統(tǒng)計(jì)應(yīng)用spss大作業(yè)-多因素

1、影響我國居民私家車擁有量的因素分析xxx xxx xxx自我國加入世界貿(mào)易組織后，中國汽車市場大舉對(duì)外開放，帶動(dòng)了國內(nèi)汽車產(chǎn)業(yè)的迅速發(fā)展。國家又出臺(tái)了一系列鼓勵(lì)轎車進(jìn)入家庭的政策，長期以公車消費(fèi)為主的轎車市場轉(zhuǎn)變?yōu)橐运饺讼M(fèi)為主，私人購車成為當(dāng)今轎車市場消費(fèi)的主流。隨著私人轎車消費(fèi)時(shí)代的到來，私人轎車成為拉動(dòng)私家車擁有量大幅上升的主要因素。截至2011年11月，我國機(jī)動(dòng)車保有量達(dá)2.23億輛，汽車保有量達(dá)1.04億輛。大中城市中汽車保有量達(dá)到100萬輛以上的城市數(shù)量達(dá)14個(gè)。目前全球汽車保有量約為10億輛，中國占據(jù)了其中的10%。中國的汽車保有量已經(jīng)超過日本，成為僅低于美國（2010年2.4億

2、輛）的世界第二大汽車保有國，業(yè)內(nèi)預(yù)計(jì)， 2020年我國汽車保有量將突破2億輛。中國已經(jīng)成為世界第一大汽車消費(fèi)市場，汽車銷售業(yè)成為熱門，影響汽車銷量的因素越發(fā)引起人們的關(guān)注。本文就通過計(jì)量模型來分析除了汽車本身的價(jià)格外，其他因素如公路里程、全國汽車產(chǎn)量、人均可支配收入、財(cái)政收入等多個(gè)變量對(duì)私家車擁有量的影響。1 居民私家車擁有量影響因素的選擇能夠影響居民私家車擁有量的因素非常多，諸如國家財(cái)政收入、居民可支配收入、公路里程、全國汽車產(chǎn)量、人均粗鋼產(chǎn)量、居民消費(fèi)水平和原油價(jià)格等等。國家財(cái)政收入是政府履行其職能、實(shí)施公共政策和提供公共物品與服務(wù)需要的基礎(chǔ)，是衡量一國政府財(cái)力的重要指標(biāo)， 政府在社會(huì)經(jīng)濟(jì)

3、活動(dòng)中提供公共物品和服務(wù)的范圍和數(shù)量在很大程度上取決于財(cái)政收入的充裕狀況，這一指標(biāo)將影響國內(nèi)經(jīng)濟(jì)的方方面面。所以，這一指標(biāo)被選作居民私家車擁有量的影響因素。居民擁有私家車的前提是汽車消費(fèi)，而收入是消費(fèi)的基礎(chǔ)，也是影響消費(fèi)最重要的因素。本文考慮居民可支配收入對(duì)汽車保有量的影響。公路建設(shè)是汽車行駛的基礎(chǔ)，所以公路里程對(duì)私家車擁有量有很重要的影響，本文將公路里程也作為影響居民汽車保有量的因素。綜上所述，本研究以分析我國居民私家車擁有量的影響因素為目的，選擇了19912010年的數(shù)據(jù)為樣本，如表1所示。我們把居民私家車擁有量作為目標(biāo)變量，即被解釋的變量（Y）。把財(cái)政收入（X1）、居民可支配收入（X2）

4、、公路里程（X3）作為因變量，即解釋變量。2 數(shù)據(jù)來源本次研究數(shù)據(jù)來源均來自歷年中國統(tǒng)計(jì)年鑒。為了研究達(dá)到準(zhǔn)確性、科學(xué)性的目的，選取了自1991年至2010年20年的數(shù)據(jù)。表1 19912010私家車擁有量與財(cái)政收入、可支配收入及公路里程的數(shù)據(jù)私家車擁有量財(cái)政收入可支配收入公路里程199196.043149.481700.60104.111992118.203483.372026.60105.671993155.774348.952577.40108.351994205.425218.103496.20111.781995249.966242.204283.00115.701996289.67

5、7407.994838.90118.581997358.368651.145160.30122.641998423.659875.955425.10127.851999533.8811444.085854.02135.172000625.3313395.236280.00167.982001770.7816386.046859.60169.802002968.9818903.647702.80176.5220031219.2321715.258472.20181.0020041481.6626396.479421.60187.1020051848.0731649.2910493.00334.5

6、220062333.3238760.2011759.50345.7020072876.2251321.7813785.80358.3720083501.3961330.3515780.76373.0220094574.9168518.3017174.65386.0820105938.7183101.5119109.44400.823模型的建立3.1 多因素分析利用SPSS軟件進(jìn)行分析，采用最小二乘法進(jìn)行回歸分析和統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)?？紤]到自變量數(shù)據(jù)的特點(diǎn)，我們對(duì)自變量和因變量同時(shí)分別取自然對(duì)數(shù)進(jìn)行分析。由散點(diǎn)圖觀察變量之間的關(guān)系，可以看出因變量和自變量呈線性關(guān)系。因此，設(shè)定模型為：式中，為隨機(jī)誤差項(xiàng)。運(yùn)

7、用最小二乘法估計(jì)模型參數(shù)，得到回歸方程如下式：表1 3個(gè)自變量回歸方程的可決系數(shù)R2模型匯總b模型RR 方調(diào)整 R 方標(biāo)準(zhǔn) 估計(jì)的誤差1.999a.998.998.05481a. 預(yù)測變量: (常量), ln公路里程, ln可支配收入, ln財(cái)政收入。b. 因變量: ln私家車擁有量表2 3個(gè)自變量回歸方程的統(tǒng)計(jì)量FAnovab模型平方和df均方FSig.1回歸29.46239.8213269.294.000a殘差.04816.003總計(jì)29.51019a. 預(yù)測變量: (常量), ln公路里程, ln可支配收入, ln財(cái)政收入。b. 因變量: ln私家車擁有量表3 3個(gè)因變量回歸方程的系數(shù)系

