1、 PAGE 33目錄捌1、 續論扒半斑熬挨版1拜1.1、中國汽氨車業簡介 挨俺挨跋拔1皚1.2、課題的隘意義 阿叭耙按瓣1百2、 影響中國伴汽車產量的要素柏及模型的建立啊般敖半2 邦2.1、影響中搬國汽車產量的要邦素 翱稗柏爸2暗2.2、模型的敗建立 挨扳岸挨敖2壩回歸模型的檢驗頒和修正疤白暗啊案5半3.1、經濟學藹意義檢驗及顯著斑性檢驗 癌熬唉唉5扮3.2、多重共敗線性 巴俺稗笆爸7拔3.3、異方差稗性襖哎頒岸版17霸3.4、序列相般關性懊邦爸敖氨20把3.5、滯后變哀量模型哎礙骯拔敖21爸3.6、模型的挨檢驗與預測白鞍胺傲壩24佰結論 傲敖啊扒跋扒2吧6柏參考文獻 板哎哀礙耙2傲71.緒論

2、矮1.1中國汽車白業簡介胺 罷汽車產業是資本叭、技術密集型產哀業，又是勞動密芭集型產業，具有半很大的前后關聯昂度和很強的波及案效果。對于國民胺經濟有很強的帶敖動作用。埃 中國汽邦車產業在中國經啊濟的發展中起著白越來越重要的作愛用。據機械部預耙測，汽車工業正俺以每年14的扒速度增長，僅次奧于電子工業15叭的增長率而遠皚遠高于其它產業板。1997年，白汽車稅收達20拌0億元，占全國佰稅收總額的5.柏0。在國家支頒柱工業中名列第巴二。同時，可解板決7.5的就按業人數。瓣 汽車工壩業反映了制造業靶的整體技術水平般。中國汽車產業愛關聯度與發達國礙家相比差距較大盎。 美國的汽車澳制造、經銷與零拜部件領域直

3、接提般供200萬人的板工作崗位，并使愛1300萬人以唉上的人們工作于盎相關產業中， 邦美國汽車工業提吧供了17的工阿作崗位。中國汽巴車產業在中國影凹響系數較大的前佰10個部門中位傲居第二，中國汽般車工業對其它產礙業發展的帶動作百用很強，高于全瓣國平均水平22佰.8。傲 中國汽車礙產業可以粗略地骯分為兩大體系：八“壩純粹笆”唉的中國汽車產業稗和在華的國際汽稗車集團。中國汽柏車產業主要具備哎以下幾方面的優班勢：拔 1.中板國將成為21世壩紀最大的汽車消疤費國。2.建立伴了一個比較完整盎的汽車工業體系敗，部分產品已達唉到90年代的國傲際水平。3.桑皚塔納、捷達、奧吧迪、別克零部件拔的國產化率已達頒到

4、相當的程度，藹顯示出后發優勢疤的作用。4.勞背動力成本低是中案國在國際競爭中阿的比較優勢。皚中國汽車工業的扮劣勢有下列幾個挨方面：1.技術氨至少落后10年絆以上。按技術來拜源可分為四類：版全部引進；測繪吧仿制；基本仿制板和部分引進；參澳照國外車型自行半設計。引進技術邦產品達到80年翱代水平的占30扳；進行開發的藹換代產品達到8阿0年代水平的占邦30；技術落挨后的占40靶2。2.開發盎能力差。還不具礙備獨立的開發能敗力。3.產品結懊構不合理。早期百以發展中型載重頒汽車為主，八“白缺重少輕，轎車澳幾乎空白懊”俺，到目前轎車缺斑口依然很大。4霸.規模經濟效益白低。全部產量不把及通用公司的五伴分之一。

5、5.零吧部件工業發展滯癌后，發動機和電皚子件最為薄弱。骯1.2課題的意爸義哀 襖我國正處于全面皚建設小康社會的癌重要戰略機遇期笆，大力發展汽車岸產業，全面推進骯國民經濟各部門襖持續健康發展，愛使我們當前面臨扮的重大任務 。挨因此通過建立計安量經濟學模型，版研究汽車產量和襖相關因素的依存哎度，對于調整產艾業結構，促進國把民經濟快速健康盎發展具有重要的拌戰略意義。柏2影響中國汽柏車產量的要素及安模型的建立熬2.1影響中國凹汽車產量的要素拜為了應對入世后吧更為激烈的市場奧競爭，在更高層哎次上發展我國的版民族汽車產業，熬切實把握我國汽百車產量的影響因白素是當務之急。埃而影響到汽車產捌量的因素是多方霸面

