[精品論文]關(guān)于我國私人汽車擁有量的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)計(jì)量經(jīng)濟(jì)論文(論文)

畢業(yè)設(shè)計(jì)課程定做 QQ1714879127關(guān)于我國私人汽車擁有量的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型及其檢驗(yàn)和預(yù)測(cè) 摘要 建立準(zhǔn)確而合理的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型，尋求全國私人汽車擁有量和社會(huì)經(jīng)濟(jì)的相關(guān)指標(biāo)之間的函數(shù)關(guān)系，可以較為準(zhǔn)確的對(duì)一國短期內(nèi)私人汽車擁有量的變化進(jìn)行定量的分析與預(yù)測(cè)。本文采用19892005年中華人民共和國國家統(tǒng)計(jì)局公布的相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，給出建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型和對(duì)其進(jìn)行多種檢驗(yàn)的詳細(xì)過程，并根據(jù)模型預(yù)測(cè)了2006年我國的私人汽車擁有量。 關(guān)鍵詞 私人汽車擁有量 計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型檢驗(yàn) 預(yù)測(cè)0 前 言預(yù)測(cè)是指以準(zhǔn)確的調(diào)查統(tǒng)計(jì)資料和市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)信息為依據(jù)，從現(xiàn)象的歷史、現(xiàn)狀和規(guī)律出發(fā)，運(yùn)用科學(xué)的方法，對(duì)未來發(fā)展前景的測(cè)定。預(yù)測(cè)是決策科學(xué)化的工具，是編制計(jì)劃、預(yù)見計(jì)劃執(zhí)行情況、加強(qiáng)計(jì)劃指導(dǎo)的依據(jù)，也是企業(yè)改善管理的有效手段之一。預(yù)測(cè)方法可以分為定性預(yù)測(cè)和定量預(yù)測(cè)。定性經(jīng)濟(jì)預(yù)測(cè)是指，通過調(diào)查研究，了解實(shí)際情況，憑自己的實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)和理論、業(yè)務(wù)水平，對(duì)發(fā)展前景的性質(zhì)、方向和程度做出判斷進(jìn)行預(yù)測(cè)的方法。定量經(jīng)濟(jì)預(yù)測(cè)是指，根據(jù)準(zhǔn)確、及時(shí)、系統(tǒng)、全面的調(diào)查統(tǒng)計(jì)資料和市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)信息，運(yùn)用統(tǒng)計(jì)方法和數(shù)學(xué)模型，對(duì)未來發(fā)展的規(guī)模、水平、速度和比例關(guān)系的測(cè)定。定量預(yù)測(cè)包括時(shí)間序列預(yù)測(cè)和回歸分析預(yù)測(cè)等。實(shí)際工作中，為了保證預(yù)測(cè)結(jié)果的可信度，定性預(yù)測(cè)和定量預(yù)測(cè)往往結(jié)合起來使用。改革開放以來，我國創(chuàng)造了經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)的神話，擁有近13億龐大人口的基數(shù)，在2003年實(shí)現(xiàn)了人均GDP1000美元的基本小康目標(biāo)，這也是私家車開始步入普及化道路的里程碑。從近幾年如火如荼的汽車市場(chǎng)發(fā)展來看，即使最近出現(xiàn)了不同程度的車市漸冷現(xiàn)象，但無論是國外跨國公司，還是國內(nèi)汽車業(yè)霸主和中小汽車廠商，仍然紛紛投資于新車開發(fā)、產(chǎn)品推廣與宣傳，其持久看好中國車市的堅(jiān)定信心沒有絲毫動(dòng)搖?，F(xiàn)實(shí)生活中，汽車進(jìn)入普通家庭已成為一個(gè)人所共知的事實(shí)，同樣也會(huì)成為社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的必然趨勢(shì)。鑒于此原因，我們進(jìn)行了這次關(guān)于私人汽車擁有量的計(jì)量模型研究，預(yù)測(cè)了2006年我國的私人汽車擁有量。l 檢驗(yàn)方法1.1 經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)：檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠穹辖?jīng)濟(jì)意義，求得的參數(shù)估計(jì)值的符號(hào)與大小是否合理，是否與根據(jù)經(jīng)驗(yàn)和理論所擬定的期望值相符合1.2 統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)：運(yùn)用數(shù)理統(tǒng)計(jì)的方法，對(duì)方程進(jìn)行檢驗(yàn)、對(duì)模型參數(shù)估計(jì)值的可靠性進(jìn)行檢驗(yàn)。