关键词不能为空

当前您在: 首页 > 财经 >

通联期货:上证指数的多因素分析

作者:admin
来源:http://www.ycssp0359.com/gupiao
日期:2020-10-25 02:34

股票停牌前-家电的股票

2020年10月25日发(作者:戴鹂亭)
《计量经济学》课程论文 第 1页
上证指数的多因素分析

——
专业年级:05级信管1班
小组成员: 李青 40511056
吴君超 40511053
指导教师:俞开志

论文结构图:——

问题的提出
上证指数的衡量
理论综述
数据性质的选择
影响因素的分析
模型形式的设计
确立模型
数据收集
回归估计
多重共线性
模型估计与调整
统计推断检验
计量经济学检验
伪回归检验
自相关
模型设定
异方差
结论与政策
性建议

《计量经济学》课程论文 第 2页
上证指数的多因素分析

【摘要】 本文主要通过对上证指数的变动进行多因素 分析,建立以上证指数为因变量,
以其它可量化影响因素为自变量的多元线性回归模型,并利用模型对上 证指数进
行数量化分析,就其影响因素提出我们对上证市场宏观调控有帮助的参考性意见。

【关键词】 上证指数 货币供给增长率 居民储蓄存款期末余额增长率 上交所投资者开
户数


一 、问题的提出

改革开放以来,中国经济飞速发展,强力带动了各行各业的健康发展,股
市也是如此。对我国股票市场 而言,最常用的也是最重要的衡量指标就是上证指
数。对这一指数进行分析,有利于深入了解股票市场的 动态,对其的多因素分析,
能更好地掌握证券市场的发展趋势。
“上证指数”全称“上海证券 交易所综合股价指数”,是国内外普遍采用的
反映上海股市总体走势的统计指标。上证指数由上海证券交 易所编制,于1991
年7月15日公开发布,以点为单位,基日定为1990年12月19日,基日提 数
定为100点。随着上海股票市场的不断发展,于1992年2月21日,增设上证A
股指数 与上证B股指数,以反映不同股票(A股、B股)的各自走势。1993年6
月1日,又增设了上证分类 指数,即工业类指数、商业类指数、地产业类指数、
公用事业类指数、综合业类指数、以反映不同行业股 票的各自走势。经过多年的
持续发展,上海证券市场已成为中国内地首屈一指的市场,上市公司数、上市 股
票数、市价总值、流通市值、证券成交总额、股票成交金额和国债成交金额等各
项指标均居首 位。至2004年12月底,上证所拥有3700多万投资者和837家上
市公司,上市证券品种996 个。上市股票市价总值26014.34亿元;2004年,上
市公司累计筹资达456.901亿元; 一大批国民经济支柱企业、重点企业、基础行
业企业和高新科技企业通过上市,既筹集了发展资金,又转 换了经营机制。
众所周知,在近10年来,中国股票市场历经了熊市到牛市的转变,其状态
《计量经济学》课程论文 第 3页
最基本的表现 方式就是上证指数的大幅波动,而这一指标又受政治、经济、社会、
政策、心理等多种因素的影响。因此 ,上证指数变动的主要影响因素有哪些?这
些因素对上证指数的具体影响程度怎样?如何利用这些因素加 强从宏观上对股
市的调控?这是我们研究的主要目的。

二 、理论综述
对于影响上证指数的各种因素,不同学者各有自己的看法。大多数研究认为,
影响我国上证指数的因素主 要有以下几方面:货币供应量M1,居民储蓄存款余
额,零售商品物价,国家政策因素,利率等等。①湘 财荷银基金管理有限公司总
经理林伟萌认为“制度性因素是个大问题”,比如股权分置问题,比如上市公 司
问题,比如一股独大问题。②2007年印花税、存款利率和存款准备金率的提高,
都引起了 股市不小的震荡,上证指数在其后出现一系列波动。

也有部分学者提出自己不同的观点 。邹艳芬指出:工业增加值增长率,外贸
进出口总额增长率,基本建设投资总额增长率,财政收入支出增 长率,金融机
构贷款余额增长率等等因素也会影响上证指数的变动。
总之,不同的人从不同的 角度有着不同的看法。下面主要就我们的看法和观
点,结合数据的易取得性,来建立关于上证指数多因素 分析的模型。


