對(duì)我國(guó)私人汽車擁有量進(jìn)行因素分析.doc

對(duì)我國(guó)私人汽車擁有量進(jìn)行因素分析 張桂生 國(guó)貿(mào)1班 20101713310040 引言： 改革開放以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展，我國(guó)GDP三十多年來(lái)的平均增長(zhǎng)速度高達(dá)9.8%。國(guó)力增強(qiáng)，人民有錢了，生活水平大大提高，就有能力購(gòu)買所想要的物品。20世紀(jì)90年代以前我國(guó)汽車市場(chǎng)處于公務(wù)用車，不僅需求量少，而且70%是政府、事業(yè)單位的公務(wù)用車，剩下的是企業(yè)的商務(wù)用車，幾乎沒有私人用車，也沒能力購(gòu)買私家車。90年代以后公務(wù)用車與商務(wù)用車的份額發(fā)生變化，人民收入增加，私人購(gòu)車開始起步。2002年以來(lái)，私家車發(fā)展迅速，進(jìn)入私人購(gòu)車階段。 有關(guān)統(tǒng)計(jì)資料表明，我國(guó)城鎮(zhèn)居民中有3800萬(wàn)戶（占城鎮(zhèn)居民總戶數(shù)的24.8），有能力承受10萬(wàn)元左右的汽車消費(fèi)。從近幾年我國(guó)汽車消費(fèi)的發(fā)展變化來(lái)看，汽車消費(fèi)將成為消費(fèi)熱點(diǎn)。 從1990年到2000年的10年間，我國(guó)民用汽車的保有量由551.36萬(wàn)輛增加到1608.91萬(wàn)輛，平均每年增長(zhǎng)11.3。其中私人汽車擁有量由1990年的81.62萬(wàn)輛增加到2000年的625.73萬(wàn)輛，平均每年增長(zhǎng)22.6。私人汽車擁有量占民用汽車的保有量比重從1990年的14.8，上升到2000年的38.9，平均每年上升2.4個(gè)百分點(diǎn)。1996年以來(lái)，民用汽車擁有量的增加量中，私人汽車增加量的比重均高于57.7，其中最高的是1999年，私人汽車增加量占全部民用汽車增加量的82.5。這說明我國(guó)汽車市場(chǎng)結(jié)構(gòu)發(fā)生了根本性的變化，居民個(gè)人已經(jīng)成為我國(guó)汽車市場(chǎng)的消費(fèi)主體。正因?yàn)樗郊臆囍饾u占據(jù)了汽車消費(fèi)市場(chǎng)的主導(dǎo)地位，私人購(gòu)車成為我們?cè)絹?lái)越關(guān)注的對(duì)象，單從經(jīng)濟(jì)方面來(lái)說，私人汽車擁有數(shù)量是評(píng)判一個(gè)國(guó)家人民生活水平的重要指標(biāo)，對(duì)它的研究分析是有比較現(xiàn)實(shí)的意義的。一、研究的相關(guān)理論背景（1）凱恩斯消費(fèi)函數(shù)模型凱恩斯消費(fèi)函數(shù)模型為:C=+*Y,式中C為現(xiàn)期消費(fèi),Y為現(xiàn)期收入,為收入無(wú)關(guān)的那部分消費(fèi),即自發(fā)性消費(fèi),為邊際消費(fèi)傾向。（2）莫迪利安尼的生命周期理論莫迪利安尼的生命周期理論可以表述為:消費(fèi)與生命周期有關(guān),與財(cái)產(chǎn)收入有關(guān)。如下式:C=*A+*Y,式中A表示財(cái)產(chǎn),是財(cái)產(chǎn)的邊際消費(fèi)傾向,是收入的邊際消費(fèi)傾向,Y為收入。上式表明消費(fèi)取決于財(cái)產(chǎn)收入和個(gè)人生命周期不同階段勞動(dòng)收入。（3）杜森貝的相對(duì)收入理論杜森貝的相對(duì)收入理論表述為:消費(fèi)以相對(duì)收入為函數(shù)。相對(duì)別人示范效應(yīng),向高消費(fèi)看齊。我國(guó)稱之“攀比效應(yīng)”。相對(duì)自己過去習(xí)慣效應(yīng),收入水平變化后消費(fèi)有滯后性。在穩(wěn)定的收入增長(zhǎng)時(shí)期,平均消費(fèi)傾向不取決于收入水平。從長(zhǎng)期考慮,平均消費(fèi)傾向是穩(wěn)定的。從短期考察,邊際消費(fèi)傾向取決于現(xiàn)期收入與高峰收入的比例。由此使短期消費(fèi)會(huì)有波動(dòng),但由于習(xí)慣效應(yīng)的作用,收入減少對(duì)消費(fèi)減少作用不大,而收入增加對(duì)消費(fèi)增加作用較大。凱恩斯的絕對(duì)收入假定、美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家杜森貝利的相對(duì)收入假定、莫迪里安尼等的生命周期假定雖然側(cè)重點(diǎn)有所不同，但都認(rèn)為居民的消費(fèi)和收入水平是息息相關(guān)的，私人汽車擁有量以居民的收入作為基礎(chǔ)。二、模型的選取和變量選擇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，所以本文考慮做一個(gè)線性模型(對(duì)參數(shù)線性)，這樣各種檢驗(yàn)的方法較多，對(duì)模型準(zhǔn)確程度的分析也更可靠。1變量的選擇（1） 城鎮(zhèn)居民可支配收入 私家車這種高檔消費(fèi)品的擁有量顯然與收入水平有關(guān)，因此引進(jìn)解釋變量城鎮(zhèn)居民可支配收入，并先驗(yàn)預(yù)期此因素與私家車擁有量呈正相關(guān)關(guān)系。（2） 貸款利率 銀行的按揭貸款買車促進(jìn)了私人汽車擁有量的增加，因此引進(jìn)解釋變量貸款利率，并先驗(yàn)預(yù)期此因素與私家車擁有量呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。（3） 燃料、動(dòng)力類價(jià)格指數(shù)（以1990年價(jià)格為的定比指數(shù)序列） 燃料、動(dòng)力價(jià)格也是影響私家車擁有量的原因之一，直接構(gòu)成居民購(gòu)買私家車的成本。