計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)課程設(shè)計(jì)

1、 PAGE 33目錄捌1、 續(xù)論扒半斑熬挨版1拜1.1、中國汽氨車業(yè)簡介 挨俺挨跋拔1皚1.2、課題的隘意義 阿叭耙按瓣1百2、 影響中國伴汽車產(chǎn)量的要素柏及模型的建立啊般敖半2 邦2.1、影響中搬國汽車產(chǎn)量的要邦素 翱稗柏爸2暗2.2、模型的敗建立 挨扳岸挨敖2壩回歸模型的檢驗(yàn)頒和修正疤白暗啊案5半3.1、經(jīng)濟(jì)學(xué)藹意義檢驗(yàn)及顯著斑性檢驗(yàn) 癌熬唉唉5扮3.2、多重共敗線性 巴俺稗笆爸7拔3.3、異方差稗性襖哎頒岸版17霸3.4、序列相般關(guān)性懊邦爸敖氨20把3.5、滯后變哀量模型哎礙骯拔敖21爸3.6、模型的挨檢驗(yàn)與預(yù)測白鞍胺傲壩24佰結(jié)論 傲敖啊扒跋扒2吧6柏參考文獻(xiàn) 板哎哀礙耙2傲71.緒論

2、矮1.1中國汽車白業(yè)簡介胺 罷汽車產(chǎn)業(yè)是資本叭、技術(shù)密集型產(chǎn)哀業(yè)，又是勞動密芭集型產(chǎn)業(yè)，具有半很大的前后關(guān)聯(lián)昂度和很強(qiáng)的波及案效果。對于國民胺經(jīng)濟(jì)有很強(qiáng)的帶敖動作用。埃 中國汽邦車產(chǎn)業(yè)在中國經(jīng)啊濟(jì)的發(fā)展中起著白越來越重要的作愛用。據(jù)機(jī)械部預(yù)耙測，汽車工業(yè)正俺以每年14的扒速度增長，僅次奧于電子工業(yè)15叭的增長率而遠(yuǎn)皚遠(yuǎn)高于其它產(chǎn)業(yè)板。1997年，白汽車稅收達(dá)20拌0億元，占全國佰稅收總額的5.柏0。在國家支頒柱工業(yè)中名列第巴二。同時，可解板決7.5的就按業(yè)人數(shù)。瓣 汽車工壩業(yè)反映了制造業(yè)靶的整體技術(shù)水平般。中國汽車產(chǎn)業(yè)愛關(guān)聯(lián)度與發(fā)達(dá)國礙家相比差距較大盎。 美國的汽車澳制造、經(jīng)銷與零拜部件領(lǐng)域直

3、接提般供200萬人的板工作崗位，并使愛1300萬人以唉上的人們工作于盎相關(guān)產(chǎn)業(yè)中， 邦美國汽車工業(yè)提吧供了17的工阿作崗位。中國汽巴車產(chǎn)業(yè)在中國影凹響系數(shù)較大的前佰10個部門中位傲居第二，中國汽般車工業(yè)對其它產(chǎn)礙業(yè)發(fā)展的帶動作百用很強(qiáng)，高于全瓣國平均水平22佰.8。傲 中國汽車礙產(chǎn)業(yè)可以粗略地骯分為兩大體系：八“壩純粹笆”唉的中國汽車產(chǎn)業(yè)稗和在華的國際汽稗車集團(tuán)。中國汽柏車產(chǎn)業(yè)主要具備哎以下幾方面的優(yōu)班勢：拔 1.中板國將成為21世壩紀(jì)最大的汽車消疤費(fèi)國。2.建立伴了一個比較完整盎的汽車工業(yè)體系敗，部分產(chǎn)品已達(dá)唉到90年代的國傲際水平。3.桑皚塔納、捷達(dá)、奧吧迪、別克零部件拔的國產(chǎn)化率已達(dá)頒到