三 、模型设定
1、上证指数的衡量
上证指数作为国内外普遍采用的衡量中国证券市场表现的权威统计指标,其系列
包括上证30指数、上证 180指数、上证综合指数、A股指数、B股指数、分类指数在
内的股价指数系列,其中最早编制的为上 证综合指数。上证综合指数是以上海证券交
易所挂牌上市的全部股票为计算范围,以发行量为权数的加权 综合股价指数。由于上
证综合指数能够更好的反映整个市场的状态,因此我们最终选择了上证综合指数作 为
衡量上证指数的指标。
2、数据性质的选择
由于在2002年至今我国的经济一直保持稳定、持续增长,在这一大背景下,我们
《计量经济学》课程论文 第 4页
选择的变量G DP、M1货币供给量、居民储蓄存款额、消费价格指数、上交所开户数
都直接受其影响而表现出持续的 增长或下降,因此为避免由于这一因素的影响而造成
数据间虚假甚至错误的联系 ,我们最终采用了数据的相对数形式。
3、影响因素的分析

● GDP增长率:GDP是按市场价格计算的,它是一国所有常住单位在一定时期内
生产活动的最终成 果。西南证券的张仕元提出:“我们以1993
年的起始为基点,根据每年GDP的增长做了一个GDP 增长模拟
指数和上证指数做了一个对比,从这个指数我们可以看出,中
国整个股市这10年来应 该是围绕宏观经济增长比较相匹配的,
而且,股市是围绕价值中枢上下波动,虽然有时候会偏离。”
● M1货币供给增长率:宏观经济走势是影响证券市场大盘走势的最基本因素。
货币供给量是一个重要的宏观因素,它与股票价格一般
是呈正相关关系,即货币供给量增大使股票价格 上涨,
反之,货币供给量缩小则使股票价格下跌。据兴业证券
公司最近的一份研究报告显示,货 币供应量与大盘走势
显著相关。该报告认为,从流通中现金M。、狭义货币
M1、广义货币M2 与上证综合指数的相关性分析结果显
示,各项货币供应量指标均与上证综合指数显著相关,
相关 系数都达到0.8以上,其中,狭义货币M1与上证
综合指数的相关系数最大。
● 居民储蓄存款期末余额增长率:《上海证券报》刊登的《超储蓄现象亟需引起
重视》一文中有一图表 形象地描绘了1997年
至2002年居民储蓄与上证指数的变化情况,
反映出储蓄存款与股票 市场存在着一定的反
向关系,即每当股指处在高位时,居民存款的
增长速度就会降至低点。比如 说1999年5.19
行情之后,居民储蓄存款的增长速度逐渐下滑,
而股指却一直处于扬升状 态中。但从2000年
《计量经济学》课程论文 第 5页
10月份之后,也就是沪综指开始高位滞涨之
后,居民储蓄存款的增长幅度再度扬升。
● 全国居民消费价格总指数:居民消费价格总指数是反映一定时期(年、季、月)内城市、农村居民所购买消费品价格和服务项目价
格变动趋势、变动程度的相对数。
● 上交所投资者开户数: 截至2007年1月18日,沪深两市账户总数达到8001.47
万户, 其中个人投资者帐户7348.66万户,机构投资者
36.65万户。在总账户超越8000万的同时 ,市场指数
也在资金的推动下被不断刷新。



4、模型形式的设计
用Eviews对Y与X1,X2,X3,X4,X5之 间的关系做散点图,发现Y与这些变
量间基本都呈简单线性相关,所以建立多元线性模型。
《计量经济学》课程论文 第 6页
20000< br>16000
12000
8000
M1
CXCK
JGZS
KHS
SZZS
4000
0
8.08.48.89.29.610.0GDP
10.811.6


5、确立模型
Y=β
0
+ β
1
X
1t
+ β
2
X
2t
+ β
3
X
3t
+ β
4
X
4t

5
X
5t
+ U
t

Y ---- 上证指数
X1 ---- GDP同比增长率
X2 ---- M1货币供给量同比增长率
X3 ---- 居民储蓄存款期末余额同比增长率
X4 ---- 全国居民消费价格总指数
X5 ---- 上交所投资者开户数

