(云南大學(xué) 云南 昆明 650091)

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關(guān)于我國(guó)私人汽車保有量影響因素的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析

常敬洪娉婷牛壯

(云南大學(xué)云南昆明650091)

我國(guó)私人汽車保有量呈現(xiàn)持續(xù)上升的趨勢(shì)，汽車產(chǎn)業(yè)逐漸成為我國(guó)的支柱產(chǎn)業(yè)。本文選擇了2013年中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒中1990-2012年共23年的相關(guān)數(shù)據(jù)，建立了計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型，并利用Eviews3.0軟件對(duì)此模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)和檢驗(yàn)，并對(duì)最后的結(jié)果進(jìn)行經(jīng)濟(jì)意義分析。

私人汽車保有量；計(jì)量模型；多重共線性檢驗(yàn)；異方差檢驗(yàn)；自相關(guān)檢驗(yàn)

本文通過(guò)計(jì)量模型來(lái)分析除了汽車價(jià)格外，其他因素如公路里程、全國(guó)汽車產(chǎn)量、居民可支配收入、財(cái)政收入等多個(gè)變量對(duì)私人汽車保有量的影響。

一、私家車擁有量的多因素分析

設(shè)定模型為：

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

式中，ai為隨機(jī)誤差項(xiàng)。運(yùn)用最小二乘法估計(jì)模型參數(shù)

表1 5個(gè)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(jié)果可知，可決系數(shù)R2=0.999,擬合優(yōu)度非常高。F統(tǒng)計(jì)量=4620.704，模型總體比較顯著。但是解釋變量X3和X5的t統(tǒng)計(jì)量沒有通過(guò)檢驗(yàn)，初步判斷方程中存在多重共線性。

二、多重共線性檢驗(yàn)

計(jì)算各解釋變量的相關(guān)系數(shù)，得到相關(guān)系數(shù)矩陣(表2).

由相關(guān)系數(shù)矩陣表可以看出，各解釋變量相互之間的相關(guān)系數(shù)較高，證實(shí)確實(shí)存在嚴(yán)重多重共線性。

三、多重共線性的修正

采用逐步回歸的辦法，去檢驗(yàn)和解決多重共線性問(wèn)題。分別作Y對(duì)LNX2、LNX3、LNX4、LNX5、LNX6的一元回歸，結(jié)果如表3所示。

表3 一元回歸估計(jì)結(jié)果

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

當(dāng)加入X4時(shí)，修正可決系數(shù)有所增加，但其參數(shù)的t檢驗(yàn)不顯著。當(dāng)加入X5時(shí)，修正可決系數(shù)也有所增加，但其參數(shù)的t檢驗(yàn)不顯著。從相關(guān)系數(shù)也可看出，X4、X5與其他變量高度相關(guān)，這說(shuō)明主要是X4、X5引起了多重共線性，予以剔除。

最后修正嚴(yán)重多重共線性影響后的回歸結(jié)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

四、異方差性檢驗(yàn)

White檢驗(yàn)，如表5所示。

表5 White檢驗(yàn)結(jié)果

五、自相關(guān)檢驗(yàn)——DW檢驗(yàn)法

表6 廣義差分方程輸出結(jié)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(shù)R2、t、F統(tǒng)計(jì)量也均達(dá)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(guó)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(guó)財(cái)政收入每增加1億元，居民可支配收入每增加1元，汽車產(chǎn)量每增加1萬(wàn)輛，中國(guó)私人汽車保有量將分別增加0.8110萬(wàn)輛、0.3220萬(wàn)輛和0.2179萬(wàn)輛。

從以上分析可知，在1990-2012年間，全國(guó)私人汽車保有量與財(cái)政收入，居民可支配收入，汽車產(chǎn)量存在著函數(shù)關(guān)系。財(cái)政收入，居民可支配收入和汽車產(chǎn)量對(duì)私人汽車保有量有一定的促進(jìn)作用，隨著經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展和汽車產(chǎn)業(yè)的不斷發(fā)展，我國(guó)私人汽車保有量將進(jìn)一步增加，并將對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)和環(huán)境產(chǎn)生重要影響。

[1]蔣艷梅,趙文平.Logistic模型在我國(guó)私人汽車保有量預(yù)測(cè)中的應(yīng)用研究[F].西安交通大學(xué)，2010.

[2]楊紅星.城鎮(zhèn)居民收入對(duì)我國(guó)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(xué)歷研究生，云南大學(xué)，研究方向金融。