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1、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(doc 34頁(yè))江西師范大學(xué)科學(xué)技術(shù)學(xué)院計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)期末考核論文題目:有關(guān)影響我國(guó)股票價(jià)格指數(shù)的因素的計(jì)量分析專(zhuān)業(yè):10級(jí)國(guó)際經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易班級(jí):一班學(xué)號(hào):1002021010姓名:范倩如時(shí)間:2021年1月目錄摘要 -1Abstract n引言5一、數(shù)據(jù)的選取 6二、影響股價(jià)指數(shù)主要要素的關(guān)聯(lián)度雙變量分析16三、影響股價(jià)指數(shù)主要要素的關(guān)聯(lián)度多變量分析19四、模型設(shè)定誤差分析 20五、模型結(jié)構(gòu)穩(wěn)定性檢驗(yàn) 22六、模型多重共線性診斷及補(bǔ)救 27七、模型自相關(guān)診斷及補(bǔ)救 29八、預(yù)測(cè)模型選擇 31九、小結(jié)與建議 32十、參考文獻(xiàn) 33摘要股價(jià)指數(shù)是國(guó)民經(jīng)濟(jì)的“
2、晴雨表,本文選取我國(guó)近22年來(lái)有關(guān)股票價(jià)格指數(shù)上證綜合指數(shù)、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP、貨幣供給量Mi、人民幣匯率100 美元對(duì)人民幣及年平均利率的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù),并運(yùn)用計(jì)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(yùn)用一些相關(guān)分析方法對(duì)所建模型進(jìn)行分析,以更好的說(shuō)明因素間的關(guān)系,即上證綜合指數(shù)受?chē)?guó)內(nèi)生產(chǎn)總值 GDP、貨幣供給量Mi、 人民幣匯率、年平均利率的影響及影響程度,詣在為后續(xù)的研究工作提供參考。 關(guān)鍵詞:上證綜合指數(shù);國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值;貨幣供給量;人民幣匯率;年平均利 率;AbstractThe price index is a “barometer" of the national eco
3、nomy, we choose our nearly 22 years on the stock price index (Shanghai Composite Index), domestic product ion the gross(GDP),m oney supply(m 1 ),the RMB excha ngerate ($100 )and the average annual interest rate statistic ,and the use of econo metric an alysis ,to establish the appropriate regressi o
4、n model analysis of the model as well as the use of correlation analysis methods, in order to better illustrate the relati on ship betwee n the factors by the gross domestic product(GDP),m oney supply( m 1 ), the RMB excha nge rate ,the average annual interest rate the degree of impact and in flue n
5、ee ,it is that provide a refere nee for subseque nt research.Key Words: Shanghai Composite Index ; domestic production the gross(GDP) ; moneysupply( m 1) ; the RMEfexchange rate ($100 ) ; the average annual in terest rate.引言我國(guó)股票市場(chǎng)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(guó)經(jīng)濟(jì)格局中重要組成局部。 但是,相對(duì)于國(guó)外成熟的股票市場(chǎng),我國(guó)股 市開(kāi)展過(guò)程
6、中表現(xiàn)出許多特有問(wèn)題, 例如:政策影響嚴(yán)重、國(guó)有股法人股不能上市流通、投機(jī)性強(qiáng)、股價(jià)波動(dòng)幅度較大等。這些問(wèn)題常常會(huì)使政府難以有效股市 脈搏,也使投資者無(wú)所適從,這就需要我們?cè)趯?duì)中國(guó)股價(jià)波動(dòng)規(guī)律進(jìn)行深入了解 的根底上分析影響股價(jià)波動(dòng)的主要原因,以便于監(jiān)管機(jī)構(gòu)有的放矢地采取一些切 實(shí)可行的對(duì)策,也是投資者了解股價(jià)波動(dòng)的原因, 據(jù)此預(yù)測(cè)未來(lái)股價(jià)走勢(shì),減少 操作的盲目性,倡導(dǎo)理性投資。因此,對(duì)我國(guó)這個(gè)新興股票市場(chǎng)的價(jià)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(shí)際意義。對(duì)此,本文選取我國(guó)近22年來(lái)有關(guān)股票價(jià)格指數(shù)上證綜合指數(shù)、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP、貨幣供給量m、 人民幣匯率100美元對(duì)人民幣及年平均利