四 、数据的收集
本文收集了我国从2002年3季度至2007年3季度之间的21个季度数据,如下表
1所示:
表1 我国20023~~20073的统计数据


居民储蓄存款
指标

时间
2002Q3
2002Q4
2003Q1
2003Q2
2003Q3
2003Q4
2004Q1
2004Q2
上证指数

Y
1581.62
1357.65
1510.58
1486.02
1367.16
1497.04
1741.62
1399.16
GDP同比增长率
%
X1
8.3
9.1
10.3
9.2
9.3
10
9.8
9.7
M1货币供给期末余额同比
同比增长率%
X2
15.9
16.82
20.12
20.24
18.51
18.7
20.1
16.2
X3
18.09
17.83
20.12
19.54
19.91
19.22
18.3
16.5
全国居民消费上交所投资者
X4
99.3
99.6
100.9
100.3
101.1
103.2
103
105
X5
10620.49
10677.79
10733.8
10798.49
10856.7
10906.62
11000.98
11095.2
增长率% 价格总指数% 开户数(万户)
《计量经济学》课程论文 第 7页
2004Q3
2004Q4
2005Q1
2005Q2
2005Q3
2005Q4
2006Q1
2006Q2
2006Q3
2006Q4
2007Q1
2007Q2
2007Q3

1396.7
1266.5
1181.24
1080.94
1155.61
1161.06
1298.3
1672.21
1752.42
2675.47
3183.98
3820.7
5552.3
9.5
10.1
10.5
10.5
10.4
10.4
10.4
11
10.8
10.7
11.1
11.5
11.5
13.7
13.6
9.9
11.25
11.64
11.78
12.7
13.9
15.7
17.48
19.8
20.92
22.07
14.44
15.38
15.54
16.3
18.06
17.98
18.23
17.12
15.99
14.56
12.81
9.38
6.87
105.2
102.4
102.7
101.6
100.9
101.6
100.8
101.5
101.5
102.8
103.3
104.4
106.2
11147.91
11336.07
11387.35
11438.2
11499.11
11555.69
11436.66
11598.05
11780.72
11983.53
12992.48
15432.01
17987.89
资料来源:WIND数据库
中国统计年鉴
注:同比增长率均以2002Q1为基期

五 、模型的估计与调整
1、用Eviews对模型Y=β
0
+ β
1
X
1t
+ β
2
X
2t
+ β
3
X
3t
+ β
4
X
4t

5
X
5t
+ U
t
进行OLS
回归,得到如下结果:
表 2

Dependent Variable: Y
Method: Least Squares
Date: 120207 Time: 12:35
Sample: 2002Q3 2007Q3
Included observations: 21


Variable


C
X1
X2
X3
X4
X5

R-squared

Adjusted R-squared
S.E. of regression
Sum squared resid
Log likelihood
Durbin-Watson stat


Coefficient


2762.469
28.70192
104.8961
-111.5015
-48.33781
0.326895


Std. Error


4685.682
89.35843
16.90178
42.85359
39.70379
0.085147







t-Statistic


0.589555
0.321200
6.206214
-2.601917
-1.217461
3.839168







Prob.


0.5643
0.7525
0.0000
0.0200
0.2422
0.0016


1863.728
1097.029
13.83221
14.13064
99.27271
0.000000


0.970667 Mean dependent var
0.960889 S.D. dependent var
216.9542 Akaike info criterion
706037.0 Schwarz criterion
-139.2382 F-statistic
2.314602 Prob(F-statistic)
《计量经济学》课程论文 第 8页











2、统计推断检验
2
通 过回归结果可知:R=
0.970667可决系数很高,说明模型对样本数据的整体拟
合优度很 好,可解释被解释变量Y大约97.1%的变动;
F统计量=99.27271,也说明回归方程显著 ,即“
上证指数”、“GDP同比增长率”、
“M1货币供给量同比增长率”、“居民储蓄存款 期末余额同比增长率”、“全国居民消
费价格总指数”、“上交所投资者开户数”这些变量联合起来对上 证指数Y具有显著
影响;
变量X2,X3,X5的t检验值较显著,但X4
全国居民 消费价格总指数的系数符
号为负,与预期相反,且X1、X4的t检验值不够显著。综上所述,模型中很 可能存
在多重共线性。

