中国股票内在价值影响因素的实证分析Word文件下载.docx

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“内在价值”，且“内在价值”可以通过对该种投资对象的现状和未来前景的分析而获得；

市场—和“内在价值”之间的差距最终会被市场纠正。

它有两个前提假设：

“股票的价值决定—”、

“—围绕价值上下波动”。

由于公司的内在价值体现在盈利能力和投资价值上，所以我们选择了能够反映这两个因素的所有者权益收益率和每股净资产作为分析指标。

三、相关数据搜集首先，由于我国股票市场才有十多年的历史，很多指标又都是按年度计算的，如果以时间为依据选取样本，可能不具有代表性，所以我们选取截而数据作为样木。

其次，由于上市的股票很多，所以样本股的选择十分关键。

我们从今年1月2日推出的上证50指数的50支股票中随机抽取20支作为样本。

据专家分析，上证50成分股xx年3季度的净利润与利润总额占同期全部A股的比例分别达到42.06%与43.05%,是—蓝筹股的突出代表,而且行业分布也很合理，因此，我们选取的数据具备研究所要求达到的代表性。

再次，我们选择了报表计算期后的60日—作为自变量。

因为经过60天的市场调整，该指标更贴近于计算期日股票的内在价值。

序号60R—每股净资产所有者权益收益率110.853.068

13.2920

14.294.0916.44184.411.990.121914.484.83516.235.0310

四、模型的建立根据以上分析，我们建立了以下模型：

Y二C+B

1X1+B2X2+U其中：

Y代表股票60日—C代表常数项B代表参

数XI代表每股净资产X2代表所有者权益收益率

五、模型的估计和检验

我们利用EVIEWS软件和最小二乘法进行回归分析及统计检验得出以下结果DependentVariable:

YMethod:

LeastSquaresDate:

05/12/04Time:

14:

59Sample:

120Includedobservations:

20VariableCoefficientStd・Errort~StatisticProb・XI

2.7227790.3529737.7138540.0000X20.1675010.062923

2.6619850.0164C-0.5636661.233640-0.4569130.6535R—squared0・834815Meandependentvar10.39150AdjustedR-

squared0.815381S.D.dependentvar3.666757S.E.ofregression1.575506Akaikeinfocriterion3.884511Sumsquaredresid42.19771Schwarzcriterion4.033871Loglikelihood-35.84511F-statistic42.95741Durbin-Watsonstat2.659659Prob（F-statistic）0.000000回归方程如下：

Y=-0.563666+2.722779X1+0.167501X2（1.233640）（0.352973）（0.062923）t=（-0.456913）（7.713854）（2.661985）R2=

0.834815F=42.95741DW=2.659659

经济意义的检验从经济意义上来说，股票—随股票与每股净资产及所有者权益收益率成正比，XI和X2的系数B1和B2均为正数，表示随着每股净资产和所有者权益收益率的增加，股票的价值会上升，这是符合经济意义的。

而C为样本回归方程的截距，表示当每股净资产和所有着权益收益率均为零时的股票价值，在上述回归方程中为负数，这显然是不符合经济意义的。

统计推断的检验R2=0.834815说明总离差平方和的83.4815%被样木回归直线解释，仅有不足17%未被解释，因此样本回归直线对样本的拟合优度是很高的。

B1的t统计量为7.713854,在给定显著性水平为0.05的情况下，查T分布表在自由度为N-2二18下的临界值为2.101,因为7.713854大于2.101,所以拒绝原假设。

表明每股净资产对股票价值的影响显著。

B2的t统计量为2.661985,在给定显著性水平为0.05的情况下，查T分布表在自由度为N-

2=18下的临界值为2.101,因为2.661985大于2.101,所以拒绝原假设。

表明所有者权益收益率对股票价值的影响显著。

而常数项C的t统计量为-0.456913,-2.10K-0.456913

DependentVariable:

05/12/04

Time:

15:

00Sample:

20Variable

CoefficientStd.Errort~StatisticProb.XI2.596293

0.21412112.125330.0000X20.15_430.0587362.706069

0.0145R-squared0.832786Meandependentvar10.39150

AdjustedR-squared0.823497S.D.dependentvar3.666757

S.E.ofregression1.5404Akaikeinfocriterion

3.796717Sumsquaredresid42.71592Schwarzcriterion3.

