有關(guān)影響我國(guó)股票價(jià)格指數(shù)的因素的計(jì)量分析(編輯修改稿)
2025-07-21 04:24 本頁(yè)面
【文章內(nèi)容簡(jiǎn)介】 200920102011我們建立二元回歸模型LnY＝b1＋b2 Ln X5＋（相關(guān)計(jì)算數(shù)據(jù)參照于表13），把上證綜合指數(shù)作為被解釋變量Y，人民幣匯率作為解釋變量X5，運(yùn)行統(tǒng)計(jì)分析軟件SPSS，將上表中數(shù)據(jù)輸入界面，進(jìn)行回歸分析所得結(jié)果如表1表15和表16所示。表14 模型匯總模型RR 方調(diào)整 R 方標(biāo)準(zhǔn) 估計(jì)的誤差1.664a.441.413.624628539a. 預(yù)測(cè)變量: (常量),LnX5。表15 Anovab模型平方和df均方FSig.1回歸1.001a殘差20.390總計(jì)21a. 預(yù)測(cè)變量: (常量),LnX5。b. 因變量:LnY表16 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).325.000LnX5.216.001a. 因變量:LnY據(jù)此，可得該回歸模型各項(xiàng)數(shù)據(jù)為：b2 = =b1 = b2 ＝ ==Se（b1） = =Se（b2） = =t（b1） = =t（b2） ＝ = ＝ =df ＝20模型為：y=＋，令＝，我們提出如下假設(shè)：H0：Bi＝0，Y＝B1+B2X5+μi y＝b1＋b2X5＋ t(bi)~ (20)在水平下，t檢驗(yàn)的拒絕域?yàn)椋骸玻?，－〕和〔，＋∞〕，所以t（b1）、t（b2）均落在拒絕域中，拒絕原假設(shè)，即常數(shù)項(xiàng)和X5對(duì)于模型均有意義。對(duì)于該模型的經(jīng)濟(jì)意義解釋如下：平均而言，在其他條件不變的情況下，年平均利率每變動(dòng)1%，%。并且，%的真實(shí)情況。綜上所述，分別作的Y與X2，X3，X4， X5間的回歸：模型（一）：y=+ X2 t= = df =20模型（二）：y=+＋ t= = df=20模型（三）：y=+ X4＋ t= = df=20模型（四）：y= ＋t= = df=20可見(jiàn)，上證綜合指數(shù)受貨幣供應(yīng)量的影響最大，因此選模型（一）為初始的回歸模型。三、影響股價(jià)指數(shù)主要要素的關(guān)聯(lián)度多變量分析（一）上證綜合指數(shù)與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、貨幣供應(yīng)量、人民幣匯率、年平均利率的關(guān)聯(lián)度分析為了更好的進(jìn)行對(duì)上證綜合指數(shù)與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、貨幣供應(yīng)量、人民幣匯率、年平均利率的關(guān)聯(lián)度分析，我們選取了全國(guó)19902011年上證綜合指數(shù)與貨幣供應(yīng)量、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、人民幣匯率、年平均利率的統(tǒng)計(jì)資料，并根據(jù)該統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)建立下表21.表21 年份yLnYLnLnLnLn1990199119921993199419951996199719981999200020012002200320042005200620072008200920102011我們建立多元回歸模型LnY＝b1＋b2LnX2＋b3LnX3＋b4LnX4＋b5 LnX5＋（i=1,2,3,…）（相關(guān)計(jì)算數(shù)據(jù)參照于表21）。我們將上證綜合指數(shù)為被解釋變量Y，貨幣供應(yīng)量（）作為解釋變量X2，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）作為解釋變量 X3，人民幣匯率作為解釋變量X4，年平均利率作為解釋變量X5（以下各步同上），運(yùn)行統(tǒng)計(jì)分析軟件SPSS，將上表中數(shù)據(jù)輸入界面，進(jìn)行回歸分析所得結(jié)果如表2表23和表24所示。