金融计量学实验报告

1、精品 料推荐实验 1：基金能否赢得市场实验目的运用简单的统计学检验来检验金融理论- 基金能否赢得市场实验软件： Eviews实验数据： 见附录一实验过程在投资决策的过程中，我们需要知道某只基金 （或股票） 是否能够赢得市场，即该只基金（相对于无风险利率）的超额收益要高于市场组合的超额收益。我们假设模型为：） + ?- ?= ?+ ?（ ? - ?（其中 ?表示该基金的收益率；? 表示市场无风险收益率；? 表示市场组合的收益率，在?这里我们取上证综合指数的收益率；表示该基金收益率超过市场组合的收益率的大小。）1.1 数据预处理利用搜集到的数据运用excle 整理出 Ri fMf1.1.1，表 1

2、.1.2 所示：-R， R-R 如附录一表1.2 Eviews 数据导入1）打开 eviews，选择月度数据， 在初始日期和结束日期栏输入：2007 ：05 ， 2013:02 ，点击 OK 。如下图 1.2.1 所示：图 1.2.12）从 excel 中导入数据， File import read test-lotus-excel，在 upper-left data cell 栏输入初始位置在excel 里的编号（ D3），在 Excel5+sheet name 输入 sheet1，命名为x，成功导入 RM-Rf ，用同样的方法导入剩余数据，过程如下图1.2.2 所示。我们以 RM -Rf为

3、 x， R1-Rf 为 y1， R2 -Rf 为 y2， R3-Rf 为 y3， R4-Rf 为 y4，R5-Rf 为 y5，R -R为 y6， R -R为 y7， R-R为 y8， R -R为 y9。6 f7 f8f9 f1精品 料推荐图 1.2.2 导入 x1.3 拟合回归模型输入 ls y1 c x 做出第一只基金的 CAPM 模型的回归方程，如下图1.3 所示图 1.3其他的回归模型操作步骤与之类似，在此不再赘述。实验结果一、单个结果分析2.1 对于博时价值的分析在上面实验步骤的1.3 中我们用Eviews 得到了第一只基金的回归分析的表格如下表2.1所示：2精品 料推荐Depende

4、nt Variable: Y1Method: Least SquaresDate: 05/05/13Time: 16:19Sample: 2007M05 2013M02Included observations: 70VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-0.1250660.010068-12.421730.0000X0.4851690.03566713.602640.0000R-squared0.731259Mean dependent var-0.248914Adjusted R-squared0.727307S.D. depende

5、nt var0.068864S.E. of regression0.035961Akaike info criterion-3.784617Sum squared resid0.087936Schwarz criterion-3.720374Log likelihood134.4616Hannan-Quinn criter.-3.759099F-statistic185.0317Durbin-Watson stat1.129516Prob(F-statistic)0.000000表 2.1从上表中我们不难发现作为詹森指数的常数项C 的 t 比率非常显著，且方程的R2 达到了 0.731259，

6、拟合结果比较满意， F 统计量明显通过检验，方程总体的显著性也比较满意。以上种种均表明方程的回归结果比较不错。截距项为 -0.125066 ，说明基金的整体表现不如市场预期。 也即博时价值没有打败市场。2.2 对于嘉实沪深的分析在上面实验步骤的1.3 中我们用Eviews 得到了嘉实沪深基金的回归分析的表格如下表2.2 所示：Dependent Variable: Y2Method: Least SquaresDate: 05/05/13Time: 16:39Sample: 2007M05 2013M02Included observations: 70VariableCoefficientS

7、td. Errort-StatisticProb.C-0.0671340.014373-4.6708850.0000X0.7013100.05091613.773840.0000R-squared0.736146Mean dependent var-0.246157Adjusted R-squared0.732266S.D. dependent var0.099212S.E. of regression0.051335Akaike info criterion-3.072724Sum squared resid0.179201Schwarz criterion-3.008482Log like

8、lihood109.5454Hannan-Quinn criter.-3.0472063精品 料推荐F-statistic189.7186Durbin-Watson stat1.660885Prob(F-statistic)0.000000表 2.2从上表中我们不难发现作为詹森指数的常数项C 的 t 比率非常显著，且方程的R2 达到了 0.73146，拟合结果比较满意， F 统计量明显通过检验，方程总体的显著性也比较满意。以上种种均表明方程的回归结果比较不错。截距项为 -0.067134 ，说明基金的整体表现不如市场预期。也即嘉实沪深没有打败市场。2.3 对于金鹰成份的分析在上面实验步骤的1.

