汽车产业发展论文汽车行业发展论文
中国汽车产业周期与经济周期的联动性测度
汽车行业 摘要：汽车产业因其特有的产业优势在国民经济发展中占有重要的地位，文章运用传统而经典的Granger因果关系检验、脉冲响应函数以及方差分解等计量经济学方法，基于1992年第一季度至2010年第四季度期间内，我国汽车产量增长率季度数据和实际GDP增长率季度数据，以期系统全面地测度我国汽车产业周期与经济周期之间的关联性问题，本文的实证分析结果能够为促进我国汽车产业发展以及宏观经济持续增长提供富有价值的经验证据。
关键词：汽车产业增长；经济增长；Granger因果关系；VAR模型略
一、 引言
国内许多学者开始进行汽车产业的相关研究，汽车产业的定量分析成果也逐渐增加。宋炳坤（2004）通过对我国汽车工业与美国汽车产业的对比分析，发现汽车产业主要集中在交通便捷的区域，我国可以依靠政府政策指导建立汽车产业集，从而依靠汽车产业的发展带动
关键词：汽车产业增长；经济增长；Granger因果关系；VAR模型略
一、 引言
国内许多学者开始进行汽车产业的相关研究，汽车产业的定量分析成果也逐渐增加。宋炳坤（2004）通过对我国汽车工业与美国汽车产业的对比分析，发现汽车产业主要集中在交通便捷的区域，我国可以依靠政府政策指导建立汽车产业集，从而依靠汽车产业的发展带动
相关区域的经济发展。康赞亮和刘海云（2006）基于计量模型通过对我国汽车市场的供给弹性和需求弹性进行研究发现，我国汽车市场存在价格缺乏弹性的现象。为了使我国汽车工业获得更好的发展，政府可利用汽车需求对价格和收入都富有弹性的特征，积极采用多种手段，培养良好的市场环境，加快我国汽车产业结构的重组。董本云（2006）基于相应的计量模型，对我国消费和经济增长的相关变量进行研究，结果发现我国汽车消费对于经济增长具有显著的促进作用，并且认为我国汽车消费受到了多种原因的影响。在前人研究的基础上，我们将基于1992年第一季度至2010年第四季度期间内，我国汽车产量增长率季度数据和实际GDP增长率季度数据以期系统全面地测度我国汽车产业周期与经济周期之间的关联性问题。
二、 测度我国汽车产业周期与经济增长关联性的计量模型与方法
我们主要介绍时间序列分析中的非平稳时间序列的Granger因果关系检验，脉冲响应函数与方差分解等模型与方法。
1. Granger因果关系检验。Granger因果检验方法是现代计量经济学中一个十分重要和基
二、 测度我国汽车产业周期与经济增长关联性的计量模型与方法
我们主要介绍时间序列分析中的非平稳时间序列的Granger因果关系检验，脉冲响应函数与方差分解等模型与方法。
1. Granger因果关系检验。Granger因果检验方法是现代计量经济学中一个十分重要和基
础的方法和工具。在对具体经济事件或活动的解释与分析中，我们通常需要分辨经济变量之间是否存在因果关系。事实上，判断因果检验中最有效的方法就是通过观测真实数据，运用统计学方法进行分析和判断。
要检验两个时间序列Y和X之间是否存在因果关系，可以通过构造下面两个模型来进行检验：
方程（3）的F统计量服从第一自由度为m，第二自由度为T-（k-m+1）的分布，对于给定的显著性水平?琢下，得到临界值F?琢，如果F
2. 脉冲响应函数。通常情况下，我们在运用计量模型研究经济变量之间关系的时候，一个常用的办法就是考虑随机扰动项所产生的影响传播到各个经济变量的途径。下面我们以VAR（2）模型为例来介绍脉冲响应函数的作用机理。
假定（5）系统从0期开始活动，且设x-1=x-2=z-1=z-2=0，又设于第0期给定了扰动项?滋10=1，?滋20=0，并且在其之后均为0，也就是说，?滋1t=?滋2t=0，t=0，1，2，…，则称此为第0期给 x以脉冲。下面讨论xt与zt的脉冲响应。当t=0时：x0=1，z0=0，代入方程（5），当t=1时：x1=a1，z1=c1。再将上式的结果代入方程（5），当t=2时：
x2=a21+a2+b1c1
要检验两个时间序列Y和X之间是否存在因果关系，可以通过构造下面两个模型来进行检验：
方程（3）的F统计量服从第一自由度为m，第二自由度为T-（k-m+1）的分布，对于给定的显著性水平?琢下，得到临界值F?琢，如果F
2. 脉冲响应函数。通常情况下，我们在运用计量模型研究经济变量之间关系的时候，一个常用的办法就是考虑随机扰动项所产生的影响传播到各个经济变量的途径。下面我们以VAR（2）模型为例来介绍脉冲响应函数的作用机理。
