計量經(jīng)濟(jì)學(xué)課程論文

1、HUNAN UNIVERSITY論文題目 計量經(jīng)濟(jì)學(xué)課程論文 學(xué)生姓名湯義成學(xué)生學(xué)號 20101910113專業(yè)班級 統(tǒng)計一班學(xué)院名稱 金融與統(tǒng)計學(xué)院2013 年1 月 9 日 我國私人汽車擁有量影響因素的計量分析 論文1、 問題的提出隨著經(jīng)濟(jì)的增長，私家車保有量一路增長。誠然，私家車不僅給出行帶來了極大方便，而且它的消費(fèi)帶動了整個行業(yè)的發(fā)展和GDP的增長，但隨之而來的擁堵問題、污染問題及安全問題已經(jīng)對我們的生活造成困擾。資料顯示，北京機(jī)動車保有量2003年8月、2007年5月，先后突破200萬、300萬大關(guān)，分別用時6年半和3年零9個月，而東京這一過程分別用時5年和10年;而從300萬輛到4

2、00萬輛，北京僅用2年零7個月，而東京實現(xiàn)這一變化卻用12年時間。近些年來，北京市私家車（大部分為家庭自用如出行、上班、旅游）的銷售呈較好態(tài)勢，逐漸占據(jù)汽車消費(fèi)市場的主導(dǎo)地位，成為拉動內(nèi)需、促進(jìn)就業(yè)、提高經(jīng)濟(jì)增長的主力；私家車快速增長的勢頭導(dǎo)致它的增長速度大大快于道路建設(shè)速度，加之私家車已成為了城市交通的主要扮演者，這必將導(dǎo)致交通堵塞加劇，污染嚴(yán)重等現(xiàn)象，或者說私家車的高增長增加了北京市擁堵的負(fù)擔(dān)。所以說，私人汽車市場已成為消費(fèi)者、汽車制造商、原料供應(yīng)商和政府共同關(guān)注的對象。以往知名學(xué)者的研究，對私家車的擁有量的分析在一定程度上能夠反映汽車行業(yè)的發(fā)展?fàn)顩r及發(fā)展的前景，但本文將主要從北京擁堵角度

3、考慮此問題，建立合理的計量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型，就影響北京市私家車保有量的因素進(jìn)行分析，試圖從這些影響因素中找到控制私家車數(shù)量的方法，為有關(guān)部門解決私家車帶來的問題提供某些建議和參考。2、 理論綜述 當(dāng)今理論界對轎車工業(yè)的研究一般可以分為如下幾類。一類是從國家政策對工業(yè)轎車的產(chǎn)業(yè)進(jìn)行分析，主要涉及到關(guān)稅結(jié)構(gòu)、國產(chǎn)化率、進(jìn)入壁壘等具體產(chǎn)業(yè)政策；另一類是對中國加入WTO的應(yīng)對策略進(jìn)行的討論；還有一類是以經(jīng)濟(jì)學(xué)為基礎(chǔ)，利用統(tǒng)計分析，研究轎車市場的市場結(jié)構(gòu)、用戶組成、供給狀況等方面。三、模型設(shè)定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（對參數(shù)線性），這樣各種檢驗的方法較多，

4、對模型準(zhǔn)確程度的分析也更可靠。1、 變量選擇（1） 人均可支配收入（2） 公路里程（3）原材料、燃料及動力購進(jìn)價的指數(shù)（4） 居民消費(fèi)價格指數(shù)2、 模型選取對于人均可支配收入、公路里程和其他交通運(yùn)營數(shù)這些指標(biāo)，我們更關(guān)心其相對數(shù)變化對私人汽車擁有量得影響，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。四、數(shù)據(jù)的收集1、數(shù)據(jù)的來源及處理本文選擇了2011年中國統(tǒng)計年鑒中1991年至2010年共20年的相關(guān)數(shù)據(jù)，并對其進(jìn)行了處理：Y表示私人汽車擁有量（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(jìn)價格指數(shù)（%）；表示居民消費(fèi)價格指數(shù)（%）；為隨

5、機(jī)擾動項。然后，把上述數(shù)據(jù)進(jìn)行對數(shù)變換得到各變量的增量：lnY、ln、ln、ln、 ln。年份Y199196.041700.6104.11109.1103.41992118.202026.6105.67121.1110.11993155.772577.4108.35163.6126.21994205.423496.2111.78193.4156.61995249.964283.0115.70222.9183.41996289.674838.9118.58231.6198.61997358.365160.3122.64234.6204.21998423.655425.1127.85224.720