3、计量经济学检验
●多重共线性
首先,检验各个解释变量间的相关性,其相关系数矩阵如下:

表 3

X1
X2
X3
X4
X5


通过相关系数矩阵可知,部分变量间的具有很强的相关性,证实确实存在较严重
X1
1
0.06304272
83909342 1
-0.6454152-0.2585361
37391725 06687855
876487
573626
2907564
3504233
1
70557319
13995923
0.693973640.41605209-0.9078340
1
619452
0.490215060.26278039-0.72510720.62342713
1
X2 X3 X4
876487
2907564
X5
573626
3504233
0.06304272-0.64541520.6 93973640.49021506
83909342 37391725
06687855
-0.25853610.416052090.26278039
-0.9078340-0.7251072
70557319 13995923
0.62342713
619452
的多重共线性。采用逐步回归法进行修正,过程如下:
表4 一元回归结果

变量
参数估计值

t统计量

R
2


调整R
2




X1

X2

X3
-282.2736

-7.354194

0.740026

0.726343


X4
352.802

3.215682

0.352433

0.318351


X5
0.587481

12.16592

0.886234

0.880246

787.8438 190.9246

3.154663 3.57546

0.343739 0.402213

0.309199 0.370751

《计量经济学》课程论文 第 9页
其中,加入X 5的方程调整
R
最大,以X5为基础,顺次加入其他变量逐步回归,
结果如下:
表5 加入新变量的回归结果(一)
变量
变量
X5、X1

X5、X2
X1

-173.7108
(-1.218043)










88.2975
(5.480432)




X2





X3





X4

X5

0.643465
(9.71554)
0.511329
(15.3102)
0.569398
(4.81642)
0.583175
(9.193762)
调整R
2


0.883219

0.952632

0.873792

0.873677

2
X5、X3
-10.47341
(-0.168488)


6.577871
(0.108895)
X5、X4


经比较,新加入X2的方程调整R
2
=0.952632,改进最大, 而且各参数的t检验显著,
选择保留X2,再加入其他新变量逐步回归,结果如下:
表6 加入新变量的回归结果(二)
变量
变量
X2、X5、X1
X2、X5、X3

X2、X5、X4

X1

X2



X3



X4

X5

0.512234
(10.09424)
0.356917
(4.92298)
0.507668
(11.97841)
调整R
2


0.949848

0.962047

0.94991

-2.411986 88.15002
(-0.024226) (4.991334)




99.38993
(6.546539)
88.28581
(5.32866)
-83.89302
(-2.337819)


5.607961
(0.147431)

经比较,新加入X3的方程调整R
2< br>=0.962047,改进最大,而且各参数的t检验显著,
选择保留X3,再加入其他变量逐步 回归,结果如下:
表7 加入新变量的回归结果(三)
变量
变量
X1

X2

100.0691
(6.000812)
X3

-84.16994
(-2.271877)
X4



X5

0.352466
(4.20853)
调整R
2


0.95971

0.963081
X2、X3、X5、
10.50861
(0.117523)
X1

X2、X3、X5、
X4


102.88-109.5604 -46.20511 0.339839
(6.747583) (-2.657995)
(-1.214908) (4.663348)
经比较,加入X1后调整R
2
反而变小;加入X4后调整R< br>2
增加不大, X4的参数t检
验值也不很显著,甚至符号相反。因此,最后修正的多重共线性影响的回归结果为:
《计量经济学》课程论文 第 10页
Y=-2602.916 + 99.38993 X
2t
– 83.89302 X
3t
+ 0.356917 X
5t