6、的。主要包括八包括成品鋼產量爸、石油消費總量壩、鐵路運輸量、巴私人汽車擁有量伴、公路運輸線路拔長度等因素的影伴響。疤2.2模型的建拌立鞍 靶根據統計數據建芭立中國汽車產量啊的模型，影響汽扒車產量的要素包半括成品鋼產量、皚石油消費總量、懊鐵路運輸量、私叭人汽車擁有量、拔公路運輸線路長藹度。因此建立以柏下模型： 安 其中Y是汽俺車總產量（萬輛邦）骯 扒是成品鋼產量（扒萬噸）敖 敖是公路運輸線路拔長度（萬公里）岸 伴是石油消費總量吧（萬噸）佰 搬是私人汽車擁有拔量（萬輛）罷 盎是鐵路總運量（安萬噸）爸是常數項，班（i=1、2、班3、4、5）是半待估參數，u是柏隨機干擾項。啊具體數據如下表斑1：矮年份

7、敗Y骯X1絆X2搬X3昂X4斑X5背1990柏51.4伴6635襖102.83襖16384.6啊98熬81.62八150681絆1991啊71.42爸7100佰104.11氨17746.8氨93藹96.04澳152893疤1992八106.67般8094巴105.67奧19104.7拔5頒118.04安157627澳1993跋129.85敗8956伴108.35哎21110.7頒26瓣155.27瓣162794癌1994按136.69暗9261藹111.78岸21356.2哀38翱205.42襖163216拌1995拔145.27傲9535.99拌115.7哀22955.8凹249.96岸16

8、5982捌1996阿147.52拜10124.0骯6懊118.58拜25280.9絆04安289.67拔171024般1997柏158.25傲10894.1半7壩122.64爸27725.4澳36伴358.36唉172149佰1998壩163絆11559辦127.85敖28326.2啊72胺423.65礙164309澳1999霸183.2啊12426阿135.17矮30222.3辦35癌533.88昂167554胺2000拌207疤12850案140.27絆32307.8叭82盎625.33埃178581白2001岸234.17昂15163.4翱4絆169.8澳32788.5拜08扮770.7

9、8扒193189扳2002盎325.1骯18236.6柏1笆176.52半35553.1啊13捌968.98胺204956笆2003癌444.39氨22233.6巴180.98巴38963.9扮04般1219.23皚224248凹2004疤509.11耙28291.0矮9拔187.07案45466.1稗28半1481.66暗249017擺2005邦570.49隘35323.9辦8爸334.52癌46727.4氨06笆1848.07藹269296斑2006襖727.89敗41914.8阿5靶345.699扮9氨49924.4搬68澳2333.32安288224搬2007矮888.89翱48928

10、.8扒358.371搬5傲52735.5板04拌2876.22拜314237頒2008按930.59襖50305.7巴5暗373.016熬4絆53334.9岸84笆3501.39皚330354般2009拌1379.53埃57218.2癌3稗386.082拜3哀54889.8懊13跋4574.91霸333348擺通過Eview八s得到上述數據矮的散點圖如下圖奧：擺應用計量經濟學叭Eviews軟懊件，對數據進行啊最小二乘估計得壩到模型的回歸結挨果如下表2：敖Depende搬nt Vari笆able: Y藹Method:哀 Least 盎Squares捌Date: 0礙6/08/11凹 Time矮:

11、 14:04骯Sample:岸 1990 2骯009俺Include版d obser罷vations凹: 20霸Variabl啊e把Coeffic扒ient胺Std. Er壩ror靶t-Stati藹stic昂Prob. 百X1耙0.01834皚0挨0挨.008145搬2.25156斑6按0.0409俺X2扮-0.9838挨55昂0.43203安6矮-2.2772按54瓣0.0390班X3稗0.00042挨6靶0.00232拔1敖0.18338敗5扮0.8571八X4奧0.20339懊3埃0.04135皚0笆4.91881版1按0.0002佰X5襖-0.0017拜46百0.00145埃8懊-1.

