金融計量學(xué)試題

1、課號：BB3J34A01課程名稱：金融實證分析方法閱卷教師：徐建軍班級：12金融2班 學(xué)號：124172224 姓名： 呂京績 成績： 影響股價指數(shù)的因素分析摘要：隨著證券市場的崛起和迅速發(fā)展，其在我國社會經(jīng)濟(jì)生活中和國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的地位也越來越重要，已成為了我國資本投資市場的一個核心。雖然，我國證券投資市場的發(fā)展已取得了很大成績， 始逐步走向向& 但由于低步最晚，受規(guī)模、經(jīng)驗和就軟環(huán)境率各方面條件的P艮制，仍/京存 】著許多不夠規(guī)范、不盡人意和阻礙其健康發(fā)展而地方。本文著重】與分析】中國影響股票價麻的 且不因豪法 ,山區(qū)響樂國應(yīng)S價居瓦主廟面響因案樂出,它7門的運彳天機,制H提出而關(guān)瓦政S議

2、二鼻褪而;欣而做r/襄句點目前后三總而:瓦茯而二吊；工粗值兵而士而收又:高而不吊The influencing factors of stock price index analysisAbstract: As the stock markets rise and the rapid development of the social and economic life in China and the status of the development of national economy is becoming more and more important, has become a

3、core of capital market in our country.Although, the development of securities investment market in China has made great achievements, begin to gradually maturing, but due to a late start, the scale, experience, and the limitation of the hard and soft environment and so on various aspects condition,

4、there are still many insufficient standard, unsatisfactory, and hinder the healthy development of the place.In this paper with the analysis of the factors that affect stock price in China, find out the main influencing factor of the influence Chinese stock prices, find out their operating mechanism,

5、 and puts forward relevant policy Suggestions.Keywords: Stock index; Interest rates on deposits; Gross domestic product;RMB exchange rate ; Disposable income of urban residents ; Empirical analysis1引言研究背景我國股票市場成立了幾十年，既經(jīng)歷了曲折和坎坷，也取得了重大成就，已成為中國經(jīng)濟(jì)格局 中重要組成部分。但是，相對于國外成熟的股票市場，我國股市發(fā)展過程中表現(xiàn)出許多特有問題， 例如：政策影響嚴(yán)重、

6、國有股法人股不能上市流通、投機性強、股價波動幅度較大等。這些問題常 常會使政府難以有效股市脈搏，也使投資者無所適從，這就需要我們在對中國股價波動規(guī)律進(jìn)行深 入了解的基礎(chǔ)上分析影響股價波動的主要原因，以便于監(jiān)管機構(gòu)有的放矢地采取一些切實可行的對 策，也是投資者了解股價波動的原因，據(jù)此預(yù)測未來股價走勢，減少操作的盲目性，倡導(dǎo)理性投資。 1.2研究目的因此，對我國這個新興股票市場的價格指數(shù)研究不僅有重要的學(xué)術(shù)意義，而且有重要的實際意 義。對此，本文選取我國近20年來有關(guān)股票價格指數(shù)（上證綜合指數(shù)）、國內(nèi)生產(chǎn)總值（ GDP、人民幣匯率（100美元對人民幣）、城鎮(zhèn)居民可支配收入及存款利率的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，并運

7、用計量經(jīng)濟(jì) 學(xué)的分析方法，建立相應(yīng)的回歸模型以及運用一些相關(guān)分析方法對所建模型進(jìn)行分析，以更好的說 明因素間的關(guān)系，即股票價格指數(shù)對國內(nèi)生產(chǎn)總值（ GDP、人民幣匯率、城鎮(zhèn)居民可支配收入、存 款利率的影響關(guān)系。2文獻(xiàn)綜述課號：BB3J34A01課程名稱：金融實證分析方法閱卷教師：徐建軍班級：12金融2班 學(xué)號：124172224 姓名： 呂京績 成績： 楊杰的我國利率對股票價格指數(shù)影響的實證分析的一文中提到：隨著股票市場的發(fā)展，利 率對實體經(jīng)濟(jì)的影響日益深刻，股票市場與貨幣政策的關(guān)系也日益緊密在諸多宏觀經(jīng)濟(jì)因素中， 利率調(diào)整是貨幣當(dāng)局調(diào)控經(jīng)濟(jì)的重要手段，因而也是影響股票市場的最重要因素之一本文