主要包括擬合優(yōu)度檢驗(yàn)、方程顯著性檢驗(yàn)和變量顯著性檢驗(yàn)，即常用的R2檢驗(yàn)、F檢驗(yàn)和t檢驗(yàn)1.3 計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)：回歸分析法假設(shè)隨機(jī)干擾項(xiàng)在不同的樣本點(diǎn)之間是不相關(guān)的，為了檢驗(yàn)回歸模型是否存在序列相關(guān)，通常采用杜賓瓦森檢驗(yàn)、拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)等；假設(shè)隨機(jī)干擾項(xiàng)具有不同的方差，為了檢驗(yàn)回歸模型是否存在異方差性，通常采用圖示檢驗(yàn)法、G-Q檢驗(yàn)法等1.4 模型預(yù)測(cè)檢驗(yàn)：由模型的應(yīng)用要求決定，主要檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛥?shù)估計(jì)量的穩(wěn)定性等，通常采用虛擬變量法檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷慕Y(jié)構(gòu)穩(wěn)定性2 模型設(shè)定2.1 由于非線性模型的假設(shè)檢驗(yàn)都涉及到非常復(fù)雜的數(shù)學(xué)計(jì)算，所以我們考慮做一個(gè)線性模型(對(duì)參數(shù)線性)，這樣各種檢驗(yàn)的方法較多，對(duì)模型準(zhǔn)確程度的分析也更可靠2.2 私人汽車這種高檔消費(fèi)品的擁有量顯然與居民收入有關(guān),因此引進(jìn)解釋變量國民總收入(GNI)，并先驗(yàn)預(yù)期兩者呈正相關(guān)關(guān)系2.3 我們預(yù)計(jì)私家車市場(chǎng)的發(fā)展與其主要原材料鋼材的生產(chǎn)有一定的關(guān)聯(lián)，所以引進(jìn)解釋變量鋼材產(chǎn)量，并先驗(yàn)預(yù)期其與私人汽車擁有量呈正相關(guān)2.4 我們將引入趨勢(shì)變量t，理由如下：(1)為了分析私人汽車市場(chǎng)的發(fā)展與時(shí)間的關(guān)系；(2)趨勢(shì)變量t可代替一個(gè)影響應(yīng)變量的基本變量，如科技進(jìn)步或交通狀況變化等不宜直接觀測(cè)和難以得到數(shù)據(jù)的變量；(3)避免謬誤相關(guān)，例如：只用私人汽車擁有量對(duì)國民總收入做回歸，即使得到一個(gè)很高的R2值，也未必反映了兩者之間的真實(shí)關(guān)聯(lián)，它可能僅僅反映出兩個(gè)變量的共同趨勢(shì)。2.5 對(duì)于國民總收入和鋼材產(chǎn)量這些國民經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，我們更關(guān)心其相對(duì)數(shù)變化對(duì)私人汽車擁有量的影響，所以采用對(duì)數(shù)模型綜上所述，我們采用的模型如下： lnYt= 0+1lnX1t+2lnX2t+3t+t其中，Yt=私人汽車擁有量(萬輛)X1t=國民總收入(億元)X2t=鋼材產(chǎn)量(萬噸)t=趨勢(shì)變量3 數(shù)據(jù)我們選擇了中國統(tǒng)計(jì)出版社出版的2006年中國統(tǒng)計(jì)年鑒中1989年一2005年共17年的相關(guān)數(shù)據(jù)：年份tYtX1tX2t1989173.1217000.94859.001990281.6218718.35153.001991396.0421826.25638.0019924118.2026937.36697.0019935155.7735260.07716.0019946205.4248108.58428.0019957249.9659810.58979.8019968289.6770142.59338.0219979358.3677653.19978.93199810423.6583024.310737.80199911533.8888189.012109.78200012625.3398000.513146.00200113770.78108068.216067.61200214968.98119095.719251.592003151219.23135174.024108.012004161481.66159586.731975.722005171848.07183956.137771.14Yt =私人汽車擁有量(萬輛) X1t =國民總收入(億元) X2t =鋼材產(chǎn)量(萬噸) t=趨勢(shì)變量4 回歸結(jié)果及其含義我們根據(jù)上述時(shí)間序列數(shù)據(jù)，采用最小二乘估計(jì)法(OLS)，結(jié)果如下(使用Eviews軟件，下同)：VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C0.4988331.0055880.4960610.6281LOG(X1)0.2049580.0624913.2798210.0060LOG(X2)0.1849750.0705292.6226890.0211T0.1527520.01488910.259640.0000R-squared0.999129Mean dependent var5.864478Adjusted R-squared0.998929S.D. dependent var1.034732S.E. of regression0.033870Akaike info criterion-3.730261Sum squared resid0.014913Schwarz criterion-3.534211Log likelihood35.70722F-statistic4973.364Durbin-Watson stat1.311222Prob(F-statistic)0.000000一般可寫出如下回歸分析結(jié)果：lnYt=0.499+0.2051nX1t+0.1851nX2t+0.153t (0.496)(3.28) (2.62) (10.26)RU2=0.9991， F=4973.36， D.W=1.311 其中括號(hào)內(nèi)的數(shù)為相應(yīng)參數(shù)的t檢驗(yàn)值,R2是可決系數(shù),F與D.W是有關(guān)的兩個(gè)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量。