12、1976藹86笆0.2509澳C癌295.561哎2背170.679耙5爸1.73167啊4襖0.1053白R-squar敖ed按0.99342般8辦 Mea百n depen埃dent va盎r佰375.521佰5敖Adjuste把d R-squ叭ared安0.99108百1扒 S.D壩. depen吧dent va敖r般358.133巴9爸S.E. of氨 regres癌sion暗33.8219把4擺 Aka霸ike inf疤o crite藹rion八10.1234拌2佰Sum squ埃ared re敗sid挨16014.9凹3柏 Sch伴warz cr胺iterion澳10.4221挨4邦

13、Log lik胺elihood搬-95.234耙21般 F-s擺tatisti礙c藹423.266敗5癌Durbin-笆Watson 凹stat按1.76776疤0壩 Pro愛b(F-sta捌tistic)拌0.00000唉0拔根據Eview霸s結果得到估計矮模型結果如下： 耙(1.7316伴74) (2.案251566)氨(-2.277隘254) (0鞍.183358疤) (4.9隘18811) 氨 (-1.1半98676)巴=0.9910隘81 襖=0.9934罷28 F-敗statist凹ic=423.礙226 D擺-W=1.76敖7760埃在利用最小二乘隘估計進行多元函哎數回歸時，需要

14、扒滿足以下假設條奧件：骯回歸模型是正確耙設定的。叭解釋變量百、拜巴是非隨機變量的靶或是固定的，且哀各哀之間不存在嚴格般的線性相關性（拌無完全多重共線板性）。扮各解釋變量啊在所抽取的樣本隘中具有變異性，叭而且隨著樣本容叭量的無限增加，柏各解釋變量的樣跋本方差趨于一個扒非零的常數，即把n暗+敗時，疤 (4皚)隨機誤差項具拜有條件零均值、暗同方差及不序列胺相關性 ij安3回歸模型的檢拔驗和修正阿3.1經濟學意扮義檢驗及顯著性哀檢驗拔 根據參數估傲計量的符號以及耙參數估計量大小頒的檢驗，在經濟爸意義上是合理的巴。斑即由于成品鋼產扳量唉、石油消費總量巴、私人汽車擁有艾量的系數為正，拌而公路運輸線路暗長度

15、、鐵路運輸壩量的系數為負，翱所以愛汽車生產總量隨敗著成品鋼產量疤、石油消費總量般、私人汽車擁有芭量的增加而增長案，成正比例關系骯，隨公路運輸線版路長度、鐵路運伴輸量的增加而減艾少。唉3.1.1擬合霸優度檢驗般 奧在經濟學中用可辦決系數霸來檢驗模型的擬俺合優度，完全擬案合情況為愛,則可決系數越擺接近1，模型的盎擬合優度越好。靶在上節中用Ev扒iews軟件得扳到模型的可決系爸數盎=0.9934阿28，說明模型笆你過得擬合優度邦很好。背3.1.2對回霸歸系數進行T檢吧驗翱對吧進行檢驗：提出背原假設：辦;備擇假設：板.昂T=2.251案566般假定顯著水平搬，查t 分布表骯中自由度為14稗（n-k-1

16、=搬20-5-1=柏14;n為選取扳數據組數，k為擺變量的個數），埃的臨界值，得到頒1.761。顯翱然，T=2.2壩51566佰1.761,捌故拒絕原假設案，接受備擇假設案.，即盎是顯著的。擺對拌進行檢驗：提出疤原假設：八;備擇假設：扮。斑T=-2.27懊7254般假定顯著水平霸，查t 分布表懊中自由度為14暗（n-k-1=挨20-5-1=骯14;n為選取艾數據組數，k為叭變量的個數），翱的臨界值，得到半1.761。顯吧然T=-2.2笆77254埃1.761,氨故接受原假設霸，拒絕備擇假設瓣，即拌不顯著。搬對啊進行檢驗：提出白原假設：瓣;備擇假設：斑。安T=0.183扳385安假定顯著水平叭，

17、查t 分布表扳中自由度為14隘（n-k-1=邦20-5-1=班14;n為選取拔數據組數，k為吧變量的個數），頒的臨界值，得到把1.761。T傲=0.1833敗85頒1.761,癌故拒絕原假設柏，接受備擇假設版.，即澳是顯著的。壩對爸進行檢驗：提出笆原假設：澳;備擇假設：笆。罷T=-1.19爸7686擺假定顯著水平癌，查t 分布表搬中自由度為14案（n-k-1=挨20-5-1=絆14;n為選取愛數據組數，k為拔變量的個數），熬的臨界值，得到巴1.761。T跋=-1.197笆686扒1.761，藹故接受原假設芭，拒絕備擇假設懊，即絆不顯著。柏3.1.3對方扒程進行F檢驗盎根據Eview藹s表得到F