7、率的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù),并運(yùn)用計(jì)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(yùn)用一些相關(guān)分析方法對(duì)所建模型進(jìn)行分 析,以更好的說(shuō)明因素間的關(guān)系,即上證綜合指數(shù)對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值 GDP、貨 幣供給量M、人民幣匯率、年平均利率的影響關(guān)系。、數(shù)據(jù)的選取我們選擇了上海證券交易所1990-2021年度的數(shù)據(jù)來(lái)代表中國(guó)的股價(jià)指數(shù),原因在于:上海證券交易所上市的公司大多數(shù)為大型的國(guó)有企業(yè),而深圳證券交易所所上市的公司主要為小型的合資、外向型企業(yè)。上海證券交易所與深圳證券 交易所的股價(jià)指數(shù)具有較強(qiáng)的正相關(guān)關(guān)系。另外,我們還選取了貨幣供給量M、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP、人民幣匯率100美元對(duì)人民幣、年平均 利率作為解釋變量,所查
8、數(shù)據(jù)如下:年份上證綜合指數(shù)YM1(億元)X2GDP(億元)X3人民幣匯率 100美元X4年平均利率(% ) X51990127.616950.718667.8478.387.561991292.758633.321781.5532.337.561992780.3911731.526923.5551.467.561993833.8016280.435333.9576.2010.081994647.8720540.748197.9861.8710.981995555.2923987.160793.7835.1010.981996917.0228514.871176.6831.428.3251997
9、1194.1034826.378973.0828.985.6719981146.7038953.784402.3827.914.5919991366.5845837.389677.1827.832.2520002073.4853147.299214.6827.842.2520011645.9759871.6109655.2827.702.2520021357.6570881.8120332.7827.701.9820031497.0484118.6135822.8827.701.9820041266.5095969.7159878.3827.682.2520051161.06107278.81
10、84937.4819.172.2520062675.47126035.1216314.4797.182.5220075261.56152560.1265810.3760.403.46520211820.81166217.1314045.4694.513.0620213277.14220001.5340902.8683.102.2520212808.08266621.3401202.0676.952.5020212199.40289847.7471563.7630.093.25資料來(lái)源:?中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒?、影響股價(jià)指數(shù)主要要素的關(guān)聯(lián)度雙變量分析一上證綜合指數(shù)與貨幣供給量M的關(guān)聯(lián)度分析為了更好的進(jìn)行
11、對(duì)上證綜合指數(shù)和貨幣供給量 (m J的關(guān)聯(lián)度分析,我們選取全 國(guó)1990-2021年的統(tǒng)計(jì)資料,如表1所示。表1 1990-2021年全國(guó)上證綜合指數(shù)與貨幣供給量(MJ年份上證綜合指數(shù)貨幣供給量(MJy LnYX2LnX21990127.616950.74.8489798.8465981991292.758633.35.6793199.0633821992780.3911731.56.6597949.3700331993833.8016280.46.7259949.6977171994647.8720540.76.473699.9301641995555.2923987.16.3194910.
12、085271996917.0228514.86.82112910.2581819971194.1034826.3*7.08514810.4581319981146.7038953.77.04464410.5701319991366.5845837.37.22006710.7328520002073.4853147.27.63698410.8808220011645.9759871.67.40608510.9999620021357.6570881.87.21351111.1687720031497.0484118.67.31124511.3399820041266.5095969.77.144
13、01211.4717920051161.06 :107278.87.05708911.5831920062675.47126035.17.8918811.7443220075261.56152560.18.56818311.9353120211820.81 166217.17.50703712.0210520213277.14220001.58.09472612.3013920212808.08266621.37.94025612.4935820212199.40289847.77.6959412.57711我們建立二元回歸模型LnY b1 b2lnX2 e相關(guān)計(jì)算數(shù)據(jù)參照于表1, 把上證綜合
14、指數(shù)作為被解釋變量 丫,貨幣供給量(mJ作為解釋變量X2,運(yùn)用統(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3和表4所示。表2模型匯總模型RR方調(diào)整R 方標(biāo)準(zhǔn)估計(jì) 的誤差1.870a.757.745.411812266a.預(yù)測(cè)變量:(常量),LnX2表 3 Anova模型平方和df均方FSig.1回歸10.566110.56662.301.000a殘差3.39220.170總計(jì)13.95721a. 預(yù)測(cè)變量:(常量),LnX2b. 因變量:LnY表4系數(shù)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(>*).049.898.055.957LnX2.