(1331.654) (15.18206) (35.88517) (0.0725)
t = (-1.954649) (6.546539) (-2.337819) (4.92298)
R
2
=0.96774 调整R
2
=0.962047 F=169.9911 DW=1.82024
经济意义:对上证指数影响的因素主要有M1货 币供给量同比增长率、居民储蓄存款期
末余额同比增长率以及上交所投资者开户数。且有,在其他因素不 变的情况下,M1货币供给
量同比增长率每增长一个单位,上证指数平均增长99.38993点;全国 居民储蓄存款期末余
额同比增长率每增长一个单位,上证指数平均降低83.89302点;上交所投资 者开户数每增加
1万户,上证指数平均增长0.356917点。

●自相关性
对回归结果,执行view ? Residual Tests? Correlogram-Q-Statistics,得到如下:
表 8
Included observations: 21


Autocorrelation

.**| .

|
. *| . |
. |**. |
.**| . |
. |**. |
. *| . |
***| . |
. |* . |
. | . |
.**| . |
. | . |
. | . |




Partial Correlation

.**| .

|
. *| . |
. |**. |
.**| . |
. |**. |
.**| . |
.**| . |
. *| . |
. |* . |
.**| . |
.**| . |
. *| . |






AC

PAC

Q-Stat

Prob



-0.220

-0.220

1.1671

0.280

1
2 -0.129 -0.187 1.5925 0.451
3 0.290 0.234 3.8490 0.278
4 -0.266 -0.193 5.8527 0.210
5 0.218 0.237 7.2845 0.200
6 -0.097 -0.197 7.5884 0.270
7 -0.392 -0.315 12.888 0.075
8 0.187 -0.141 14.190 0.077
9 0.017 0.101 14.202 0.115
10 -0.253 -0.222 17.023 0.074
11 0.002 -0.193 17.023 0.107
12 -0.045 -0.090 17.131 0.145











从表中
Partial Correlation
可知,模型在1—12阶内都不存在自相关。且样本容量n =21,
解释变量个数k =3 ,DW=1.82024,查DW统计表可知,d
L
=1.026 , d
U
=1.699 ,所以
d
L
<=DW<= d
U
。综上,认为该模型中没有自相关。

● 异方差性
由于采用的是小样本,所学对异方差的检验方法基本都不适用,因此我 们暂且通过
残差图形分析来判断,但是残差图形分析只能粗略表示模型中是否有异方差。通过图形
可知,该模型不存在异方差。
《计量经济学》课程论文 第 11页
70000 00
6000000
5000000
4000000
E
2
3 000000
2000000
1000000
0
810121416
M1
18202224


7000000
6000000
5000000
4000000
E
2
3000000
2000000
1000000
0
68101214
CXCK
16182022

7000000
6000000
5000000
40000 00
E
2
3000000
2000000
1000000
0
120000
KHS


尽管用Goldfeld-Quanadt 检验方法检验模型是否存在异方差的可靠性不是很高,
但鉴于知识水平限制,我们还是选用了此法检验模 型是否存在异方差。首先将观测值按
解释变量X2(M1货币供给量同比增长率)的大小顺序排序(升序 排列);其次,将排列
《计量经济学》课程论文 第 12页
在中间的3 个观察值删除掉,再将剩余的观测值分为2部分,每部分观察值9个;提出
原假设H
0
:两部分数据的方差相等;最后分别对上述两部分做回归,得到两部分的残差
和分别是288967.4 和88293.58,如下表所示:

表 9
Dependent Variable: SZZS
Method: Least Squares
Date: 120507 Time: 16:50
Sample: 1 9
Included observations: 9


Variable


C
M1
CXCK
KHS

R-squared

Adjusted R-squared
S.E. of regression
Sum squared resid
Log likelihood
Durbin-Watson stat




Coefficient


-4838.517
93.75581
-37.24776
0.488070


Std. Error


3461.280
31.95812
44.34493
0.351140








t-Statistic


-1.397898
2.933709
-0.839955
1.389958







Prob.


