【正文】 取,平均值置信度95%的預(yù)測(cè)區(qū)間為： 時(shí) 時(shí) 即是說(shuō)，當(dāng)元時(shí)，平均值置信度95%的預(yù)測(cè)區(qū)間為（，）元。個(gè)別值置信度95%的預(yù)測(cè)區(qū)間為：時(shí) 時(shí) 即是說(shuō)，當(dāng)?shù)谝徊綍r(shí)，個(gè)別值置信度95%的預(yù)測(cè)區(qū)間為（，）元。在“E”框中，點(diǎn)擊“Forecast”：72 / 72案例分析三 建筑行業(yè)工資差異制度因素的分析——一元線性回歸模型一、引言我國(guó)目前正處在由計(jì)劃經(jīng)濟(jì)向市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)過(guò)渡的體制轉(zhuǎn)型時(shí)期。本文試圖通過(guò)考察體制轉(zhuǎn)型時(shí)期行業(yè)（以建筑業(yè)為例）工資，以及行業(yè)壟斷程度，提出基于體制轉(zhuǎn)型這一特定時(shí)期的行業(yè)工資決定假說(shuō)：行業(yè)相對(duì)工資差異的擴(kuò)大是由于行業(yè)壟斷程度的擴(kuò)大引致的，并用回歸方法分析對(duì)這一假說(shuō)進(jìn)行驗(yàn)證。本文之所以采用的是相對(duì)工資水平的概念，而沒(méi)有采用絕對(duì)水平，因?yàn)槲覀兏P(guān)注改革開(kāi)放20多年來(lái)，建筑行業(yè)的工資相對(duì)于整個(gè)行業(yè)的變化，而不關(guān)心建筑業(yè)自身工資的發(fā)展趨勢(shì)。表1部分年份建筑業(yè)相對(duì)工資水平時(shí)序數(shù)據(jù)年份建筑業(yè)平均工資(元)全社會(huì)平均工資(元)建筑業(yè)相對(duì)工資(%)19787146151980855762198513621148198921661935199023842140199126492340199230662711199337793371199448944538199557855500199662496210199766556470199874567479199979828346200087359371200194841087020021027912422資料來(lái)源：《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》（2004）第158頁(yè)。然而這種方法在我國(guó)目前的情況下并不完全適用，因?yàn)槟壳坝绊懀ㄉ踔翛Q定）我國(guó)行業(yè)職工工資水平的并不是一般意義上的壟斷，而是體制轉(zhuǎn)型時(shí)期一種特有的壟斷，它并不是針對(duì)企業(yè)的規(guī)模而言的，而是針對(duì)所有制結(jié)構(gòu)或國(guó)有經(jīng)濟(jì)成分對(duì)行業(yè)的控制程度而言的，即所謂“所有制壟斷”或“行政壟斷”。如果撇開(kāi)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)這一“元”而不論，城市經(jīng)濟(jì)這一“元”的大多數(shù)行業(yè)基本上都是由國(guó)有經(jīng)濟(jì)控制的，各行業(yè)間在這一點(diǎn)上沒(méi)有顯著性的差別。但是，不同行業(yè)所有制多元化的進(jìn)程并不一致，由此產(chǎn)生了不同行業(yè)間所有制結(jié)構(gòu)的差異。因此，在體制轉(zhuǎn)型時(shí)期，我國(guó)建筑行業(yè)的壟斷程度的絕對(duì)水平可以在建筑行業(yè)的國(guó)有化程度上得到大致的體現(xiàn)。由于不管什么行業(yè)，所有制結(jié)構(gòu)多元化、國(guó)有經(jīng)濟(jì)比重下降是一個(gè)總的趨勢(shì)，而且決定相對(duì)工資高低的不是個(gè)行業(yè)壟斷程度的絕對(duì)數(shù)，而是行業(yè)壟斷程度與其他行業(yè)壟斷程度或社會(huì)平均水平相比較的相對(duì)水平，所以引入相對(duì)壟斷程度的概念：相對(duì)壟斷程度=行業(yè)所有制壟斷度的絕對(duì)數(shù)/全社會(huì)所有制壟斷度的平均數(shù)改革開(kāi)放以來(lái)部分年份建筑業(yè)相對(duì)壟斷度的時(shí)序數(shù)據(jù)見(jiàn)表2。部分年份建筑業(yè)相對(duì)壟斷度的時(shí)序數(shù)據(jù)年份建筑業(yè)國(guó)有位職工人數(shù)建筑業(yè)就業(yè)人數(shù)建筑業(yè)國(guó)有化程度全社會(huì)國(guó)有單位職工人數(shù)全社會(huì)職工人數(shù)全社會(huì)國(guó)有化程度建筑業(yè)國(guó)有化相對(duì)程度萬(wàn)人萬(wàn)人%萬(wàn)人萬(wàn)人%%(1)(2)(3)=(1)/(2)(4)(5)(6)=(4)/(5)(7)=(3)/(6)1978447854 745140152 1980475993 801942361 19855452035 899049873 19895412407 1010955329 19905382424 1034664749 19915572482 1066465491 19925772660 1088966152 19936633050 1092066808 19946293188 1089067455 19956053322 1095568065 19965953408 1094968950 19975773449 1076669820 19984443327 880970637 19993993412 833671394 20003723552 787872085 20013363669 740973025 20023023893 692473740 資料來(lái)源：《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》（2004）第127頁(yè)和第128頁(yè)。