8、將在借鑒國內(nèi)外研究的基礎(chǔ)上，考察我國利率政策對股票市場尤其是對反應(yīng)股票價格總體水平的股價指數(shù)的影 響。本文采用定性和定量分析歸納與演繹相結(jié)合的分析方法對我國利率對股價指數(shù)的動態(tài)作用進(jìn)行了深入研究 首先，回顧了國內(nèi)外利率對股價影響的研究現(xiàn)狀；其次，在對利率與股票市場傳導(dǎo)機制進(jìn)行科學(xué)分析的基礎(chǔ)上對 1998年前后我國利率對股價影響的現(xiàn)狀進(jìn)行了分析；最后，以VAR模型為基礎(chǔ)，采用協(xié)整分析與脈沖響應(yīng)分析方差分解分析相結(jié)合的方法對利率及其它因素與股價指數(shù)的關(guān)系進(jìn)行了動態(tài)計量分析。潘菁晶人民幣名義匯率與上證綜合指數(shù)關(guān)系的實證研究中提到：近三年來，中國匯市持續(xù)上揚，但在此期間，中國上證綜合股指的走勢卻分為方

9、向截然不同的兩段：從1020.63點（2005年7月21日）一路飆升至 6092.06點（ 2007年10月16日）后，鋒頭調(diào)轉(zhuǎn)向下，在這樣復(fù)雜的現(xiàn) 實背景下，本文對匯改后中國股市與匯市的關(guān)系進(jìn)行的深入研究，不僅有助于深刻認(rèn)識當(dāng)前的資本 市場，對于防范金融風(fēng)險也有重要的理論和實踐意義。本文利用單根檢驗和協(xié)整檢驗的計量方法， 對匯率制度改革后至今的中國股市與匯市的關(guān)系進(jìn)行了實證分析，從購買力評價角度、貨幣供給、 利率和資本流動四個方面對實證結(jié)果進(jìn)行了解釋，并指出了匯率的變動帶動股市變動，最終取決于 各種影響因素決定的市場的力量，我國股市與匯市不再存在簡單的長期穩(wěn)定的關(guān)系。 3實證分析 3.1模型

10、的建立 3.1.1變量的說明及模型的建立根據(jù)經(jīng)驗表明，我國的股票價格指數(shù)受到許多因素的影響，包括國內(nèi)生產(chǎn)總值（ GDP、人民 幣匯率（100美元對人民幣）、城鎮(zhèn)居民可支配收入及存款利率產(chǎn)生影響。因此在模型中，將引入 這些解釋變量進(jìn)行多元回歸分析，得出股票價格指數(shù)的主要影響因素。本文引入了國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP、人民幣匯率（100美元對人民幣）、城鎮(zhèn)居民可支配收入及存款利率等4個自變量分析影響我國股票價格指數(shù)的因素。 根據(jù)引入的變量，設(shè)定模型為V =?0 , ：1X1i , ：2X2i - -3X3i . ：4。, e其中yi 股票價格指數(shù)（上證綜合指數(shù)）x1i人民幣匯率（100美元對人民幣）x2

11、i 國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDPx3i 城鎮(zhèn)居民可支配收入X4i存款利率,殘差3.1.2原始數(shù)據(jù)通過數(shù)據(jù)收集和整理，得到了相關(guān)變量的數(shù)據(jù)。具體數(shù)據(jù)見表1。表1變量的原始數(shù)據(jù)年份股票價格 指數(shù)（上證 綜合指數(shù)）Y人民幣匯率（100美元對人民幣）X1國內(nèi)生產(chǎn) 總值（GDP X2城鎮(zhèn)居民M！ ! .更一支一組收入X3存款利率X41990127.61478.3818667.81681.007.561991292.75532.3321781.51866.607.561992780.39551.4626923.52109.107.561993833.80576.2035333.92592.0010.0819946

