畢業(yè)論文 中國(guó)私家轎車(chē)擁有量與其影響因素分析

1、<p>　　課程代碼：1A10659</p><p>　　學(xué)分/學(xué)時(shí)：3/48 成績(jī)：</p><p><b>　　計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)</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(chē)進(jìn)入家庭不是單一因素的結(jié)果。通過(guò)對(duì)影響中國(guó)私人轎車(chē)擁有量的因素，即 GDP、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、工業(yè)品出廠(chǎng)價(jià)格指數(shù)等三個(gè)方面的定量分析，估計(jì)出了這三個(gè)因素對(duì)中國(guó)私人轎車(chē)擁有量的影響程度。此項(xiàng)研究可對(duì)我國(guó)私人轎車(chē)擁有量的準(zhǔn)確預(yù)測(cè)及</p><p>　　交通規(guī)劃和管理提供理論依據(jù)。</p><p>　　關(guān)鍵字：私人轎車(chē)擁有量 GDP 居民消

3、費(fèi)價(jià)格指數(shù) 工業(yè)品出廠(chǎng)價(jià)格指數(shù) 汽車(chē)產(chǎn)量</p><p>　　研究主題：隨著國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展，人們的物質(zhì)生活水平不斷提高，越來(lái)越多的家庭擁有了自己的私人轎車(chē)。擁有私人轎車(chē)為人們的出行帶來(lái)了方便，但同時(shí)私人轎車(chē)數(shù)量的增多也帶來(lái)了一些社會(huì)問(wèn)題。除了看得見(jiàn)的交通擁擠、城市交通環(huán)境惡化，還有看不見(jiàn)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(jié)構(gòu)的可持續(xù)發(fā)展都帶來(lái)不利影響。但與此同時(shí)，私人轎車(chē)大規(guī)

4、模的擁有和使用同樣創(chuàng)造了巨大的社會(huì)效益。因此，研究中國(guó)私人轎車(chē)擁有量的影響因素，并對(duì)其進(jìn)行定量分析將有重大的意義。本文通過(guò)對(duì)影響中國(guó)私人轎車(chē)擁有量的因素，即 GDP、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、工業(yè)品出廠(chǎng)價(jià)格指數(shù)、汽車(chē)產(chǎn)量等四個(gè)方面的定量分析，估計(jì)出了這三個(gè)因素對(duì)中國(guó)私人轎車(chē)擁有量的影響程度。此項(xiàng)研究可對(duì)我國(guó)私人轎車(chē)擁有量的準(zhǔn)確預(yù)測(cè)及交通規(guī)劃和管理提供理論依據(jù)。</p><p>　　數(shù)據(jù)類(lèi)型： 時(shí)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(shí)間： 1995-2009</p><p>　　主要研究方法：使用多元線(xiàn)形回歸模型建模,再用普通最小二乘估計(jì)進(jìn)行參數(shù)估計(jì).，通過(guò)基礎(chǔ)的檢驗(yàn)最終確定模型結(jié)構(gòu)。</p><p><b>　　模型設(shè)定</b></p><p&g

6、t;　　研究中國(guó)私人轎車(chē)擁有量的影響因素，需要考慮以下幾個(gè)因素：1居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù) 2.工業(yè)品出廠(chǎng)價(jià)格指數(shù) 3 汽車(chē)的產(chǎn)量 4.國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，我們定義模型的變量如下面所示：</p><p>　　Y: 中國(guó)私家車(chē)擁有量(萬(wàn)輛)</p><p>　　X1: 居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)</p><p>　　X2: 工業(yè)品出廠(chǎng)價(jià)格指數(shù)</p><p>　　X

7、3: 汽車(chē)產(chǎn)量(萬(wàn)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(zhì)量直接決定著模型的質(zhì)量。本文收集了中華人民共和國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局編的《2010 中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中 1995年到 2009年共 15年的相關(guān)數(shù)據(jù)。如表 1 所示。</p><p>　　表

8、1 1990 年到 2008 年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)</p><p>　　對(duì)上述序列進(jìn)行單位根（ADF）的檢驗(yàn)：</p><p>　　表（1）對(duì)X1進(jìn)行二階差分ADF檢驗(yàn)，從上面表（1）看，檢驗(yàn)t統(tǒng)計(jì)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(shè)，序列不存在單位根，是平穩(wěn)的。</p><p><b>　　表（2）</b>

9、</p><p>　　對(duì)X2進(jìn)行二階差分ADF檢驗(yàn)，從上面表（2）看，檢驗(yàn)t統(tǒng)計(jì)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(shè)，序列不存在單位根，是平穩(wěn)的。同理可以進(jìn)行X3，X4，以及Y的單位根的檢驗(yàn)均驗(yàn)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(shè)定更合理，并減少潛在的異方差問(wèn)題 ，采用雙對(duì)數(shù)函數(shù)形式，并把時(shí)間序列表格列出如下：