因此引進(jìn)解釋變量燃料、動(dòng)力價(jià)格指數(shù)，并且預(yù)期其與私家車擁有量成負(fù)相關(guān)關(guān)系。2模型的選取 城鎮(zhèn)居民可支配收入、貸款利率和燃料、動(dòng)力類價(jià)格指數(shù)三個(gè)解釋變量對(duì)私家車擁有量的影響，可采取以下回歸模型： Y 0+1x1+2x2+3x3 （1-1） Y:我國(guó)私人汽車擁有量 X1：城鎮(zhèn)居民可支配收入 X2：貸款利率 X3：燃料、動(dòng)力類價(jià)格指數(shù)（以1990年價(jià)格為的定比指數(shù)序列） 三、數(shù)據(jù)的來(lái)源及處理本文收集了中華人民共和國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局編的2004年中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒中1990年2003年共14年相關(guān)數(shù)據(jù)并對(duì)其進(jìn)行了處理：Y表示我國(guó)私人汽車擁有量（輛）；X1表示城鎮(zhèn)居民可支配收入（元）；X2表示貸款利率（%）；X3表示燃料、動(dòng)力類價(jià)格指數(shù)（以1990年價(jià)格為的定比指數(shù)序列）。具體數(shù)據(jù)如下:表1我國(guó)私家車擁有量相關(guān)影響因素原始數(shù)據(jù) obsYX1X2（）X319908162001510.29.7210019919604001700.68.64101.9874199211820002026.68.64118.7133199315577002577.410.17162.2811199420542003496.210.98191.491619952499600428311.52208.1514199628967004838.910.53229.3829199735836005160.38.64250.7155199842365005425.17.08248.4591999533880058545.85250.69522000625330062805.85289.3022200177078006859.65.85289.8808200296898007702.85.31290.17072003121923008472.25.31311.64334、 模型的估計(jì)和檢驗(yàn) 本文根據(jù)表1中提供的數(shù)據(jù)，利用Eviews5計(jì)量軟件對(duì)式（1-）所設(shè)定的模型進(jìn)行計(jì)量分析。結(jié)果如下：1、模型回歸結(jié)果 Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/23/12 Time: 16:43Sample: 1990 2003Included observations: 14VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C3250054.1725513.1.8835290.0890X12922.028515.06245.6731540.0002X2-214742.9155673.7-1.3794420.1978X3-50492.4814255.54-3.5419550.0053R-squared0.964556 Mean dependent var4354921.Adjusted R-squared0.953922 S.D. dependent var3498430.S.E. of regression750961.7 Akaike info criterion30.13105Sum squared resid5.64E+12 Schwarz criterion30.31364Log likelihood-206.9174 F-statistic90.71108Durbin-Watson stat1.514620 Prob(F-statistic)0.000000 可得估計(jì)出回歸方程：y=3250054+2922.028x1-214742.9x2-50492.48x3 (1725513) (515.0624) (155673.7) (14255.54) t=(1.883529) (5.673154) (-1.379442) (-3.541955) Adjusted R2-=0.953922 F=90.711082、 回歸結(jié)果的檢驗(yàn) （1)經(jīng)濟(jì)意義的檢驗(yàn) 從回歸得出的結(jié)果來(lái)看，X1的參數(shù)為2922.028，X2的參數(shù)為-214742.9，X3的參數(shù)為-50492.48，各變量符號(hào)與預(yù)期的相一致，并且其大小在經(jīng)濟(jì)理論上解釋得通，因此該模型通過經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)。 （2）擬合優(yōu)度及模型估計(jì)效果檢驗(yàn) 從結(jié)果看，可決系數(shù)R2=0.964556，該模型的解釋變量解釋了1990-2003年間全國(guó)私人汽車擁有量變異的96.4556%，因此樣本擬合效果較好。整個(gè)模型的F值為90.71108表明整個(gè)模型估計(jì)效果較好。 （3）回歸系數(shù)的顯著性檢驗(yàn)(t檢驗(yàn)) 從回歸結(jié)果看，此模型中的城鎮(zhèn)居民可支配收入和燃料、動(dòng)力類價(jià)格指數(shù)的變量和參數(shù)的t值在5%的置信水平下均統(tǒng)計(jì)值顯著 ，即在95%的置信系數(shù)下，可認(rèn)為全國(guó)的私人汽車擁有量Y與城鎮(zhèn)居民可支配收入X1、燃料及動(dòng)力價(jià)格指數(shù)X3之間都存在顯著的線性相關(guān)關(guān)系。 (4)變量的多重共線性檢驗(yàn) 由于經(jīng)濟(jì)變量之間都是相互影響的，難免存在一定的共線性，但是只要共線性不嚴(yán)重，各自變量對(duì)因變量的解釋程度還是可信的。可是X2的t檢驗(yàn)不顯著，而f統(tǒng)計(jì)量顯著，效果很好，可以推斷出解釋變量可能存在多重共線性。 （5）異方差檢驗(yàn)（white檢驗(yàn)）時(shí)間序列模型也可能存在異方差。我們用WHITE檢驗(yàn)來(lái)驗(yàn)證該模型是否存在異方差。在建模的過程中，我們選擇含交叉項(xiàng)的模型進(jìn)行檢驗(yàn)。 建立原假設(shè)H0：不存在異方差。 因?yàn)闀r(shí)間序列數(shù)據(jù)，樣本個(gè)數(shù)較小，所以選用ARCH檢驗(yàn)：Dependent Variable: E2Method: Least SquaresDate: 06/23/12 Time: 18:31Sample(adjusted): 1993 2003Included observations: 11 after adjusting endpointsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C4.33E+111.37E+120.3149420.7620E2(-1)3.4755720.8320874.1769320.0042E2(-2)-3.8674531.376776-2.8090650.0262E2(-3)1.4041651.1176241.2563840.2493R-squared0.827082 Mean dependent var2.96E+12Adjusted R-squared0.752974 S.D. dependent var3.55E+12S.E. of regression1.76E+12 Akaike info criterion59.51134Sum squared resid2.18E+25 Schwarz criterion59.65603Log likelihood-323.3124 F-statistic11.16052Durbin-Watson stat1.980794 Prob(F-statistic)0.004656 檢驗(yàn)結(jié)果表示，在樣本容量為14的條件下，進(jìn)行ARCH檢驗(yàn)，計(jì)算(n-p) R2 = 6.616656臨界值7.81(=0.05),所以接受Ho,表明模型中不存在異方差。（6） 自相關(guān)檢驗(yàn) 根據(jù)回歸結(jié)果得到DW=1.980794。對(duì)于n=14,k=3,在5%的顯著性水平下得到d值的界限dL=0.71和dU=1.61。4-dU=2.39，顯然1.980794在0.71和2.39之間，即表明dU DW4-dU ，根據(jù)自相關(guān)判定規(guī)則，我們可以得出結(jié)論：整個(gè)模型的殘差之間不存在自相關(guān)關(guān)系。5、 多重共線性的修正 我們采用逐步回歸法進(jìn)行修正： （1）運(yùn)用OLS方法逐一求Y對(duì)各個(gè)解釋變量的回歸，結(jié)合經(jīng)濟(jì)意義和統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)出擬合效果最好的一個(gè)一元線性回歸方程：方程1：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/24/12 Time: 17:08Sample: 1990 2003Included observations: 14VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-2616509.787741.3-3.3215330.0061X11474.612151.63329.7248640.0000R-squared0.887401 Mean dependent var4354921.Adjusted R-squared0.878018 S.D. dependent var3498430.S.E. of regression1221860. Akaike info criterion31.00121Sum squared resid1.79E+13 Schwarz criterion31.09250Log likelihood-215.0085 F-statistic94.57299Durbin-Watson stat0.273300 Prob(F-statistic)0.000000方程2：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/24/12 Time: 17:23Sample: 1990 2003Included observations: 14VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C150419042243778.6.7038280.0000X2-1322763.268920.1-4.9187960.0004R-squared0.668458 Mean dependent var4354921.Adjusted R-squared0.640830 S.D. dependent var3498430.S.E. of regression2096637. Akaike info criterion32.08113Sum squared resid5.28E+13 Schwarz criterion32.17243Log likelihood-222.5679 F-statistic24.19456Durbin-Watson stat0.583287 Prob(F-statistic)0.000355方程3:Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/24/12 Time: 17:34Sample: 1990 2003Included observations: 14VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-4659138.1615330.