（二）體制轉(zhuǎn)型期行業(yè)工資決定假說(shuō)從表1的數(shù)據(jù)看出，經(jīng)過(guò)20多年，作為具有高勞動(dòng)強(qiáng)度、艱苦、危險(xiǎn)等特征的傳統(tǒng)高工資行業(yè)之一—建筑業(yè)逐漸被擠出高工資行業(yè)的行列，在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)下建筑業(yè)具有進(jìn)入門(mén)檻低、競(jìng)爭(zhēng)激烈的特征，其工資相對(duì)水平逐年下降，2003年建筑業(yè)工資只相當(dāng)于全國(guó)平均工資的82%?；谏鲜鍪聦?shí)，我們提出如下關(guān)于體制轉(zhuǎn)型這一特定時(shí)期行業(yè)決定的假說(shuō)：從總體上看，我國(guó)行業(yè)相對(duì)工資差異的擴(kuò)大是由于行業(yè)壟斷程度差異的擴(kuò)大引致的；建筑業(yè)相對(duì)工資水平已經(jīng)逐漸地不再取決于該行業(yè)的拉動(dòng)強(qiáng)度及艱苦危險(xiǎn)程度，而是主要取決于行業(yè)的壟斷程度。三、模型設(shè)定、估計(jì)與檢驗(yàn)將我國(guó)建筑業(yè)1978年至2002年的主要17個(gè)年份的工資相對(duì)水平與其壟斷相對(duì)程度，建立一元計(jì)量模型，理論模型如下： 其中Y表示建筑業(yè)工資相對(duì)水平，X表示建筑業(yè)相對(duì)國(guó)有化程度。利用計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析軟件Eviews進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如下：Dependent Variable: 建筑業(yè)工資相對(duì)水平Y(jié)Method: Least SquaresSample: 1 17Included observations: 17VariableCoefficientStd. ErrortStatisticProb. Mean dependent varAdjusted Rsquared Akaike info criterionSum squared resid FstatisticDurbinWatson stat通過(guò)了變量的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)；并且該回歸系數(shù)大于0，與理論模型總體參數(shù)的預(yù)期符號(hào)相一致，因此通過(guò)了經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)。因此理論線性模型應(yīng)設(shè)定為通過(guò)原點(diǎn)的回歸直線模型，具體形式如下： 再利用計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析軟件Eviews進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如下：Dependent Variable: 建筑業(yè)工資相對(duì)水平Method: Least SquaresSample: 1 17Included observations: 17VariableCoefficientStd. ErrortStatisticProb. Mean dependent varAdjusted Rsquared Akaike info criterionSum squared resid DurbinWatson stat以上估計(jì)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，高于帶截距項(xiàng)模型的修正可決系數(shù)，說(shuō)明去掉截距項(xiàng)的模型擬合優(yōu)度有了進(jìn)一步改善。但該模型的DW值很低，說(shuō)明模型的隨機(jī)誤差項(xiàng)之間存在正自相關(guān)，因此還需要處理模型的自相關(guān)問(wèn)題。估計(jì)結(jié)果如下：Dependent Variable: 建筑業(yè)工資相對(duì)水平Method: Least SquaresSample(adjusted): 2 17Included observations: 16 after adjusting endpointsConvergence achieved after 4 iterationsVariableCoefficientStd. ErrortStatisticProb. Mean dependent varAdjusted Rsquared Akaike info criterionSum squared resid DurbinWatson statInverted AR Roots .43經(jīng)過(guò)處理，很接近2這個(gè)理想水平，因此正自相關(guān)問(wèn)題已得到較圓滿的解決。四、結(jié)果分析1．本文驗(yàn)證了我們提出的關(guān)于體制轉(zhuǎn)型時(shí)期行業(yè)決定的假說(shuō)，我國(guó)建筑業(yè)相對(duì)工資差異的擴(kuò)大主要是由于該行業(yè)壟斷程度差異的擴(kuò)大引致的。 