0.2210
0.0325
0.4392
0.2232


1329.442
236.6808
12.91796
13.00562
6.792660
0.032527






0.802979 Mean dependent var
0.684766 S.D. dependent var
132.8861 Akaike info criterion
88293.58 Schwarz criterion
-54.13084 F-statistic
2.259104 Prob(F-statistic)






表 10
Dependent Variable: SZZS
Method: Least Squares
Date: 120507 Time: 17:13
Sample: 13 21
Included observations: 9


Variable


C
M1
CXCK
KHS

R-squared

Adjusted R-squared
S.E. of regression
Sum squared resid
Log likelihood


Coefficient


813.6873
-19.97695
-124.0399
0.324068


Std. Error


2512.539
99.11410
74.67977
0.164798







t-Statistic


0.323851
-0.201555
-1.660957
1.966452







Prob.


0.7592
0.8482
0.1576
0.1064


2537.208
1432.587
14.10361
14.19127
93.02938


0.982400 Mean dependent var
0.971840 S.D. dependent var
240.4028 Akaike info criterion
288967.4 Schwarz criterion
-59.46625 F-statistic
《计量经济学》课程论文 第 13页
Durbin-Watson stat


2.442715 Prob(F-statistic)






0.000083



得到F统计量=288967. 4(9-3)÷88293.58(9-3)=3.2728,在显著性水平α=0.05的条件
下查F 分布表得F(6,6)=4.28,所以F=3.2728<4.28,即接受原假设,认为模型不存在异方差。

4、 伪回归检验
所谓“伪回归”,是指变量间本来不存在有意义 的关系,但回归结果却得出存在有意
义关系的错误结论。在20世纪70年代,Grange、Newb old研究发现,造成伪回归的根
本原因在于时间序列变量的非平稳性。他们用Monte Carlo 模拟方法研究表明,如果用
传统回归分析方法对彼此不相关联的非平稳变量进行回归,t检验值和F检验 值往往倾
向于显著,从而得出“变量相依”的“伪回归结果”。因此,必须对经济变量时间序列的
平稳性与非平稳性进行判断,才能认定所得模型是否是有意义的。

首先,对 模型中各个经济变量的时间序列进行ADF单位根检验(先通过图形判断其
有无截距项和时间趋势,再进 行ADF检验),以判断其序列是否平稳。

上证指数时间序列单位根检验 表 11
Null Hypothesis: SZZS has a unit root
Exogenous: Constant, Linear Trend
Lag Length: 3 (Automatic based on SIC, MAXLAG=4)


















t-Statistic


-4.711388
-4.616209
-3.710482
-3.297799




Prob.*


0.0084









Augmented Dickey-Fuller test statistic
Test critical values:






1% level
5% level
10% level



M1货币供给量同比增长率时间序列的单位根检验
表 12
Null Hypothesis: M1 has a unit root
Exogenous: Constant, Linear Trend
Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=4)


















t-Statistic


-3.605619
-4.498307
-3.658446
-3.268973




Prob.*


0.0551









Augmented Dickey-Fuller test statistic
Test critical values:






1% level
5% level
10% level



全国居民储蓄存款期末余额同比增长率的单位根检验
表 13
《计量经济学》课程论文 第 14页
Null Hypothesis: CXCK has a unit root
Exogenous: Constant
Lag Length: 1 (Automatic based on SIC, MAXLAG=4)


















t-Statistic


-3.244655
-3.831511
-3.029970
-2.655194







Prob.*


0.0330







Augmented Dickey-Fuller test statistic
Test critical values:






1% level
5% level
10% level



上交所投资者开户数单位根检验
表 14
Null Hypothesis: KHS has a unit root
Exogenous: Constant
Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=4)


















t-Statistic


0.034313
-3.808546
-3.020686
-2.650413




Prob.*


0.9514










Augmented Dickey-Fuller test statistic
Test critical values:




1% level
5% level
10% level



通过单位根检验可知,在显著性水平α=0.05的条件下,上证指数 和全国居民储
蓄存款期末余额同比增长率的时间序列是平稳的,但是M1货币供给量同比增长率和
上交所投资者开户数的时间序列是非平稳的,但是二者的一阶差分序列都是平稳的,
即他们都是一阶单 整的。其一阶差分序列的单位根检验如下:

