《

我國私人汽車擁有量影響因素的計量分析》論文【要】

本文選擇了年中國統(tǒng)計年鑒》中——2010年共年相關(guān)數(shù)據(jù)，選擇城鎮(zhèn)居民人均可支配收入，全國公路里程，原材料、燃料及動力購進價格指數(shù)，居民消費價格指，我國作為解釋變量構(gòu)建模型國人汽車擁有量得影響因素進行實證分析EVIEWS軟件對模型進行參數(shù)估計和檢驗，并加以校正。對最后的結(jié)果進行經(jīng)濟意義分析，然后提出自的看法。【鍵詞】

私人汽車擁有量影因素實分析計經(jīng)濟學(xué)模型檢驗一、模型的取和變量選由于非線性模型的假設(shè)檢驗都涉及到非常復(fù)雜的數(shù)學(xué)計算，所以本文考慮做一個線性模型（對數(shù)線性樣種檢驗的方法較，對模型準(zhǔn)確程度的分析也更可靠。、量擇（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有關(guān)，因此引進解釋變量人均可支配收入，并預(yù)期此二因素與私家車擁有量呈正相關(guān)。（2公路里程本文預(yù)計私家車的擁有量與全國公路里程有關(guān)，因此引入解釋變量公路里程，并預(yù)期其與私人車擁有量成正相關(guān)。（3原材料、燃料及動力購進價的指數(shù)燃料及動力價格也是影響私家擁有量的原因之一，直接構(gòu)成居民購買私家車的成本。為此本文用以上一年為基期的原材料、燃料及動力購進價格指數(shù)作為解釋變量，并且預(yù)期其與私家車擁有成負(fù)相關(guān)。（4居民消費價格指數(shù)本文預(yù)計私家車的擁有量與居民消費價格指數(shù)有關(guān)，居民消費促進汽車銷售，因此引入解釋變居民消費價格指數(shù)，并預(yù)期其與私人汽車擁有量成正相關(guān)。、型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)變化對私人車擁有量得影響，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。1

二、數(shù)的來源及模設(shè)定、據(jù)來及理本文選擇了2011年國統(tǒng)計年鑒》中年至2010年年的相關(guān)數(shù)據(jù)，并對其進行了理：Y表私人汽車擁有量（萬輛

表示人均可支配收入（元表示公路里程（萬公里

表示原材料、燃料及動力購進價格指數(shù)%表示居民消費價格指數(shù)

為隨機擾動項。然后，把上述數(shù)據(jù)進行對數(shù)變換得到各變量的增量lnY、

、ln

、

、ln

。表我私車擁有量相關(guān)影響因素原始數(shù)據(jù)一覽表(以1990年為基年）年份

Y

1219.231481.661848.072333.322876.22

10493.011759.513785.8

2

3501.394574.915938.71

15780.817174.719109.4

、型定基于以上數(shù)據(jù)，建立的多元線性回歸模型可表示為：lnlnXlnX2245

度量了截距項，它表示在沒有其它因素影響的時候私人汽車擁有量。

度量了當(dāng)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入變動一個單位時，私人汽車擁有量的變動。

度量了當(dāng)公路里程變動一個單位時，私人汽車擁有量的變動。

度量了當(dāng)原材料、燃料及動力購進價格變動一個單位時，私人汽車擁有量的變動。

度量了當(dāng)居民消費價格指數(shù)變動一個單位時，私人汽車擁有量的變動。三、模的估計和檢、型歸果根據(jù)表中提供的數(shù)據(jù)，利用統(tǒng)計軟件對述所設(shè)定的模型進行小二乘估計。結(jié)果如下：、歸果檢3

（1經(jīng)濟意義檢驗從回歸得出的結(jié)果來看，ln

的系數(shù)為，,ln

的系數(shù)為0.094778，ln

的系數(shù)為，三個變量符號與預(yù)期的相一致，并且其小在經(jīng)濟理論上解釋得通，只有l(wèi)n

這個解釋變量符號與預(yù)期相反。因此該模型基本上通過經(jīng)濟意義檢驗。（2擬合優(yōu)度及模型估計效果檢驗從回歸得出的結(jié)果來看，該模型可決系數(shù)R，模型的解釋變量解釋了到2010年間全國私人汽車擁有量變異的99.9因此樣本擬合效果較好，整個F值3148.799，表明整個模型估計效果顯著。（3回歸系數(shù)的顯著檢驗（檢）從回歸結(jié)果來看，此模型中的變量參數(shù)的t值在5%置信水平下，

0.05

時，t

n)

