关于我国私人汽车保有量影响因素的计量经济学分析

2016-08-16 04:03

(云南大学云南昆明 650091)

常敬洪娉婷牛壮

(云南大学云南昆明650091)

我国私人汽车保有量呈现持续上升的趋势，汽车产业逐渐成为我国的支柱产业。本文选择了2013年中国统计年鉴中1990-2012年共23年的相关数据，建立了计量经济学模型，并利用Eviews3.0软件对此模型进行参数估计和检验，并对最后的结果进行经济意义分析。

私人汽车保有量；计量模型；多重共线性检验；异方差检验；自相关检验

本文通过计量模型来分析除了汽车价格外，其他因素如公路里程、全国汽车产量、居民可支配收入、财政收入等多个变量对私人汽车保有量的影响。

一、私家车拥有量的多因素分析

设定模型为：

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

式中，ai为随机误差项。运用最小二乘法估计模型参数

表1 5个自变量回归方程

得到回归方程如下式：

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

从回归结果可知，可决系数R2=0.999,拟合优度非常高。F统计量=4620.704，模型总体比较显著。但是解释变量X3和X5的t统计量没有通过检验，初步判断方程中存在多重共线性。

计算各解释变量的相关系数，得到相关系数矩阵(表2).

由相关系数矩阵表可以看出，各解释变量相互之间的相关系数较高，证实确实存在严重多重共线性。

采用逐步回归的办法，去检验和解决多重共线性问题。分别作Y对LNX2、LNX3、LNX4、LNX5、LNX6的一元回归，结果如表3所示。

表3 一元回归估计结果

其中，加入X2的方程修正可决系数最大，以X2为基础，顺次加入其他逐步回归。在X2、X3基础上逐步加入X4、X5、X6后逐步回归，结果如表4所示。

当加入X4时，修正可决系数有所增加，但其参数的t检验不显著。当加入X5时，修正可决系数也有所增加，但其参数的t检验不显著。从相关系数也可看出，X4、X5与其他变量高度相关，这说明主要是X4、X5引起了多重共线性，予以剔除。

最后修正严重多重共线性影响后的回归结果为

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检验，如表5所示。

表5 White检验结果

表6 广义差分方程输出结果

由表6可得回归方程为

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

可见，可决系数R2、t、F统计量也均达到理想水平。

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

由此，我们得到最终中国居民汽车保有量模型为

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

由上式可知，中国财政收入每增加1亿元，居民可支配收入每增加1元，汽车产量每增加1万辆，中国私人汽车保有量将分别增加0.8110万辆、0.3220万辆和0.2179万辆。

从以上分析可知，在1990-2012年间，全国私人汽车保有量与财政收入，居民可支配收入，汽车产量存在着函数关系。财政收入，居民可支配收入和汽车产量对私人汽车保有量有一定的促进作用，随着经济的快速发展和汽车产业的不断发展，我国私人汽车保有量将进一步增加，并将对我国经济和环境产生重要影响。

[1]蒋艳梅,赵文平.Logistic模型在我国私人汽车保有量预测中的应用研究[F].西安交通大学，2010.

[2]杨红星.城镇居民收入对我国私人汽车拥有量的影响.青海公路局，2013.

常敬(1992.8-)，女，汉，河南，学历研究生，云南大学，研究方向金融。