4、相當(dāng)?shù)某潭?，藹顯示出后發(fā)優(yōu)勢疤的作用。4.勞背動力成本低是中案國在國際競爭中阿的比較優(yōu)勢。皚中國汽車工業(yè)的扮劣勢有下列幾個挨方面：1.技術(shù)氨至少落后10年絆以上。按技術(shù)來拜源可分為四類：版全部引進(jìn)；測繪吧仿制；基本仿制板和部分引進(jìn)；參澳照國外車型自行半設(shè)計(jì)。引進(jìn)技術(shù)邦產(chǎn)品達(dá)到80年翱代水平的占30扳；進(jìn)行開發(fā)的藹換代產(chǎn)品達(dá)到8阿0年代水平的占邦30；技術(shù)落挨后的占40靶2。2.開發(fā)盎能力差。還不具礙備獨(dú)立的開發(fā)能敗力。3.產(chǎn)品結(jié)懊構(gòu)不合理。早期百以發(fā)展中型載重頒汽車為主，八“白缺重少輕，轎車澳幾乎空白懊”俺，到目前轎車缺斑口依然很大。4霸.規(guī)模經(jīng)濟(jì)效益白低。全部產(chǎn)量不把及通用公司的五伴分之一。

5、5.零吧部件工業(yè)發(fā)展滯癌后，發(fā)動機(jī)和電皚子件最為薄弱。骯1.2課題的意爸義哀 襖我國正處于全面皚建設(shè)小康社會的癌重要戰(zhàn)略機(jī)遇期笆，大力發(fā)展汽車岸產(chǎn)業(yè)，全面推進(jìn)骯國民經(jīng)濟(jì)各部門襖持續(xù)健康發(fā)展，愛使我們當(dāng)前面臨扮的重大任務(wù) 。挨因此通過建立計(jì)安量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型，版研究汽車產(chǎn)量和襖相關(guān)因素的依存哎度，對于調(diào)整產(chǎn)艾業(yè)結(jié)構(gòu)，促進(jìn)國把民經(jīng)濟(jì)快速健康盎發(fā)展具有重要的拌戰(zhàn)略意義。柏2影響中國汽柏車產(chǎn)量的要素及安模型的建立熬2.1影響中國凹汽車產(chǎn)量的要素拜為了應(yīng)對入世后吧更為激烈的市場奧競爭，在更高層哎次上發(fā)展我國的版民族汽車產(chǎn)業(yè)，熬切實(shí)把握我國汽百車產(chǎn)量的影響因白素是當(dāng)務(wù)之急。埃而影響到汽車產(chǎn)捌量的因素是多方霸面

6、的。主要包括八包括成品鋼產(chǎn)量爸、石油消費(fèi)總量壩、鐵路運(yùn)輸量、巴私人汽車擁有量伴、公路運(yùn)輸線路拔長度等因素的影伴響。疤2.2模型的建拌立鞍 靶根據(jù)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)建芭立中國汽車產(chǎn)量啊的模型，影響汽扒車產(chǎn)量的要素包半括成品鋼產(chǎn)量、皚石油消費(fèi)總量、懊鐵路運(yùn)輸量、私叭人汽車擁有量、拔公路運(yùn)輸線路長藹度。因此建立以柏下模型： 安 其中Y是汽俺車總產(chǎn)量（萬輛邦）骯 扒是成品鋼產(chǎn)量（扒萬噸）敖 敖是公路運(yùn)輸線路拔長度（萬公里）岸 伴是石油消費(fèi)總量吧（萬噸）佰 搬是私人汽車擁有拔量（萬輛）罷 盎是鐵路總運(yùn)量（安萬噸）爸是常數(shù)項(xiàng)，班（i=1、2、班3、4、5）是半待估參數(shù)，u是柏隨機(jī)干擾項(xiàng)。啊具體數(shù)據(jù)如下表斑1：矮年份

7、敗Y骯X1絆X2搬X3昂X4斑X5背1990柏51.4伴6635襖102.83襖16384.6啊98熬81.62八150681絆1991啊71.42爸7100佰104.11氨17746.8氨93藹96.04澳152893疤1992八106.67般8094巴105.67奧19104.7拔5頒118.04安157627澳1993跋129.85敗8956伴108.35哎21110.7頒26瓣155.27瓣162794癌1994按136.69暗9261藹111.78岸21356.2哀38翱205.42襖163216拌1995拔145.27傲9535.99拌115.7哀22955.8凹249.96岸16

8、5982捌1996阿147.52拜10124.0骯6懊118.58拜25280.9絆04安289.67拔171024般1997柏158.25傲10894.1半7壩122.64爸27725.4澳36伴358.36唉172149佰1998壩163絆11559辦127.85敖28326.2啊72胺423.65礙164309澳1999霸183.2啊12426阿135.17矮30222.3辦35癌533.88昂167554胺2000拌207疤12850案140.27絆32307.8叭82盎625.33埃178581白2001岸234.17昂15163.4翱4絆169.8澳32788.5拜08扮770.7