9、3 中我们用Eviews 得到了金鹰成份基金的回归分析的表格如下表2.3 所示：Dependent Variable: Y3Method: Least SquaresDate: 05/05/13Time: 16:42Sample: 2007M05 2013M02Included observations: 70VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-0.1147340.011175-10.267020.0000X0.5265020.03958813.299590.0000R-squared0.722312Mean dependent var

10、-0.249134Adjusted R-squared0.718228S.D. dependent var0.075192S.E. of regression0.039914Akaike info criterion-3.576037Sum squared resid0.108331Schwarz criterion-3.511795Log likelihood127.1613Hannan-Quinn criter.-3.550519F-statistic176.8790Durbin-Watson stat1.542766Prob(F-statistic)0.000000表 2.3从上表中我们

11、不难发现作为詹森指数的常数项C 的 t 比率非常显著，且方程的R2 达到了 0.722312，拟合结果比较满意， F 统计量明显通过检验，方程总体的显著性也比较满意。以上种种均表明方程的回归结果比较不错。截距项为 -0.114734 ，说明基金的整体表现不如市场预期。 也即金鹰成份没有打败市场。2.4 对于广发聚丰的分析在上面步骤1.3 中我们用 Eviews 得到了广发聚丰基金的回归分析的表格如下表2.4 所示：Dependent Variable: Y4Method: Least SquaresDate: 05/05/13Time: 16:48Sample: 2007M05 2013M02

12、Included observations: 70VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-0.1032630.012259-8.4233040.00004精品 料推荐X0.5617610.04342912.935250.0000R-squared0.711033Mean dependent var-0.246664Adjusted R-squared0.706783S.D. dependent var0.080862S.E. of regression0.043786Akaike info criterion-3.390842Sum squ

13、ared resid0.130372Schwarz criterion-3.326599Log likelihood120.6795Hannan-Quinn criter.-3.365324F-statistic167.3207Durbin-Watson stat1.003630Prob(F-statistic)0.000000表 2.4从上表中我们不难发现作为詹森指数的常数项C 的 t 比率非常显著，且方程的R2 达到了 0.711033，拟合结果比较满意， F 统计量明显通过检验，方程总体的显著性也比较满意。以上种种均表明方程的回归结果比较不错。截距项为 -0.103263 ，说明基金的整

14、体表现不如市场预期。也即广发聚丰没有打败市场。2.5 对于光大量化的分析在上面实验步骤的1.3 中我们用Eviews 得到了光大量化基金的回归分析的表格如下表2.5 所示：Dependent Variable: Y5Method: Least SquaresDate: 05/05/13Time: 16:52Sample: 2007M05 2013M02Included observations: 70VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-0.0690290.013489-5.1172990.0000X0.6964160.04778614.

15、573600.0000R-squared0.757481Mean dependent var-0.246802Adjusted R-squared0.753914S.D. dependent var0.097122S.E. of regression0.048179Akaike info criterion-3.199611Sum squared resid0.157846Schwarz criterion-3.135368Log likelihood113.9864Hannan-Quinn criter.-3.174093F-statistic212.3898Durbin-Watson st

16、at1.262447Prob(F-statistic)0.000000表 2.5从上表中我们不难发现作为詹森指数的常数项C 的 t 比率非常显著，且方程的R2 达到了 0.757481，拟合结果比较满意， F 统计量明显通过检验，方程总体的显著性也比较满意。以上种种均表明方程的回归结果比较不错。截距项为 -0.069029 ，说明基金的整体表现不如市场预期。也即光大量化没有打败市场。2.6 对于上投内需的分析在上面实验步骤的1.3 中我们用Eviews 得到了上投内需基金的回归分析的表格如下表2.6 所示：Dependent Variable: Y65精品 料推荐Method: Least S

17、quaresDate: 05/05/13Time: 19:01Sample: 2007M05 2013M02Included observations: 70VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-0.1139770.012541-9.0883370.0000X0.5116480.04442711.516610.0000R-squared0.661072Mean dependent var-0.244585Adjusted R-squared0.656087S.D. dependent var0.076381S.E. of regressi

