我國(guó)私人汽車(chē)擁有量分析

我國(guó)私人汽車(chē)擁有量分析引言隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)突飛猛進(jìn)的開(kāi)展，人民群眾的收入水平不斷提高，特別是城鎮(zhèn)，居民的收入不斷提高，私人汽車(chē)擁有量不斷增加，同時(shí)銀行的按揭貸款買(mǎi)車(chē)等等的一系列推動(dòng)措施，也促進(jìn)了私人汽車(chē)擁有倆的增加。國(guó)家統(tǒng)計(jì)局最新公布的數(shù)據(jù)顯示，國(guó)內(nèi)大城市的私家車(chē)擁有量繼續(xù)保持大幅增長(zhǎng)的趨勢(shì)。截止到2010年底，在全國(guó)十大城市的私家車(chē)擁有量排名中，北京私家車(chē)的擁有量以多出第二名近40萬(wàn)輛的絕對(duì)優(yōu)勢(shì)排在了第一位。這十個(gè)城市的具體排名分別是：1北京：624081輛6上海：87168輛2廣州：235456輛7重慶：82410輛3成都：233119輛8沈陽(yáng)：67593輛4天津：232086輛9杭州：58587輛5深圳：144597輛10南京：39119輛除此之外，有關(guān)統(tǒng)計(jì)資料說(shuō)明，我國(guó)城鎮(zhèn)居民中有3800萬(wàn)戶〔占城鎮(zhèn)居民總戶數(shù)的24.8％〕，有能力承受10萬(wàn)元左右的汽車(chē)消費(fèi)。從近幾年我國(guó)汽車(chē)消費(fèi)的開(kāi)展變化來(lái)看，汽車(chē)消費(fèi)將成為消費(fèi)熱點(diǎn)。

從1990年到2000年的10年間，我國(guó)民用汽車(chē)的保有量由551.36萬(wàn)輛增加到1608.91萬(wàn)輛，平均每年增長(zhǎng)11.3％。其中私人汽車(chē)擁有量由1990年的81.62萬(wàn)輛增加到2000年的625.73萬(wàn)輛，平均每年增長(zhǎng)22.6％。私人汽車(chē)擁有量占民用汽車(chē)的保有量比重從1990年的14.8％，上升到2000年的38.9％，平均每年上升2.4個(gè)百分點(diǎn)。1996年以來(lái)，民用汽車(chē)擁有量的增加量中，私人汽車(chē)增加量的比重均高于57.7％，其中最高的是1999年，私人汽車(chē)增加量占全部民用汽車(chē)增加量的82.5％。這說(shuō)明我國(guó)汽車(chē)市場(chǎng)結(jié)構(gòu)發(fā)生了根本性的變化，居民個(gè)人已經(jīng)成為我國(guó)汽車(chē)市場(chǎng)的消費(fèi)主體。我國(guó)私人汽車(chē)擁有量隨時(shí)間變化圖如下：。從圖上可以看出，近些年來(lái)，我國(guó)私人汽車(chē)擁有量不斷增加，單從經(jīng)濟(jì)方面來(lái)說(shuō)，私人汽車(chē)擁有數(shù)量是評(píng)判一個(gè)國(guó)家人民生活水平的重要指標(biāo)，因此，此次我就針對(duì)我國(guó)私人汽車(chē)擁有量進(jìn)行分析。二、模型設(shè)定及數(shù)據(jù)說(shuō)明1、模型設(shè)定通過(guò)數(shù)據(jù)觀察，我們搜集了30個(gè)城市的房地產(chǎn)價(jià)格的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，建立模型，模型的表達(dá)式為普通的多元線性方程形式Y(jié)＝β0+β1X1+β2X2+β3X+3μi其中把我國(guó)私人汽車(chē)擁有量Y，X1城鎮(zhèn)居民可支配收入，X2為貸款利率,X3為燃料、動(dòng)力類(lèi)價(jià)格指數(shù)。其中為城鎮(zhèn)居民可支配收入，貸款利率,燃料、動(dòng)力類(lèi)價(jià)格指數(shù)在影響我國(guó)私人汽車(chē)擁有量時(shí)所占的比重，β0私人汽車(chē)擁有量μi通過(guò)上式，我們了解到了各個(gè)因素對(duì)于私人汽車(chē)擁有量的影響，從而進(jìn)行經(jīng)濟(jì)預(yù)測(cè)，為政策調(diào)整提供依據(jù)和參考。2、數(shù)據(jù)說(shuō)明具體數(shù)據(jù)如下:obsYX1X2〔％〕X31990816200100199196040019921182000118.7133199315577001994205420010.9819952499600428319962896700199735836001998423650019995338800585420006253300628020017707800200296898002003121923008472.2Y::我國(guó)私人汽車(chē)擁有量X1：城鎮(zhèn)居民可支配收入X2：貸款利率X3：燃料、動(dòng)力類(lèi)價(jià)格指數(shù)〔以1990年價(jià)格為１００的定比指數(shù)序列〕三、模型的參數(shù)估計(jì)假定所建模型及隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)μi滿足古典假定，可以用eviews軟件，采用OLS法進(jìn)行線性回歸。