10、</p><p>　　將回歸方程形式設(shè)定為：</p><p>　　LNY = C(1) + C(2)*LNX1 + C(3)*LNX2 + C(4)*LNX3 + C(5)*LNX4</p><p>　　運(yùn)用eviews的進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，采用最小二乘法的回歸計(jì)算結(jié)果如下：</p><p>　　同時(shí)可以給我一個(gè)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(jié)果可以看出，所估計(jì)的參數(shù)Lnx1的回歸系數(shù)為-3.769421，說(shuō)明物價(jià)每上漲 1%，平均來(lái)看可導(dǎo)致私人汽車(chē)擁有量將減少-3.769421% ，這與經(jīng)濟(jì)學(xué)中的

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

13、經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)。</p><p>　　從統(tǒng)計(jì)推斷檢驗(yàn)的中，我們看到該數(shù)據(jù)的可決系數(shù)R2=0.996238 ，說(shuō)明該模型對(duì)這些樣本的模擬效果還是比較好的，即四個(gè)變量對(duì)該模型的顯著性還是體現(xiàn)的。</p><p>　　回歸方程顯著性檢驗(yàn)（F 檢驗(yàn)）：：==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(shuō)明回歸方程是顯著的，即列入模型的四個(gè)解釋變量聯(lián)合起來(lái)對(duì)被解釋變量有顯著影響。</p><p>　　系數(shù)顯著性檢驗(yàn)（t 檢驗(yàn)）：給定α=0.1，由于各 p 值均小于 0.1，認(rèn)為三個(gè)解釋變量的回歸系數(shù)都顯著地不等于0，即四個(gè)解釋變量對(duì)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(duì)模型進(jìn)行了進(jìn)一步的協(xié)

15、方差的檢驗(yàn)，通過(guò)white檢驗(yàn)輸出結(jié)果如下：</p><p>　　從上面的結(jié)果可以得出伴隨概率為0.2343，因?yàn)榧偃鏟rob. Chi-Square(1) = 0.0000</p><p>　　表示拒絕“不存在異方差”的原假設(shè)，所以可推斷該模型不存在協(xié)方差</p><p>　　同樣的原理進(jìn)行ARCH 檢驗(yàn)可以得出結(jié)果如下：</p><p>

16、　　從上面可以看出伴隨概率為0.8664，因?yàn)榧偃鏟rob. Chi-Square(1) = 0.0000</p><p>　　表示拒絕“不存在異方差”的原假設(shè)，所以可推斷該模型不存在協(xié)方差 ！</p><p><b>　　實(shí)驗(yàn)小結(jié)：</b></p><p>　　從以上分析可見(jiàn)，私人轎車(chē)擁有量與居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、工業(yè)品出廠(chǎng)價(jià)格指數(shù)、汽車(chē)產(chǎn)量和

17、GDP 之間存在著一定的函數(shù)關(guān)系。</p><p>　　穩(wěn)定物價(jià)可以促進(jìn)我國(guó)私人汽車(chē)擁有量的提高，在物價(jià)提高1%后相應(yīng)的私人汽車(chē)擁有量會(huì)相應(yīng)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(chē)的產(chǎn)量的增加，在一定程度上會(huì)加速汽車(chē)行業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)，降低價(jià)格，順應(yīng)了私人汽車(chē)擁有量的提高，在經(jīng)濟(jì)學(xué)理論也比較符合.</p><p>　　GDP的

18、提升，同時(shí)也提高了國(guó)民的可支出消費(fèi)，根據(jù)經(jīng)濟(jì)理論，收入水平是影響私人汽車(chē)擁有量的關(guān)鍵因素。收入增長(zhǎng)是人們對(duì)私人轎車(chē)需求增長(zhǎng)的前提，收入增長(zhǎng)緩慢必然制約著人們對(duì)私人汽車(chē)車(chē)的需求。從模型的結(jié)果來(lái)看，其彈性系數(shù)接近1，隨著收入的增加，對(duì)車(chē)的需求也會(huì)相應(yīng)的增加。</p><p>　　汽車(chē)的出廠(chǎng)價(jià)格系數(shù)的增加，從彈性系數(shù)可以看到對(duì)汽車(chē)的需求量竟然增加了，這當(dāng)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(jià)，促進(jìn)汽車(chē)行業(yè)的合理有效發(fā)展 。督促政府加大經(jīng)濟(jì)政策的調(diào)控</p><p>　　2，要控制汽車(chē)行業(yè)的泡沫發(fā)展，對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)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(jī)導(dǎo)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(chǔ)上，加大對(duì)環(huán)境污