12、47.87861.8748197.93245.0010.981995555.29835.1060793.73934.0010.981996917.02831.4271176.64312.508.3319971194.10828.9878973.04516.005.6719981146.70827.9184402.35314.204.5919991366.58827.8389677.15854.002.2520002073.48827.8499214.66280.002.2520011645.97827.70109655.26859.602.2520021357.65827.70120332.7

13、7702.801.9820031497.04827.70135822.88472.201.9820041266.50827.68159878.39421.602.2520051161.06819.17183217.410493.002.2520062675.47797.18211923.511759.502.5220075261.56760.40249529.913785.803.4720081820.81694.51314045.415780.703.0620093277.14683.10340902.818130.502.25注：表中數(shù)據(jù)根據(jù)中國統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)計算整理所得。3.2模型的估計運

14、用OLS對公式進(jìn)行多元線性回歸分析，得到一下結(jié)果:Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/07/15 Time: 15:17Sample: 1990 2009Included observations: 20CoefficieVariablentStd. Errort-StatisticProb.C-883.38101613.132-0.5476190.5920X1-0.5359561.728297-0.3101070.7607X2-0.0420310.032245-1.3034940.2121X31.0541740.6697011

15、.5740950.1363X471.4168397.253400.7343380.4741R-squared0.628955Mean dependent var1494.939Adjusted R-squared0.530010S.D.dependent var1165.937S.E. of regression799.3182Akaike info criterion16.41771Sum squared resid9583645.Schwarz criterion16.66665Log likelihood-159.1771F-statistic6.356590Durbin-Watson

16、stat1.730605Prob(F-statistic)0.003372圖1多?；貧w分析y =-883.3810-0.535956x1 -0.156437x2 1.054174x3 71.41683x4T= (-0.547619 ) (-0.310107 ) (-1.303494 ) ( 1.574095 ) ( 0.734338 ) 22R =0.628955 R =0.530010 DW=1.730605F=6.356590統(tǒng)計推斷檢驗從回歸得出的結(jié)果來看，x1的系數(shù)為-0.535956、x2的系數(shù)為-0.042031、x3的系數(shù)為1.054174、 x4的系數(shù)為71.41683 ,各變

17、量的正負(fù)符號與預(yù)期的不一致，但是其大小在經(jīng)濟(jì)理論上解釋的通，因 此該模型通過經(jīng)濟(jì)意義檢驗。擬合優(yōu)度檢驗_222有圖1可得R =0.628955 R =0.530010 ,萬程的R較局，說明萬程整體上是合理的，能很 較好地擬合數(shù)據(jù)。回歸方程的顯著性檢驗(F檢驗)H。： 3=0, 02 =0,，,以=。H1： Pj(j =1,2，4)不全為零給定顯著性水平 口 =0.05 ,在F分布表中查的臨界值為F0.05(4,15) =3.06，樣本F的值為6.356590大于F臨界值，表明回歸方程顯著成立。變量的顯著性檢驗(t檢驗)Ho：0H1：0給定顯著性水平口 =0.05,查表得t0,025(15) =

18、2.131。從回歸結(jié)果看，沒有一個變量的t值大于該臨界值，即是說變量沒有通過顯著性檢驗。在EVIEWS軟件的命令窗口鍵入COR Y X1 X2 X3 X4 X5圖2相關(guān)系數(shù)表從表中可以看出，x3與y的相關(guān)度最高，x2與y的相關(guān)度也挺高，其他兩個解釋變量與被解釋 變量的相關(guān)度相對較弱。這四個變量之間也是高度相關(guān)的，說明模型確實存在多重共線性?；貧w模型的擴展根據(jù)相關(guān)系數(shù)和理論分析，城鎮(zhèn)居民可支配收入對股價指數(shù)關(guān)聯(lián)程度最大，所以，以丫=f(x3)作為最基本的模型 Equation: UNTHLED Workfile: UNTITLEDUntitled| 口 |回而事Proc Object Pri”

19、NgeeEsTimate | Fore7已。Dependent Variable Y Method Least Squares Date: 06/07/15 Time: 19:33Sample： 1990 2009Included observations 20VariableCoefficientStd Error t-StatisticProbc142.0707318 E1330.4456230.6612X301877550 0372135 0446820 0001R-squared0.585719Mean dependent var1494 939Adjusted R-squared0