案例分析四 中國(guó)稅收增長(zhǎng)的分析——多元線性回歸模型的應(yīng)用一、研究的目的要求改革開(kāi)放以來(lái)，隨著經(jīng)濟(jì)體制改革的深化和經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng)，中國(guó)的財(cái)政收支狀況發(fā)生很大變化，25年間增長(zhǎng)了33倍，平均每年增長(zhǎng) %。 影響中國(guó)稅收收入增長(zhǎng)的因素很多，但據(jù)分析主要的因素可能有：（1）從宏觀經(jīng)濟(jì)看，經(jīng)濟(jì)整體增長(zhǎng)是稅收增長(zhǎng)的基本源泉。（3）物價(jià)水平。（4）稅收政策因素。稅制改革對(duì)稅收會(huì)產(chǎn)生影響，%。因此，可以從以上幾個(gè)方面，分析各種因素對(duì)中國(guó)稅收增長(zhǎng)的具體影響。由于財(cái)稅體制的改革難以量化，而且1985年以后財(cái)稅體制改革對(duì)稅收增長(zhǎng)影響不是很大，可暫不考慮稅制改革對(duì)稅收增長(zhǎng)的影響。從《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》收集到以下數(shù)據(jù)（）： 中國(guó)稅收收入及相關(guān)數(shù)據(jù)年份 稅收收入（億元）（Y） 國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（億元）（X2）財(cái)政支出（億元）（X3）商品零售價(jià)格指數(shù)（%）（X4）1978 1979 1980 1981 1982 19831984198519861987198819891990199119921993199419951996199719981999200020012002設(shè)定的線性回歸模型為： 三、估計(jì)參數(shù) 利用EViews估計(jì)模型的參數(shù)，方法是：建立工作文件：?jiǎn)?dòng)EViews，點(diǎn)擊File\New\Workfile，在對(duì)話框“Workfile Range”。其中已有變量：“c”—截距項(xiàng) “resid”—剩余項(xiàng)。輸入數(shù)據(jù)：點(diǎn)擊“Quik”下拉菜單中的“Empty Group”，出現(xiàn)“Group”窗口數(shù)據(jù)編輯框，點(diǎn)第一列與“obs”對(duì)應(yīng)的格，在命令欄輸入“Y”，點(diǎn)下行鍵“↓”，即將該序列命名為Y，并依此輸入Y的數(shù)據(jù)?；蛘咴贓Views命令框直接鍵入“data Y X3 X4 … ”，回車(chē)出現(xiàn)“Group”窗口數(shù)據(jù)編輯框，在對(duì)應(yīng)的Y、XXX4下輸入響應(yīng)的數(shù)據(jù)。這與理論分析和經(jīng)驗(yàn)判斷相一致。（2）F檢驗(yàn)：針對(duì)，給定顯著性水平，在F分布表中查出自由度為k1=3和nk=21的臨界值。（3）t 檢驗(yàn)：分別針對(duì)：，給定顯著性水平，查t分布表得自由度為nk=21臨界值。案例分析五 中國(guó)A股新股抑價(jià)率多因素回歸分析新股的抑價(jià)發(fā)行IPO抑價(jià)是指發(fā)行定價(jià)存在著低估現(xiàn)象，即新股發(fā)行定價(jià)低于新股的市場(chǎng)價(jià)值，表現(xiàn)為新股發(fā)行價(jià)格明顯低于新股上市首日收盤(pán)價(jià)格，上市首日就能獲得顯著的超額回報(bào)。一個(gè)有效的IPO 市場(chǎng)是不應(yīng)該存在超常收益率的。但首日收益率(即新股上市首日收盤(pán)價(jià)相對(duì)于發(fā)行價(jià)的收益率) 仍然顯著為正，即存在著顯著的新股發(fā)行抑價(jià)現(xiàn)象。發(fā)行定價(jià)是發(fā)行業(yè)務(wù)中的核心環(huán)節(jié)，定價(jià)是否合理不僅關(guān)系到發(fā)行人、投資者以及承銷商的切身利益，而且關(guān)系到發(fā)行市場(chǎng)的監(jiān)管乃至證券市場(chǎng)資源配置功能的發(fā)揮。如果IPO抑價(jià)率小于0，即新股上市首日就跌破發(fā)行價(jià)，說(shuō)明定價(jià)過(guò)高；如果IPO抑價(jià)率顯著大于0，即上市首日就獲得顯著的超額收益，就說(shuō)明新股存在定價(jià)過(guò)低的現(xiàn)象。中國(guó)IPO抑價(jià)率多因素模型分析（1） 多變量回歸分析含義多變量回歸分析是指因變量依賴兩個(gè)或者更多個(gè)解釋變量或回歸元的模型的分析。 （1）在方程（1）中，是截距項(xiàng)，它代表了2和3均為零時(shí)的Y的均值，給出了所有未被包含到模型中來(lái)的變量對(duì)Y的影響。（2）中國(guó)IPO抑價(jià)率多因素回歸模型 在股票發(fā)行初級(jí)市場(chǎng)中，針對(duì)IPO的超額收益率，設(shè)定新股抑價(jià)率為AR=PtP0/P0，構(gòu)建多因素回歸模型，跟前文相對(duì)應(yīng)，我們先設(shè)定兩個(gè)回歸元的回歸模型，假定AR跟股票的發(fā)行規(guī)模有關(guān)，在本例中我們用其發(fā)行規(guī)模的對(duì)數(shù)值來(lái)替代設(shè)定為L(zhǎng)GIPO，除此之外還有股票的中簽率有關(guān)，則設(shè)定一個(gè)簡(jiǎn)單的三變量回歸模型為 （2）在本例中我們用的數(shù)據(jù)主要是1999年1月～2002年6月120只上海證券交易所上市的新股數(shù)據(jù)。 Error