影響我國私人汽車擁有量因素的分析

影響我國私人汽車擁有量因素的分析影響我國私人汽車擁有量因素的分析——基于經(jīng)濟(jì)計(jì)量學(xué)的分析指導(dǎo)老師：閆觀渭學(xué)生姓名：周錦強(qiáng)37號(hào)擁堵的交通課題選擇的理由中國汽車工業(yè)協(xié)會(huì)2011年9月9日發(fā)布的8月汽車產(chǎn)銷數(shù)據(jù)顯示，1-8月汽車?yán)塾?jì)產(chǎn)銷量分為1185.52萬輛和1198.36萬輛，成為汽車產(chǎn)銷大國。國民收入的持續(xù)快速增漲對汽車消費(fèi)有多大的影響呢？另外隨著我國公路等基礎(chǔ)設(shè)施的完善，人們出行是愿意選擇公交呢，還是想有自己的車？在學(xué)校考駕照成為一道風(fēng)景，我們物流專業(yè)大概就有八九成的人考駕照，這是不是預(yù)示著以后我們也會(huì)成為有車族呢？影響私人汽車擁有量的相關(guān)因素國民總收入鋼材產(chǎn)量公路里程全國營運(yùn)汽車擁有量目錄建立理論假說收集數(shù)據(jù)初步演算和篩選模型建立模型估計(jì)和檢驗(yàn)?zāi)Ｐ徒Y(jié)論與應(yīng)用理論假說假設(shè)全國私人汽車擁有量與國民總收入有關(guān)，國民總收入越高，汽車擁有量越大。假設(shè)全國私人汽車擁有量與鋼材產(chǎn)量有關(guān)，鋼材產(chǎn)量越大，汽車擁有量越大。假設(shè)全國私人汽車擁有量與公路里程有關(guān)，公路里程越長，汽車擁有量越大。假設(shè)全國私人汽車擁有量與全國營運(yùn)汽車擁有量有關(guān)，全國營運(yùn)汽車擁有越大，汽車擁有量越大。收集數(shù)據(jù)以下數(shù)據(jù)來源與《2011中國統(tǒng)計(jì)年紀(jì)》收集數(shù)據(jù)選擇模型線性模型：Y=B0+B1X1+B2X2+B3X3+B4X4+U準(zhǔn)對數(shù)模型：Y=B0+B1lnX1+B2lnX2+B3lnX3+B4lnX4+U雙對數(shù)模型：lnY=B0+B1lnX1+B2lnX2+B3lnX3+B4lnX4+U半對數(shù)模型：lnY=B0+B1X1+B2X2+B3X3+B4X4+U線性模型最小二成法輸出結(jié)果準(zhǔn)對數(shù)模型最小二成法輸出結(jié)果雙對數(shù)模型最小二成法輸出結(jié)果半對數(shù)模型最小二成法輸出結(jié)果建立模型對模型進(jìn)行選擇：1、線性模型：自變量x1、x2、x3的T值都沒有通過檢驗(yàn)，同時(shí)D-W值為0.523940<dL=1.062，說明幾個(gè)自變量存在正自相關(guān)性，不符合要求。2、準(zhǔn)對數(shù)模型全部自變量的T值都沒有通過檢驗(yàn),且D-W為0.526004<dL=1.062，說明變量存在正相關(guān)，不符合要求。3、半對數(shù)模型中，自變量x1、x2、x3的T值、P值均沒通過檢驗(yàn)，不符合要求。通過對上述各種模型的T值、P值、D-W值、擬合優(yōu)度等的比較，確定最終的選擇模型：雙對數(shù)模型lnY=B0+B1lnX1+B2lnX2+B3lnX3+B4lnX4+U建立模型雙對數(shù)模型：lnY=B0+B1lnX1+B2lnX2+B3lnX3+B4lnX4+UY：我國私人汽車擁有量X1：國民總收入X2：鋼材產(chǎn)量X3：公路里程X4：全國營運(yùn)汽車擁有量B0為截距，表示在所有自變量都為零的情況下的值，一般無意義B1為偏回歸系數(shù)，表示自變量lnx2,lnx3,lnx4為零時(shí)，x1每增加一個(gè)單位對于因變量lny的影響，B2,B3,B4同理U為隨機(jī)干擾項(xiàng)，表示其他因素對因變量的影響。如國家的政策，油價(jià)的波動(dòng)等估計(jì)和檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蜕Ⅻc(diǎn)圖估計(jì)和檢驗(yàn)?zāi)Ｐ途€形圖估計(jì)和檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蚘x1x2x3x4趨勢圖估計(jì)和檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蜌埐顖D估計(jì)和檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蚑檢驗(yàn)(對b1進(jìn)行雙邊檢驗(yàn))：假設(shè)H0:b1=0,H1:b1≠0在自由度為26-5=21時(shí)，在a=5%的情況下，經(jīng)查表得t的臨界值為2.056—2.080,而通過最小二乘法得到的t=12.50156，大于臨界值，則拒絕0假設(shè)，所以b1通過t檢驗(yàn)，說明國民總收入對我國私人汽車擁有量具有顯著的正向影響。