20、562704S D dependent 劃1165 937S.E. of regression771.0154Akaike info criterion16 22793Sum squared resid10700366Schwarz criterion16.32751Log likelihood-160 2793F-statistic25 44882Durbin-Watson stat2221967Prob(F-statistic)0.000084設(shè)建立的一元回歸方程為：Y=0.187755x4+142.0707再將其余變量逐個引入模型，估計結(jié)果如下：Equations UINTITLED W

21、orkfilei UNTTTLEDUntitled回 直i.vv l ProcI Object | Pirint | Mamw 卜Freeze | EsitiE.tE | Fowc:ars：t| etats R至sic%|Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDA至 06/07/15 Time 19 52Sample 1990 2009Included observations: 204VariableCoefficientStd Errort-StatisticProbC X3 XI-93.17296 0.185769 3317521139.5S

22、2 0 039339 1 S392S1-0.081761 4.722241 0 21S5280.9358000020.8319R-gqu/rg dl Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared re&id Lag lik6llihoid Durbin-Wat son stat0 586848 538242 792 2866 10671207-160 2520 2.224838IV!白白門d白戶電nd白nt var S.D. de-pendent var Akaike info crrterion Schwairz1 criterion F

23、-statistic ProbfF-statistic)ir iai ，1494 939 1165.937 16,32520 16 474S6 12,07356 0.000546 Equation: UNTITLED Workfile: UNTITLEDUnt；tledView Pr口匚 I Object | Pint| N3mle |噎Estimate | 口呈Shd |Dependent Variable: Y Method: Least SquaresData: 06/07/15 Time: 19:41Sample: 1990 2009三Includod observations: 20

24、VariableCoefficient Std Error t-Statistic Prob9C-334 2094533.5664-0 6Z6369 Q 5334X30 6750360 4415E31 5305040 1443X2-0 0247190 022263-1 1093200 2827R-squared0.613684 Mean dependent var1494.939Adjusted R-squared0.56S235 S.D. dependent var1165-937S.E. of regression766.1238 Akaike info criterion16.25805

25、Sum squared resid9978076. Schwarz crrterion1G.40741Log likelihood-159.5805 F-statistic13.50271Djrbin-Watson stst1.906015Prob(F*statistic)0,000300V Equation: UNTITLED WorkFle: UN TITLE DUntitledo |曰S3哂之四| Prs| Object PHrit | Narne| Fr.Eze | EWmax| ForEvast| -tats| ResRe |Dependent Variable: YMethod:

26、Least SquaresDate: 06/07/15 T7me: 19:42Sample- 1990 2009三Included observations 20VariableCoefficient Std. Error t-Statistic Prab.FC209 2423706 27540 2962620 7706X30 1840110 0517803 S537400 0024X4-6 05367474 &9014-0 1073860 9157R-squared0.586000 Mean dependent var1494.939Adjusted R-squared0 537294 S.

27、D. dependent var1165一937S.E. of regression793,0994 Akaike info criterion16.32726Sum squared re3id10693112 Schwarz criterion16 476611Log likelihoodJ60 2726F-statistic12.03142Durbin-Watson stat2.225375 Prob(F-statistic)0.000555Tview Lrm. yuiLK.3Pljiurr wiritnjwI I a | sa I1 Equation: UNTJTLED Workfile

28、： UNTITLEDUntitledDependent Variable Y Method. Least SquaresDate 06/07/15 Time 19 44Sample: 19G0 2009Included observations- 2口VariableCoefficientStd Errort-StatisticProb-1180 5121260 553=0 9365030 36290.97S2440.6029761.6190430.125070 1480294 382930 743223Q 4681-0.0382770.029030-1.3185390.2059R-squar

29、ed0.626676Mean dependent var1494.939Adjusted Rsquared0 556559S 0 dependent var1166 937S.E. of regression776 4135Akaike info criterion16.32410Sue squared resid9645086Schwarz cnterioin16 52325Log likelihood-169 2410F-statisticB.94B918Durbin-Watson stat1 765611Prab(F-statiStiC)0 001031IT口 Equation: Uhl

