【正文】 .083a殘差20總計21a. 預(yù)測變量: (常量), LnX4。b. 因變量: LnX2表33 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).597LnX4.378.083a. 因變量: LnX2據(jù)此，可得該回歸模型為：X2 ＝－＋＋H0： ＝0 F ＝ ＝F ～ (1，20)在水平下， F值落在F檢驗的不在拒絕域〔，＋∞〕中，不拒絕原假設(shè)，說明不存在多重共線性。六、模型自相關(guān)診斷及補救（一）自相關(guān)的診斷相關(guān)數(shù)據(jù)參照于附表29。 (1)圖形法根據(jù)模型：y＝＋＋ X4＋① 作對的散點圖，所得結(jié)果如圖1所示。② 作對t的散點圖，所得結(jié)果如圖2所示。 圖1 對的散點圖 圖2 對t的散點圖從圖形中可以看出，是隨機的，即不存在自相關(guān)。(2)杜賓－瓦爾遜檢驗H0：是隨機的d＝＝在水平下，查DW表得DL=、DU=，則4－DU＝、4－DL＝3，所以d值落在〔DU， 4DU〕的區(qū)域中，不拒絕H0，即可判斷不存在自相關(guān)。綜上所述，該模型是不存在自相關(guān)的。七、模型異方差診斷及補救（相關(guān)計算數(shù)據(jù)參照于表29）(1)圖形法針對模型y＝＋＋ X4＋作對的散點圖，所得結(jié)果如圖3所示。圖3 對的散點圖由圖形可以看出，散點基本上在一個集中的區(qū)域，且不存在一定的規(guī)律性，即原模型不存在異方差。(2)帕克檢驗建立模型即由附表29中的數(shù)據(jù)建立下表41。表41年份1990199119921993199419951996199719981999200020012002200320042005200620072008200920102011運行統(tǒng)計分析軟件SPSS，將表中相應(yīng)變量數(shù)據(jù)輸入界面，進行回歸分析所得結(jié)果如表4表43和表44所示。表42 模型匯總模型RR 方調(diào)整 R 方標(biāo)準(zhǔn) 估計的誤差1.058a.003a. 預(yù)測變量: (常量), x*表43 Anovab模型平方和df均方FSig.1回歸.4041.404.067.798a殘差20總計21a. 預(yù)測變量: (常量), x*。b. 因變量: y*表44 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).944X*.798a. 因變量: y*據(jù)此，可得該回歸模型為：y*＝－*＋ 令＝，H0：B2＝0，Y＝B1+B2 X*+μi y*＝－ X*＋ t(bi)~ (20)在水平下，t檢驗的拒絕域為：〔－∞，－〕和〔，＋∞〕所以t（b1）、t（b2）均落非拒絕域中，不拒絕原假設(shè)，B2＝0。由此判斷，不存在異方差。綜上所述，該模型不存在異方差，所以不需要對其進行補救。八、預(yù)測模型選擇由于不存在多重共線性、自相關(guān)、異方差所以，將選取y＝＋＋ X4＋作為本報告中研究對象的預(yù)測模型。其經(jīng)濟含義如下：平均而言，在其他條件不變的情況下，貨幣供應(yīng)量（）每變動1%，%；在其他條件不變的情況下，人民幣匯率每變動1%，%；并且，%的真實情況。且其優(yōu)點如下： ，即該模型簡潔明了，能夠較清晰地反映出現(xiàn)象之間的影響關(guān)系。 ，即該模型反映了較大程度的真實情況。 ，即該模型能夠較好的對所研究經(jīng)濟現(xiàn)象進行預(yù)測分析。綜上所述，對于分析上證綜合指數(shù)受貨幣供應(yīng)量及人民幣匯率的影響關(guān)系，采用模型y＝＋＋ X4＋可以起到相對較好的預(yù)測分析功能，供相關(guān)部門進行經(jīng)濟決策，以促進我國貨幣政策的進一步發(fā)展。九、小結(jié)與建議　 隨著我國股票市場規(guī)模的擴大、投資者的增加和進入股票市場的資金量加大，股票市場對貨幣政策與宏觀經(jīng)濟的影響將會越來越大。