1、先對(duì)各個(gè)變量做平穩(wěn)性檢驗(yàn):對(duì)Y做平穩(wěn)性檢驗(yàn)：ADFTestStatistic1%CriticalValue*5%CriticalValue10%CriticalValue*MacKinnoncriticalvaluesforrejectionofhypothesisofaunitroot.AugmentedDickey-FullerTestEquationDependentVariable:D(ADFY)Method:LeastSquaresDate:11/25/Sample(adjusted):19942003Includedobservations:10afteradjustingendpointsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.ADFY(-1)D(ADFY(-1))D(ADFY(-2))D(ADFY(-3))CR-squaredMeandependentvar1063460.AdjustedR-squaredS.D.dependentvarS.E.ofregressionAkaikeinfocriterionSumsquaredresid2.35E+11SchwarzcriterionLoglikelihoodF-statisticDurbin-WatsonstatProb(F-statistic)對(duì)X1進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)：ADFTestStatistic1%CriticalValue*5%CriticalValue10%CriticalValue*MacKinnoncriticalvaluesforrejectionofhypothesisofaunitroot.AugmentedDickey-FullerTestEquationDependentVariable:D(ADFX1)Method:LeastSquaresDate:11/25/Sample(adjusted):19942003Includedobservations:10afteradjustingendpointsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.ADFX1(-1)D(ADFX1(-1))D(ADFX1(-2))D(ADFX1(-3))CR-squaredMeandependentvarAdjustedR-squaredS.D.dependentvarS.E.ofregressionAkaikeinfocriterionSumsquaredresidSchwarzcriterionLoglikelihoodF-statisticDurbin-WatsonstatProb(F-statistic)對(duì)X2進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)：ADFTestStatistic1%CriticalValue*5%CriticalValue10%CriticalValue*MacKinnoncriticalvaluesforrejectionofhypothesisofaunitroot.AugmentedDickey-FullerTestEquationDependentVariable:D(ADFX2)Method:LeastSquaresDate:11/25/12Sample(adjusted):19942003Includedobservations:10afteradjustingendpointsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.ADFX2(-1)D(ADFX2(-1))D(ADFX2(-2))D(ADFX2(-3))CR-squaredMeandependentvarAdjustedR-squaredS.D.dependentvarS.E.ofregressionAkaikeinfocriterionSumsquaredresidSchwarzcriterionLoglikelihoodF-statisticDurbin-WatsonstatProb(F-statistic)對(duì)X3進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)：ADFTestStatistic1%CriticalValue*5%CriticalValue10%CriticalValue*MacKinnoncriticalvaluesforrejectionofhypothesisofaunitroot.AugmentedDickey-FullerTestEquationDependentVariable:D(ADFX3)Method:LeastSquaresDate:11/25/12Sample(adjusted):19942003Includedobservations:10afteradjustingendpointsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.ADFX3(-1)D(ADFX3(-1))D(ADFX3(-2))D(ADFX3(-3))CR-squaredMeandependentvarAdjustedR-squaredS.D.dependentvarS.E.ofregressionAkaikeinfocriterionSumsquaredresidSchwarzcriterionLoglikelihoodF-statisticDurbin-WatsonstatProb(F-statistic)由此可見(jiàn)，各個(gè)變量的隨時(shí)間變化是平穩(wěn)的，可以對(duì)其直接進(jìn)行最小二乘估計(jì)。