15、648.082.8707.893.000a.因變量:LnY據(jù)此,可得該回歸模型各項(xiàng)數(shù)據(jù)為:X2 y2X2衛(wèi)=0.648X2 2b1 = y b2X2 = 0.04922 = e =0.170n 2Var(b1)=2X22 =0.806404X2 X2Varb22(X2 X2)2=0.006724Sebl、Var(bJ =0.898Se b2Var(b2)=0.082t bl=0.055Se(bi)t b2®= 7.893SgR22(y也=0.7572(y y)df模型為:y=0.049+0.648 x2 e,令 =0.1,我們提出如下假設(shè):H0 Bi = 0 , Y= B+BX+yi
16、y= b+卜茨+ et(bi)(20)在 水平下,t檢驗(yàn)的拒絕域?yàn)椋篨, 1.325和1.325 ,+d,所以t b1落在非拒絕域中,不拒絕原假設(shè);t b£落在拒絕域中,拒絕原假設(shè),即X2對(duì)于模型有意義。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,貨幣供給量每變動(dòng)1%將引起上證綜合指數(shù)變動(dòng)0.648%。并且,該模型反映了 75.7%的真實(shí)情況。(二)上證綜合指數(shù)與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)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)和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值 (GDP)的關(guān)聯(lián)度分析,我們選取 全國(guó)1990-2021年的統(tǒng)計(jì)資料,如表5所示。表5 1990-2021年全國(guó)上證綜合指數(shù)與
17、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值年份上證綜合指 數(shù)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDPyLnYxLnX31990127.6118667.8:4.8489799.8345551991292.7521781.55.6793199.9888161992780.3926923.56.65979410.200751993833.8035333.96.72599410.47261994647.8748197.96.4736910.783071995555.2960793.76.3194911.015241996917.0271176.66.82112911.17292:19971194.1078973.07.08514811.27686199
18、81146.7084402.37.04464411.3433519991366.5889677.17.22006711.4039720002073.4899214.67.63698411.5050420011645.97109655.27.40608511.605120021357.65120332.77.21351111.6980220031497.04135822.87.31124511.8191120041266.50159878.37.14401211.9821720051161.06184937.47.05708912.1277720062675.47”16314.4,.891881
19、2.2844920075261.56265810.38.56818312.4905420211820.81314045.47.50703712.6572920213277.14340902.88.09472612.73935:20212808.08401202.07.94025612.9022220212199.4471563.77.6959413.06381我們建立二元回歸模型LnY= bi+ b2 Ln%+ e相關(guān)計(jì)算數(shù)據(jù)參照于表1,把上 證綜合指數(shù)作為被解釋變量 丫,國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP作為解釋變量X3,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 6表7 和表
20、8所示。表6模型匯總模型RR方調(diào)整R 方標(biāo)準(zhǔn)估計(jì) 的誤差1.861 a.742.729.424564306a.預(yù)測(cè)變量:(常量),LnX&表 7 Anova b模型平方和df均方FSig.1回歸殘差10.3523.60512010.352.18057.431.000a總計(jì) | 13.957 |21a. 預(yù)測(cè)變量:(常量),LnXsb. 因變量:LnY表8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)LnX-1.585.7521.151.099.861-1.3787.578.183.000a.因變量:LnY據(jù)此,可得該回歸模型各項(xiàng)數(shù)據(jù)為:X3yX3 yb2一11=
21、0.7522X32X3nb1yb2X3 一 -1.58522e =0.180n2Seb1VarQ) =1.151Seb2一Var(b2) =0.099t b1bi-=-1.378Se(b1)t b2b2=7.578Se(b2)R2(y=0.742(y y)df = 20模型為:y=-1.585+0.752 X 3+ e,令 =0.1,我們提出如下假設(shè):HO: Bi = 0, Y= Bi+BXb+sy 4+ 匕2人+ et(bi)t。(20)在 水平下,t檢驗(yàn)的拒絕域?yàn)椋篨, 1.325丨和1.325, +%, 所以tbi、tb2均落在拒絕域中,拒絕原假設(shè),即常數(shù)項(xiàng)、 X3對(duì)于模型均 有意義。對(duì)
22、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,國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)每變動(dòng)1%,將引起上證綜合指數(shù)變動(dòng)0.752%。并且,該模型反映了 74.2%的真實(shí)情況。三上證綜合指數(shù)與人民幣匯率的關(guān)聯(lián)度分析為了更好的進(jìn)行對(duì)上證綜合指數(shù)和人民幣匯率的關(guān)聯(lián)度分析,我們選取全國(guó) 1990-2021年的統(tǒng)計(jì)資料,如表9所示。表9 1990-2021年全國(guó)上證綜合指數(shù)與人民幣匯率年份上證綜合指數(shù)人民幣匯率 100美 元y LnYX4LnX41990127.61478.384.8489796.1704051991292.75532.335.6793196.2772641992780.39551.46