M1货币供给量同比增长率一阶差分时间序列的单位根检验
表15
Null Hypothesis: D(M1) has a unit root
Exogenous: Constant, Linear Trend
Lag Length: 1 (Automatic based on SIC, MAXLAG=4)


















t-Statistic


-5.091717
-4.571559
-3.690814
-3.286909




Prob.*


0.0038









Augmented Dickey-Fuller test statistic
Test critical values:





1% level
5% level
10% level



上交所投资者开户数一阶差分序列的单位根检验 表16

Null Hypothesis: D(KHS) has a unit root
《计量经济学》课程论文 第 15页
Exogenous: Constant
Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=4)



















t-Statistic


-3.390746
-3.831511
-3.029970
-2.655194





Prob.*


0.0246







Augmented Dickey-Fuller test statistic
Test critical values:




1% level
5% level
10% level



因为这2个经济变量的时间序列是一阶单整的,而原序列 是非平稳的。因此对模
型进行协整检验。若可以通过协整检验,说明模型中涉及的经济变量存在长期均衡 关
系。
生成残差序列:
Resid残差序列 表17

39.555369621
1
2
3
4
5
6
7
8
9
10

2942
-149.3115721
98643
12.508254194
9469
-22.86213585
03178
86.396197966
1121
-238.0475675
67999
-129.4885126
65837
190.31421182
4921
-68.37478619
42375
331.22825380
92

20
21
19
18
17
16
15
14
13
12
11
-183.8706426
56561
-26.44400728
37888
485.40780324
8294
-74.26152289
96151
-38.96908298
91979
256.40907540
8053
-44.39524302
57214
-29.37669529
77389
-137.6103908
51785
-376.6501756
90595
117.84316909
9222

检验残差序列的平稳性:残差序列存在截距项,没有时间趋势。
《计量经济学》课程论文 第 16页
500400
300
200
100
0
-100
-200
-300
-400
24681012
U
14161820

单位根检验:
Null Hypothesis: U has a unit root
Exogenous: Constant





Prob.*


0.0004





Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=3)


















t-Statistic


-5.283303
-3.808546
-3.020686
-2.650413




Augmented Dickey-Fuller test statistic
Test critical values:




1% level
5% level
10% level



残差序列通过了单位根检验,因此模型中 的被解释变量和解释变量间存
在协整关系,即他们存在长期均衡关系。其误差修正模型为:
DY=
9.285406582
+
64.1521325
*DX
2t

60.53214809
*DX
3t
+
0.433009236*

DX
5t

0.5580438834*E(-1)

六 、结论与政策建议
●综上,上证指数和M1货币供给量同比增长率,全国居民储蓄存款期末余额同
比增长率,上交所投资者 开户数之间存在长期均衡关系。这种长期关系是在短期动态
过程的不断调整下得以维持。在这三个影响因 素中,宏观因素——M1货币供给量同
比增长率、全国居民储蓄存款期末余额同比增长率——对上证指数 的影响更为显著。
说明股市的变动受国家政策等宏观因素的影响是投资者不可忽略的重要因素。

●本文没有考虑政策因素对上证指数的影响,但是实 际情况中政策因素是影响上
证指数的一个重要因素,且影响是非常大的,是证券投资者不可忽略的因素。 对上证
指数收益率的实证分析结果表明,短期而言,基本面因素对上证指数日收益率的影响
很小 ,技术面因素的贡献率达到26.4%,政策因素的影响约占70%;从中长期角度看,
基本面因素的影 响约占22%,政策面因素的作用依旧是最大的,它的贡献率达到75%
以上。因而我国股市基本上还是 一个政策市,价值型投资者中长期也要重点关注政策
《计量经济学》课程论文 第 17页
面的总体动 向,要求管理层政策的出台和变动能使市场形成相对准确的预期,使得政
策对股市波动的直接影响转化为 间接的指导作用。

