SPSS統(tǒng)計分析軟件論文

1、統(tǒng)計分析軟件論文報告論文題目：金融發(fā)展模型中國GDP與若干可測變量理論及回歸關(guān)系研究課程及課堂號：序號：姓名：學(xué)號：專業(yè)班級：學(xué)院：郵箱：完成時間：作者聲明本論文報告是在老師的指導(dǎo)下由本人獨立撰寫完成的，沒有剽竊、抄襲、造假等違反道德、學(xué)術(shù)規(guī)范和其他侵權(quán)行為。對本論文報告的研究做出重要貢獻(xiàn)的個人和集體，均已在文中以明確方式標(biāo)明。因本論文報告引起的法律結(jié)果完全由本人承擔(dān)。特此聲明。作者專業(yè)：作者學(xué)號：作者簽名：（手寫有效）201 年 月 日（手填時間）金融發(fā)展模型中國GDP與若干可測變量理論及回歸關(guān)系研究摘 要：中國金融市場的發(fā)展尚處于初步階段，但基于普適西方經(jīng)濟(jì)學(xué)原理的一些基本規(guī)律還是具備的。

2、本文通過對GDP與金融市場的若干可測變量：貸款余額、證券融資額、投資總額以及CPI理論關(guān)系的論述，并結(jié)合中國歷年GDP與該幾項變量間的實證回歸分析，來建立GDP與該幾項可測變量的量化關(guān)系，并論證實際情況下，前述理論之適用性。并建立GDP與該四項可測變量的回歸模型，稱之為“金融發(fā)展模型”，借以進(jìn)一步說明我國金融市場正在健康地發(fā)展。關(guān)鍵詞：金融發(fā)展；GDP；貸款余額；證券融資額；投資總額 一、貸款余額與GDP的關(guān)系（一）、一般理論一般認(rèn)為，貸款與經(jīng)濟(jì)是相互作用的，研究表明，貸款余額變化既是經(jīng)濟(jì)觀察規(guī)模變化的原因又是它的結(jié)果（謝平等，2002）。經(jīng)濟(jì)增長需要資金支持，引發(fā)了貸款需求。GDP規(guī)模越大，

3、貸款需求也就越大。貸款增長又反過來促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長。貸款作為經(jīng)濟(jì)主體的一種融資形式，其實質(zhì)在于創(chuàng)造貨幣和配置金融資源，它增大了貨幣總量并加快了金融資源的流轉(zhuǎn)速度。貸款調(diào)劑了資金余缺，緩解企業(yè)和消費者的流動性約束，增大投資和消費需求，并擴(kuò)大了生產(chǎn)能力，進(jìn)而推動了GDP增長。上述貸款與GDP相互作用的過程可簡單表示如下式：貸款投資、消費GDP貸款······（表示增加）。（二）、實證分析1、變量選取本實證研究分析所使用的樣本取自19802007年的年度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于各年的中國統(tǒng)計年鑒和中國金融年鑒。直接以貸款余額L與GDP作為變量進(jìn)行實證

4、分析。2、對變量進(jìn)行統(tǒng)計分析，結(jié)果如下：表1-1描述性統(tǒng)計量均值標(biāo)準(zhǔn)差NGDP67596.7568722.00128貸款余額69405.2175167.21828表1-2相關(guān)性GDP貸款余額GDPPearson 相關(guān)性1.998*顯著性（雙側(cè)）.000N2828貸款余額Pearson 相關(guān)性 .998*1顯著性（雙側(cè)）.000N2828*. 在 .01 水平（雙側(cè)）上顯著相關(guān)。模型匯總b模型RR 方調(diào)整 R 方標(biāo)準(zhǔn) 估計的誤差1.998a.996.9964468.133a. 預(yù)測變量: (常量), 貸款余額。b. 因變量: GDP表1-3Anovaa模型平方和Df均方FSig.1回歸16361

5、.091.000b殘差519069618.3782619964216.091總計27a. 因變量: GDPb. 預(yù)測變量: (常量), 貸款余額。表1-4系數(shù)a模型非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)tSig.B標(biāo)準(zhǔn) 誤差試用版1(常量)4271.9731159.0543.686.001貸款余額.912.011.99879.756.000a. 因變量: GDP通過統(tǒng)計分析可以看出：（1） 相關(guān)性中，GDP與貸款余額L是正相關(guān)關(guān)系，且相關(guān)系數(shù)達(dá)99.8%。（2） 回歸分析中，模型中常量與自變量系數(shù)的P值均小于0.05，說明統(tǒng)計結(jié)果是顯著的。于是，我們可以得出GDP與貸款余額L的回歸方程式：GDP=4271.97

