畢業(yè)論文 中國私家轎車擁有量與其影響因素分析

1、<p>　　課程代碼：1A10659</p><p>　　學分/學時：3/48 成績：</p><p><b>　　計量經(jīng)濟學</b></p><p><b>　　課程論文</b></p><p><b>　　論文題目</b>&l

2、t;/p><p>　　摘要：. 轎車進入家庭不是單一因素的結果。通過對影響中國私人轎車擁有量的因素，即 GDP、居民消費價格指數(shù)、工業(yè)品出廠價格指數(shù)等三個方面的定量分析，估計出了這三個因素對中國私人轎車擁有量的影響程度。此項研究可對我國私人轎車擁有量的準確預測及</p><p>　　交通規(guī)劃和管理提供理論依據(jù)。</p><p>　　關鍵字：私人轎車擁有量 GDP 居民消

3、費價格指數(shù) 工業(yè)品出廠價格指數(shù) 汽車產(chǎn)量</p><p>　　研究主題：隨著國內經(jīng)濟的高速發(fā)展，人們的物質生活水平不斷提高，越來越多的家庭擁有了自己的私人轎車。擁有私人轎車為人們的出行帶來了方便，但同時私人轎車數(shù)量的增多也帶來了一些社會問題。除了看得見的交通擁擠、城市交通環(huán)境惡化，還有看不見的空氣污染、土壤污染等自然環(huán)境惡化。這給城市交通、城市環(huán)境、城市空間結構的可持續(xù)發(fā)展都帶來不利影響。但與此同時，私人轎車大規(guī)

4、模的擁有和使用同樣創(chuàng)造了巨大的社會效益。因此，研究中國私人轎車擁有量的影響因素，并對其進行定量分析將有重大的意義。本文通過對影響中國私人轎車擁有量的因素，即 GDP、居民消費價格指數(shù)、工業(yè)品出廠價格指數(shù)、汽車產(chǎn)量等四個方面的定量分析，估計出了這三個因素對中國私人轎車擁有量的影響程度。此項研究可對我國私人轎車擁有量的準確預測及交通規(guī)劃和管理提供理論依據(jù)。</p><p>　　數(shù)據(jù)類型： 時間序列數(shù)據(jù)</p&g

5、t;<p><b>　　數(shù)據(jù)頻度：年</b></p><p>　　起止時間： 1995-2009</p><p>　　主要研究方法：使用多元線形回歸模型建模,再用普通最小二乘估計進行參數(shù)估計.，通過基礎的檢驗最終確定模型結構。</p><p><b>　　模型設定</b></p><p&g

6、t;　　研究中國私人轎車擁有量的影響因素，需要考慮以下幾個因素：1居民消費價格指數(shù) 2.工業(yè)品出廠價格指數(shù) 3 汽車的產(chǎn)量 4.國內生產(chǎn)總值，我們定義模型的變量如下面所示：</p><p>　　Y: 中國私家車擁有量(萬輛)</p><p>　　X1: 居民消費價格指數(shù)</p><p>　　X2: 工業(yè)品出廠價格指數(shù)</p><p>　　X

7、3: 汽車產(chǎn)量(萬輛)</p><p>　　X4: GDP（億元）</p><p><b>　　數(shù)據(jù)的收集</b></p><p>　　數(shù)據(jù)質量直接決定著模型的質量。本文收集了中華人民共和國國家統(tǒng)計局編的《2010 中國統(tǒng)計年鑒》中 1995年到 2009年共 15年的相關數(shù)據(jù)。如表 1 所示。</p><p>　　表

8、1 1990 年到 2008 年的時間序列數(shù)據(jù)</p><p>　　對上述序列進行單位根（ADF）的檢驗：</p><p>　　表（1）對X1進行二階差分ADF檢驗，從上面表（1）看，檢驗t統(tǒng)計量是-3.336134，比顯著性水平為10%的臨界值都小，所以拒絕原假設，序列不存在單位根，是平穩(wěn)的。</p><p><b>　　表（2）</b>

9、</p><p>　　對X2進行二階差分ADF檢驗，從上面表（2）看，檢驗t統(tǒng)計量是-4.404401，比顯著性水平為10%的臨界值都小，所以拒絕原假設，序列不存在單位根，是平穩(wěn)的。同理可以進行X3，X4，以及Y的單位根的檢驗均驗證得出序列不存在單位，即所給出的序列是平穩(wěn)的。</p><p>　　為使模型的設定更合理，并減少潛在的異方差問題 ，采用雙對數(shù)函數(shù)形式，并把時間序列表格列出如下：

10、</p><p>　　將回歸方程形式設定為：</p><p>　　LNY = C(1) + C(2)*LNX1 + C(3)*LNX2 + C(4)*LNX3 + C(5)*LNX4</p><p>　　運用eviews的進行參數(shù)估計，采用最小二乘法的回歸計算結果如下：</p><p>　　同時可以給我一個模型如下：</p>&