表22 模型匯總模型RR 方調(diào)整 R 方標(biāo)準(zhǔn) 估計(jì)的誤差1.894a.799.751.406669843a. 預(yù)測(cè)變量: (常量), LnX5, LnX4, LnX3, LnX2。表23 Anovab模型平方和df均方FSig.1回歸4.000a殘差17.165總計(jì)21a. 預(yù)測(cè)變量: (常量), LnX5, LnX4, LnX3, LnX2。b. 因變量: LnY表24 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).523LnX2.109LnX3.214LnX4.963.573.209.111LnX5.315.314.243.329a. 因變量: LnY據(jù)此，可得該回歸模型為：y＝ + ＋＋＋ t= = = df=17 F=令＝，我們提出如下假設(shè)：H0：Bi＝0，Y＝B1+B2X2+B3X3＋B4X4+ B5X5＋μi y＝b1＋b2X2＋b3X3＋b4X4＋b5X5＋ t(bi)~ (17)在水平下，t檢驗(yàn)的拒絕域?yàn)椋骸玻?，－〕和〔，＋∞〕所以t（b1）、t（b3）、t（ b5）均落在非拒絕域中，不拒絕原假設(shè)，即XX5沒(méi)有存在的必要。t（b3）、t（ b4）落均在拒絕域中，拒絕原假設(shè)，即XX4對(duì)于模型均有意義，有存在的必要。聯(lián)合假設(shè)檢驗(yàn)：H0：＝0F ～ (4，17)在水平下，模型中的F值落在F檢驗(yàn)的右側(cè)拒絕域〔，＋∞〕中，拒絕原假設(shè)，即0.在給定顯著性水平下，自由度為（4,17）(4,17）=，因此，X2，X3，X4，X5聯(lián)合起來(lái)對(duì)Y有顯著的線(xiàn)性影響。在的顯著水平下， (17)=。因此，X2和X4的參數(shù)通過(guò)了該顯著性水平下的t檢驗(yàn)，但X3和X5兩個(gè)變量未能通過(guò)t檢驗(yàn)，不拒絕原假設(shè)，說(shuō)明X3和X5單個(gè)的對(duì)Y的線(xiàn)性影響不顯著。對(duì)于該模型的經(jīng)濟(jì)意義解釋如下：平均而言，在其他條件不變的情況下，貨幣供應(yīng)量每變動(dòng)1%，%；在其他條件不變的情況下，人民幣匯率每變動(dòng)1%，%；并且，%的真實(shí)情況。四、模型設(shè)定誤差分析對(duì)于初始模型：y=+Se＝ t＝ = ＝ 1(1) ＝ df＝20 F=對(duì)于模型一：y＝ ＋ ＋＋＋ Se＝ t= = ＝ 1(1) ＝df=17 F=通過(guò)比較可以發(fā)現(xiàn)：該模型在增加了解釋變量X3（國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值），X4（人民幣匯率），X5（年平均利率），擬合優(yōu)度和校正判定系數(shù)增大了，由=，擬合優(yōu)度較高；而 =，%的變化可以由貨幣供應(yīng)量，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，人民幣匯率，年平均利率的變化來(lái)解釋。五、模型結(jié)構(gòu)穩(wěn)定性檢驗(yàn)對(duì)樣本進(jìn)行回歸分析，依據(jù)前面步驟可得出以下數(shù)據(jù)：y＝ ＋ ＋＋＋ Se＝ t= = ＝ 1(1) ＝ df=17 F=（1） 將樣本分為兩段，這里以第二段數(shù)據(jù)為例。第二段數(shù)據(jù)如下表25所示。表25 20012011年全國(guó)上證指數(shù)、貨幣供應(yīng)量、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、人民幣匯率、年平均利率年份上證綜合指數(shù)LnY貨幣供應(yīng)量Ln國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值Ln
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