eviews分析 影響我國私人汽車擁有量的因素

1、影響我國私人汽車擁有量的因素 汽車產(chǎn)業(yè)是國民經(jīng)濟的支柱產(chǎn)業(yè)，改革開放以來我國汽車產(chǎn)量呈持續(xù)上升的趨勢。入世以后，更多的外國汽車企業(yè)進軍中國汽車市場，并以很大的優(yōu)勢占領大部分市場，我國汽車企業(yè)面臨著極大的挑戰(zhàn)。在這場戰(zhàn)爭中可以說百姓是受益的，從近幾年我國的汽車消費發(fā)展變化來看，汽車消費逐漸成為消費熱點。2009年私人汽車擁有量已達到4574.91萬輛，與1990年的81.62萬輛相比，增長倍數(shù)達到了驚人的55倍。然而，隨著私人汽車數(shù)量的增加，我們又面臨了很多問題，如能源的過度損耗，環(huán)境污染等。影響我國私人汽車數(shù)量的因素很多，因此，我們提取了國民生產(chǎn)總值，城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入，總人口，平均每

2、人生活消費能源液化石油，原油產(chǎn)量，汽車產(chǎn)量，公路里程，這七個影響因素的時間序列數(shù)據(jù)來進行分析，希望通過建立一個合適的經(jīng)濟模型來從理論上找出影響私人汽車擁有量的主要原因。 1.確定變量及建立模型：=私人汽車擁有量（單位：萬輛）=國民生產(chǎn)總值 （單位：億元）=城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入（單位：元）=總人口（單位：萬人）=平均每人生活消費能源液化石油（單位：千克）=原油產(chǎn)量（單位：公斤）=汽車產(chǎn)量（單位：萬輛）=公路里程（單位：萬公里）2.數(shù)據(jù)源：3.模型估計與檢驗：3.1模型的估計：運用Eviews對19902009年的數(shù)據(jù)進行多元回歸分析結果如下：（a=0.05）估計方程為：Y=-2361.21

3、2+0.09502X1-0.56771X2+0.012724X3-73.00424X4+6.586160X5 +2.086982X6-0.035152X7由回歸結果可知，該檢驗的=0.998603，=0.997788，擬合度很高，F(xiàn)統(tǒng)計量的檢驗結果為1225.575，結果顯示：初步可以看出模型的擬合結果相當好，但部分參數(shù)t值不顯著，而X2，X4，X7的系數(shù)是負的，與現(xiàn)實相矛盾。懷疑該模型各解釋變量之間可能存在多重共線性，于是對該模型進行多重共線性檢驗。3.2模型的檢驗及修正：3.2.1經(jīng)濟意義檢驗當我國國民生產(chǎn)總值每增加1單位，我國私人汽車擁有量就增加0.00779個單位，與實際相符；當城鎮(zhèn)居

4、民家庭人均可支配收入每增加1單位，我國的私有汽車擁有量就減少0.56771個單位，與實際不符；當我國總人口每增加1單位，我國私人汽車擁有量就增加0.012724個單位，與實際相符；當我國平均每人生活消費能源液化石油每增加1單位，我國私人汽車擁有量就減少73.00424個。單位，與實際相符；當我國原油產(chǎn)量每增加1單位，我國私人汽車擁有量就增加6.586160個單位，與實際相符；當我國汽車產(chǎn)量每增加1單位，我國私人汽車擁有量就增加2.086982個單位；當我國公路里程每增加1單位，我國私人汽車擁有量就減少0.035152個單位，與實際不符。3.2.2 多重共線性3.2.2.1 多重共線性檢驗各解釋

5、變量的相關系數(shù)的矩陣10.986140.970100.815720.857230.911220.995170.950850.9861410.995100.886300.917730.955840.976640.958200.970100.9951010.925930.947370.965510.962570.947420.815720.886300.9259310.976900.921960.811560.827630.857230.917730.947370.9769010.964010.859230.870650.911220.955840.965510.921960.9640110.90

6、2080.941180.995170.976640.962570.811560.859230.9020810.941750.950850.958200.947420.827630.870650.941180.941751由相關系數(shù)矩陣可以看出各種解釋變量之間相關系數(shù)較高，證實各解釋變量之間確實存在著多重共線性。3.2.2.2 消除多重共線性由Frisch綜合分析法進行。分別求出Y對X1，X2，X3，X4，X5，X6，X7的回歸方程，Eviews計算輸出結果如下：變量X1X2X3X4X5X6X7參數(shù)估計值0.0130320.2687450.174952307.606158.79493.54772