9、8扒193189扳2002盎325.1骯18236.6柏1笆176.52半35553.1啊13捌968.98胺204956笆2003癌444.39氨22233.6巴180.98巴38963.9扮04般1219.23皚224248凹2004疤509.11耙28291.0矮9拔187.07案45466.1稗28半1481.66暗249017擺2005邦570.49隘35323.9辦8爸334.52癌46727.4氨06笆1848.07藹269296斑2006襖727.89敗41914.8阿5靶345.699扮9氨49924.4搬68澳2333.32安288224搬2007矮888.89翱48928

10、.8扒358.371搬5傲52735.5板04拌2876.22拜314237頒2008按930.59襖50305.7巴5暗373.016熬4絆53334.9岸84笆3501.39皚330354般2009拌1379.53埃57218.2癌3稗386.082拜3哀54889.8懊13跋4574.91霸333348擺通過Eview八s得到上述數(shù)據(jù)矮的散點(diǎn)圖如下圖奧：擺應(yīng)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)叭Eviews軟懊件，對數(shù)據(jù)進(jìn)行啊最小二乘估計(jì)得壩到模型的回歸結(jié)挨果如下表2：敖Depende搬nt Vari笆able: Y藹Method:哀 Least 盎Squares捌Date: 0礙6/08/11凹 Time矮:

11、 14:04骯Sample:岸 1990 2骯009俺Include版d obser罷vations凹: 20霸Variabl啊e把Coeffic扒ient胺Std. Er壩ror靶t-Stati藹stic昂Prob. 百X1耙0.01834皚0挨0挨.008145搬2.25156斑6按0.0409俺X2扮-0.9838挨55昂0.43203安6矮-2.2772按54瓣0.0390班X3稗0.00042挨6靶0.00232拔1敖0.18338敗5扮0.8571八X4奧0.20339懊3埃0.04135皚0笆4.91881版1按0.0002佰X5襖-0.0017拜46百0.00145埃8懊-1.

12、1976藹86笆0.2509澳C癌295.561哎2背170.679耙5爸1.73167啊4襖0.1053白R-squar敖ed按0.99342般8辦 Mea百n depen埃dent va盎r佰375.521佰5敖Adjuste把d R-squ叭ared安0.99108百1扒 S.D壩. depen吧dent va敖r般358.133巴9爸S.E. of氨 regres癌sion暗33.8219把4擺 Aka霸ike inf疤o crite藹rion八10.1234拌2佰Sum squ埃ared re敗sid挨16014.9凹3柏 Sch伴warz cr胺iterion澳10.4221挨4邦

13、Log lik胺elihood搬-95.234耙21般 F-s擺tatisti礙c藹423.266敗5癌Durbin-笆Watson 凹stat按1.76776疤0壩 Pro愛b(F-sta捌tistic)拌0.00000唉0拔根據(jù)Eview霸s結(jié)果得到估計(jì)矮模型結(jié)果如下： 耙(1.7316伴74) (2.案251566)氨(-2.277隘254) (0鞍.183358疤) (4.9隘18811) 氨 (-1.1半98676)巴=0.9910隘81 襖=0.9934罷28 F-敗statist凹ic=423.礙226 D擺-W=1.76敖7760埃在利用最小二乘隘估計(jì)進(jìn)行多元函哎數(shù)回歸時，需要

14、扒滿足以下假設(shè)條奧件：骯回歸模型是正確耙設(shè)定的。叭解釋變量百、拜巴是非隨機(jī)變量的靶或是固定的，且哀各哀之間不存在嚴(yán)格般的線性相關(guān)性（拌無完全多重共線板性）。扮各解釋變量啊在所抽取的樣本隘中具有變異性，叭而且隨著樣本容叭量的無限增加，柏各解釋變量的樣跋本方差趨于一個扒非零的常數(shù)，即把n暗+敗時，疤 (4皚)隨機(jī)誤差項(xiàng)具拜有條件零均值、暗同方差及不序列胺相關(guān)性 ij安3回歸模型的檢拔驗(yàn)和修正阿3.1經(jīng)濟(jì)學(xué)意扮義檢驗(yàn)及顯著性哀檢驗(yàn)拔 根據(jù)參數(shù)估傲計(jì)量的符號以及耙參數(shù)估計(jì)量大小頒的檢驗(yàn)，在經(jīng)濟(jì)爸意義上是合理的巴。斑即由于成品鋼產(chǎn)扳量唉、石油消費(fèi)總量巴、私人汽車擁有艾量的系數(shù)為正，拌而公路運(yùn)輸線路暗長度