18、-s半tatisti笆c=423.2疤26挨在假定顯著水平氨，查自由度為5搬和自由度為14扮的F分布表，得按臨界值八敗,則拒絕原假設白，存在異方差性耙。澳 對選定的20按組樣本進行G-敖Q檢驗：敗將樣本出去中間傲部分，并分為觀懊測值一個較大和扳一個較小的樣本捌，如圖13,1班4。 圖13：敖Depende胺nt Vari癌able: Y氨Method:暗 Least 柏Squares凹Date: 0把6/08/11霸 Time瓣: 22:51矮Sample:爸 1990 1埃996爸Include版d obser凹vations般: 7版Variabl白e伴Coeffic皚ient背Std.

19、Er跋ror澳t-Stati敖stic翱Prob. 暗X4壩0.42326哎2柏0.09724佰1搬4.35273跋3把0.0073頒C版40.3699叭8俺18.0995啊1藹2.23044斑6伴0.0761柏R-squar擺ed凹0.79119襖9芭 Mea白n depen把dent va按r吧112.688版6唉Adjuste哀d R-squ耙ared案0.74943吧9辦 S.D版. depen按dent va啊r阿37.9494版6懊S.E. of霸 regres版sion笆18.9960頒0爸 Aka啊ike inf頒o crite背rion皚8.96129澳0頒Sum squ背a

20、red re絆sid辦1804.24案0壩 Sch艾warz cr癌iterion隘8.94583敖6隘Log lik板elihood佰-29.364辦52氨 F-s盎tatisti八c敗18.9462板9按Durbin-般Watson 凹stat頒0.80142拌7扒 Pro辦b(F-sta哎tistic)耙0.00734擺0圖14：氨Depende芭nt Vari般able: Y藹Method:八 Least 哎Squares挨Date: 0啊6/08/11罷 Time哀: 22:52骯Sample:佰 2003 2矮009芭Include啊d obser扳vations吧: 7藹Vari

21、abl捌e罷Coeffic邦ient矮Std. Er霸ror皚t-Stati伴stic按Prob. 百X4背0.26707哀3背0.01918俺0傲13.9247把2啊0.0000笆C霸98.2434擺7奧53.2728藹4芭1.84415把7罷0.1245搬R-squar氨ed把0.97486把1般 Mea哀n depen佰dent va笆r捌778.698靶6絆Adjuste佰d R-squ熬ared昂0.96983鞍4襖 S.D胺. depen絆dent va案r罷323.157背4笆S.E. of挨 regres拜sion案56.1273昂8盎 Aka敖ike inf癌o crite邦

22、rion叭11.1280哎8懊Sum squ背ared re吧sid案15751.4骯1邦 Sch擺warz cr扒iterion礙11.1126啊3笆Log lik壩elihood爸-36.948按28襖 F-s盎tatisti挨c礙193.897敖8捌Durbin-安Watson 艾stat澳2.81876啊3胺 Pro皚b(F-sta拜tistic)敗0.00003安4唉有上兩個表可以板得到：安統計量，胺=板15751.4隘1/1804.半240=8.7叭302按=3.79=襖則拒絕同方差假癌設，表明存在異氨方差性。鞍3.3.3模型澳的異方差性修正暗用加權最小二乘翱法修正如下表1佰5：暗

23、Depende扒nt Vari絆able: Y安Method:板 Least 奧Squares背Date: 0阿6/08/11敗 Time邦: 22:57傲Sample:巴 1990 2捌009笆Include藹d obser吧vations邦: 20暗Weighti霸ng seri胺es: W百Variabl霸e愛Coeffic啊ient胺Std. Er伴ror背t-Stati挨stic背Prob. 八C鞍59.2464氨4俺0.20983叭5罷282.348挨4熬0.0000皚X4澳0.27626熬8跋0.00058唉5敖472.110翱8白0.0000扒Weighte班d Stati拔s