同理，b2、b4通過t檢驗(yàn)；b3沒有通過t檢驗(yàn)，將選擇去除lnx3變量。估計(jì)和檢驗(yàn)?zāi)Ｐ虵檢驗(yàn)假設(shè)：H0：b1=b2=b3=b4=0，f受回歸的限制個(gè)數(shù)是4，所以分子自由度是4；樣本觀察值為26，非受限制模型待估參數(shù)的個(gè)數(shù)為5，分母自由度為26-5=21，經(jīng)查表，在a=1%的情況下f值是4.31-4.43，經(jīng)過最小二乘法運(yùn)算結(jié)果得到F=2623.231遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于f的臨界值，所以通過f檢驗(yàn)。去除lnx3變量之后的模型lnY=B0+B1lnX1+B2lnX2+B4lnX4+U從調(diào)整之后的模型的輸出結(jié)果可以看出T值P值全部通過檢驗(yàn)，F(xiàn)值也通過了檢驗(yàn)，而且擬合優(yōu)度是0.997730,非常高。所以選擇的最優(yōu)模型：lnY=B0+B1lnX1+B2lnX2+B4lnX4+U估計(jì)和檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?、多重共線性檢驗(yàn)估計(jì)和檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛷木仃噲D中可以看出，幾個(gè)自變量之間存在多重共線性，這說明選擇數(shù)據(jù)的問題，與模型無關(guān)，通過最小二乘法輸出結(jié)果看出，每個(gè)自變量對因變量都是有顯著影響的，所以將不對它們一一進(jìn)行回歸檢驗(yàn)。估計(jì)和檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?、異方差檢驗(yàn)（1）直方圖法圖中顯示殘差項(xiàng)不在一定范圍內(nèi)聚集，并且高度大部分不相同，滿足殘差項(xiàng)是隨機(jī)項(xiàng)的要求，即殘差項(xiàng)隨時(shí)間不規(guī)則的上下跳動(dòng)，所以通過上面的圖和分析可以判定回歸存在異方差性。（2）white檢驗(yàn)從懷特檢驗(yàn)的結(jié)果我們可以得到P值是0.036599<0.05,所以可以判定，模型存在異方差性。估計(jì)和檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?、自相關(guān)檢驗(yàn)（1）散點(diǎn)圖法從圖可以看出散點(diǎn)多散布在一三象限，則說明模型存在正自相關(guān)。估計(jì)和檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?2)、D—W檢驗(yàn)法：判斷標(biāo)準(zhǔn)：(1)DW<dL,存在正自相關(guān)(2)DW>4-dL，存在負(fù)自相關(guān)(3)dU<DW<4-dU,不存在自相關(guān)性從前面的雙對數(shù)模型的最小二乘法輸出結(jié)果看出D-W值為0.662940，而查表得出dL=1.062,dU=1.759,DW小于DL值，所以模型存在正自相關(guān)性。估計(jì)和檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?）、拉格朗日法檢驗(yàn)從截圖可以看出不存在自相關(guān)的概率P值為0.002224<0.05，所以說明它存在正自相關(guān)性。估計(jì)和檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?）、Q直方圖從Q直方圖可以看出，有幾個(gè)直方圖在虛線之外，所以存在正自相關(guān)性估計(jì)和檢驗(yàn)?zāi)Ｐ拖嚓P(guān)性的修正通過添加AR（1）AR(2)變量再使用拉格朗日法進(jìn)行調(diào)整，看圖可以得出調(diào)整后的P值為0.068137>0.05,即看出模型不存在自相關(guān)性了。最終結(jié)論最終結(jié)果為：T=（8.422940）（5.349652）（0.273684）P=(0.0000)(0.0000)(0.7874)Se=（0.104195）（0.116047)（0.018468)

AdjustedR-squared=0.998870F=4067.053D-W=2.414541四、結(jié)論分析及總結(jié) 通過上述模型分析及各項(xiàng)檢驗(yàn)，在摒除其他因素對經(jīng)濟(jì)增長的影響下，我們不難看出鋼材產(chǎn)量和國民收入每增加一個(gè)單位，私人汽車擁有量將增加；由此可見，國民收入和鋼材產(chǎn)量對我國私人汽車擁有的數(shù)量存在著明顯的正相關(guān)性。 從文中的模型可以看出,1985～2010年的26年間,隨著改