6290Loglikelihood~35.96717Durbin-Watsonstat

2.608111得回归方程如下：

Y=2.596293XI+0.15—43X2

（0.214121）（0.058736）t二（12.12533）（2.706069）R2=

0.832786DW=2.608111R2=0.832786说明总离差平方和的

83.2786%被样木回归直线解释，仅有不足17%未被解释，因此样本回归直线对样本的拟合优度是很高的。

B1的t统计量为

12.12533,在给定显著性水平为0.05的情况下，查T分布表在自由度为N-2=18下的临界值为2.101,因为12.12533大于2.101,所以拒绝原假设。

表明表明每股净资产对股票价值的影响显著。

B2的t统计量为2.706069,在给定显著性水平为0.05的情况下，查T分布表在自由度为N-2=18下的临界值为2.101,因为2.706069大于2.101,所以拒绝原假设。

表明所有者权益收益率对股票价值的影响显著。

计量经济的检验多重共线性的检验XIX2XI1

0.292084631717X20.2920846317171

由表可以看出，XI、X2不存在多重共线性。

2.异方差的检验图

示法

随XI、X2的变化e2没有明显系统性变化，所以从图可以看出模型不存在异方差。

（2）Goldfele-Quandt检验：

06/04/04

09:

09Sample:

18Includedobservations:

8Variable

CoefficientStd.Errort-StatiSticProb.X20.115917

0.0687331.6864780.1427XI2.5—1110.3626597.139240

0.0004R-squared0.510444Meandependentvar7.117500

AdjustedR-squared0.428852S.D.dependentvar2.034437

S.E.ofregression1.537513Akaikeinfocriterion3.910527Sumsquaredresid14.18368Schwarzcriterion3.930388Loglikelihood-13.64211Durbin-Watsonstat1.763852

1320Includedobservations:

CoefficientStd.Errort-StatisticProb.X20.152842

0.1715170.—11230.4072XI2.5464680.4913375.182728

0.0020R-squared0.818279Meandependentvar12.92500

AdjustedR-squared0.787992S.D.dependentvar3.204158

S.E.ofregression1.475331Akaikeinfocriterion3.827960

Sumsquaredresid13.05962Schwarzcriterion3.847821Loglikelihood-13.31184Durbin-Watsonstat0.908317

以XI排序后，求得Lel2=14.8368,Ee22=13.05962

F=14.8368/13.05962=1.0861在给定显著性水平为0.05的情况下,查F分布表在自由度为（n-c）/2-k=6下的临界值为4.28,因为4.28大于1.0861,所以接受H0,表明无异方差

10Sample:

CoefficientStd.Errort-StatisticProb.X20.1245150.0972871.2798810.2478XI2.5742550.24555710.48332

0.0000R-squared0.875434Meandependentvar9.218750

AdjustedR-squared0.854673S.D.dependentvar3.715525

S.E.ofregression1.416426Akaikeinfocriterion3.746468

Sumsquaredresid12.03757Schwarzcriterion3.766329Loglikelihood-12.98587Durbin-Watsonstat1.361776

CoefficientStd.Errort-StatisticProb.X20.137181

0.1362561.0067830.3529XI2.7211270.5564964.8—749

0.0027R-squared0.715329Meandependentvar12.31875

AdjustedR-squared0.667884S.D.dependentvar3.453373

S.E.ofregression1.990162Akaikeinfocriterion4.426627

Sumsquaredresid23.76446Schwarzcriterion4.446487Loglikelihood-15.70651Durbin-Watsonstat2.259

以X2排序后，求得Eel2=12.03757,Ee22=23.76446

F二23.76446/12.03757=1.9742在给定显著性水平为0.05的情况下，查F分布表在自由度为（n-c）/2-k=6下的临界值为4.28,因为4.28大于1.9742,所以接受H0,表明无异方差

（3）White检验:

WhiteHeteroskedasticityTest:

F~statistic1.883353

Probability0.161203Obs*R~squared8.042756Probability

0.1535TestEquation:

DependentVariable:

RESID"

2

Method:

05/13/04Time:

07Sample:

20VariableCoefficientStd.Errort~StatisticProb.C~10.378097.592657~1.366859

0.1932XI4.5032603.9356521.1442220.2717Xl"

2-0.250357

0.611059-0.4097110.6882X1*X2-0.2493350.219636-

1.1352210.2753X20.4809800.5139530.9358450.3652X2"

0.0306380.0152602.0078100.0644R-squared0.402138Meandependentvar2.135796AdjustedR-squared0.188616S.D.dependentvar3.159756S.E.ofregression2.846210Akaikeinfocriterion5.173178Sumsquaredresid113.4127Schwarzcriterion5.478Loglikelihood-45.73178F~statistic

1.883353Durbin-Watsonstat2.610948Prob（F-statistic）

0.161203由拟合的数据可知，N*22=200.347103=6.94206,查表得0.05（5）=9.48773,N*R"

2〈0.05（5）,接受H0,表明模型无异方差。

综上所述，模型无异方差。

3、自相关检验用DW法检验方程的自相关性，方程DW值为

2.608111查表得Dl=l.100Du=l.5374~Du=2.463Du<

d

《证券投资原理》陈永生西南财经大学岀版社xx年四月第三版印刷数据华夏福星股票分析系统

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