截距項(xiàng)的t值表現(xiàn)為不顯著，且對(duì)其機(jī)械的解釋也沒有什么經(jīng)濟(jì)意義?？蓻Q系數(shù)R2=0.9991，表明模型在整體上擬合得非常好。從斜率項(xiàng)的t檢驗(yàn)值看，均大于5%顯著水平下自由度為n-k-1=17-3-1=13的臨界值t0.025(13)=2.160，因此所有變量參數(shù)都是顯著的，且符號(hào)也是合理的。lnX1t 的系數(shù)0.205表示，在樣本期間即19892005年間，保持其他變量不變，平均而言，國民總收入GNI每增加1，私人汽車擁有量增加20.5；lnX2t的系數(shù)0.185表示，在樣本期間即19892005年間，保持其他變量不變，平均而言，鋼材產(chǎn)量每增加1，私人汽車擁有量增加18.5 ；t的系數(shù)0 .153表示，在樣本期間即19892005年間，保持其他變量不變，平均而言，每年私人汽車擁有量增加15.3；R2值0.9991表明，在19892005年間，私人汽車擁有量的99.91可由其他三個(gè)變量的變化來解釋。5 檢驗(yàn)5.1 驗(yàn)證加入趨勢(shì)變量t的合理性假設(shè)H0:3=0,相當(dāng)于剔除趨勢(shì)變量t，做回歸lnYt= 0+1lnX1t+2lnX2t+tOLS估計(jì)結(jié)果如下：lnYt= -9.732+0.7531nX1t+0.7801nX2t(-25.81)(7.99) (6.68)RR2=0.9921， F=876.91， D.W=0.404F=（RU2- RR2）/q/(1- RU2)/n-(k+q+1) =(0.9991-0.9921)/1/(1-0.9991)/17-(2+1+1)=101其中，n=樣本容量q=剔除掉的解釋變量個(gè)數(shù)k=原模型中解釋變量的個(gè)數(shù)遵循自由度為1和13的F分布，在1%的顯著性水平下，自由度為（1，13）的F分布的臨界值為F0.01（1,13）=10.04F=101，即在1%的顯著性水平上，這個(gè)F值也顯然是顯著的。所以我們拒絕H0假設(shè)并做出結(jié)論：引入趨勢(shì)變量t顯著地增大R2值，由此證明，我們將趨勢(shì)變量t引入模型中是合理的。5.2 檢驗(yàn)樣本回歸的總顯著性由F檢驗(yàn)對(duì)樣本總顯著性檢驗(yàn)的思想，我們假設(shè)：H0：1=2=3=0F= (RU2/k)/(1- RU2)/(n-k-1)=（0.9991/3）/(1-0.9991)/(17-3-1)=4810.48遵循自由度為3和13的F分布，在1%的顯著性水平下，自由度（3，13）的F分布的臨界值為F0.01（3,13）=5.74F=4810.48，即在1的顯著性水平上，這個(gè)F值也顯然是顯著的。從而我們拒絕lnY與lnX1、lnX2和t無線性關(guān)系的虛擬假設(shè)。5.3 用杜賓瓦森檢驗(yàn)自相關(guān)H0：=0，即t不存在一階自回歸d= t=2n（t-t-1）2/t=1nt2=1.311由杜賓瓦森表我們找出，對(duì)于n=17,k=4（包含常數(shù)項(xiàng)），在0.05的顯著性水平下，dl=0.90，du=1.71，由于dl1.311du，處于不能確定的區(qū)域，故采用如下另一種檢驗(yàn)自相關(guān)的方法。5.4 利用拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)自相關(guān)含2階滯后殘差項(xiàng)的輔助回歸為：VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C0.2524741.0280870.2455770.8105LOG(X1)-0.0259810.066082-0.3931650.7017LOG(X2)-0.0001360.069410-0.0019600.9985T0.0040450.0152860.2646340.7962RESID(-1)0.2058160.2783420.7394350.4751RESID(-2)-0.4479690.297487-1.5058470.1603R-squared0.193001Mean dependent var-5.49E-16Adjusted R-squared-0.173817S.D. dependent var0.030530S.E. of regression0.033077Akaike info criterion-3.709400Sum squared resid0.012035Schwarz criterion-3.415324Log likelihood37.52990F-statistic0.526150Durbin-Watson stat1.897380Prob(F-statistic)0.752290R2=0.193,于是LM=(n-2)R2=(17-2)0.193=2.895,該值小于顯著性水平為5%，自由度為2的2分布的臨界值20.05(2)=5.99,且參數(shù)的t檢驗(yàn)概率都比較大，由此判斷原模型不存在序列相關(guān)性。