股票開戶數影響研究

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數據和變量

本文選取了2008年1月11日至2012年5月11日的中國股票市場數據作為研究樣本，對數據分別應用Excel和Eviews5．0進行回歸分析。數據均來源于中證指數公司和東方財富網數據中心。在現實中，真正的股票市場收益率很難得到，研究大都采用市場指數收益率來代表市場收益率。本文采用滬深300指數周收益率來表示中國股票市場周收益率，用Y來表示。為了更好、更具體地反映股票開戶數對中國股票市場的影響，我們采用了股票開戶數的三個子數據:期末有效賬戶數、新增股票賬戶數、期末股票賬戶數，并取其周增長率來研究，分別用X1、X2、X3來表示。如表1所示。

ADF單位根檢驗

因為時間序列的數據可能是平穩的，也可能是不平穩的，因此為了防止偽回歸，必須在時間序列數據進行回歸之前對其進行單位根檢驗。在本文中我們以ADF單位根檢驗的方法對Y、X1、X2、X3分別進行檢驗，其結果見表2所示。根據表2的檢驗結果可知，X1、X2、X3、Y的ADF統計值均小于5%的臨界值，所以其不存在單位根過程，也就是說這四個時間序列數據是平穩的，可以直接進行回歸分析。

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、新增股票賬戶數、期末股票賬戶數周增長率作為自變量，以滬深300指數周收益率作為因變量，模型如下。運用Eviews5．0軟件進行OLS回歸，結果如表3所示。表3顯示，模型中X1的回歸結果的P值為0．2907，沒有通過顯著性檢驗。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定條件的變量刪除，尋找解釋股指收益率最強的因素，最后得到模型摘要表和回歸分析結果，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、期末股票賬戶數都通過了0．01水平的顯著性檢驗，說明新增股票賬戶數、期末股票賬戶數對股市是有影響的。從表4對重要變量X2、X3的綜合回歸分析結果可以看出，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解釋變量存在顯著性關系，建立線性模型是恰當的。雖然模型整體通過顯著性檢驗，但是擬合優度比較低，說明自變量對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的問題。我們得到的股票開戶數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、期末股票賬戶數與股票市場收益率存在長期穩定的正相關關系，新增股票賬戶數、期末股票賬戶數對股市存在長期的影響。新增股票賬戶數周增長率提高1%，那么股票市場周收益率則上升0．027%。同樣，期末賬戶數周增長率提高1%，股票市場周收益率則提高11．559%。以上回歸分析表明:股票開戶數三個指標中，期末有效賬戶數沒能對股指收益率產生影響，新增股票賬戶數、期末股票賬戶數與股指收益率之間存在相關關系，而且兩個解釋變量都對股指收益率存在長期影響。新增賬戶數變化是大盤指數變化的長期原因，這意味著新增資金影響著股市的長期走勢，由此也可推斷出我國的股票市場仍屬于資金推動型市場。

格蘭杰因果關系檢驗

為了進一步考察新增股票賬戶數、期末股票賬戶數與股市的短期因果關系，我們對其進行格蘭杰因果檢驗，檢驗結果見表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，說明短期新增股票賬戶數對股市的走勢基本上沒有影響，X3不是Y的格蘭杰原因的概率為0．27789，拒絕原假設，說明期末股票賬戶數對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，說明股市的走勢對新增股票賬戶數、期末賬戶數的影響很大。由以上分析可知，新增股票賬戶數。期末股票賬戶數與作為股市整體走勢變量的滬深300指數保持著長期一致的走勢，前者是后者的長期原因。同時，滬深300指數是新增股票賬戶數、期末股票賬戶數的短期原因，這意味著新增資金影響著股市的長期走勢，而新增資金變化受股市短期走勢的影響，即新增資金著眼于股市短期走勢，而非股市的長期運行趨勢，因此，我國股票市場仍然具備資金推動型市場的特征。

本文作者：孟航吳霞作者單位：廣西師范大學