關于我國私人汽車保有量影響因素的計量經濟學分析

2016-08-16 04:03:59

(云南大學云南昆明 650091)

常敬洪娉婷牛壯

(云南大學云南昆明650091)

我國私人汽車保有量呈現持續上升的趨勢，汽車產業逐漸成為我國的支柱產業。本文選擇了2013年中國統計年鑒中1990-2012年共23年的相關數據，建立了計量經濟學模型，并利用Eviews3.0軟件對此模型進行參數估計和檢驗，并對最后的結果進行經濟意義分析。

私人汽車保有量；計量模型；多重共線性檢驗；異方差檢驗；自相關檢驗

本文通過計量模型來分析除了汽車價格外，其他因素如公路里程、全國汽車產量、居民可支配收入、財政收入等多個變量對私人汽車保有量的影響。

一、私家車擁有量的多因素分析

設定模型為：

lny=c+m2lnx2+m3lnx3+m4lnx4+m5lnx5+m6lnx6+ai

式中，ai為隨機誤差項。運用最小二乘法估計模型參數

表1 5個自變量回歸方程

得到回歸方程如下式：

lny=-2.663+1.011lnx2+0.159lnx3-0.221lnx4-0.095lnx5+0.208lnx6

從回歸結果可知，可決系數R2=0.999,擬合優度非常高。F統計量=4620.704，模型總體比較顯著。但是解釋變量X3和X5的t統計量沒有通過檢驗，初步判斷方程中存在多重共線性。

計算各解釋變量的相關系數，得到相關系數矩陣(表2).

由相關系數矩陣表可以看出，各解釋變量相互之間的相關系數較高，證實確實存在嚴重多重共線性。

采用逐步回歸的辦法，去檢驗和解決多重共線性問題。分別作Y對LNX2、LNX3、LNX4、LNX5、LNX6的一元回歸，結果如表3所示。

表3 一元回歸估計結果

其中，加入X2的方程修正可決系數最大，以X2為基礎，順次加入其他逐步回歸。在X2、X3基礎上逐步加入X4、X5、X6后逐步回歸，結果如表4所示。

當加入X4時，修正可決系數有所增加，但其參數的t檢驗不顯著。當加入X5時，修正可決系數也有所增加，但其參數的t檢驗不顯著。從相關系數也可看出，X4、X5與其他變量高度相關，這說明主要是X4、X5引起了多重共線性，予以剔除。

最后修正嚴重多重共線性影響后的回歸結果為

Yt^=-5.5005+0.9070LNX2+0.2943LNX3+0.1335LNX6

t=(11.31408)(3.76253)(2.3260)

R2=0.999046 修正的R2=0.998895 F=6629.824 DW=0.932773

White檢驗，如表5所示。

表5 White檢驗結果

表6 廣義差分方程輸出結果

由表6可得回歸方程為

LNYt^=-2.496479+0.8110LNX2*+0.3220LNX3*+0.2179LNX6*

可見，可決系數R2、t、F統計量也均達到理想水平。

由差分方程式有β1=(-2.496479)/(1-0.528855)=-5.2987

由此，我們得到最終中國居民汽車保有量模型為

LNYt=-5.2987+0.8110LNX2+0.3220LNX3+0.2179LNX6

由上式可知，中國財政收入每增加1億元，居民可支配收入每增加1元，汽車產量每增加1萬輛，中國私人汽車保有量將分別增加0.8110萬輛、0.3220萬輛和0.2179萬輛。

從以上分析可知，在1990-2012年間，全國私人汽車保有量與財政收入，居民可支配收入，汽車產量存在著函數關系。財政收入，居民可支配收入和汽車產量對私人汽車保有量有一定的促進作用，隨著經濟的快速發展和汽車產業的不斷發展，我國私人汽車保有量將進一步增加，并將對我國經濟和環境產生重要影響。

[1]蔣艷梅,趙文平.Logistic模型在我國私人汽車保有量預測中的應用研究[F].西安交通大學，2010.

[2]楊紅星.城鎮居民收入對我國私人汽車擁有量的影響.青海公路局，2013.

常敬(1992.8-)，女，漢，河南，學歷研究生，云南大學，研究方向金融。