30、TTTLED WorkFle； UNTTTLEDUrrtitled1 S 1（咨ViEwv 1 P口仁 J 口bjett 1 ；P門尸| Estimate | 尸口ec&st| 3tats|Dependent Variable YMethod Least SquaresDate: 06/07/16 Time: 19:46Sample: 1990 2009三Included observations 20VanableCoefficient Std. Error t-StatisticProb.C-52 397491 133 619-0 0466630 9634X30 7411710 5Q905

31、51 4559730 1647X1-0.4326S21.701722-0.2S35730.7S04X20.0278 780.025477-1.0942790.2900R-squared0 615616Me3n dependant var1494 939Adjusted R-squarad0 S4m544S.D. depandent var11 6S.937S.E. of regression787.7263Akaike info criterion16.35303Sum squared resid9928178Schwarz criterion16 55218Lo9 likelihood-15

32、9 5303 F-statisticS 541675 Equation: (J IM TITLED Workfile: U N TITLE DUrrtitledLJWew | Froc| Dbject| Prtnt| Name | Freere | Bwte | ForenstI Sttte Rlds|Dependent Vanable: YMethod L白wst Squares Date: 06/07/1S Time: 20 00Sample: 1 990 2009Included observations 20VariableCoefficientStd Errort-Statistic

33、ProbC-41.297791：510072-0 0273480.9785X30 1838770.0533183 4486670 0033XI0.309SOS1.636SOO0.189309-0 0546580.BS22X4-4 35377879 654790 9571R-equared0 586926Mean dependent var1494.939Adjusted R-squared0 509474S D dependent var1165 937S.E. of regressionS1 6.941Akaike infoc ritenon16.42602Sum squared resic

34、t1Q669214Schw3rj criterion16 SP416Log likelihood-160.2SD2F-statistic7.577978課號：BB3J34A01課程名稱：金融實證分析方法閱卷教師：徐建軍班級：12金融2班 學(xué)號：124172224 姓名： 呂京績 成績： 由上表可知當(dāng)基本模型只引入一個變量時,可以看出在引入變量x2時，R2最優(yōu)而且此時的t為最大，而以x2和x3為變量的模型再引入其他變量時效果都不如此模型，最終得到最佳模型：y=-0.024719x2+0.6758961x3-334.2094t=(-1.109320) (1.530604) (-0.626369)R

35、2=0.568235 DW= 1.906815 F=13.502713.3計量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗異方差檢驗Goldfeld-Quant 檢驗將樣本安解釋變量排序并分成兩個樣本，中間去掉 4個Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/07/15 Time: 20:40Sample: 1990 1997Included observations: 8VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C901.2738890.57011.0120190.3580X20.0542360.0508031.0675

36、760.3345X3-0.8858151.041267-0.8507090.4338R-squared0.620994Mean dependent var668.6037Adjusted R-squared0.469391S.D. dependent var343.2727S.E. of regression250.0498Akaike info criterion14.16119Sum squared resid312624.4Schwarz criterion14.19098Log likelihood-53.64477F-statistic4.096199Durbin-Watson st

37、at1.105037Prob(F-statistic)0.088433圖3樣本一Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/07/15 Time: 20:50Sample: 2002 2009Included observations: 8VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-4338.9433315.541-1.3086680.2476X2-0.0843310.061819-1.3641690.2307X32.0692811.3628951.5182990.1894R-squar

38、ed0.504856Mean dependent var2289.654Adjusted R-squared0.306798S.D. dependent var1413.883S.E. of regression1177.181Akaike info criterion17.25963Sum squared resid6928780.Schwarz criterion17.28942Log likelihood-66.03852F-statistic2.549035Durbin-Watson stat1.469404Prob(F-statistic)0.172516圖4樣本二得到 F 統(tǒng)計量：

39、F = RSS2 / RSS=6928780./312624.4=2.16在5%勺顯著水平下，自由度為(9,9)的F分布的臨界值為 F0.05 (9, 9) =3.18.2.16 ,因此 拒絕異方差性假設(shè)，表明原模型不存在異方差性。序列相關(guān)性檢驗先進(jìn)行dw檢驗：Dependent Variable: LOG(Y)Method: Least SquaresDate: 06/07/15 Time: 21:46Sample (adjusted): 1990 2009Included observations: 20VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-3.5058042.161602-1.6218540.1