11、lt;p>　　LNY = 1.44240888558 - 3.76942116485*LNX1 + 2.05916193668*LNX2 + 0.552257806105*LNX3 + 0.86095108653*LNX4</p><p>　　從回歸結果可以看出，所估計的參數(shù)Lnx1的回歸系數(shù)為-3.769421，說明物價每上漲 1%，平均來看可導致私人汽車擁有量將減少-3.769421% ，這與經(jīng)濟學中的

12、彈性概念的意義相符。Lnx2的回歸系數(shù)為2.059162，這說明汽車價格每增加 1%，可導致私人汽車擁有量將平均增加2.059162%，Lnx3的回歸系數(shù)為0.552258%，即汽車的產(chǎn)量增加1%，可導致私人汽車的擁有量將平均增加0.552258%；同時Lnx4的回歸系數(shù)為0.860951%，即GDP增加1%，可導致私人汽車擁有量平均增加0.860951%。這四個回歸系數(shù)的值與理論預期比較接近，其大小在經(jīng)濟理論上解釋得通，因此該模型通過

13、經(jīng)濟意義檢驗。</p><p>　　從統(tǒng)計推斷檢驗的中，我們看到該數(shù)據(jù)的可決系數(shù)R2=0.996238 ，說明該模型對這些樣本的模擬效果還是比較好的，即四個變量對該模型的顯著性還是體現(xiàn)的。</p><p>　　回歸方程顯著性檢驗（F 檢驗）：：==給定顯著性水平α=0.05，在 F 分布表中查出自由度為 4和 10的臨界值</p><p>　?。?，10）=3.48

14、，由于 F=927.9284>（4，10）=3.48，說明回歸方程是顯著的，即列入模型的四個解釋變量聯(lián)合起來對被解釋變量有顯著影響。</p><p>　　系數(shù)顯著性檢驗（t 檢驗）：給定α=0.1，由于各 p 值均小于 0.1，認為三個解釋變量的回歸系數(shù)都顯著地不等于0，即四個解釋變量對被解釋變量均有顯著的影響。</p><p>　　為了使得模型更具有可信度，我對模型進行了進一步的協(xié)

15、方差的檢驗，通過white檢驗輸出結果如下：</p><p>　　從上面的結果可以得出伴隨概率為0.2343，因為假如Prob. Chi-Square(1) = 0.0000</p><p>　　表示拒絕“不存在異方差”的原假設，所以可推斷該模型不存在協(xié)方差</p><p>　　同樣的原理進行ARCH 檢驗可以得出結果如下：</p><p>

16、　　從上面可以看出伴隨概率為0.8664，因為假如Prob. Chi-Square(1) = 0.0000</p><p>　　表示拒絕“不存在異方差”的原假設，所以可推斷該模型不存在協(xié)方差 ！</p><p><b>　　實驗小結：</b></p><p>　　從以上分析可見，私人轎車擁有量與居民消費價格指數(shù)、工業(yè)品出廠價格指數(shù)、汽車產(chǎn)量和

17、GDP 之間存在著一定的函數(shù)關系。</p><p>　　穩(wěn)定物價可以促進我國私人汽車擁有量的提高，在物價提高1%后相應的私人汽車擁有量會相應的減緩。從之前的最小二乘法的模擬看，其影響效果還是比較顯著的。</p><p>　　汽車的產(chǎn)量的增加，在一定程度上會加速汽車行業(yè)的競爭，降低價格，順應了私人汽車擁有量的提高，在經(jīng)濟學理論也比較符合.</p><p>　　GDP的

18、提升，同時也提高了國民的可支出消費，根據(jù)經(jīng)濟理論，收入水平是影響私人汽車擁有量的關鍵因素。收入增長是人們對私人轎車需求增長的前提，收入增長緩慢必然制約著人們對私人汽車車的需求。從模型的結果來看，其彈性系數(shù)接近1，隨著收入的增加，對車的需求也會相應的增加。</p><p>　　汽車的出廠價格系數(shù)的增加，從彈性系數(shù)可以看到對汽車的需求量竟然增加了，這當中也存在一定的人為因素。</p><p>

19、<b>　　政策建議：</b></p><p>　　1，要穩(wěn)定物價，促進汽車行業(yè)的合理有效發(fā)展 。督促政府加大經(jīng)濟政策的調控</p><p>　　2，要控制汽車行業(yè)的泡沫發(fā)展，對中國經(jīng)濟的發(fā)展要采取各行各業(yè)統(tǒng)籌兼顧的原則，避免金融危機導致的工業(yè)的下降，從而滯后第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。</p><p>　　3，在穩(wěn)步提高GDP水平 的基礎上，加大對環(huán)境污