摘要：股票市場(chǎng)的變化與整個(gè)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展密切相關(guān)，并且股票市場(chǎng)在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)中始終發(fā)揮著經(jīng)濟(jì)狀況晴雨表的作用。當(dāng)前我國(guó)的股票市場(chǎng)正處于發(fā)展過程中，政策法規(guī)缺乏科學(xué)性和持續(xù)性，有待進(jìn)一步完善和調(diào)整。針對(duì)我國(guó)股市出現(xiàn)的較大幅度波動(dòng)，可基于線性回歸的方法來分析國(guó)家宏觀經(jīng)濟(jì)政策的變動(dòng)，并從中尋找對(duì)股票市場(chǎng)總市值產(chǎn)生影響的因素。

關(guān)鍵詞：宏觀經(jīng)濟(jì)政策；線性回歸；股市總市值；因子變量

中圖分類號(hào)：F832.0文獻(xiàn)標(biāo)志碼：Ａ文章編號(hào)：1673－291Ｘ（2008）06－0055－03

中國(guó)的股票市場(chǎng)起步較晚，除了受市場(chǎng)調(diào)節(jié)之外，很大程度上還受國(guó)家宏觀經(jīng)濟(jì)政策的影響，如貨幣供給、投資基金數(shù)量、期貨交易量、利率等。本文選取當(dāng)前國(guó)家經(jīng)濟(jì)中十幾個(gè)變量，通過這些變量對(duì)股市總市值進(jìn)行線性回歸，以找出會(huì)對(duì)當(dāng)前股市總市值產(chǎn)生顯著影響的因素，并對(duì)中國(guó)股市的未來發(fā)展做出理性預(yù)測(cè)。

一、中國(guó)股市的特點(diǎn)

中國(guó)股市當(dāng)前幾個(gè)獨(dú)有的特點(diǎn)：

1.根本制度尚不完善，存在一定政策干預(yù)市場(chǎng)狀況。

2.主要的外生變量是：宏觀經(jīng)濟(jì)形勢(shì)、經(jīng)濟(jì)政策、政府對(duì)證券市場(chǎng)的調(diào)控。

其中以政府對(duì)證券市場(chǎng)的調(diào)控最為重要、最直接。

3.中國(guó)股市是一個(gè)新興的市場(chǎng)，成長(zhǎng)快，不規(guī)范，但處于快速變化的發(fā)展和完善過程之中。

4.與其他股市一樣，中國(guó)股市具有周期波動(dòng)的運(yùn)動(dòng)規(guī)律。某一時(shí)段的狀態(tài)與過去的狀態(tài)相關(guān)，在外界作用消失或不變的情況下，股市將按其自身規(guī)律運(yùn)行。

可以看出，經(jīng)濟(jì)形勢(shì)對(duì)上市公司的業(yè)績(jī)會(huì)產(chǎn)生重要的影響，同時(shí)，它還會(huì)改變投資者的投資行為。經(jīng)濟(jì)形勢(shì)好，投資者對(duì)前景樂觀，投資就會(huì)積極；經(jīng)濟(jì)形勢(shì)不好，投資者對(duì)前景悲觀，投資時(shí)就會(huì)格外謹(jǐn)慎。此外，財(cái)政政策對(duì)于股市的影響是間接的，主要通過改變或部分抵制宏觀經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的不利影響從而間接地作用于股市。政府通過擴(kuò)大投資，就會(huì)對(duì)部分行業(yè)、板塊產(chǎn)生有利影響；減稅同樣會(huì)降低企業(yè)經(jīng)營(yíng)成本，增加公司利潤(rùn)，間接促進(jìn)股市繁榮。

同時(shí)，可以看出，貨幣政策對(duì)股市的影響是直接而重大的。國(guó)家通過擴(kuò)大貨幣供應(yīng)量，直接或間接地增加了可以進(jìn)入股市的資金，為股市上漲創(chuàng)造了條件。同時(shí)降低利率，降低了儲(chǔ)蓄、債券等其他金融商品的投資回報(bào)率，降低了股票投資者機(jī)會(huì)成本，增加了股市的吸引力，從而有力地推動(dòng)股市上漲。