18、on0.044793Akaike info criterion-3.345389Sum squared resid0.136434Schwarz criterion-3.281147Log likelihood119.0886Hannan-Quinn criter.-3.319871F-statistic132.6324Durbin-Watson stat1.640318Prob(F-statistic)0.000000表 2.6从上表中我们不难发现作为詹森指数的常数项C 的 t 比率非常显著，且方程的R2 达到了 0.661072，拟合结果比较满意，F 统计量明显通过检验，方程总体的显著性也

19、比较满意。以上种种均表明方程的回归结果比较不错。截距项为 -0.113977 ，说明基金的整体表现不如市场预期。也即上投内需没有打败市场。2.7 对于工银精选的分析在上面实验步骤的1.3 中我们用Eviews 得到了工银精选基金的回归分析的表格如下表2.5 所示：Dependent Variable: Y7Method: Least SquaresDate: 05/05/13Time: 19:15Sample: 2007M05 2013M02Included observations: 70VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-0.127

20、7420.011194-11.411250.0000X0.4790290.03965612.079480.0000R-squared0.682115Mean dependent var-0.250023Adjusted R-squared0.677440S.D. dependent var0.070399S.E. of regression0.039983Akaike info criterion-3.572579Sum squared resid0.108707Schwarz criterion-3.508336Log likelihood127.0403Hannan-Quinn crite

21、r.-3.547061F-statistic145.9140Durbin-Watson stat1.468375Prob(F-statistic)0.000000表 2.7从上表中我们不难发现作为詹森指数的常数项C 的 t 比率非常显著，且方程的R2 达到6精品 料推荐了 0.682115，拟合结果比较满意， F 统计量明显通过检验，方程总体的显著性也比较满意。以上种种均表明方程的回归结果比较不错。截距项为 -0.127742 ，说明基金的整体表现不如市场预期。 也即工银精选没有打败市场。2.8 对于海富通精选的分析在上面实验步骤的1.3 中我们用Eviews 得到了海富通精选基金的回归分析的

22、表格如下表 2.8 所示：Dependent Variable: Y8Method: Least SquaresDate: 05/05/13Time: 19:18Sample: 2007M05 2013M02Included observations: 70VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-0.1379290.009284-14.856950.0000X0.4346050.03288813.214600.0000R-squared0.719733Mean dependent var-0.248870Adjusted R-squared

23、0.715611S.D. dependent var0.062179S.E. of regression0.033159Akaike info criterion-3.946854Sum squared resid0.074767Schwarz criterion-3.882612Log likelihood140.1399Hannan-Quinn criter.-3.921336F-statistic174.6256Durbin-Watson stat1.576381Prob(F-statistic)0.000000从上表中我们不难发现作为詹森指数的常数项C 的 t 比率非常显著，且方程的R

24、2 达到了 0.719733 ，拟合结果比较满意， F 统计量明显通过检验， 方程总体的显著性也比较满意。以上种种均表明方程的回归结果比较不错。截距项为 -0.137929 ，说明基金的整体表现不如市场预期。也即海富通精选没有打败市场。2.9 对于国泰金鼎的分析在上面实验步骤的1.3 中我们用Eviews 得到了国泰金鼎基金的回归分析的表格如下表2.9 所示：Dependent Variable: Y9Method: Least SquaresDate: 05/05/13Time: 19:23Sample: 2007M05 2013M02Included observations: 70Var

25、iableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-0.1102530.010905-10.110770.0000X0.5379400.03863013.925570.0000R-squared0.740380Mean dependent var-0.247573Adjusted R-squared0.736562S.D. dependent var0.0758837精品 料推荐S.E. of regression0.038948Akaike info criterion-3.625041Sum squared resid0.103151Schwarz cr

26、iterion-3.560798Log likelihood128.8764Hannan-Quinn criter.-3.599523F-statistic193.9214Durbin-Watson stat1.581985Prob(F-statistic)0.000000表 2.9从上表中我们不难发现作为詹森指数的常数项C 的 t 比率非常显著，且方程的R2 达到了 0.740380 ，拟合结果比较满意，F 统计量明显通过检验，方程总体的显著性也比较满意。以上种种均表明方程的回归结果比较不错。截距项为 -0.110253 ，说明基金的整体表现不如市场预期。也即国泰金鼎没有打败市场。二、整体结