8、數(shù)a模型非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)tSig.B標(biāo)準(zhǔn) 誤差試用版1(常量)-5.457.386-14.119.000ln財(cái)政收入1.163.130.9518.921.000ln可支配收入.134.136.074.985.339ln公路里程-.064.112-.026-.575.573a. 因變量: ln私家車擁有量圖1 3個(gè)變量的標(biāo)準(zhǔn)化預(yù)計(jì)值散點(diǎn)圖圖2 3個(gè)變量的標(biāo)準(zhǔn)化殘差的標(biāo)準(zhǔn)P-P圖從回歸結(jié)果可知：根據(jù)表1，可決系數(shù)R2=0.998，擬合優(yōu)度非常高。根據(jù)表2，統(tǒng)計(jì)量F=3269.294，顯著性水平小于0.05，模型總體較為顯著。根據(jù)圖1，對(duì)私家車擁有量的標(biāo)準(zhǔn)化預(yù)計(jì)值散點(diǎn)圖也大致呈線性走勢，符合預(yù)期

9、。但是，根據(jù)表3，解釋變量的t統(tǒng)計(jì)變量和解釋變量的t統(tǒng)計(jì)變量顯著性水平均大于0.05，沒有通過檢驗(yàn)，初步判斷方程中存在多重共線性。3.2 模型的修正采用逐步回歸法消除多重共線性。將被解釋變量分別于每一個(gè)解釋變量進(jìn)行回歸，結(jié)果如下：，R2=0.998，F(xiàn)=9244.139，R2=0.976，F(xiàn)=719.017，R2=0.913，F(xiàn)=188.542在以上4個(gè)方程式中，可決系數(shù)R2從大到小依次是，。這說明對(duì)于居民私家車擁有量而言，影響程度從大到小依次是：財(cái)政收入、居民可支配收入、公路里程。具體的，財(cái)政收入在對(duì)居民私家車擁有量的影響因素中占絕對(duì)重要地位，呈正相關(guān)。為了消除回歸方程的多重共線性，我們?cè)噲D

10、對(duì)自變量的個(gè)數(shù)進(jìn)行縮減，減掉一個(gè)對(duì)因變量影響力度最小的自變量（此處為公路里程），繼續(xù)進(jìn)行回歸分析。因此，以財(cái)政收入為基礎(chǔ)，加入居民可支配收入這個(gè)變量，得到方程如下：表4 2個(gè)因變量回歸方程的系數(shù)系數(shù)a模型非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)tSig.B標(biāo)準(zhǔn) 誤差試用版1(常量)-5.608.278-20.163.000ln財(cái)政收入1.101.072.90015.256.000ln可支配收入.181.107.1001.695.108a. 因變量: ln私家車擁有量從回歸結(jié)果可以看出，在顯著性水平為0.05的情況下，的t統(tǒng)計(jì)量依然沒有通過檢驗(yàn)，所以可以判斷，方程中還存在多重共線性。重復(fù)上述的方法，再去掉一個(gè)對(duì)因變

11、量影響力度最小的自變量（此處為可支配收入），獲得線性回歸方程，形式如下：表5 1個(gè)自變量回歸方程的可決系數(shù)R2模型匯總b模型RR 方調(diào)整 R 方標(biāo)準(zhǔn) 估計(jì)的誤差1.999a.998.998.05645a. 預(yù)測變量: (常量), ln財(cái)政收入。b. 因變量: ln私家車擁有量表6 1個(gè)自變量回歸方程的統(tǒng)計(jì)量FAnovab模型平方和df均方FSig.1回歸29.452129.4529244.139.000a殘差.05718.003總計(jì)29.51019a. 預(yù)測變量: (常量), ln財(cái)政收入。b. 因變量: ln私家車擁有量表7 1個(gè)因變量回歸方程的系數(shù)系數(shù)a模型非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)tSig.B

12、標(biāo)準(zhǔn) 誤差試用版1(常量)-5.180.123-42.057.000ln財(cái)政收入1.221.013.99996.146.000a. 因變量: ln私家車擁有量圖3 1個(gè)變量的標(biāo)準(zhǔn)化預(yù)計(jì)值散點(diǎn)圖圖4 3個(gè)變量的標(biāo)準(zhǔn)化殘差的標(biāo)準(zhǔn)P-P圖從回歸結(jié)果可知：根據(jù)表5，可決系數(shù)R2=0.998，擬合優(yōu)度非常高。根據(jù)表6，統(tǒng)計(jì)量F=9244.139，模型總體較為顯著。根據(jù)圖3，對(duì)私家車擁有量的標(biāo)準(zhǔn)化預(yù)計(jì)值散點(diǎn)圖也大致呈線性走勢，符合預(yù)期。根據(jù)表7，解釋變量的t統(tǒng)計(jì)變量在=0.05時(shí)通過檢驗(yàn)，模型有效。由數(shù)據(jù)分析可知：國家財(cái)政收入的增加對(duì)居民私家車擁有量的增長有明顯的拉動(dòng)作用。4 結(jié)論本文對(duì)我國私家車擁有量的影響因素進(jìn)行了計(jì)量分析。結(jié)果表明，我國私家車擁有量與財(cái)政收入存在著正的相關(guān)關(guān)系。財(cái)政收入是政府購買力即財(cái)政