0.025

2.12，ln、ln的計值顯著，即在95%置信系數(shù)下，可認(rèn)為全3國的私人汽車擁有量的增量lnY與全國的人可支配收入的增量ln還原材料料及動力購進價格指數(shù)的增量ln

之間都存在顯著的線性相關(guān)關(guān)系。但是ln

的值顯著，而且X4這個解釋變量符號與預(yù)期相反，這表明很可能存在嚴(yán)重的多重共線性。（4變量的多重共線性檢驗用計解釋變量之間的簡單相關(guān)系數(shù)由相關(guān)系數(shù)矩陣可以看出：各解釋變量相互之間的相關(guān)系數(shù)較高，證實確實存在嚴(yán)重多重共線。同時也證明了，雖然整體上擬合較好，但不能分解出各個解釋變量對Y獨立影響。利用逐步回歸法進行修正。運用OLS法逐一求Y對各解釋變量的回歸經(jīng)意義和統(tǒng)計檢驗選出擬合效果最好的一元線性回歸方程過如下：4

5

變量參數(shù)估計t統(tǒng)量R2

從上述結(jié)果可以看出YX1的性關(guān)系強，擬合度好，即：9.1033101.785508ln

逐步回歸，將其余解釋變量逐一代入上式：6

再次依據(jù)調(diào)整后的可決系數(shù)最大原則，選取調(diào)整后可決系數(shù)最大所對應(yīng)的解釋變量作為新進入型的候選變量。調(diào)整后的可決系數(shù)若是大于上一步的調(diào)整后可決系數(shù)，則將候選變量加入模型，是小于，則將停止逐步回歸。經(jīng)比較，在X1的礎(chǔ)上加入X4后決系數(shù)最大，但是參數(shù)為1.934154是負(fù)值不合理故作第二個解釋變量進入回歸模型。繼續(xù)逐步回歸：7

在X1基礎(chǔ)上加入X2后的方程參數(shù)為，t驗顯著為可系數(shù)也顯著。最后修正嚴(yán)重多重共線性影響后得到的模型為：Y6.4558662.047129lnXXX1

3（5異方差性的檢驗時間序列模型也可能存在異方差。我們運用white檢來驗證該模型是否存在異方差。得到如下結(jié)果：8

由檢知道，在的顯著水平下，自由度為的方臨界值為14.86，

2

的值大于Obs*R-squared的，所以接受原假，即認(rèn)為該模型不存在異方差性。（6自相關(guān)檢驗根據(jù)回歸結(jié)果可知D.W.=2.080786本容量為三個解釋變量條件下顯水平=查D.W.表得

l

，這時有這明模型中不存在自相關(guān)。而且此時為0.997496且t、計量也均達(dá)到理想水平。四、計量結(jié)果得經(jīng)濟分析由上表可得最終的私人汽車擁有量的模型為：Y6.4558662.047129lnXXX1（-17.44645）（）（）（）

3

2

F=2124.844模型的主要經(jīng)濟意義解釋如下：、收入是影響私家汽車擁有量的重要因素由上述的回歸模型的各變量的系數(shù)的經(jīng)濟意義來看lnX1的數(shù)大，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—年，在其它解釋變持不變的條件下，隨著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增長幅度。同時，該彈性系數(shù)大于其它變量的彈性系數(shù)，故而收入是影響私家車擁有量的最重要因素。、公路里程對私家車擁有量有一定影響公路里程lnX2系數(shù)0.461223小于，表明在1991—年，在其它解釋變持不變的條件下，隨著公路里程數(shù)的增加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)的增長幅。該彈性系數(shù)沒有全國人均可支配收入變量的彈性系數(shù)大，但是其影響為正，說明公路里程數(shù)的加9

有助于增加私家車擁有量。、全國原材料、燃料及動力購進價格指數(shù)影響顯著全國原材料、燃料及動力購進價格指數(shù)lnX3的，系數(shù)符號符合預(yù)期結(jié)果，系-，對值大于，富有彈性，表明全國原材料、燃料及動力購進價格指數(shù)在991年的增加，對全國的私家車擁有量的減少影響顯著。五、結(jié)及建議從以上分析可見，全國私人汽車擁有量與人均可支配收入、公路里程和全國原材料、燃料及動購進價格指數(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人汽車擁有量有一定的促作用，它們保持每年持續(xù)增長，從而使得全國私人汽車擁有量不斷增多；而全國原材料、燃料及力購進價格指數(shù)對私人汽車擁有量有一定的限制作用，隨著其價格的提高，私家車擁有量