27、果分析从上面部分我们可以知道九只基金在选定的时间内都没有打败市场，也即他们的表现都不如市场预期表现。但有一点需要说明，就是我们选定时间在2007 年 5 月一直到2013 年2 月，在这段时间内正好发生了全球性的经济危机，也就是我们的结论换句话说就是：在全球性的金融危机面前我们选定的基金都没能赢过市场。 在此基础上我们可以引申出一点就是，面对经济不景气时把钱放入基金不是一个好主意。8精品 料推荐实验二：综合性检验实验目的对某只股票得到的CAPM 回归模型进行经济意义检验，统计学检验，计量经济检验。实验软件： Eviews实验数据： 见附录二实验过程用 CAPM 模型观测宝钢股份的股票在 200

28、2.02 到 2008.12 相对于上证综合指数的收益情况进行回归。设定 CAPM 模型为：? -? = ?+ ?（ ?- ? ） + ?（其中 ?表示平安保险的收益率；?表示市场无风险收益率；? 表示市场组合的收益率，?在这里我们取上证综合指数的收益率； 表示平安保险的股票收益率超过市场组合的收益率的大小。）1.1 数据预处理利用搜集到的数据运用excle 整理出 Ri fMf如附录二表1 所示：-R， R-R1.2 Eviews 数据导入1）打开 eviews，选择月度数据，在初始日期和结束日期栏输入：2002：03， 2008:12，点击 OK 。如下图 1.2.1 所示：图 1.2.1

29、9精品 料推荐2）从 excel 中导入数据， File import read test-lotus-excel，在 upper-left data cell 栏输入初始位置在 excel 里的编号（ G3 和 H 3 ），在 Excel5+sheet name 输入 sheet1，命名为 x 和 y，成功导入 RM -Rf 和 Ri-Rf，过程如下图 1.2.2 和图 1.2.3 所示。在这里我们用x 代表 RM -Rf ，用 y 代表 Ri-Rf表 1.2.2表 1.2.31.3 拟合回归模型输入 ls y c x 做出宝钢股份的CAPM 模型的回归方程，如下图1.3 所示：10精品 料

30、推荐图 1.3实验结果Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 05/05/13Time: 20:19Sample: 2002M03 2008M12Included observations: 82VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C0.0125930.0168770.7461770.4577X1.0477790.07190614.571560.0000R-squared0.726337Mean dependent var-0.200096Adjusted R-squared0.722

31、916S.D. dependent var0.145761S.E. of regression0.076727Akaike info criterion-2.273051Sum squared resid0.470957Schwarz criterion-2.214350Log likelihood95.19508Hannan-Quinn criter.-2.249483F-statistic212.3303Durbin-Watson stat1.790250Prob(F-statistic)0.000000表 2.111精品 料推荐所得回归方程为：Y = 0.012593+ 1.047779

32、 X（ 0.746177） （ 14.57156 ）一、经济意义检验这里所估计的参数=1.047779 表示 RM -Rf 每增加 1%，将会导致 Ri-Rf 增加 1.047779% ，也即 Ri 近似增加 1.047779% ，这符合经济学中的常理。二、统计学检验1） t 检验对于截距项 t 值为 0.746177 ，伴随概率为 0.4577，这明显是不通过检验的。但是对于回归模型来说，截距项是保证模型不仅过原点，并且对保持的经济学意义有至关重要的意义，所以即使t 值不显著我们也不能简单的去掉截距项。对于 来说，他的 t 值为 14.57156 ， 伴随概率为 0.0000，所以 通过了变

33、量显著性检验。2） R2 检验由表 2.1可知，由回归结果可知，本题中的可决定系数R2 0.726337 ， 说明模型对数据拟在整体上合较好。解释变量“RM -Rf”对被解释变量“ Ri-Rf ”的 72.6337%的变化做出了解释。3） F 检验可知 F=由表 2.1其伴随概率为0.0000000.05 ，所以我们可以得出结论方程整212.3303 ，体显著成立。三、计量经济学检验1) 自相关性检验3.1.1 DW 检验可知 DW=查表得 d =1.48dU =1.53 ，所以 d UDW4- d U，也即由上表 2.1，1.790250L，回归模型不存在一阶自相关。3.1.2作图法我们做出

