關(guān)于湖北省私人汽車擁有量的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型及其檢驗(yàn)和預(yù)測(cè)

向璇　董菲

摘 要：建立準(zhǔn)確而合理的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型，尋求湖北省私人汽車擁有量和社會(huì)經(jīng)濟(jì)的相關(guān)指標(biāo)之間的函數(shù)關(guān)系，可以較為準(zhǔn)確的對(duì)湖北省短期內(nèi)私人汽車擁有量的變化進(jìn)行定量的分析與預(yù)測(cè)。本文采用1999—2017年中華人民共和國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，給出建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型和對(duì)其進(jìn)行多種檢驗(yàn)的詳細(xì)過程，并根據(jù)模型預(yù)測(cè)了2018年我國(guó)的私人汽車擁有量。

關(guān)鍵詞：私人汽車擁有量;計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型;檢驗(yàn);預(yù)測(cè)

1模型設(shè)定

1.1 由于非線性模型的假設(shè)檢驗(yàn)都涉及到非常復(fù)雜的數(shù)學(xué)計(jì)算，所以考慮做線性模型，這樣對(duì)模型準(zhǔn)確程度的分析也更可靠

1.2 私人汽車擁有量與固定資產(chǎn)投入總量有關(guān)，并先驗(yàn)預(yù)期兩者呈正相關(guān)關(guān)系

1.3 預(yù)計(jì)私人汽車市場(chǎng)的發(fā)展與原材料鋼材的產(chǎn)量有一定的關(guān)系，因此引進(jìn)鋼材產(chǎn)量作為解釋變量，并先驗(yàn)預(yù)期兩者呈正相關(guān)關(guān)系

1.4 考慮引入趨勢(shì)變量T，理由如下：

（1）為了分析私人汽車市場(chǎng)的發(fā)展與時(shí)間之間的關(guān)系;

（2）趨勢(shì)變量：在回歸模型中加入時(shí)間趨勢(shì)變量可以消除共同時(shí)間變化趨勢(shì)的影響

1.5 共考慮如下四種模型

（1）Yt=β0+β1 X1t+β2 X2t+T+u

（2）lnYt=β0+β1 lnX1t+β2 lnX2t+T+u

（3）Yt=β0+β1 X1t+β2 X2t+u

（4）lnYt=β0+β1 lnX1t+β2 lnX2t+u

其中，Yt=私人汽車擁有量（萬噸）

X1t=鋼材產(chǎn)量（萬噸）

X2t=全社會(huì)固定資產(chǎn)投資（億元）

T=趨勢(shì)變量

下文將對(duì)每個(gè)方程逐一進(jìn)行回歸，選擇最優(yōu)模型

2回歸結(jié)果及其含義

根據(jù)上述時(shí)間序列數(shù)據(jù)，采用最小二乘估計(jì)法（OLS），結(jié)果如下（使用軟件Eviews10.0，下同）：

由于截距項(xiàng)的t值表現(xiàn)為不顯著，故不對(duì)其做解釋

斜率系數(shù)的t值顯示，他們均在0.05的顯著水平上是顯著的，但X1t的符號(hào)與經(jīng)濟(jì)生活常理相違背，故排除此種模型

斜率系數(shù)的t值顯示，lnX1t 、lnX2t在0.1的顯著性水平上顯著，系數(shù)符號(hào)與經(jīng)濟(jì)社會(huì)常理相符，且該模型擬合優(yōu)度最高，為最優(yōu)模型

斜率系數(shù)的t值顯示，X1t 、X2t在0.05的顯著性水平上顯著，且該模型擬合優(yōu)度第二高，與模型（2）相比模型（2）更優(yōu)

斜率系數(shù)的t值顯示，lnX1t在0.1的顯著性水平上不顯著，不符合常理，排除模型（4），引入趨勢(shì)變量T合理

最終選擇模型：lnYt=-0.151+0.104lnX1t+0.255lnX2t+0.162T+u

3檢驗(yàn)

