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1、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：Ri-Rf=+（Rm-Rf）+t（其中Ri表示该基金的收益率；Rf表示市场无风险收益率；Rm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-Rf ，RM-Rf 如附录一表1.1.1，表1.1.2所示：1.
2、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，Fileimportread 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x，R1-Rf 为y1，R2-Rf 为y2，R3-Rf 为y3，R4-Rf 为y4，R5-Rf
3、为y5，R6-Rf 为y6，R7-Rf 为y7，R8-Rf 为y8，R9-Rf 为y9。图1.2.2 导入x 1.3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：Dependent Variable: Y1Method: Least SquaresDate: 05/05/13 Time: 16:19Sample: 2007M05 2013M02Incl
4、uded 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. dependent var0.068864S.E. of regression0.035961Akaike info criterion-3.784617Sum squared resid0
5、.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，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
6、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: 05/05/13 Time: 16:39Sample: 2007M05 2013M02Included observations: 70VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-0.0671340.014373-4.6708850.0000X0.7013100.05091613.773840.0000R-squared0.7
7、36146Mean 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 likelihood109.5454Hannan-Quinn criter.-3.047206F-statistic189.7186Durbin-Watson stat1.660885Prob(F-statis
8、tic)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1.3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: 05/05/13 Time: 16:42Sample: 2007
9、M05 2013M02Included observations: 70VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-0.1147340.011175-10.267020.0000X0.5265020.03958813.299590.0000R-squared0.722312Mean dependent var-0.249134Adjusted R-squared0.718228S.D. dependent var0.075192S.E. of regression0.039914Akaike info criterion-3.576037Sum
10、 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
11、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: 05/05/13 Time: 16:48Sample: 2007M05 2013M02Included observations: 70VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-0.1032630.012259-8.4233040.0000X0.5617610.04342912.935250.000
12、0R-squared0.711033Mean dependent var-0.246664Adjusted R-squared0.706783S.D. dependent var0.080862S.E. of regression0.043786Akaike info criterion-3.390842Sum squared resid0.130372Schwarz criterion-3.326599Log likelihood120.6795Hannan-Quinn criter.-3.365324F-statistic167.3207Durbin-Watson stat1.003630
13、Prob(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: 05/05/13 Time: 16
14、:52Sample: 2007M05 2013M02Included observations: 70VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-0.0690290.013489-5.1172990.0000X0.6964160.04778614.573600.0000R-squared0.757481Mean dependent var-0.246802Adjusted R-squared0.753914S.D. dependent var0.097122S.E. of regression0.048179Akaike info criter
15、ion-3.199611Sum squared resid0.157846Schwarz criterion-3.135368Log likelihood113.9864Hannan-Quinn criter.-3.174093F-statistic212.3898Durbin-Watson stat1.262447Prob(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-0.069
16、029，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: Y6Method: Least SquaresDate: 05/05/13 Time: 19:01Sample: 2007M05 2013M02Included observations: 70VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-0.1139770.012541-9.0883370.0000X0.5116480.0
17、4442711.516610.0000R-squared0.661072Mean dependent var-0.244585Adjusted R-squared0.656087S.D. dependent var0.076381S.E. of regression0.044793Akaike info criterion-3.345389Sum squared resid0.136434Schwarz criterion-3.281147Log likelihood119.0886Hannan-Quinn criter.-3.319871F-statistic132.6324Durbin-W
18、atson 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:
19、 05/05/13 Time: 19:15Sample: 2007M05 2013M02Included observations: 70VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-0.1277420.011194-11.411250.0000X0.4790290.03965612.079480.0000R-squared0.682115Mean dependent var-0.250023Adjusted R-squared0.677440S.D. dependent var0.070399S.E. of regression0.039983
20、Akaike info criterion-3.572579Sum squared resid0.108707Schwarz criterion-3.508336Log likelihood127.0403Hannan-Quinn criter.-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