15、、鐵路運(yùn)輸壩量的系數(shù)為負(fù)，翱所以愛汽車生產(chǎn)總量隨敗著成品鋼產(chǎn)量疤、石油消費(fèi)總量般、私人汽車擁有芭量的增加而增長案，成正比例關(guān)系骯，隨公路運(yùn)輸線版路長度、鐵路運(yùn)伴輸量的增加而減艾少。唉3.1.1擬合霸優(yōu)度檢驗(yàn)般 奧在經(jīng)濟(jì)學(xué)中用可辦決系數(shù)霸來檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷臄M俺合優(yōu)度，完全擬案合情況為愛,則可決系數(shù)越擺接近1，模型的盎擬合優(yōu)度越好。靶在上節(jié)中用Ev扒iews軟件得扳到模型的可決系爸?jǐn)?shù)盎=0.9934阿28，說明模型笆你過得擬合優(yōu)度邦很好。背3.1.2對回霸歸系數(shù)進(jìn)行T檢吧驗(yàn)翱對吧進(jìn)行檢驗(yàn)：提出背原假設(shè)：辦;備擇假設(shè)：板.昂T=2.251案566般假定顯著水平搬，查t 分布表骯中自由度為14稗（n-k-1

16、=搬20-5-1=柏14;n為選取扳數(shù)據(jù)組數(shù)，k為擺變量的個數(shù)），埃的臨界值，得到頒1.761。顯翱然，T=2.2壩51566佰1.761,捌故拒絕原假設(shè)案，接受備擇假設(shè)案.，即盎是顯著的。擺對拌進(jìn)行檢驗(yàn)：提出疤原假設(shè)：八;備擇假設(shè)：扮。斑T=-2.27懊7254般假定顯著水平霸，查t 分布表懊中自由度為14暗（n-k-1=挨20-5-1=骯14;n為選取艾數(shù)據(jù)組數(shù)，k為叭變量的個數(shù)），翱的臨界值，得到半1.761。顯吧然T=-2.2笆77254埃1.761,氨故接受原假設(shè)霸，拒絕備擇假設(shè)瓣，即拌不顯著。搬對啊進(jìn)行檢驗(yàn)：提出白原假設(shè)：瓣;備擇假設(shè)：斑。安T=0.183扳385安假定顯著水平叭，

17、查t 分布表扳中自由度為14隘（n-k-1=邦20-5-1=班14;n為選取拔數(shù)據(jù)組數(shù)，k為吧變量的個數(shù)），頒的臨界值，得到把1.761。T傲=0.1833敗85頒1.761,癌故拒絕原假設(shè)柏，接受備擇假設(shè)版.，即澳是顯著的。壩對爸進(jìn)行檢驗(yàn)：提出笆原假設(shè)：澳;備擇假設(shè)：笆。罷T=-1.19爸7686擺假定顯著水平癌，查t 分布表搬中自由度為14案（n-k-1=挨20-5-1=絆14;n為選取愛數(shù)據(jù)組數(shù)，k為拔變量的個數(shù)），熬的臨界值，得到巴1.761。T跋=-1.197笆686扒1.761，藹故接受原假設(shè)芭，拒絕備擇假設(shè)懊，即絆不顯著。柏3.1.3對方扒程進(jìn)行F檢驗(yàn)盎根據(jù)Eview藹s表得到F

18、-s半tatisti笆c=423.2疤26挨在假定顯著水平氨，查自由度為5搬和自由度為14扮的F分布表，得按臨界值八敗,則拒絕原假設(shè)白，存在異方差性耙。澳 對選定的20按組樣本進(jìn)行G-敖Q檢驗(yàn)：敗將樣本出去中間傲部分，并分為觀懊測值一個較大和扳一個較小的樣本捌，如圖13,1班4。 圖13：敖Depende胺nt Vari癌able: Y氨Method:暗 Least 柏Squares凹Date: 0把6/08/11霸 Time瓣: 22:51矮Sample:爸 1990 1埃996爸Include版d obser凹vations般: 7版Variabl白e伴Coeffic皚ient背Std.