二、線性回歸分析對(duì)股市發(fā)展的影響

線性回歸分析是用來分析某種結(jié)果的產(chǎn)生和哪種因素存在線性關(guān)系，并找出哪些因素對(duì)結(jié)果的產(chǎn)生具有顯著影響。本文運(yùn)用線性回歸分析對(duì)股市的發(fā)展產(chǎn)生顯著影響的國(guó)家宏觀政策因素，并在原始變量分析的基礎(chǔ)上運(yùn)用因子變量對(duì)股市這個(gè)因變量進(jìn)行回歸分析。

本文選取一些變量來對(duì)股市的總市值進(jìn)行回歸分析，具體的變量為：國(guó)債現(xiàn)貨成交金額、國(guó)債回購(gòu)成交金額、廣義貨幣供應(yīng)量、鄭州商品交易所成交金額、大連商品交易所成交金額、上海商品交易所成交金額、保費(fèi)收入、證券投資基金成交金額、上海投資基金成交額、深圳投資基金成交額、黃金儲(chǔ)備、國(guó)家外匯儲(chǔ)備、銀行同業(yè)間隔夜交易量、銀行同業(yè)間7天交易量、銀行同業(yè)間14天交易量（相關(guān)的數(shù)據(jù)來自國(guó)研網(wǎng)，采用月度數(shù)據(jù)，從2000年1月到2008年2月，其中2008年3月數(shù)據(jù)用于檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷挠行裕?/p>

首先，將總市值作為因變量，各原始變量作為自變量，進(jìn)行線性回歸（spss軟件）。分析結(jié)果，因變量總市值與投資基金、股票成交量、流通市值具有很強(qiáng)的相關(guān)性，而與保費(fèi)、大連商品交易、鄭州商品交易的相關(guān)性很低。

其次，對(duì)股市總市值進(jìn)行線性回歸，在回歸變量篩選方法上，首先選取逐步篩選法，由表1看出，由于自變量依次進(jìn)入回歸方程，方程的擬合優(yōu)度不斷變好，其回歸方程的估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)誤差在不斷減少。而且其F檢驗(yàn)的相伴概率都小于0.05。所以可以得出自變量的引入對(duì)回歸方程都有顯著的貢獻(xiàn)的結(jié)論。由表2也可以看出均方誤差在不斷減少，從側(cè)面揭示了表1中擬合優(yōu)度逐步提高的原因。且其相伴概率也是均小于0.05。

最后回歸系數(shù)均通過ｔ檢驗(yàn)，但是根據(jù)回歸方程預(yù)測(cè)出的總市值與實(shí)際值相差很大。原因一是部分自變量本身屬于流量統(tǒng)計(jì)，對(duì)總市值這個(gè)存量數(shù)據(jù)的回歸不恰當(dāng)；二是由于股市從2005年之后出現(xiàn)市值大幅提高的現(xiàn)象，與以前幾年的數(shù)據(jù)相差很大，變化很大，所以模擬不足。

鑒于以上原因，采用因子分析方法試圖通過把那些解釋意義不明確的變量通過因子分析方法給綜合起來，使得解釋更有說服力。

首先，通過KMO and Bartlett's Test檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)因子分析有意義，結(jié)果見表3。通過因子分析，從表4可以找出四個(gè)因子變量，他們對(duì)初始變量的累計(jì)方差貢獻(xiàn)率接近80%。表5給出的是因在分析的因子載荷矩陣，可以看出，因在變量對(duì)許多變量都有較高的載荷，因而其實(shí)際含義比較模糊。于是選擇方差極大法對(duì)因子載荷矩陣旋轉(zhuǎn)后得出表6，第四個(gè)因子變量反映了現(xiàn)貨和回購(gòu)，定義其為國(guó)債因子；第三個(gè)因子變量反映了隔夜1、隔夜7，定義其為為利率因子；第二個(gè)因子變量反映了投資基金、股票成交量、流通市值，定義其為資本因子；第一因子變量反映了保費(fèi)、上海、大連、鄭州、m₂₂、外匯，歸結(jié)為宏觀因子。