5.5 用虛擬變量法檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷慕Y(jié)構(gòu)穩(wěn)定性改革開放以來，我國汽車產(chǎn)業(yè)發(fā)展波動(dòng)頻繁，特別地，19941998年經(jīng)歷了長(zhǎng)達(dá)五年的低速增長(zhǎng)期，直到1999年初我國車市才走出谷底，開始平穩(wěn)回升，所以引進(jìn)虛擬變量Di=0，如果觀測(cè)屬于1999年前Di=1，如果觀測(cè)屬于1999年后所以n1=10，n2=7，做以下回歸：lnYt=0+,0Di+1lnX1t+,1(DilnX1t)+2lnX2t+2,(DilnX2t)+3t+3,(Dit)+t 利用表中數(shù)據(jù)，OLS估計(jì)結(jié)果為：VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-0.4759371.635973-0.2909200.7777DI5.2356035.2752460.9924850.3469LOG(X1)0.5025970.1333793.7681760.0044DI*LOG(X1)-0.8677030.674077-1.2872460.2301LOG(X2)-0.0331210.235724-0.1405080.8914DI*LOG(X2)0.4300400.4251511.0114990.3382T0.1105730.0230244.8025440.0010DI*T0.0655310.0590331.1100720.2957R-squared0.999533Mean dependent var5.864478Adjusted R-squared0.999170S.D. dependent var1.034732S.E. of regression0.029803Akaike info criterion-3.883233Sum squared resid0.007994Schwarz criterion-3.491133Log likelihood41.00748F-statistic2753.956Durbin-Watson stat1.633947Prob(F-statistic)0.000000lnYt=-0.476+5.236Di +0.5031nX1t-0.868(DilnX1t) -0.0331nX2t+0.430(1nDiX2t)+0.111t+0.066(Dit)(-0.29)(0.99) (3.77) (-1.29) (-0.14) (1.01) (4.803) (1.10)R2=09995， F=2753.956， D.W=1.63 如該回歸所表明的，含Di項(xiàng)的t檢驗(yàn)值均小于5%顯著水平下自由度為n-k-1=17-4-1=12的臨界值t0.025(12)=2.179，即參數(shù)顯著等于0，這表示了兩個(gè)時(shí)期的回歸并無顯著差異，因而該模型具有結(jié)構(gòu)穩(wěn)定性。5.6 用圖示法檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷漠惙讲钚晕覀兊玫綒埐钇椒巾?xiàng)ei2 與lnX1t的散點(diǎn)圖如下：從圖中可以看出，我們未發(fā)現(xiàn)這兩個(gè)變量有任何系統(tǒng)性聯(lián)系，表明了數(shù)據(jù)中也許沒有異方差。當(dāng)然，圖解法只是一種非正式的方法，下面，我們用一種正式方法來檢驗(yàn)異方差。5.7 用G-Q檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷漠惙讲钚詫⒃紨?shù)據(jù)按X1t排成升序，去掉中間的三個(gè)數(shù)據(jù)，得到兩個(gè)容量為7的子樣本。對(duì)兩個(gè)子樣本分別作OLS回歸，求各自的殘差平方和RSS1和RSS2：子樣本1：lnYt=-5.221+0.7741nX1t+0.2311nX2t+0.019t (-6.58)(17.91) (2.43) (1.56)R2=0.9999， RSS1=0.000174子樣本2：lnYt=4.760-0.3651nX1t+0.3971nX2t+0.176t (1.57)(-0.92) (1.87) (5.37)R2=0.9992， RSS2=0.000969計(jì)算F統(tǒng)計(jì)量：F= RSS2/ RSS1=5.57在5%的顯著性水平下,自由度為（3，3）的F分布的臨界值為F0.05（3,3）=9.285.57,據(jù)此接受兩組子方差相同的假設(shè)，表明該總體隨機(jī)干擾項(xiàng)不存在異方差。6 預(yù)測(cè)2007年2月28日國家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的中華入民共和國2006年國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)中顯示：2006年我國國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)為209407億元，鋼材產(chǎn)量為46685.43萬噸，由于2006年國民總收入(GNI)的具體數(shù)據(jù)仍未公布，且從往年數(shù)據(jù)看來其與GDP在數(shù)值上相差很小，所以采用GDP以代替之，來對(duì)模型進(jìn)行2005年私人汽車擁有量的預(yù)測(cè)：lnY2006=lnY18=7.754Y2006=Y18=2330.03(萬輛)此為對(duì)應(yīng)于X1t=209407(億元)即lnX1t=12.25