3.1檢驗(yàn)樣本回歸的總顯著性

H0：β1=β2=β3=0

由Eviews回歸可得，F(xiàn)值為8626.726，大于臨界值，故在0.05的顯著性水平下，解釋變量整體在總體上對(duì)被解釋變量有顯著影響

3.2檢驗(yàn)序列相關(guān)

（1）D.W檢驗(yàn)

H0：ρ=0

由Eviews回歸可得，對(duì)19個(gè)觀測(cè)值和4個(gè)解釋變量（包括常數(shù)項(xiàng)），在0.05的顯著性水平上，dL=0.97，dU=1.68，由于dL<1.420973

（3）LM檢驗(yàn)

對(duì)模型進(jìn)行二階LM檢驗(yàn)得，輔助回歸方程為：et=β0+β1 lnX1t+β2 lnX2t+ρ1 et-1+ρ2 et-2+v，Eviews結(jié)果顯示該輔助回歸方程的擬合優(yōu)度為0.270525，F(xiàn)值為0.964207，在0.05的顯著性水平下，參數(shù)總體顯著性檢驗(yàn)不通過，且LM=（n-2）R2=5.1389974<5.99，故接受H0：ρ1=ρ2=0，故原回歸模型不存在序列相關(guān)性，無需對(duì)其進(jìn)行修正

3.3檢驗(yàn)異方差性

布羅施—帕甘檢驗(yàn)（BP）檢驗(yàn)

對(duì)原始回歸模型進(jìn)行BP檢驗(yàn)，輔助回歸方程為：ei2=α0+α1 lnX1t+α2 lnX2t+v，由Eviews檢驗(yàn)可得，其擬合優(yōu)度為0.262561，F(xiàn)值為1.780225，LM值為4.98866小于臨界值7.81，在0.05的顯著性水平下不通過顯著性檢驗(yàn)。

由于對(duì)原始回歸模型進(jìn)行BP檢驗(yàn)得出其不存在異方差性，則懷特（white）檢驗(yàn)檢測(cè)也顯示其不存在異方差性故原始模型不存在異方差性。

4預(yù)測(cè)

據(jù)中華新聞網(wǎng)統(tǒng)計(jì)，湖北省2018年全省完成固定資產(chǎn)投資增長(zhǎng)11.0%，故預(yù)估湖北省2018年固定資產(chǎn)投資總額為：X2=32282.36+32282.36*0.11=35833.4196（億元），2018年國(guó)家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的《2018年國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》中顯示，2018年湖北省鋼材產(chǎn)量為X1=3649.87萬噸，

從模型中可以看出，1999-2017年是我國(guó)全面建成小康社會(huì)進(jìn)而全面建成社會(huì)主義現(xiàn)代化國(guó)家的時(shí)期，經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)，作為重要工業(yè)原料的鋼材的產(chǎn)量從前期的逐年上升到進(jìn)入較為穩(wěn)定狀態(tài)，湖北省固定資產(chǎn)投資量保持穩(wěn)定增長(zhǎng)，私人汽車作為高檔消費(fèi)品，每年也保持了較高的增長(zhǎng)。以本文模型為依據(jù)，隨著時(shí)間的推移，及湖北省鋼材產(chǎn)量與全社會(huì)固定資產(chǎn)投資的上升，湖北省私人汽車將逐年變多，成為大眾普遍消費(fèi)品。

參考文獻(xiàn)：

[1]（美）古扎拉蒂.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)【M】.北京：中國(guó)人民大學(xué)出版社，2000

[2]中華人民共和國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局.2017年中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒【R】.北京：中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社，2017

作者簡(jiǎn)介：

向璇，出生年月：1998.08，性別：女，民族：土家族，籍貫（精確到市）：湖北恩施，當(dāng)前職務(wù)：學(xué)生，當(dāng)前職稱：學(xué)生，學(xué)歷：本科，研究方向：金融學(xué).