23、6.6597946.3125691993833.80576.206.7259946.356455:1994647.87861.876.473696.7591041995555.29835.106.319496.7275511996917.02831.426.8211296.723135119971194.10828.987.0851486.720216 19981146.70827.917.0446446.71890419991366.58827.837.2200676.71880820002073.48827.847.6369846.7188220011645.97827.707.40608
24、56.71865120021357.65827.707.2135116.71865120031497.04827.707.3112456.71865120041266.50827.687.1440126.71862720051161.06819.177.0570896.70829220062675.47797.187.891886.68108120075261.56760.408.5681836.63384520211820.81694.517.5070376.54320720213277.14683.108.0947266.52664120212808.08676.957.9402566.5
25、17597 20212199.4630.097.695946.445863我們建立二元回歸模型LnY = b1 + b2 LnX4 + e相關(guān)計(jì)算數(shù)據(jù)參照于表9, 把上證綜合指數(shù)作為被解釋變量 丫,人民幣匯率作為解釋變量 X4,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 10、表112X4nX4 2=2.143和表12所示表10模型匯總模型RR方調(diào)整R 方標(biāo)準(zhǔn)估計(jì) 的誤差1.466a.217.178.739327594a.預(yù)測(cè)變量:(常量),LnX4表 11 Anova模型平方和df均方FSig.1回歸3.02513.0255.535.029a殘差10.93220
26、.547總計(jì)13.95721a. 預(yù)測(cè)變量:(常量),LnX4b. 因變量:LnY表12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)LnX4-7.0292.1436.011.911.466-1.1692.353.256.029a.因變量:LnY據(jù)此,可得該回歸模型各項(xiàng)數(shù)據(jù)為:X4yb1 = y b2XI = -7.02922 =0.547n 2Se b1=Var(bJ =6.011Se b2=.、Var(b2)=0.911t b1Se(bJ=-1.169t b2 b2 =:2.353Se(b2)R22(y y) =0.217(y y)df = 20模型為:y=-7.0
27、29+2.143 X 4+ e,令 二0.1,我們提出如下假設(shè):HO: Bi = 0, Y= Bi+RXi+uiy bi+ b2Xi+ et(bi)t0.1 (20)在 水平下,t檢驗(yàn)的拒絕域?yàn)椋篨, 1.325和1.325,+* 所以t bl落在非拒絕域中,不拒絕原假設(shè);t b2落在拒絕域中,拒絕原假 設(shè),即為對(duì)于模型有意義。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,人民幣匯率每變動(dòng)1%將引起上證綜合指 數(shù)變動(dòng)2.143%。并且,該模型反映了 21.7%的真實(shí)情況。四上證綜合指數(shù)與年平均利率的關(guān)聯(lián)度分析 為了更好的進(jìn)行對(duì)上證綜合指數(shù)和年平均利率的關(guān)聯(lián)度分析,我們選取全國(guó)
28、1990-2021年的統(tǒng)計(jì)資料,如表13所示。表13 1990-2021 年全國(guó)上證綜合指數(shù)和年平均利率年份上證綜合指數(shù)年平均利率%y LnYX5LnX51990127.617.564.8489792.0228711991292.757.565.6793192.0228711992780.397.566.6597942.0228711993833.8010.086.7259942.3105531994647.8710.986.473692.3960751995555.2910.986.319492.3960751996917.028.3256.8211292.11926319971194.10
29、5.677.0851481.73518919981146.704.597.0446441.5238819991366.582.257.2200670.8109320002073.482.257.6369840.8109320011645.972.257.4060850.8109320021357.651.987.2135110.68309720031497.041.987.3112450.68309720041266.502.257.1440120.8109320051161.062.257.0570890.8109320062675.472.527.891880.92425920075261
30、.563.4658.5681831.24271320211820.813.067.5070371.11841520213277.142.258.0947260.8109320212808.082.507.9402560.91629120212199.403.257.695941.178655我們建立二元回歸模型 LnY二bi + b2 Ln X5+ e 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 丫,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14、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.