-2.8843250.0137X341472.907074.3335.8624470.0001R-squared0.741202 Mean dependent var4354921.Adjusted R-squared0.719636 S.D. dependent var3498430.S.E. of regression1852398. Akaike info criterion31.83342Sum squared resid4.12E+13 Schwarz criterion31.92472Log likelihood-220.8340 F-statistic34.36829Durbin-Watson stat0.332537 Prob(F-statistic)0.000077(2)對(duì)比分析，依據(jù)調(diào)整后可決系數(shù)最大原則，選取X1進(jìn)入回歸模型的第一個(gè)解釋變量，形成一元回歸模型:Y=-2616509+0.887401x1 (787741.3) (151.6332)t=(-3.321533) (9.724864)Adjusted R-squared=0.878018 F=94.57299（3）逐步回歸，將其余變量分別加入模型：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/25/12 Time: 9:13Sample: 1990 2003Included observations: 14VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C2354107.2443622.0.9633680.3561X11164.618197.88255.8854020.0001X2-433834.9204519.4-2.1212410.0574R-squared0.920089 Mean dependent var4354921.Adjusted R-squared0.905560 S.D. dependent var3498430.S.E. of regression1075105. Akaike info criterion30.80114Sum squared resid1.27E+13 Schwarz criterion30.93808Log likelihood-212.6080 F-statistic63.32690Durbin-Watson stat0.449924 Prob(F-statistic)0.000001Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/25/12 Time: 10:20Sample: 1990 2003Included observations: 14VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C1316764.1047067.1.2575730.2346X13323.203442.20237.5151190.0000X3-58306.1613608.15-4.2846500.0013R-squared0.957811 Mean dependent var4354921.Adjusted R-squared0.950141 S.D. dependent var3498430.S.E. of regression781172.8 Akaike info criterion30.16239Sum squared resid6.71E+12 Schwarz criterion30.29933Log likelihood-208.1367 F-statistic124.8664Durbin-Watson stat1.457294 Prob(F-statistic)0.000000由上表可以看出，X3和X1構(gòu)建的模型的擬合值優(yōu)于X2和 X1構(gòu)建的方程的擬合值，且比起y對(duì)x1的回歸擬合優(yōu)度更好,t檢驗(yàn)和F檢驗(yàn)都更顯著，所以在 Y=-2616509+0.887401x1的基礎(chǔ)上加入解釋變量x3,得: Y=1316764+3323.203x1-58306.16x3 (1047067) (442.2023) (13608.15) t=(1.257573) (7.515119) (-4.284665) Adjusted R-squared=0.950141 F=124.86646、 計(jì)量結(jié)果的經(jīng)濟(jì)分析1、收入是影響私家車擁有量的重要因素 對(duì)于私家車的購(gòu)買來(lái)說，城鎮(zhèn)居民可支配收入的影響是很大的，隨著可支配收入的增加，私家車擁有量也隨之增加。在回歸模型中，該變量的參數(shù)估計(jì)值為2922.028，即表示在其他解釋變量保持不變的條件下，可支配收入每增加一個(gè)單位，而私家車擁有量增加2922.028輛。而隨著城鎮(zhèn)居民可支配收入從1990年的1510.2元增加到2003年的8472.2元，私家車擁有量也由1990年的816200輛增加到2003年的12192300輛?？梢哉f明城鎮(zhèn)居民可支配收入的提高是私家車擁有量增加的重要因素。2、 貸款利率對(duì)私家車擁有量有一定影響 對(duì)于購(gòu)車者來(lái)說，收入一定時(shí)，沒有足夠的金錢購(gòu)買車時(shí)，可以向銀行貸款來(lái)買車。所以貸款利率的高低在一定程度上影響私家車擁有量，之所以這么說，那是因?yàn)榭芍涫杖氩桓?，沒有能力還貸款，也就不想買車。貸款利率與其他解釋變量相關(guān)系數(shù)不是很突出，但也是挺高的。3、 燃料、動(dòng)力價(jià)格指數(shù)影響顯著 變量的參數(shù)估計(jì)值為-50492.48，參數(shù)符號(hào)符合預(yù)期，參數(shù)的絕對(duì)值都大于其他變量，說明燃料及動(dòng)力價(jià)格