李玉婷
[摘 要]本文根據(jù)《2013年中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中1990—2008年共19年的相關(guān)數(shù)據(jù),選擇我國(guó)國(guó)民生產(chǎn)總值、人均可支配收入、汽車總產(chǎn)量作為構(gòu)建模型的解釋變量,對(duì)我國(guó)私家車的擁有量影響因素進(jìn)行實(shí)證分析。利用Eviews7.0對(duì)模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)和檢驗(yàn),并加以校正,對(duì)最后的結(jié)果進(jìn)行經(jīng)濟(jì)意義分析。
[關(guān)鍵詞]汽車擁有量;多元線性回歸型;影響因素[中圖分類號(hào)]F713 [文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]A [文章編號(hào)]1005-6432(2014)38-0100-02
1 問(wèn)題的提出
隨著我國(guó)汽車市場(chǎng)價(jià)格的持續(xù)下降和我國(guó)居民人均收入水平的不斷提高,擁有私家車對(duì)普通百姓來(lái)說(shuō)越來(lái)越容易。據(jù)統(tǒng)計(jì),1984年年底我國(guó)共擁有私人汽車10幾萬(wàn)輛,到1997年年底私人汽車擁有量已達(dá)300多萬(wàn)輛。影響私家車擁有量的因素眾多,本文選取了我國(guó)國(guó)民生產(chǎn)總值、人均可支配收入、汽車總產(chǎn)量作為構(gòu)建模型的解釋變量,對(duì)我國(guó)私家車擁有量的影響因素進(jìn)行實(shí)證分析。
2 模型的設(shè)定
2.1 模型的選取
經(jīng)濟(jì)學(xué)家提出收入差距決定了經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段,因此國(guó)民生產(chǎn)總值表示經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平,是必須考慮的主要因素。那么人均收入水平也將決定消費(fèi)水平高低,消費(fèi)水平影響消費(fèi)能力。因此,我國(guó)國(guó)民生產(chǎn)總值、人均可支配收入、汽車總產(chǎn)量作為模型的解釋變量。
2.2 模型的設(shè)定
由于本文是運(yùn)用多元回歸模型對(duì)我國(guó)私家車擁有量進(jìn)行實(shí)證分析,所以首先對(duì)解釋變量Y與被解釋變量Xi 進(jìn)行回歸分析,原始模型設(shè)定為:Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+μ
式中:Y 表示私人汽車擁有量(萬(wàn)輛);X1表示國(guó)民生產(chǎn)總值(億元);
X2表示人均可支配收入(元);X3表示汽車總產(chǎn)量(萬(wàn)輛);μ表示隨機(jī)干擾項(xiàng)。
3 數(shù)據(jù)的收集、模型的估計(jì)與調(diào)整
本文數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒(2013)》中1990—2008年共19年的相關(guān)數(shù)據(jù)。
3.1 模型估計(jì)
對(duì)模型的最小二乘估計(jì)我們可以用Eviews7對(duì)上述所設(shè)定的模型進(jìn)行估計(jì)。結(jié)果見(jiàn)表1:
3.1.1 經(jīng)濟(jì)意義的檢驗(yàn)
從回歸得出的結(jié)果可以看出,解釋變量X1、X3的系數(shù)符號(hào)與經(jīng)濟(jì)意義相符,而X2的符號(hào)與經(jīng)濟(jì)意義不符,所以模型可能存在多重共線性檢驗(yàn)。
3.1.2 統(tǒng)計(jì)意義的檢驗(yàn)
修正后的R2=0.9669,說(shuō)明該模型的解釋變量可以解釋1990—2008年私家汽車擁有量的影響的99.69%,因此樣本擬合效果較好。F值在α=0.05下顯著,即國(guó)民生產(chǎn)總值、人均可支配收入、汽車總產(chǎn)量三個(gè)解釋變量聯(lián)立起來(lái)對(duì)“我國(guó)私家汽車擁有量”有顯著影響。
3.2 多重共線性的檢驗(yàn)
3.2.1 模型的檢驗(yàn)
判斷模型的多重共線性,得出相關(guān)系數(shù)矩陣如表2所示。
4 結(jié) 論
從最終模型可以看出,國(guó)民生產(chǎn)總值每增加1億元,我國(guó)私家車擁有總量就增加0.00979萬(wàn)輛。汽車總產(chǎn)量每增加1個(gè)單位,我國(guó)私家車擁有量就增加0.956個(gè)單位。影響我國(guó)私家車擁有總量還有其他因素,但我國(guó)汽車總產(chǎn)量對(duì)我國(guó)私家車擁有總量具有顯著影響。
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