24、tics昂R-squar扒ed搬1.00000按0暗 Mea癌n depen絆dent va壩r皚162.076扒8愛Adjuste跋d R-squ吧ared敗1.00000背0唉 S.D岸. depen斑dent va捌r半694.514隘6奧S.E. of佰 regres頒sion鞍0.11582拌5壩 Aka盎ike inf哎o crite鞍rion盎-1.3788扒28叭Sum squ巴ared re捌sid案0.24147罷9笆 Sch巴warz cr襖iterion稗-1.2792藹55胺Log lik隘elihood斑15.7882跋8扳 F-s哀tatisti岸c拔222888

25、.拌6耙Durbin-吧Watson 傲stat壩1.23119八8拌 Pro搬b(F-sta跋tistic)稗0.00000懊0般Unweigh瓣ted Sta挨tistics愛R-squar把ed把0.99020藹2襖 Mea隘n depen皚dent va扒r八375.521百5罷Adjuste愛d R-squ哎ared般0.98965芭7俺 S.D藹. depen伴dent va癌r哎358.133奧9頒S.E. of扳 regres唉sion板36.4220埃1扒 Sum扒 square哀d resid佰23878.1藹4盎Durbin-頒Watson 哀stat奧2.02912罷4

26、按有上表可知加權胺后的模型為：疤，加權后的擬合艾優度更好。岸3.4序列相關翱性靶3.4.1序列唉相關性概念埃 俺對于模型耙，隨機項互不相把關的基本假設C罷ov(i ,j百)=0，i阿j, i,j=扳1,2, 版巴,n。氨如果對于不同的瓣樣本點，隨機誤巴差項之間不再是佰不相關的，而是藹存在某種相關性半，則認為出現了熬序列相關性。案3.4.2實際奧經濟問題中的序挨列相關性問題哎 伴產生序列相關性白的原因：愛經濟變量固有的班慣性：自相關現扒象大多出現在時鞍間序列數據中，岸大多數經濟時間隘數據都有一個明八顯的特點:慣性氨，表現在時間序傲列不同時間的前百后關聯上。礙模型設定的偏誤安 ：一，模型中稗遺漏了

27、顯著的變扒量。主要表現在八模型中丟掉了重吧要的解釋變量。暗這種誤差存在于埃隨機誤差項中，骯從而帶來了自相翱關。 二，不正扮確的函數形式。扳數據的霸“拌編造稗”般：在實際經濟問凹題中，有些數據盎是通過已知數據氨生成的。因此，爸新生成的數據與疤原數據間就有了艾內在的聯系，表澳現出序列相關性敖。 靶 序列相關性藹的后果：矮參數估計量非有叭效凹變量的顯著性檢奧驗失去意義模型的預測失效疤3.4.3序列埃相關性的檢驗 檢驗方法：圖示法回歸檢驗法 敖杜賓-瓦森（D安urbin-W拜atson）檢拔驗法 扮拉格朗日乘數（八Lagrang半e multi扮plier）檢暗驗 扮 柏 伴下面用D-W檢班驗：絆 該

28、方法的假凹設條件是：解釋變量非隨機叭隨機干擾項背為一階自回歸形唉式：襖回歸模型中不應辦含有滯后變量作艾為解釋變量，即板不應出現下列形唉式： 擺回歸模型含有截背距項。唉D-W檢驗針對傲原假設啊:霸,即伴不存在一階自回捌歸。翱 有表7中的數骯據可知K-W=奧2.03936隘8,模型有一個伴最優解釋變量，爸且樣本容量n=斑20，則，k=靶2，時鞍,奧.瓣由于辦D-W 敗,說明私人汽車佰擁有量對中國汽唉車產量影響顯著挨的。矮5）單個回歸系擺數檢驗巴 從單個因素暗影響，在5%的百顯著水平下，巴：瓣=挨472.110八8阿,說明私人汽車把擁有量對中國汽斑車產量影響顯著背的。熬3.6.2參數盎估計1）點估計埃 由最小二乘吧估計結果，伴、般的點估計值，澳=59.246胺44，哀=0.2762敖68區間估計奧 凹的置信區間：在背顯著水平霸下，查自由度為氨18的拔分布表，得到臨哎界值鞍=柏=1.734，耙從而得到置信度叭為95%的唉的置信區間為：班0.2762盎68-1.73佰4愛凹0.00058疤5,0.276搬268+1.7拜34哎疤0.00058扳5扳 邦 =0.