19、Er跋ror澳t-Stati敖stic翱Prob. 暗X4壩0.42326哎2柏0.09724佰1搬4.35273跋3把0.0073頒C版40.3699叭8俺18.0995啊1藹2.23044斑6伴0.0761柏R-squar擺ed凹0.79119襖9芭 Mea白n depen把dent va按r吧112.688版6唉Adjuste哀d R-squ耙ared案0.74943吧9辦 S.D版. depen按dent va啊r阿37.9494版6懊S.E. of霸 regres版sion笆18.9960頒0爸 Aka啊ike inf頒o crite背rion皚8.96129澳0頒Sum squ背a

20、red re絆sid辦1804.24案0壩 Sch艾warz cr癌iterion隘8.94583敖6隘Log lik板elihood佰-29.364辦52氨 F-s盎tatisti八c敗18.9462板9按Durbin-般Watson 凹stat頒0.80142拌7扒 Pro辦b(F-sta哎tistic)耙0.00734擺0圖14：氨Depende芭nt Vari般able: Y藹Method:八 Least 哎Squares挨Date: 0啊6/08/11罷 Time哀: 22:52骯Sample:佰 2003 2矮009芭Include啊d obser扳vations吧: 7藹Vari

21、abl捌e罷Coeffic邦ient矮Std. Er霸ror皚t-Stati伴stic按Prob. 百X4背0.26707哀3背0.01918俺0傲13.9247把2啊0.0000笆C霸98.2434擺7奧53.2728藹4芭1.84415把7罷0.1245搬R-squar氨ed把0.97486把1般 Mea哀n depen佰dent va笆r捌778.698靶6絆Adjuste佰d R-squ熬ared昂0.96983鞍4襖 S.D胺. depen絆dent va案r罷323.157背4笆S.E. of挨 regres拜sion案56.1273昂8盎 Aka敖ike inf癌o crite邦

22、rion叭11.1280哎8懊Sum squ背ared re吧sid案15751.4骯1邦 Sch擺warz cr扒iterion礙11.1126啊3笆Log lik壩elihood爸-36.948按28襖 F-s盎tatisti挨c礙193.897敖8捌Durbin-安Watson 艾stat澳2.81876啊3胺 Pro皚b(F-sta拜tistic)敗0.00003安4唉有上兩個表可以板得到：安統(tǒng)計(jì)量，胺=板15751.4隘1/1804.半240=8.7叭302按=3.79=襖則拒絕同方差假癌設(shè)，表明存在異氨方差性。鞍3.3.3模型澳的異方差性修正暗用加權(quán)最小二乘翱法修正如下表1佰5：暗

23、Depende扒nt Vari絆able: Y安Method:板 Least 奧Squares背Date: 0阿6/08/11敗 Time邦: 22:57傲Sample:巴 1990 2捌009笆Include藹d obser吧vations邦: 20暗Weighti霸ng seri胺es: W百Variabl霸e愛Coeffic啊ient胺Std. Er伴ror背t-Stati挨stic背Prob. 八C鞍59.2464氨4俺0.20983叭5罷282.348挨4熬0.0000皚X4澳0.27626熬8跋0.00058唉5敖472.110翱8白0.0000扒Weighte班d Stati拔s

24、tics昂R-squar扒ed搬1.00000按0暗 Mea癌n depen絆dent va壩r皚162.076扒8愛Adjuste跋d R-squ吧ared敗1.00000背0唉 S.D岸. depen斑dent va捌r半694.514隘6奧S.E. of佰 regres頒sion鞍0.11582拌5壩 Aka盎ike inf哎o crite鞍rion盎-1.3788扒28叭Sum squ巴ared re捌sid案0.24147罷9笆 Sch巴warz cr襖iterion稗-1.2792藹55胺Log lik隘elihood斑15.7882跋8扳 F-s哀tatisti岸c拔222888

25、.拌6耙Durbin-吧Watson 傲stat壩1.23119八8拌 Pro搬b(F-sta跋tistic)稗0.00000懊0般Unweigh瓣ted Sta挨tistics愛R-squar把ed把0.99020藹2襖 Mea隘n depen皚dent va扒r八375.521百5罷Adjuste愛d R-squ哎ared般0.98965芭7俺 S.D藹. depen伴dent va癌r哎358.133奧9頒S.E. of扳 regres唉sion板36.4220埃1扒 Sum扒 square哀d resid佰23878.1藹4盎Durbin-頒Watson 哀stat奧2.02912罷4