2、對(duì)其作普通最小二乘估計(jì)：DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:11/25/12Sample:19902003Includedobservations:14VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C3250054.1725513.X1X2X3R-squaredMeandependentvar4354921.AdjustedR-squaredS.D.dependentvar3498430.S.E.ofregressionAkaikeinfocriterionSumsquaredresid5.64E+12SchwarzcriterionLoglikelihoodF-statisticDurbin-WatsonstatProb(F-statistic)(1725513)(515.0624)(155673.7)(14255.54)t=(1.883529)(5.673154)(-1.379442)(-3.541955)AdjustedR2-四、模型的檢驗(yàn)通過(guò)上述線性回歸得到模型，現(xiàn)在就其具體形式進(jìn)行檢驗(yàn)：經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)通過(guò)估計(jì)所得到的參數(shù)，可進(jìn)行經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)：〔1〕α=3250054，表示城鎮(zhèn)居民可支配收入，貸款利率,燃料、動(dòng)力類(lèi)價(jià)格保持不變的情況下，我國(guó)的私人汽車(chē)擁有量仍能增加3250054輛。這種結(jié)果符合開(kāi)展規(guī)律，合理?！?〕=，表示在其他條件不變的情況下，城鎮(zhèn)居民可支配收入每增加一個(gè)單位，私人汽車(chē)擁有量仍能增加輛，反之，降低。符合現(xiàn)實(shí)?！?〕=，表示在其他條件不變的情況下，貸款利率每增加一個(gè)百分點(diǎn)，房地產(chǎn)價(jià)格增加,，反之降低，符合現(xiàn)實(shí)。〔4〕=5049，表示在其他條件不變的情況下，動(dòng)力類(lèi)價(jià)格增加一萬(wàn)元，房地產(chǎn)價(jià)格增加，反之降低，合理。綜上可知，該模型符合經(jīng)濟(jì)意義，經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)通過(guò)。統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)擬合優(yōu)度檢驗(yàn)樣本決定系數(shù)R^2的值越接近1，說(shuō)明回歸直線對(duì)觀測(cè)值的擬合程度越好；反之，的值越接近0，說(shuō)明回歸直線對(duì)觀測(cè)值的擬合程度越差。由參數(shù)估計(jì)結(jié)果可得，樣本決定系數(shù)R^2=0.9645＞0.8，可見(jiàn)其擬合優(yōu)度不錯(cuò)。調(diào)整后的樣本決定系數(shù) 因解釋變量為多元，使用調(diào)整的擬合優(yōu)度，以消除解釋變量對(duì)擬合優(yōu)度的影響。調(diào)整后的R^2=0.95391＞0.8，所以，其擬合程度不錯(cuò)。程顯著性檢驗(yàn)有模型可知總離差平方和TSS的自由度為13(n-1),回歸平方和ESS的自由度為3。所以，殘差平方和的自由度為10(n-k-1)。H0:=0H1:0在H0成立的條件下，統(tǒng)計(jì)量F=(ESS/k)/(RSS/(n-K-1))=而在α=0.05,n=14,k=3時(shí)，查表得F(3,14=2.98＜，由此可知，應(yīng)拒絕原假設(shè)，接受H1，認(rèn)為回歸方程顯著成立。數(shù)顯著性檢驗(yàn)X2的T檢驗(yàn)不顯著，而F統(tǒng)計(jì)量顯著，效果很好，可以推斷解釋變量可能存在多重共線性。3、計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)1、多重共線性的檢驗(yàn)與修正：下面是x1x2x3的簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)矩陣:x1x2x3x11x21x31可見(jiàn),各個(gè)變量相關(guān)系數(shù)很高,x1x3尤為突出.我們采用逐步回歸法進(jìn)行修正：〔1〕運(yùn)用OLS方法逐一求Y對(duì)各個(gè)解釋變量的回歸，結(jié)合經(jīng)濟(jì)意義和統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)出擬合效果最好的一個(gè)一元線性回歸方程：方程1：DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate：11/25Sample:19902003Includedobservations:14VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C-2616509.X1R-squaredMeandependentvar4354921.AdjustedR-squaredS.