31、664a.441.413.624628539a.預(yù)測(cè)變量:(常量),LnX5表15 Anova模型平方和1df均方FSig.1回歸6.15416.15415.773.001 a殘差7.80320.390總計(jì)13.95721a. 預(yù)測(cè)變量:(常量),LnX5b. 因變量:LnY表16系數(shù)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8.285.32525.472.000量)LnX5-.860.216-.664-3.972.001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)8.285.32525.472.000LnX5-.860.216-.664-3.972.0
32、01表16系數(shù)a.因變量:LnY據(jù)此,可得該回歸模型各項(xiàng)數(shù)據(jù)為:b2 =X5y2X5X5ynX522 = e=0.390n 2Se b1:=:Var(b) =0.325Se b2:=,Var(b2) =0.216t b1=bl=25.472bl = y b2X5 二 8.2852Se(bJb2t b2=-3.972Se(b2)r2= _=0.441(y y)2df = 20模型為:y=8.285-0.860X 5+ e,令 =0.1,我們提出如下假設(shè):H0 Bi = 0, Y=y= bi+ b2X5 + et(bi)to.i(20)在 水平下,t檢驗(yàn)的拒絕域?yàn)椋篨, 1.325和1.325 ,
33、 +,所 以tbJ、tb2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%將引起上證綜合指 數(shù)變動(dòng)0.860%。并且,該模型反映了 44.1%的真實(shí)情況。綜上所述,分別作的丫與X2, X3,,X5間的回歸:模型一:y=0.049+0.648 X 2 ©t=0.0557.893R =0.757 df =20模型二:y=-1.585+0.752X 3+ ©t= -1.378 7.578R2 =0.742df=20模型三:y=7.029+2.143 X 4+ ©t= -1.16
34、92.3532R =0.217 df=20模型四:y=8.285- 0.860X 5+ © t=25.472 - 3.972R2 =0.441 df=20可見(jiàn),上證綜合指數(shù)受貨幣供給量的影響最大,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、貨幣供給量、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、貨幣供給量、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)1990-2021年上證綜合指數(shù)與貨幣供給 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2-1.表2-
35、1年份y LnYX2LnX2X3LnX3X4LnX4X5LnXs19904.8489798.8465989.8345556.1704052.02287119915.6793199.0633829.9888166.2772642.02287119926.6597949.37003310.200756.3125692.02287119936.7259949.69771710.47266.3564552.31055319946.473699.93016410.783076.7591042.39607519956.3194910.0852711.015246.7275512.39607519966.8
36、21129:10.2581811.172926.723135P 2.11926319977.08514810.4581311.276866.7202161.73518919987.04464410.5701311.343356.7189041.5238819997.22006710.7328511.403976.7188080.8109320007.63698410.8808211.505046.718820.8109320017.40608510.9999611.60516.7186510.8109320027.21351111.1687711.698026.7186510.68309720
37、037.31124511.3399811.819116.7186510.68309720047.14401211.4717911.982176.7186270.8109320057.05708911.5831912.127776.7082920.8109320067.8918811.7443212.284496.6810810.92425920078.568183M1.9353112.490546.6338451.24271320217.50703712.0210512.657296.5432071.11841520218.09472612.3013912.739356.5266410.810
38、9320217.94025612.4935812.902226.5175970.91629120217.6959412.5771113.063816.4458631.178655我們建立多元回歸模型LnY= bl + b2LnX2+ b3LnX3+ b4LnX4+ b5 Ln% + ei=1,2,3,相關(guān)計(jì)算數(shù)據(jù)參照于表2-1。我們將上證綜合指數(shù)為被解釋變 量丫,貨幣供給量m J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2-2、表2-3和表2-4所
39、示。表2-4系數(shù)表2-2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 2-3 An ova模型平方和df均方FSig.1回歸11.14642.78616.849.000a殘差2.81117.165總計(jì)13.95721a. 預(yù)測(cè)變量:(常量),LnX5, LnX4, LnX3, LnX2b. 因變量:LnY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-2.6374.040:-.653.523量)LnX22.5551.5113.4301.691.109LnX3-2.