假定（5）系统从0期开始活动，且设x-1=x-2=z-1=z-2=0，又设于第0期给定了扰动项?滋10=1，?滋20=0，并且在其之后均为0，也就是说，?滋1t=?滋2t=0，t=0，1，2，…，则称此为第0期给 x以脉冲。下面讨论xt与zt的脉冲响应。当t=0时：x0=1，z0=0，代入方程（5），当t=1时：x1=a1，z1=c1。再将上式的结果代入方程（5），当t=2时：
x2=a21+a2+b1c1
z2=c1a1+c2+d1c1
继续这样计算下去，设定求得的结果为x0，x1，x2，x3，x4，…我们称之为由x的冲击所引起的 的脉冲响应函数。同样的，称所求得的z0，z1，z2，z3，z4，…为由x的冲击所引起的z的脉冲响应函数。下面将上面的过程推广到多变量VAR（P）模型中去。一般地，通过由yi的冲击所引起yi的脉冲响应函数表示如下：C0，ij，C1，ij，C2，ij，C3，ij，C4，ij，…而Cs的第i行、第j列元素就可以表示为：
三、 我国汽车产业周期与实际GDP增长率之间的关联性测度
我们将基于上文所介绍的传统而经典的Granger因果关系检验、脉冲响应函数以及方差分解等计量经济学方法，基于1992年第1季度~2010年第4季度期间内，我国汽车产量增长率季度数据和实际GDP增长率季度数据以期系统全面地测度我国汽车产业周期与经济周期之间的关联性问题。文中所用数据均来自中经网数据库。
为了具体测度和分析在本节中我们所要系统研究的我国汽车产量增长率时间序列以及实际GDP增长率时间序列当中所具有的平稳性特征，我们首先基于经典的ADF检验和PP检验这
继续这样计算下去，设定求得的结果为x0，x1，x2，x3，x4，…我们称之为由x的冲击所引起的 的脉冲响应函数。同样的，称所求得的z0，z1，z2，z3，z4，…为由x的冲击所引起的z的脉冲响应函数。下面将上面的过程推广到多变量VAR（P）模型中去。一般地，通过由yi的冲击所引起yi的脉冲响应函数表示如下：C0，ij，C1，ij，C2，ij，C3，ij，C4，ij，…而Cs的第i行、第j列元素就可以表示为：
三、 我国汽车产业周期与实际GDP增长率之间的关联性测度
我们将基于上文所介绍的传统而经典的Granger因果关系检验、脉冲响应函数以及方差分解等计量经济学方法，基于1992年第1季度~2010年第4季度期间内，我国汽车产量增长率季度数据和实际GDP增长率季度数据以期系统全面地测度我国汽车产业周期与经济周期之间的关联性问题。文中所用数据均来自中经网数据库。
为了具体测度和分析在本节中我们所要系统研究的我国汽车产量增长率时间序列以及实际GDP增长率时间序列当中所具有的平稳性特征，我们首先基于经典的ADF检验和PP检验这
两种单位根检验方法来共同识别上述两个变量的时间序列平稳性特征，我们发现，我国汽车产量增长率时间序列当中具有非平稳性特征。而进一步对我国汽车产量增长率时间序列的一阶差分时间序列进行单位根检验的ADF检验结果表明，我国汽车产量增长率时间序列服从一阶单整过程。而我国实际GDP增长率时间序列在95%的显著性水平下，不能拒绝存在单位根的原假设，即我国实际GDP增长率时间序列当中具有非平稳性特征，通过进一步计算我们发现我国实际GDP增长率时间序列的一阶差分时间序列在99%的显著性水平下平稳。总之，我国汽车产量增长率时间序列和我国实际GDP增长率时间序列均服从一阶单整过程。
1. Granger因果关系检验。我们首先基于Granger因果关系检验思想，对我国汽车产量增长率时间序列（AUTO）与实际GDP增长率时间序列（GDP）之间的影响关系问题进行测度，所获得的最终检验结果在表1中给出。我们可以看出，一方面，我国汽车产量增长率时间序列非Granger影响实际GDP增长率时间序列的P值为0.00014，这意味着我国汽车产量增长率能够在99%的显著性水平下影响实际GDP增长率。另一方面，我国实际GDP增长率时间序列非Granger影响汽车产量增长率时间序列的P值为0.086 58，这表明我国实际GDP增长率能够在90%的显著性水平下影响我国汽车产量增长率。因此，我们认为，在我国汽