表7給出的是四個(gè)因子變量的得分函數(shù)，再根據(jù)原始變量的數(shù)據(jù)計(jì)算出各個(gè)因子變量每一期的數(shù)值，得出因子變量的數(shù)據(jù)序列，以此四個(gè)數(shù)據(jù)序列對(duì)總市值再次進(jìn)行回歸。

隨著證券制度改革和股權(quán)分制改革的順利實(shí)行，我國(guó)相關(guān)政策在近期調(diào)整比較頻繁，所以采集的數(shù)據(jù)在最近幾年變化非常大。再次使用2004年2月至今的數(shù)據(jù)對(duì)總市值進(jìn)行回歸，從表8可以看出四個(gè)因子變量對(duì)總市值都有顯著的影響。

預(yù)測(cè)得出的回歸總市值與實(shí)際值非常接近，可以認(rèn)為這一回歸方程較好的模擬出目前宏觀政策對(duì)股市總市值的影響作用的。

從以上的回歸分析可以看出：

宏觀因子主要反應(yīng)了國(guó)家新增廣義貨幣供給和期貨市場(chǎng)交易。其中廣義貨幣供給是因?yàn)閲?guó)家外匯儲(chǔ)備的激增，并未投入股市；期貨市場(chǎng)的資金也和股票市場(chǎng)形成的不相容關(guān)系，國(guó)債市場(chǎng)資金的變化與股市資金的變化呈相反方向變化。

而利率因子反映了銀行隔夜拆借交易額，同銀行隔夜交易利率負(fù)相關(guān)；利率與股市負(fù)相關(guān)，因而，利率因子與股市總市值的變化是同向的。

對(duì)于國(guó)債市場(chǎng)，國(guó)家通過發(fā)行國(guó)債或者中央票據(jù)來調(diào)控貨幣流動(dòng)，從而來縮減進(jìn)入股市的資金量。

三、結(jié)語(yǔ)

可以看出，無(wú)論國(guó)家宏觀經(jīng)濟(jì)形勢(shì)、財(cái)政政策還是貨幣政策有所變動(dòng)，都會(huì)對(duì)股市總市值的變化產(chǎn)生影響。其中利率因子對(duì)股市總市值的影響程度是最大的，其系數(shù)達(dá)到84.299，說明銀行利率的變動(dòng)會(huì)對(duì)股市資金總量產(chǎn)生巨大的影響。但實(shí)際上，股市在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)條件下，應(yīng)該是一個(gè)自我調(diào)整、自我消化的過程，國(guó)家政府不應(yīng)該頻繁地在相關(guān)政策作出調(diào)整，不連續(xù)、不明確的行政手段很容易挫傷投資者的投資信心，這對(duì)于我國(guó)正處在發(fā)展中的股票市場(chǎng)是極其不利的。

參考文獻(xiàn)：

[1]史代敏.股票市場(chǎng)波動(dòng)的政策影響效應(yīng)[J].管理世界，2002，（8）.

[2]左曉慧.我國(guó)國(guó)債需求影響因素的實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)問題，2006，（9）.

[3]張津.我國(guó)證券投資基金投資風(fēng)格實(shí)證研究[J].中央財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2006.

[4]陳孝新.基于因子分析法的上市公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)綜合評(píng)價(jià)[J].科技廣場(chǎng)，2006.

[5]李慶東.聚類分析在股票分析中的應(yīng)用[J].遼寧石油化工大學(xué)學(xué)報(bào)，2005.

[6] Banz R. The relationship between return and market value of common stock. Journal of Finance， The，1981.