26、按有上表可知加權(quán)胺后的模型為：疤，加權(quán)后的擬合艾優(yōu)度更好。岸3.4序列相關(guān)翱性靶3.4.1序列唉相關(guān)性概念埃 俺對于模型耙，隨機(jī)項(xiàng)互不相把關(guān)的基本假設(shè)C罷ov(i ,j百)=0，i阿j, i,j=扳1,2, 版巴,n。氨如果對于不同的瓣樣本點(diǎn)，隨機(jī)誤巴差項(xiàng)之間不再是佰不相關(guān)的，而是藹存在某種相關(guān)性半，則認(rèn)為出現(xiàn)了熬序列相關(guān)性。案3.4.2實(shí)際奧經(jīng)濟(jì)問題中的序挨列相關(guān)性問題哎 伴產(chǎn)生序列相關(guān)性白的原因：愛經(jīng)濟(jì)變量固有的班慣性：自相關(guān)現(xiàn)扒象大多出現(xiàn)在時鞍間序列數(shù)據(jù)中，岸大多數(shù)經(jīng)濟(jì)時間隘數(shù)據(jù)都有一個明八顯的特點(diǎn):慣性氨，表現(xiàn)在時間序傲列不同時間的前百后關(guān)聯(lián)上。礙模型設(shè)定的偏誤安 ：一，模型中稗遺漏了

27、顯著的變扒量。主要表現(xiàn)在八模型中丟掉了重吧要的解釋變量。暗這種誤差存在于埃隨機(jī)誤差項(xiàng)中，骯從而帶來了自相翱關(guān)。 二，不正扮確的函數(shù)形式。扳數(shù)據(jù)的霸“拌編造稗”般：在實(shí)際經(jīng)濟(jì)問凹題中，有些數(shù)據(jù)盎是通過已知數(shù)據(jù)氨生成的。因此，爸新生成的數(shù)據(jù)與疤原數(shù)據(jù)間就有了艾內(nèi)在的聯(lián)系，表澳現(xiàn)出序列相關(guān)性敖。 靶 序列相關(guān)性藹的后果：矮參數(shù)估計(jì)量非有叭效凹變量的顯著性檢奧驗(yàn)失去意義模型的預(yù)測失效疤3.4.3序列埃相關(guān)性的檢驗(yàn) 檢驗(yàn)方法：圖示法回歸檢驗(yàn)法 敖杜賓-瓦森（D安urbin-W拜atson）檢拔驗(yàn)法 扮拉格朗日乘數(shù)（八Lagrang半e multi扮plier）檢暗驗(yàn) 扮 柏 伴下面用D-W檢班驗(yàn)：絆 該

28、方法的假凹設(shè)條件是：解釋變量非隨機(jī)叭隨機(jī)干擾項(xiàng)背為一階自回歸形唉式：襖回歸模型中不應(yīng)辦含有滯后變量作艾為解釋變量，即板不應(yīng)出現(xiàn)下列形唉式： 擺回歸模型含有截背距項(xiàng)。唉D-W檢驗(yàn)針對傲原假設(shè)啊:霸,即伴不存在一階自回捌歸。翱 有表7中的數(shù)骯據(jù)可知K-W=奧2.03936隘8,模型有一個伴最優(yōu)解釋變量，爸且樣本容量n=斑20，則，k=靶2，時鞍,奧.瓣由于辦D-W 敗,說明私人汽車佰擁有量對中國汽唉車產(chǎn)量影響顯著挨的。矮5）單個回歸系擺數(shù)檢驗(yàn)巴 從單個因素暗影響，在5%的百顯著水平下，巴：瓣=挨472.110八8阿,說明私人汽車把擁有量對中國汽斑車產(chǎn)量影響顯著背的。熬3.6.2參數(shù)盎估計(jì)1）點(diǎn)估計(jì)埃 由最小二乘吧估計(jì)結(jié)果，伴、般的點(diǎn)估計(jì)值，澳=59.246胺44，哀=0.2762敖68區(qū)間估計(jì)奧 凹的置信區(qū)間：在背顯著水平霸下，查自由度為氨18的拔分布表，得到臨哎界值鞍=柏=1.734，耙從而得到置信度叭為95%的唉的置信區(qū)間為：班0.2762盎68-1.73佰4愛凹0.00058疤5,0.276搬268+1.7拜34哎疤0.00058扳5扳 邦 =0.