1. Granger因果关系检验。我们首先基于Granger因果关系检验思想，对我国汽车产量增长率时间序列（AUTO）与实际GDP增长率时间序列（GDP）之间的影响关系问题进行测度，所获得的最终检验结果在表1中给出。我们可以看出，一方面，我国汽车产量增长率时间序列非Granger影响实际GDP增长率时间序列的P值为0.00014，这意味着我国汽车产量增长率能够在99%的显著性水平下影响实际GDP增长率。另一方面，我国实际GDP增长率时间序列非Granger影响汽车产量增长率时间序列的P值为0.086 58，这表明我国实际GDP增长率能够在90%的显著性水平下影响我国汽车产量增长率。因此，我们认为，在我国汽
车产量增长率与实际GDP增长率之间存在较为显著的双向Granger影响关系，相比较，汽车产量增长率对实际GDP增长率的Granger影响关系更为显著。
2. 脉冲响应函数分析。接下来，我们基于经典的脉冲响应函数分析思路，以期对我国汽车产量增长率时间序列（AUTO）与实际GDP增长率时间序列（GDP）之间的冲击反应随时间推移的变化路径进行直观鲜明地刻画和描述，最终获得如图1所示的我国汽车产量增长率对实际GDP增长率的冲击反应轨迹以及如图2所示的我国实际GDP增长率对汽车产量增长率的冲击反应轨迹。其中，横坐标表示冲击发生后的时间间隔（在此指季度），纵坐标表示冲击反应程度，图中虚线表示1倍标准差范围内的置信曲线。从图1中我们可以看出，当发生1标准单位正向的汽车产量增长率冲击以后，我国实际GDP增长率在冲击发生的当期就首先呈现出0.213 507个单位的正向响应，随后该冲击响应不断增大，在第2个季度时达到0.571 096个单位，并在第3个季度时达到0.675 226个单位的最大值，而后该冲击响应逐渐减弱，但是直到我国汽车产量增长率发生1标准单位正向冲击后的12个季度时，我国实际GDP增长率对我国汽车产量增长率的冲击响应一直维持在较为显著的正向水平。
观察图2我们可以看出，当发生1标准单位正向的实际GDP增长率冲击以后，我国汽车产量增长率在冲击发生后的第2个季度呈现出2.985 042个单位负向最大值的冲击影响，随后
2. 脉冲响应函数分析。接下来，我们基于经典的脉冲响应函数分析思路，以期对我国汽车产量增长率时间序列（AUTO）与实际GDP增长率时间序列（GDP）之间的冲击反应随时间推移的变化路径进行直观鲜明地刻画和描述，最终获得如图1所示的我国汽车产量增长率对实际GDP增长率的冲击反应轨迹以及如图2所示的我国实际GDP增长率对汽车产量增长率的冲击反应轨迹。其中，横坐标表示冲击发生后的时间间隔（在此指季度），纵坐标表示冲击反应程度，图中虚线表示1倍标准差范围内的置信曲线。从图1中我们可以看出，当发生1标准单位正向的汽车产量增长率冲击以后，我国实际GDP增长率在冲击发生的当期就首先呈现出0.213 507个单位的正向响应，随后该冲击响应不断增大，在第2个季度时达到0.571 096个单位，并在第3个季度时达到0.675 226个单位的最大值，而后该冲击响应逐渐减弱，但是直到我国汽车产量增长率发生1标准单位正向冲击后的12个季度时，我国实际GDP增长率对我国汽车产量增长率的冲击响应一直维持在较为显著的正向水平。
观察图2我们可以看出，当发生1标准单位正向的实际GDP增长率冲击以后，我国汽车产量增长率在冲击发生后的第2个季度呈现出2.985 042个单位负向最大值的冲击影响，随后
该冲击响应不断向零值水平衰减。此外，我们注意到，自我国实际GDP增长率发生1标准单位正向冲击后的第8个季度开始，我国汽车产量增长率对我国实际GDP增长率的冲击响应一直呈现负向影响，而这种影响程度几乎保持不变。
3. 方差分解分析。最后，我们进一步运用方差分解的方法具体考察我国汽车产量增长率时间序列（AUTO）和实际GDP增长率时间序列（GDP）之间影响的贡献度问题，从而深入刻画我国汽车产业发展与宏观经济增长之间的影响程度，最终所获得的方差分解估计结果在表2中详细给出。
观察表2我们发现，在前7个季度内，随着时间的推移，我国汽车产量增长率对其自身影响的贡献度逐渐减弱，而实际GDP增长率对汽车产量增长率影响的贡献度不断增加，但是自第8个季度起，我国汽车产量增长率以及实际GDP增长率对汽车产量增长率影响的贡献度几乎保持不变。然而相比较，我国汽车产量增长率对其自身影响的贡献度占有非常大的比重，而实际GDP增长率对汽车产量增长率影响的贡献度相对较小。
