(jù)來源于（2008年中國統(tǒng)計年鑒），選擇了1985-2007年的相關數(shù)據(jù)，整理見表1表1年份私人汽

5、車擁有量（萬輛）國民總收入（億元）鋼材產量（萬噸）全國營運汽車擁有量（萬輛）公路里程（萬公里）198528.499040.7369327.3794.24198634.7110274.4405829.2796.28198742.2912050.6438630.3298.22198860.4215036.8468930.6999.96198973.1217000.9485930.85101.43199081.6218718.3515331.3102.83199196.0421826.2563831.67104.111992118.226937.3669730.87105.671993155.773

6、5260771628.96108.351994205.4248108.5842827.97111.781995249.9659810.58979.827.49115.701996289.6770142.59338.0228.81118.581997358.3678060.89978.9329.89122.641998423.6583024.310737.831.88127.901999533.8888479.212109.78501.77135.202000625.3398000.513146702.82140.302001770.78108068.216067.61764.39169.802

7、002968.98119095.719251.59826.34176.5020031219.2313517424108.01924.64181.0020041481.66159586.731975.721067.18187.1020051848.07184088.637771.14733.22334.5020062333.32213131.746893.36802.58345.7020072876.22251483.256560.87849.22358.40（三） 參數(shù)估計根據(jù)上面所列的時間序列數(shù)據(jù)采用最小二乘估計法（ols）估計模型參數(shù)，得到初始模型為（使用eviews5.0）： lnyt

8、= -8.7559 + 0.9343 lnx1t + 0.3902 lnx2t + 0.0521 lnx3t + 0.0813 lnx4t se = （0.2732） （0.0644） （0.1585） （0.17280)）（0.0183）t=（-32.0480）（14.5175）（2.4612）（0.3016）（4.4458）r2= 0.9979，r2 = 0.9974，f = 2125.407 ，dw = 0.6847（四） 模型檢驗及修正- 經濟意義檢驗：從回歸結果可以看出，可解釋變量的系數(shù)均為正數(shù)，于我們預其的符號相一致，說明私人汽車擁有量與國民總收入、鋼材產量、公路里程和全國營運汽車

9、擁有量呈正向相關關系。- 統(tǒng)計檢驗：從回歸的結果看，可決系數(shù)r2 = 0.9979，認為模型的擬合程度較好。系數(shù)的顯著性檢驗：模型的由回歸系數(shù)t檢驗的p值可知，解釋變量國民總收入、鐵材產量和全國營運汽車擁有量在0.05顯著性水平上顯著，而公路里程在0.05顯著性水平上不顯著，所以認為國民總收入、鋼材產量和全國營運汽車擁有量對私人汽車擁有量有顯著影響，公路里程對私人汽車擁有量沒有顯著影響。- 計量經濟學檢驗：1. 多重共線性檢驗及修正。從初始模型的相應統(tǒng)計量可以明顯的看出，盡管模型對樣本數(shù)劇的擬合程度很好（r2 = 0.9974），解釋變量公路里程的t檢驗不顯著（p = 0.7664），這可能是

10、由模型存在多重共線性吸引的。于是需要對多重共線性進行處理，這里采用逐步引入變量。依據(jù)加入的變量要是方程的擬合優(yōu)度增加最多且各參數(shù)t檢驗都通過的原則，模型中最終保留lnx1t、lnx2t、lnx4t三個變量，進行最小二乘估計，結果為：lnyt = -8.7491 + 0.9211 lnx1t + 0.4330 lnx2t + 0.0806 lnx4tse =（0.2657） （0.0459） （0.0689） （0.0177）t=（-32.9293） （20.0487）（6.2807） （4.5541）r2 = 0.9979，r2 = 0.9974，f = 2976.242 ，dw = 0.71

11、642. 異方差檢驗。由于使用的是時間序列數(shù)據(jù)，可以采用arch 檢驗法來檢驗模型否參在異方差。設定滯后期為p = 3由于（n-p），r2 = 5.7372, p值= 0.1257在顯著性水平0.05下，p 值0.05，故模型中不存在異方差。3. 自相關檢驗與修正。經過多重共線性修正后得到的模型中統(tǒng)計量為0.7164。查表可得臨界值dl = 1.078, d1.660, dw = 0.1764 dl=1.078，說明隨機誤差項之間存在在正自相關。對于這種情況可以使用廣義差分法進行處理。處理過程如下：對回歸結果得到的殘差序列et作一節(jié)自回歸，得到 = 0.5689，對原模型進行廣義差分，得到廣義

12、差分方程：lnyt - 0.5689lnyt-i = 0(1-0.5689) + 1(lnx1t-0.5689lnx1t-1) + 2(lnx2t-0.5689lnx2t-1) + 3 (lnx3t-0.5689lnx3t-1) + 4(lnx4t-0.5689lnx4t-1) + ut對上面的廣義差分方程進行回歸，可的此時dw = 1.4769。查表可得dl = 1.053，du = 1.664，dl = 1.053 dw = 1.4769 du = 1.664，落入了不能確定自相關性的區(qū)域。這時使用下面的游程檢驗方法對自相關性做一判斷：本文將回歸殘差et的符號記錄如下：（-）（+）（-）（

13、+）（-）（+）（-）（+）(-)令n=總觀測個數(shù)=22nl = +號個數(shù)（即+殘差）= 12n2 = -號個數(shù)（即-殘差）= 10k = 游程個數(shù)=9游程各數(shù)近似服從正態(tài)分布：e（k）= 2n1n2n1+n2 + 1 = 11.9091var(k) = 2n1n2(2n1n2-n1n2)(n1+n2)2(n1+n2-1) = 5.1476檢驗統(tǒng)計量：z = k-e(k)var(k) = 9-11.90915.1476 = -1.2822去顯著性水平為0.05，則：- z 0.025 = -1.96 z = -1.2822 z = 0.025 = 1.96因此不能拒絕觀測殘差et的順序為隨機性

14、的假設，即回歸模型中無自相關。根據(jù)廣義差分方程的回歸結果有：0 = -3.70101-0.5689 = -8.5850由此得到最終的私人汽車擁有量的模型為：lnyt = -8.5850 + 0.8648 lnx1t + 0.4913lnx2t + 0.0643 lnx4tse = （0.1490） （0.07310） （0.0874)）（0.0180）t= （-24.8436）（11.8318） （5.6206） （3.5611）r2 = 0.9939, r2 = 0.9929, f = 981.7254, dw = 1.4769其中，yt表示私人汽車擁有量（萬輛）x1t表示國民總收入（億元）

15、x2t表示鋼材產量（萬噸）x4t表示全國營運汽車擁有量（萬輛）（五） 模型的經濟意義lnx1t的系數(shù)0.8648表示，在樣本期間即1985 - 2007年間，保持其他變量不變，平均而言，國民總收入每增加1%，私人汽車擁有量增加0.8648%，lnx2t的系數(shù)0.4913表示，在樣本期間即1985 - 2007年間，保持其他變量不變，平均而言，鋼材產量每增加1%，私人汽車擁有量增加0.4913%，lnx4t的系數(shù)0.0643表示，在樣本期間即1985 - 2007年間，保持其他變量不變，平均而言，全國營運汽車擁有量增加1%，私人汽車擁有量增加0.0643%，r2值0.9939表明，該模型的解釋變量解釋了1985 - 2007年間私人汽車擁有量變異的99.39%。（六） 結語從文中模型可以看出，1985 - 2007年的23年間，隨著改革開放的不斷深入，經濟穩(wěn)定持