D.dependentvar3498430.S.E.ofregression1221860.AkaikeinfocriterionSumsquaredresid1.79E+13SchwarzcriterionLoglikelihoodF-statisticDurbin-WatsonstatProb(F-statistic)方程2：DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:11/25/12Sample:19902003Includedobservations:14VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C150419042243778.X2-1322763.R-squaredMeandependentvar4354921.AdjustedR-squaredS.D.dependentvar3498430.S.E.ofregression2096637.AkaikeinfocriterionSumsquaredresid5.28E+13SchwarzcriterionLoglikelihoodF-statisticDurbin-WatsonstatProb(F-statistic)方程3:DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:11/25/12Sample:19902003Includedobservations:14VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C-4659138.1615330.X3R-squaredMeandependentvar4354921.AdjustedR-squaredS.D.dependentvar3498430.S.E.ofregression1852398.AkaikeinfocriterionSumsquaredresid4.12E+13SchwarzcriterionLoglikelihoodF-statisticDurbin-WatsonstatProb(F-statistic)(2)比照分析，依據(jù)調(diào)整后可決系數(shù)最大原那么，選取X1進(jìn)入回歸模型的第一個(gè)解釋變量，形成一元回歸模型:Y(787741.3)(151.6332)t=(-3.321533)(9.724864)AdjustedR-squared〔3〕逐步回歸，將其余變量分別參加模型：DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:11/25/12Sample:19902003Includedobservations:14VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C2354107.2443622.X1X2R-squaredMeandependentvar4354921.AdjustedR-squaredS.D.dependentvar3498430.S.E.ofregression1075105.AkaikeinfocriterionSumsquaredresid1.27E+13SchwarzcriterionLoglikelihoodF-statisticDurbin-WatsonstatProb(F-statistic)DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:11/25/Sample:19902003Includedobservations:14VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C1316764.1047067.X1X3R-squaredMeandependentvar4354921.AdjustedR-squaredS.D.dependentvar3498430.S.E.ofregressionAkaikeinfocriterionSumsquaredresid6.71E+12SchwarzcriterionLoglikelihoodF-statisticDurbin-WatsonstatProb(F-statistic)由上表可以看出，X3和X1構(gòu)建的模型的擬合值優(yōu)于X2和X1構(gòu)建的方程的擬合值，且比起y對(duì)x1的回歸擬合優(yōu)度更好,t檢驗(yàn)和F檢驗(yàn)都更顯著，所以在Y=-2616509+0.887401x1的根底上參加解釋變量x3,得:Y(1047067)(442.2023)(13608.15)t=(1.257573)(7.515119)(-4.284665)AdjustedR-squared2、異方差的檢驗(yàn)與修正因?yàn)闀r(shí)間序列數(shù)據(jù)，樣本個(gè)數(shù)較小，所以選用ARCH檢驗(yàn)：DependentVariable:E2Method:LeastSquaresDate:11/25/Sample(adjusted):19932003Includedobservations:11afteradjustingendpointsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C4.33E+111.37E+12E2(-1)E2(-2)E2(-3)R-squaredMeandependentvar2.96E+12AdjustedR-squaredS.D.dependentvar3.55E+12S.E