40、1501.667-2.463-1.290.214LnX4.963.573.2091.681.111LnX5.315.314.2431.005.329a.因變量:LnY據(jù)此,可得該回歸模型為:y = - 2.637+2.555X2 - 2.150X3+ 0.963X4+ 0.315X5+ 勺t=- 0.653 1.691 - 1.290 1.6811.005r2 = 0.799R2 =0.751 df=17 F=16.849令二0.1,我們提出如下假設(shè):H0 Bi = 0, Y= B1+B2X2+B3X+ B4X4+ B5Xgiy= b1 + b2X2+ b3X3+ b4X4+ b5X5+ et
41、(bi)卜.1 (17)在 水平下,t檢驗(yàn)的拒絕域?yàn)椋?, 1.333和1.333 , +所以t b1、tb3、t b5丨均落在非拒絕域中,不拒絕原假設(shè),即 X3 X5 沒(méi)有存在的必要。tb3、t b4丨落均在拒絕域中,拒絕原假設(shè),即 X2、X4 對(duì)于模型均有意義,有存在的必要。聯(lián)合假設(shè)檢驗(yàn):2H0 R = 0F F0.1 (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2.31,+中,拒絕 原假設(shè),即R20.在給定顯著性水平 下,自由度為4,17的F分布的臨界值為F0.1 (4,17=2.31, 因此,X2, X3, X4, X5聯(lián)合起來(lái)對(duì)丫有顯著的線性影響。在 的顯著水平下,to
42、.1 (17)=1.333。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,貨幣供給量每變動(dòng)1%將引起上證79.9%的真實(shí)情況。綜合指數(shù)變動(dòng)2.555%;在其他條件不變的情況下,人民幣匯率每變動(dòng)1%將引R2 =0.757R2 = 1-(1-R2)n-1)n-k)=0.745起上證綜合指數(shù)變動(dòng)0.963%;并且,該模型反映了四、模型設(shè)定誤差分析對(duì)于初始模型:y=0.049+0.648 x 2 eSe= 0.898 0.082t=0.
43、0557.893df = 20F=62.301對(duì)于模型一:y = - 2.637 + 2.555X2- 2.150X3 + 0.963X4 + 0.315X5+ $Se= 4.0401.5111.6670.5730.314t=- 0.6531.691-1.2901.6811.00522_2(n1)R = 0.799R = 1-(1- R )0.751(n-k)df=17F=16.849通過(guò)比擬可以發(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R2和校正判定系數(shù)R2增大了,由R2 =0.7992可知,擬合優(yōu)度較高;而 R =0.751,說(shuō)明了上證綜合指
44、數(shù)對(duì)數(shù)值的 75.1%的變 化可以由貨幣供給量,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 = - 2.637 + 2.555X2- 2.150X3 + 0.963X4 + 0.315X5+ eSe = 4.0401.5111.6670.5730.314t=- 0.6531.691- 1.2901.6811.005222(n-1)R = 0.799 R = 1-(1- R )= 0.751')(n-k)df=17F=16.849(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2-5所示表2-8系
45、數(shù)表2-5 2001-2021 年全國(guó)上證指數(shù)、貨幣供給量、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貨幣供給量LnX2國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總 值LnX3人民幣匯率LnX4年平均利率 LnX52001 :7.406085:10.9999611.60516.718651:0.8109320027.21351111.1687711.698026.7186510.68309720037.31124511.3399811.819116.7186510.68309720047.14401211.4717911.982176.7186270.8109320057.05708911.5831912.1
46、27776.7082920.8109320067.8918811.7443212.284496.6810810.92425920078.56818311.9353112.490546.6338451.24271320217.50703712.0210512.657296.5432071.11841520218.0947261 12.3013912.739356.5266411 0.8109320217.94025612.4935812.902226.5175970.91629120217.6959412.5771113.063816.4458631.178655建立回歸模型 LnY = bl
47、+ b2LnX2+ b3LnX3+ b4LnX4+ b5LnX5 + ei=1,2,3,,運(yùn)用統(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)果如下表2-6、表2-7、表2-8所示表2-6模型匯總模型RR方調(diào)整R 方標(biāo)準(zhǔn)估計(jì) 的誤差1.750a.562.271.397706715a.預(yù)測(cè)變量:(常量),LnX5, LnX4, LnX2, LnX3表 2-7 An ova模型平方和df均方FSig.1回歸1.2204.3053.929.225a殘差.9496.158總計(jì)2.16910a. 預(yù)測(cè)變量:(常量),LnX5, LnX4, LnX2, LnX3b. 因變量:LnY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3.50836.738:.095.927量)LnX23.8763.1994.4111.212.271LnX3-3.9743.903-4.275-1.018.348LnX4.7943.821.175.208.842LnX52.2881.451.9431.576.166a.因變量:LnY據(jù)此,可得該回歸模型為:y = 3.508+3.876X2 - 3.974X3 + 0.794X4 + 2.288X5+ eSe=36.738 3
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