21、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表格如下表2.8所示：Dependent Variable: Y8Method: Least SquaresDate: 05/05/13 Time: 19:18Sample: 2007M05 2013M02Included observations: 70VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-0.1379290.009284-14.8569
22、50.0000X0.4346050.03288813.214600.0000R-squared0.719733Mean dependent var-0.248870Adjusted R-squared0.715611S.D. dependent var0.062179S.E. of regression0.033159Akaike info criterion-3.946854Sum squared resid0.074767Schwarz criterion-3.882612Log likelihood140.1399Hannan-Quinn criter.-3.921336F-statis
23、tic174.6256Durbin-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R2 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: Lea
24、st SquaresDate: 05/05/13 Time: 19:23Sample: 2007M05 2013M02Included observations: 70VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-0.1102530.010905-10.110770.0000X0.5379400.03863013.925570.0000R-squared0.740380Mean dependent var-0.247573Adjusted R-squared0.736562S.D. dependent var0.075883S.E. of reg
25、ression0.038948Akaike info criterion-3.625041Sum squared resid0.103151Schwarz criterion-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
26、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。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
27、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2002.02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： Ri-Rf=+（Rm-Rf）+t（其中Ri表示平安保险的收益率；Rf表示市场无风险收益率；Rm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-Rf ，RM-Rf 如附录二表1所示：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：2002：03，
28、 2008:12，点击OK。如下图1.2.1所示：图1.2.12）从excel中导入数据，Fileimportread 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：图1.3实验结果Dependent
29、Variable: YMethod: Least SquaresDate: 05/05/13 Time: 20:19Sample: 2002M03 2008M12Included observations: 82VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C0.0125930.0168770.7461770.4577X1.0477790.07190614.571560.0000R-squared0.726337Mean dependent var-0.200096Adjusted R-squared0.722916S.D. dependent va
30、r0.145761S.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2.1所得回归方程为： Y=0.012593 + 1.047779X （0.746177） （14.57156）一、经济意义
31、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b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b来说，他的t值为14.57156，伴随概率为0.0000，所以b通过了变量显著性检验。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R20.726337，说明模型对数
32、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检验由表2.1可知F=212.3303，其伴随概率为0.0000000.05，所以我们可以得出结论方程整体显著成立。三、计量经济学检验1)自相关性检验3.1.1 DW检验 由上表2.1可知DW=1.790250，查表得dL=1.48 ， dU =1.53，所以dU DW4- dU，也即回归模型不存在一阶自相关。3.1.2 作图法我们做出实际值，估计值和残差的示意图，如下图所示：图3.2.1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
33、 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-Square(7)0.7709Test Equation:Dependent Variable: RESIDMethod: Least SquaresDate: 05/05/13 Time: 21:
34、02Sample: 2002M03 2008M12Included observations: 82Presample missing value lagged residuals set to zero.VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C0.0003550.0177110.0200300.9841X0.0017540.0765310.0229200.9818RESID(-1)0.0985370.1169460.8425860.4022RESID(-2)0.0147410.1181650.1247450.9011RESID(-3)-0.
35、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-squared0.049712Mean dependent var-8.80E-18Adjusted R-squared-0.054430S.D. dependent var0.076251S.E. of regres
36、sion0.078299Akaike info criterion-2.153309Sum squared resid0.447545Schwarz criterion-1.889157Log likelihood97.28565Hannan-Quinn criter.-2.047256F-statistic0.477347Durbin-Watson stat1.973510Prob(F-statistic)0.868406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。图3.
37、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-Square(2)0.2943Test Equation:Dependent Variable: RESID2Method: Least SquaresDate: 05/05/13 Time: 21:14Sample: 2
38、002M03 2008M12Included observations: 82VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C0.0101930.0035742.8520950.0055X0.0376450.0293571.2823270.2035X20.0579410.0512581.1303840.2617R-squared0.021277Mean 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-statistic)0.42
