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數(shù)據(jù)和變量

本文選取了2008年1月11日至2012年5月11日的中國(guó)股票市場(chǎng)數(shù)據(jù)作為研究樣本，對(duì)數(shù)據(jù)分別應(yīng)用Excel和Eviews5．0進(jìn)行回歸分析。數(shù)據(jù)均來源于中證指數(shù)公司和東方財(cái)富網(wǎng)數(shù)據(jù)中心。在現(xiàn)實(shí)中，真正的股票市場(chǎng)收益率很難得到，研究大都采用市場(chǎng)指數(shù)收益率來代表市場(chǎng)收益率。本文采用滬深300指數(shù)周收益率來表示中國(guó)股票市場(chǎng)周收益率，用Y來表示。為了更好、更具體地反映股票開戶數(shù)對(duì)中國(guó)股票市場(chǎng)的影響，我們采用了股票開戶數(shù)的三個(gè)子數(shù)據(jù):期末有效賬戶數(shù)、新增股票賬戶數(shù)、期末股票賬戶數(shù)，并取其周增長(zhǎng)率來研究，分別用X1、X2、X3來表示。如表1所示。

ADF單位根檢驗(yàn)

因?yàn)闀r(shí)間序列的數(shù)據(jù)可能是平穩(wěn)的，也可能是不平穩(wěn)的，因此為了防止偽回歸，必須在時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸之前對(duì)其進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。在本文中我們以ADF單位根檢驗(yàn)的方法對(duì)Y、X1、X2、X3分別進(jìn)行檢驗(yàn)，其結(jié)果見表2所示。根據(jù)表2的檢驗(yàn)結(jié)果可知，X1、X2、X3、Y的ADF統(tǒng)計(jì)值均小于5%的臨界值，所以其不存在單位根過程，也就是說這四個(gè)時(shí)間序列數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的，可以直接進(jìn)行回歸分析。

建立模型與回歸分析

建立多元線性回歸模型，分別以期末有效賬戶數(shù)、新增股票賬戶數(shù)、期末股票賬戶數(shù)周增長(zhǎng)率作為自變量，以滬深300指數(shù)周收益率作為因變量，模型如下。運(yùn)用Eviews5．0軟件進(jìn)行OLS回歸，結(jié)果如表3所示。表3顯示，模型中X1的回歸結(jié)果的P值為0．2907，沒有通過顯著性檢驗(yàn)。為此我們采用多元線性回歸的逐步回歸方法，將各變量逐一引入回歸模型，再將模型中不符合設(shè)定條件的變量刪除，尋找解釋股指收益率最強(qiáng)的因素，最后得到模型摘要表和回歸分析結(jié)果，如表4、表5所示。通過逐步回歸，把模型中不顯著的變量剔除，從模型摘要表可以看到，新增股票賬戶數(shù)、期末股票賬戶數(shù)都通過了0．01水平的顯著性檢驗(yàn)，說明新增股票賬戶數(shù)、期末股票賬戶數(shù)對(duì)股市是有影響的。從表4對(duì)重要變量X2、X3的綜合回歸分析結(jié)果可以看出，模型中X2的P值在0．01的顯著性水平上顯著，X3的P值在0．05的顯著性水平上也是顯著的，可以判斷股指周收益率與模型所包含的兩個(gè)解釋變量存在顯著性關(guān)系，建立線性模型是恰當(dāng)?shù)?。雖然模型整體通過顯著性檢驗(yàn)，但是擬合優(yōu)度比較低，說明自變量對(duì)因變量的解釋作用較弱，只能在很小的程度上解釋股指周收益率變動(dòng)的問題。我們得到的股票開戶數(shù)與股指收益率的樣本回歸方程為。從上式可以看出，新增股票賬戶數(shù)、期末股票賬戶數(shù)與股票市場(chǎng)收益率存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的正相關(guān)關(guān)系，新增股票賬戶數(shù)、期末股票賬戶數(shù)對(duì)股市存在長(zhǎng)期的影響。新增股票賬戶數(shù)周增長(zhǎng)率提高1%，那么股票市場(chǎng)周收益率則上升0．027%。同樣，期末賬戶數(shù)周增長(zhǎng)率提高1%，股票市場(chǎng)周收益率則提高11．559%。以上回歸分析表明:股票開戶數(shù)三個(gè)指標(biāo)中，期末有效賬戶數(shù)沒能對(duì)股指收益率產(chǎn)生影響，新增股票賬戶數(shù)、期末股票賬戶數(shù)與股指收益率之間存在相關(guān)關(guān)系，而且兩個(gè)解釋變量都對(duì)股指收益率存在長(zhǎng)期影響。新增賬戶數(shù)變化是大盤指數(shù)變化的長(zhǎng)期原因，這意味著新增資金影響著股市的長(zhǎng)期走勢(shì)，由此也可推斷出我國(guó)的股票市場(chǎng)仍屬于資金推動(dòng)型市場(chǎng)。

格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步考察新增股票賬戶數(shù)、期末股票賬戶數(shù)與股市的短期因果關(guān)系，我們對(duì)其進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表6。由表6可知，X2不是Y的格蘭杰原因的概率為0．97992，接受原假設(shè)，說明短期新增股票賬戶數(shù)對(duì)股市的走勢(shì)基本上沒有影響，X3不是Y的格蘭杰原因的概率為0．27789，拒絕原假設(shè)，說明期末股票賬戶數(shù)對(duì)股市有很大程度的影響。Y不是X2、X3的格蘭杰原因的概率為0．02444、0．00022，拒絕原假設(shè)，說明股市的走勢(shì)對(duì)新增股票賬戶數(shù)、期末賬戶數(shù)的影響很大。由以上分析可知，新增股票賬戶數(shù)。期末股票賬戶數(shù)與作為股市整體走勢(shì)變量的滬深300指數(shù)保持著長(zhǎng)期一致的走勢(shì)，前者是后者的長(zhǎng)期原因。同時(shí)，滬深300指數(shù)是新增股票賬戶數(shù)、期末股票賬戶數(shù)的短期原因，這意味著新增資金影響著股市的長(zhǎng)期走勢(shì)，而新增資金變化受股市短期走勢(shì)的影響，即新增資金著眼于股市短期走勢(shì)，而非股市的長(zhǎng)期運(yùn)行趨勢(shì)，因此，我國(guó)股票市場(chǎng)仍然具備資金推動(dòng)型市場(chǎng)的特征。

本文作者：孟航吳霞作者單位：廣西師范大學(xué)