因此，在將來，當(dāng)股票市場發(fā)展到一定程度時，應(yīng)該將股價指數(shù)作為貨幣政策的輔助監(jiān)測指標(biāo)，并嘗試對股票市場進行調(diào)控，防止股票市場價格的大幅波動對宏觀經(jīng)濟造成沖擊。（一）小結(jié) 綜上，上證綜合指數(shù)和貨幣供給量（），國內(nèi)生產(chǎn)總值，人民幣匯率，年平均利率之間存在長期均衡關(guān)系。這種長期關(guān)系是在短期動態(tài)過程的不斷調(diào)整下得以維持。在這四個影響因素中，宏觀因素——貨幣供給量（）對上證綜合指數(shù)的影響最為顯著。說明股市的變動受國家政策等宏觀因素的影響是投資者不可忽略的重要因素。 本文的理論基礎(chǔ)過于簡單。由于數(shù)據(jù)來源所限本文只是考慮了上證綜合數(shù)與貨幣供應(yīng)量、國內(nèi)生產(chǎn)總值、人民幣匯率及年平均利率之間的關(guān)系，沒有考慮政策因素對上證綜合指數(shù)的影響，但是實際情況中政策因素是影響上證綜合指數(shù)的一個重要因素，且影響是非常大的，是證券投資者不可忽略的因素。從查找的關(guān)于對上證綜合指數(shù)收益率的實證分析研究資料可知，短期而言，基本面因素對上證綜合指數(shù)日收益率的影響很小，%，政策因素的影響約占70%；從中長期角度看，基本面因素的影響約占22%，政策面因素的作用依舊是最大的，它的貢獻率達到75%以上。因而我國股市基本上還是一個政策市，價值型投資者中長期也要重點關(guān)注政策面的總體動向，要求管理層政策的出臺和變動能使市場形成相對準(zhǔn)確的預(yù)期，使得政策對股市波動的直接影響轉(zhuǎn)化為間接的指導(dǎo)作用。（二）建議 增強股票市場供給力度，使股票市場的深度和廣度，從而增強利率對股票市場影響的敏感度。我國股票市場供給制度的不健全主要表現(xiàn)為：企業(yè)IPO受到嚴(yán)格的行政干預(yù)和即使成功IPO的企業(yè)融資不規(guī)范。在資金不斷進入股市和存在嚴(yán)格的行政干預(yù)情況下，極易導(dǎo)致股票市場供求失衡?！?對貨幣當(dāng)局而言，一是提高貨幣當(dāng)局對股票市場運行把握的反應(yīng)速度，弱化利率對股指調(diào)整的時滯影響。二是適時制定貨幣和利率政策穩(wěn)定股市。利率在對股票價格指數(shù)調(diào)整過程中時滯現(xiàn)象的存在使得股票價格指數(shù)對利率敏感性降低。時滯時間越長，利率在股票市場上的調(diào)節(jié)作用越低。 逐步推行市場化利率改革，提高利率變動彈性。從本文分析中中我們可以發(fā)現(xiàn)，利率對股票價格指數(shù)調(diào)整渠道不暢的一個重要因素為我國的利率水平非均衡的市場利率。這種利率的變化對資金的供求變動反應(yīng)缺乏彈性，從而導(dǎo)致了利率對股票價格指數(shù)敏感度不足。所以大力發(fā)展股票市場，使股價市場化、合理化有利于政策工具的有效性傳導(dǎo)和實施。十、參考文獻[1] 劉家樹，股市波動與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證分析，安徽工業(yè)大學(xué)學(xué)報(社會科學(xué)版)，2008年第2期 [2] 劉善存，上海股市價格聚集現(xiàn)象及影響因素研究，北京航空航天大學(xué)學(xué)報(社會科學(xué)版)，2008年第三期[3] 陳樂，匯率波動對我國股市穩(wěn)定的實證研究，金融經(jīng)濟，2009年第22期[4] 陳雁云、趙惟，人民幣匯率變動對股票市場的影響，《現(xiàn)代財經(jīng)》第3期[5] 楊杰，我國利率對股票價格指數(shù)影響的實證分析，金融經(jīng)濟2010第二期[6] 徐文濤，影響中國股市大漲大跌因素的額探究，中國集體經(jīng)濟2008年第10期[7] 潘菁晶，人民幣名義匯率與上證綜合指數(shù)關(guān)系的實證研究，中國市場2008第39期[8] 鄧燊,楊朝軍，匯率制度改革后中國股市與匯市關(guān)系——人民幣名義匯率與上證綜合指數(shù)的實證研究，金融研究,2008年第一期 [9]李子奈，計量經(jīng)濟學(xué)（第三版） 34 / 34