●居民储蓄存款是政府对股市进行调控的一个很有效的手段。它受很多因素的影
响, 主要包括: (1) 国民收入水平, 国民收入水平越高, 说明居民部门的收入水
平也越高. 进而影响居民可支配收入. 因此它对居民金融储有一个正的影响。(2)
经济增长率, 它是居民对未来的收入有一个较高水平的预期, 因此可以鼓励居民消
费. 这对居民金融储有一个负的 影响。(3)银行存款实际利率和通货膨胀率,利率对
居民储蓄率的影响为正.通货膨胀率对居民储蓄率 的影响为负。但是利率和通货膨胀
率对总体意义上的居民储蓄率(计算时含实物形式储蓄) 影响不显著 。对居民金融储蓄
率影响显著。(4)居民的消费观念。居民对于收入的处理受当消费支出的影响, 当收
入总量一定时,储蓄的金额与消费的金额呈反方向变化。 (5)社会保障与信贷约束。
当社会保障制度完善时,居民储蓄额会相对来说控制在较低的水平。 (6 )股票市场的
完善程度.它直接体现为股票的投资风险,储蓄型居民追求安全。并且不追求流动性.从< br>而影响居民的投资行为。另外股市的发展状况也会影响居民储蓄。 因此,可以通过以
上途径调节居民储蓄存款,以便使得股市能够健康良好的运行:


●通过货币政策——紧缩性政策、扩张性政策,在不同时期采用相适应的 货币政
策,来调节股市。尤其在出现通货膨胀现象时,可以根据货币政策的传导机制,充分
利用 利率这一中间指标,达到降温的目的。所谓货币政策的传导机制是指一定的货币
政策工具,如何引起社会 经济生活的某些变化,最终实现预期的货币政策目标。对货
币政策传导机制的分析,在西方主要有凯恩斯 学派和货币学派。凯恩斯学派的主要思
路:通过货币供给的增减影响利率,利率的变化通过资本边际效益 的影响使投资以乘
数方式增减,而投资的增减会进而影响总支出和总收入。凯恩斯学派传导机制理论的< br>特点是对利率这一中介指标特别重视。

参考文献:
邹艳芬《上证指数的主要影响因素分析》
张岷 张桂霞《我国城市居民银行储蓄与上证指数变化的实证分析》
WIND数据库
中国统计年鉴

股票老是亏-股票赚钱截图


雄帝股票代码-喜旺股票


如何选好的股票-股票写手


股票行业排名-关于药的股票


富侨股票代码-新股票涨停


兴柜股票-古井贡b股票


物业股票-股票可抛出多少


氢气股票-上汽集团股票怎么样



本文来自网络,不代表本网站立场,转载请注明出处:http://www.ycssp0359.com/gupiao/5147.html

你可能关注的内容

  • 股票入门基础知识--名词解释(2)

    平庄能源股票-钴业概念股票 2020年11月19日发(作者:武高山) 页眉内容 股票入门基础知识——名词解释(二) 从零计划开始学习股票知识,红学堂开启零计划,零基础零费用让股民朋友

    股市
  • 炒股开户要什么手续?

    生益科技股票-重生之股票人生 2020年11月19日发(作者:霍士廉) 炒股就是从事股票的买卖活动。炒股的核心内容就是通过证券市场的买入与卖出 之间的股价差额,获取利润。随着股市的

    股市
  • 股市“白马”

    西山煤电000983-玩股票忌讳 2020年11月19日发(作者:平思忠) 股市“白马” 《支点》记者 何辉 【摘 要】在A股市场,格力电器、伊利股份、万科A是股民公认的白马股,近5 年的平均销售毛利

    股市
  • 如何判断股票的价值2

    股票600435-股票买入战法 2020年11月19日发(作者:熊向晖) 如何判断股票的价值2 如何判断股票的价值 股票的内在价值 股票市场中股票的价格是由股票的内 在价值所决定的,当市场步入调

    财经
  • 我的股票交易体系.

    中国海诚股票-北圹科技股票 2020年11月19日发(作者:郎官勤) 我的股票交易体系 投资目标: 确定目标并尽力完成才能获得股市投资的幸福感,不茫然彷徨,不一味贪多。对 于大资金追求每月

    财经
  • 税制改革助推经济创新发展

    韵达股份-铅价股票 2020年11月19日发(作者:上官清) 税制改革助推经济创新发展 本刊记者|张蕊 【期刊名称】中国财政 【年(卷),期】2017(000)007 【总页数】2 创新是发展的不竭动力,唯有

    股市