6、2.51999533.885854.0135.17217.3199.72000625.336280.0140.27228.4200.52001770.786859.6169.80227.9201.92002968.987702.8176.52222.7200.320031219.238472.2180.98233.4202.720041481.669421.6187.07260.0210.620051848.0710493.0334.52281.6214.420062333.3211759.5345.70298.5217.620072876.2213785.8358.37311.6228.12

7、0083501.3915780.8373.02344.3241.620094574.9117174.7386.08317.1239.920105938.7119109.4400.82347.54247.82、模型設(shè)定基于以上數(shù)據(jù)，建立的多元線性回歸模型可表示為：五、模型的估計與調(diào)整1、模型回歸結(jié)果根據(jù)表1中提供的數(shù)據(jù)，利用統(tǒng)計軟件EVIEWS6對上述所設(shè)定的模型進(jìn)行最小二乘估計。結(jié)果如下：2、 回歸結(jié)果的檢驗（1） 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)=0.998810，該模型的解釋變量解釋了1991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

8、，整個F值為3148.799，表明整個模型估計效果顯著。（2） 回歸系數(shù)的顯著檢驗（t檢驗）從回歸結(jié)果來看，此模型中的變量和參數(shù)的t值在5%的置信水平下，時，2.12，ln、ln的統(tǒng)計值顯著，即在95%的置信系數(shù)下，可認(rèn)為全國的私人汽車擁有量的增量lnY與全國的人均可支配收入的增量ln，還有原材料、燃料及動力購進(jìn)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t值不顯著，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。（3）變量的多重共線性檢驗用EVIEWS計算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)

9、重多重共線性。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(dú)立影響。利用逐步回歸法進(jìn)行修正。l 運(yùn)用OLS方法逐一求Y對各解釋變量的回歸，結(jié)合經(jīng)濟(jì)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，EVIEWS過程如下：變量X1X2X3X4參數(shù)估計1.7855082.3387293.6948644.306234t統(tǒng)計量26.8145113.194999.0602146.9650150.9755770.9063030.8201570.729370從上述結(jié)果可以看出Y對X1的線性關(guān)系強(qiáng)，擬合程度好，即：l 逐步回歸，將其余解釋變量逐一代入上式：再次依據(jù)調(diào)整后的可決系數(shù)最大原則，選取

10、調(diào)整后可決系數(shù)最大所對應(yīng)的解釋變量作為新進(jìn)入模型的候選變量。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，若是小于，則將停止逐步回歸。經(jīng)比較，在X1的基礎(chǔ)上加入X4后可決系數(shù)最大，但是參數(shù)為-1.934154，是負(fù)值不合理故X3作為第二個解釋變量進(jìn)入回歸模型。l 繼續(xù)逐步回歸：在X1、X3的基礎(chǔ)上加入X2后的方程參數(shù)為0.461223，且t檢驗顯著，F(xiàn)值為0.997496可決系數(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：(4)異方差性的檢驗時間序列模型也可能存在異方差。我們運(yùn)用white檢驗來驗證該模型是否存在異方差。得到如下結(jié)果：由white檢驗知道，在0.0

11、5的顯著水平下，自由度為4的開方臨界值為14.86，n的值大于Obs*R-squared 的值，所以接受原假設(shè)，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，且樣本容量為20，有三個解釋變量的條件下，給定顯著水平=0.05.查D.W.表得=1.10，d=1.54,這時有D.W.>dU,這表明模型中不存在自相關(guān)。而且此時R-squared為0.997496，且t、f統(tǒng)計量也均達(dá)到理想水平。六、本文的結(jié)論由上表可得最終的私人汽車擁有量的模型為：（-17.44645）（16.69633） （-6.904483） （5.398387）=0.997496

12、=0.997027 F=2124.844模型的主要經(jīng)濟(jì)意義解釋如下：1、 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(jì)意義來看，lnX1的系數(shù)2.047129大于1，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19912010年間，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的增長幅度。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的因素。2、 公路里程對私家車擁有量有一定影響公路里程lnX2的系數(shù)0.461223，小于1，表明在19912010年間，在其它解釋變

13、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)的增長幅度。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)的增加有助于增加私家車擁有量。3、 全國原材料、燃料及動力購進(jìn)價格指數(shù)影響顯著全國原材料、燃料及動力購進(jìn)價格指數(shù)lnX3的9，系數(shù)符號符合預(yù)期結(jié)果，系數(shù)-1.35043，絕對值大于1，富有彈性，表明全國原材料、燃料及動力購進(jìn)價格指數(shù)在19912010年間的增加，對全國的私家車擁有量的減少影響顯著。七、政策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、燃料及動力購進(jìn)價格指數(shù)存在著一定的