四、我国汽车产业周期与实际GDP增长率之间的关联性研究结论
3. 方差分解分析。最后，我们进一步运用方差分解的方法具体考察我国汽车产量增长率时间序列（AUTO）和实际GDP增长率时间序列（GDP）之间影响的贡献度问题，从而深入刻画我国汽车产业发展与宏观经济增长之间的影响程度，最终所获得的方差分解估计结果在表2中详细给出。
观察表2我们发现，在前7个季度内，随着时间的推移，我国汽车产量增长率对其自身影响的贡献度逐渐减弱，而实际GDP增长率对汽车产量增长率影响的贡献度不断增加，但是自第8个季度起，我国汽车产量增长率以及实际GDP增长率对汽车产量增长率影响的贡献度几乎保持不变。然而相比较，我国汽车产量增长率对其自身影响的贡献度占有非常大的比重，而实际GDP增长率对汽车产量增长率影响的贡献度相对较小。
四、我国汽车产业周期与实际GDP增长率之间的关联性研究结论
我们应用Granger因果关系检验、脉冲响应函数和方差分解等计量经济学方法，从多方面、多视角对我国汽车产业周期与经济周期之间的相互关系问题进行综合实证检验与分析，最终获得如下重要结论：
首先，我们基于Granger因果关系检验思想，对我国汽车产量增长率时间序列与实际GDP增长率时间序列之间的影响关系问题进行测度的结果表明，我国汽车产量增长率与实际GDP增长率之间存在较为显著的双向Granger影响关系，相比较，汽车产量增长率对实际GDP增长率的Granger影响关系更为显著。
其次，我们运用脉冲响应函数和方差分解的方法，具体考察我国汽车产量增长率时间序列和实际GDP增长率时间序列之间影响以及贡献度问题，我们发现我国汽车产量增长率与实际GDP增长率相互之间的冲击响应都较为明显。同时，实际GDP增长率对汽车产量增长率影响的贡献度不断增加，而我国汽车产量增长率以及实际GDP增长率对汽车产量增长率影响的贡献度几乎保持不变。我国汽车产量增长率对其自身影响的贡献度占有非常大的比重，而实际GDP增长率对汽车产量增长率影响的贡献度相对较小。
参考文献：
首先，我们基于Granger因果关系检验思想，对我国汽车产量增长率时间序列与实际GDP增长率时间序列之间的影响关系问题进行测度的结果表明，我国汽车产量增长率与实际GDP增长率之间存在较为显著的双向Granger影响关系，相比较，汽车产量增长率对实际GDP增长率的Granger影响关系更为显著。
其次，我们运用脉冲响应函数和方差分解的方法，具体考察我国汽车产量增长率时间序列和实际GDP增长率时间序列之间影响以及贡献度问题，我们发现我国汽车产量增长率与实际GDP增长率相互之间的冲击响应都较为明显。同时，实际GDP增长率对汽车产量增长率影响的贡献度不断增加，而我国汽车产量增长率以及实际GDP增长率对汽车产量增长率影响的贡献度几乎保持不变。我国汽车产量增长率对其自身影响的贡献度占有非常大的比重，而实际GDP增长率对汽车产量增长率影响的贡献度相对较小。
参考文献：
1. 陈道平，刘伟. 中国汽车市场需求及其弹性和预测分析.重庆大学学报(自然科学版)，2005，（12）:138-142.
2. 董本云. 我国汽车消费对经济增长的拉动作用研究.长春:吉林大学，2006.
3. 韩颖，潘志刚.汽车汽车工业对其关联产业的带动效用分析.中国软科学，2005，（6）:139-143.
4. 何婷婷. 我国汽车产业空间集聚的实证分析.工业经济，2008，（3）:28-33.
5. 康赞亮，刘海云.中国汽车市场供给弹性与需求弹性的实证分析.统计与决策，2006，（2）:82-84.
6. 宋炳坤.中国汽车工业产业聚集的理论与实证分析.上海汽车，2004，（3）:2-6.
2. 董本云. 我国汽车消费对经济增长的拉动作用研究.长春:吉林大学，2006.
3. 韩颖，潘志刚.汽车汽车工业对其关联产业的带动效用分析.中国软科学，2005，（6）:139-143.
4. 何婷婷. 我国汽车产业空间集聚的实证分析.工业经济，2008，（3）:28-33.
5. 康赞亮，刘海云.中国汽车市场供给弹性与需求弹性的实证分析.统计与决策，2006，（2）:82-84.
6. 宋炳坤.中国汽车工业产业聚集的理论与实证分析.上海汽车，2004，（3）:2-6.
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