7、911.67382T的統(tǒng)計量25.2191316.958255.9829497.0630559.38545743.0115113.028630.9724790.9410960.6654010.7348540.8303280.9903640.9041250.970950.9378240.6468120.7201220.8209010.9898290.898799由結果可知，X6的與最大，以X6為基礎，順序引入其他變量進行逐步回歸：引入X1，有所提高，t值顯著性都很強。則引入X1。以X6，X1為基礎，再引入X2，有所提高，t值顯著性都很強，但X2不符合經(jīng)濟意義，所以剔除X2。再引入X3，有所提高，

8、t值顯著性都很強，但X3不符合經(jīng)濟意義，所以剔除X3。再引入X4，有所提高，t值顯著性都很強，X4符合經(jīng)濟意義，所以引入X4。以X6，X1，X4為基礎，再引入X5，有所提高，t<2.05不顯著，所以剔除X5。再引入X7，有所提高，t值顯著性都很強，X4符合經(jīng)濟意義，所以引入X7。最終剔除X2，X3，X5，而引入X1，X4，X6，X7。估計方程修正為：Y=-178.3739+0.007779X1-61.63984X4+1.977502X6+0.171549X7T (-4.202673) (8.155344) (-6.250812) (10.90032) (0.404745)=0.99855

9、2，=0.998166，F(xiàn)=2586.619，DW=0.843730經(jīng)濟意義檢驗：由于其經(jīng)濟解釋是：當我國國民生產(chǎn)總值每增加1單位，我國私人汽車擁有量就增加0.00779個單位；當我國平均每人生活消費能源液化石油每增加1單位，我國私人汽車擁有量就減少61.63984個單位；當我國汽車產(chǎn)量每增加1單位，我國私人汽車擁有量就增加1.977502個單位；當我國公路里程每增加1單位，我國私人汽車擁有量就增加0.171549個單位。這只是初步的的結論，由結果看出有部分數(shù)據(jù)與實際不相符，對模型作進一步的修正。3.2.3.1 自相關性檢驗DW檢驗模型為：Y=-178.3739+0.007779X1-61.6

10、3984X4+1.977502X6+0.171549X7T (-4.202673) (8.155344) (-6.250812) (10.90032) (0.404745)=0.998552，=0.998166，F(xiàn)=2586.619，DW=0.843730從模型來看，沒有違背D-W檢驗假設條件，因此可以用D-W來檢驗模型是否存在自相關。根據(jù)上數(shù)據(jù)可知，DW=0.843730，給定的顯著性水平a=0.05，k=5，n=20，查表可得：dl=0.9，du=1.83 0<DW<dl 故，模型正自相關，則消除自相關。用迭代法進行自相關修正 如下：迭代法后，DW=1.648768，dl=0.

11、9，du=1.83 ，0<DW<dl ，仍存在自相關，進行第二次迭代，如下：迭代法后，DW=1.979836，dl=0.9，du=1.83 ，du<DW<du-4 消除了自相關，修正的模型為：Y=-1.964144+0.008626X1-59.86632X4+1.862262X6-0.157283X7T (-3.615352) (8.387144) (-4.623077) (14.24153) (-0.393270)=0.999357， =0.999007，F(xiàn)=2850.758，DW=1.979836經(jīng)濟現(xiàn)象解釋：當我國國民生產(chǎn)總值每增加1單位，我國私人汽車擁有量就增加

12、0.008626個單位；當我國平均每人生活消費能源液化石油每增加1單位，我國私人汽車擁有量就減少59.86632個單位；當我國汽車產(chǎn)量每增加1單位，我國私人汽車擁有量就增加1.862262個單位；當我國公路里程每增加1單位，我國私人汽車擁有量就減少0.157283個單位。（可能屬于誤差造成的，由于數(shù)據(jù)選擇上不符合n=3k+1）4. 結論：由以上結論可知，我國私家車擁有量與我國國民生產(chǎn)總值，平均每人生活消費液化石油，汽車產(chǎn)量，公路里程等存在著一定的函數(shù)關系。我國的國民生產(chǎn)總值，汽車產(chǎn)量和公路里程對私家車擁有量有一定的促進作用，它們保持每年持續(xù)增長，從而使得我國的私人汽車擁有量不斷增加。而平均每人生活消費液化石油對私