34、实际值，估计值和残差的示意图，如下图所示：图 3.2.112精品 料推荐其中， 红线代表实际值， 绿线代表估计值，蓝线代表残差，可知随机误差项不存在明显的自相关性。3.1.3 拉格朗日乘数检验在方程窗口上点击“ View/Residual Test/Serial Correlation LM Test ” , 选择滞后期为“ 7”，输出结果如表 3.1.3 所示：Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:F-statistic0.545540Prob. F(7,73)0.7971Obs*R-squared4.076345Prob. Chi-Squar

35、e(7)0.7709Test Equation:Dependent Variable: RESIDMethod: Least SquaresDate: 05/05/13Time: 21:02Sample: 2002M03 2008M12Included observations: 82Presample missing value lagged residuals set to zero.VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C0.0003550.0177110.0200300.9841X0.0017540.0765310.0229200.9

36、818RESID(-1)0.0985370.1169460.8425860.4022RESID(-2)0.0147410.1181650.1247450.9011RESID(-3)-0.1194540.118932-1.0043910.3185RESID(-4)0.0885080.1239820.7138770.4776RESID(-5)-0.1371920.124052-1.1059260.2724RESID(-6)-0.0429850.127089-0.3382260.7362RESID(-7)0.1161580.1265050.9182110.3615R-squared0.049712M

37、ean dependent var-8.80E-18Adjusted R-squared-0.054430S.D. dependent var0.076251S.E. of regression0.078299Akaike info criterion-2.153309Sum squared resid0.447545Schwarz criterion-1.889157Log likelihood97.28565Hannan-Quinn criter.-2.047256F-statistic0.477347Durbin-Watson stat1.973510Prob(F-statistic)0

38、.868406可知 RESID(-1) RESID(-7)均没有通过 t 检验，则接受零假设，即不存在自相关性。2）异方差性检验3.2.1 作图法由下图可知，回归模型存在明显的异方差性。13精品 料推荐图 3.2.13.2.2White 检验运用 Eviews 进行怀特检验得到如下表所示：Heteroskedasticity Test: WhiteF-statistic0.858695Prob. F(2,79)0.4276Obs*R-squared1.744680Prob. Chi-Square(2)0.4180Scaled explained SS2.446314Prob. Chi-Squa

39、re(2)0.2943Test Equation:Dependent Variable: RESID2Method: Least SquaresDate: 05/05/13Time: 21:14Sample: 2002M03 2008M12Included observations: 82VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C0.0101930.0035742.8520950.0055X0.0376450.0293571.2823270.2035X20.0579410.0512581.1303840.261714精品 料推荐R-square

40、d0.021277Mean dependent var0.005743Adjusted R-squared-0.003501S.D. dependent var0.009919S.E. of regression0.009936Akaike info criterion-6.349332Sum squared resid0.007800Schwarz criterion-6.261281Log likelihood263.3226Hannan-Quinn criter.-6.313981F-statistic0.858695Durbin-Watson stat2.054841Prob(F-st

41、atistic)0.427631表 3.2.221.744680 ,且约束条件的个数m=2,经查表可知2( 2) = 5.991 ,检验结果显示 T ? R=?0.052 2( )即T ? R?2 ,落在接受区域，即原方程存在异方差性。0.053)正态性检验图 3.3由上图可知我们 J-B统计量为6.901773，p 值为 0.031718 0.05 所以落在拒绝域内，所以我们拒绝正态性原假设，认为分布不为正态性， 并且我们可以看到偏度指标为0.530232，存在一定程度的右偏，峰度指标为3.946280，所以超峰度为 0.946280 。15精品 料推荐实验 3：多重共线性检验实验目的理解多

42、重共线性的含义，运用Eviews 做到识别和修正。实验软件： Eviews实验数据： 见附录三实验过程1 多重共线性检验第一步：运用eviews 的最小二乘估计对实验数据进行ols 估计（ ls y c x1 x2 x3 x4 x5 ）结果如下表 1.1 所示：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 04/19/13Time: 11:24Sample: 1978 1997Included observations: 20VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C354.5884435.69680.8138420.4294X10.0260410.1200640.2168920.8314X20.9945360.1364747.2873800.0000X30.3926760.0864684.5412710.0005X4-0.0854360.016472-5.1866490.0001X5-0.00