6、3+0.912L；模型的擬合度也是相當(dāng)高的，如下圖：圖1二、證券融資額與GDP的關(guān)系（一）、理論關(guān)系證券市場是在市場經(jīng)濟(jì)條件下實現(xiàn)資本有效配置的重要機制。普遍的觀點認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)增長所帶來的現(xiàn)代化和金融體系的發(fā)展，將成為促進(jìn)證券市場發(fā)展的重要因素。但作為一種被寄予厚望的融資方式，中國證券市場的發(fā)展還只能說是剛剛開始。世界銀行對中國資本市場狀況所作的判斷是：當(dāng)前中國的資本市場尚不能發(fā)揮資本市場的基本功能，其原因在于中國資本市場依托的仍是一個具有眾多非市場經(jīng)濟(jì)因素的環(huán)境，其中突出的因素之一是國有企業(yè)的無風(fēng)險經(jīng)營。企業(yè)債券融資在中國是先于股票融資獲得管理層鼓勵認(rèn)可的，因為發(fā)行債券融資不會改變國有企業(yè)的所

7、有制形式。早在1987年3月1日國務(wù)院就頒布了企業(yè)債券管理暫行條例，開始對企業(yè)債券進(jìn)行統(tǒng)一管理。所以，在股票融資還存在爭議的時候，企業(yè)債券已經(jīng)起步并初具規(guī)模。但是從圖4可以看出，中國企業(yè)債券融資的規(guī)模也很有限，18年間的最高發(fā)行額竟是1992 年的683.71 億元) 自1993 年以后，企業(yè)債券融資額開始回落，而且始終徘徊不前，債券融資占全部企業(yè)外部融資比重很小。究其原因，主要體現(xiàn)在：（1）國有企業(yè)作為發(fā)債主體缺乏足夠的信譽，這是制約企業(yè)債券市場發(fā)展的直接原因。而1993年開始的大規(guī)模國債的順利發(fā)行，也恰恰反映了融資主體信譽對融資成功與否所起到的關(guān)鍵作用。（2）政府推行“重股輕債”的發(fā)展策略

8、，其焦點往往集中在如何發(fā)展股票市場，而企業(yè)債券市場建設(shè)卻得不到足夠的政策支持。（3）企業(yè)債券二級市場的建設(shè)相當(dāng)滯后，導(dǎo)致企業(yè)債券的流動性差，對投資者缺乏吸引力。總體而言，企業(yè)債券融資對中國的GDP構(gòu)成也難以產(chǎn)生實質(zhì)性影響。證券市場建設(shè)和發(fā)展的相對落后制約了證券市場融資作用的發(fā)揮，使得企業(yè)的外部融資渠道受到限制。從企業(yè)融資需求的角度看，目前中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展仍存在融資缺口。這其中除經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌的體制原因以外，證券市場不發(fā)達(dá)也是一個主要原因。目前中國證券市場的融資規(guī)模尚不足以彌補經(jīng)濟(jì)體制轉(zhuǎn)軌過程中出現(xiàn)的融資缺口，而大力發(fā)展證券市場，為企業(yè)的外部融資提供了一個有效的場所，正是彌補中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展融資缺口的良好途徑

9、。從改善GDP 構(gòu)成的角度看，證券市場的發(fā)展可以為大量出現(xiàn)在第三產(chǎn)業(yè)中的新興、重點行業(yè)和企業(yè)提供更多的外部融資機會，通過微觀企業(yè)的發(fā)展帶動整個行業(yè)的發(fā)展，并最終通過第三產(chǎn)業(yè)整體的快速發(fā)展實現(xiàn)中國GDP構(gòu)成的優(yōu)化。目前中小企業(yè)創(chuàng)業(yè)板的建設(shè)和發(fā)展就是一個很好的開端。（二）、實證分析1、變量選取本實證研究分析所使用的樣本取自19802007年的年度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于各年的中國統(tǒng)計年鑒和證券期貨年鑒。直接以證券融資額S與GDP作為變量進(jìn)行實證分析。2、對變量進(jìn)行統(tǒng)計分析，分析結(jié)果如下：表2-1描述性統(tǒng)計量均值標(biāo)準(zhǔn)差NGDP67596.7568722.00128證券融資額13466.5718763.734

10、28表2-2相關(guān)性GDP證券融資額GDPPearson 相關(guān)性1.980*顯著性（雙側(cè)）.000N2828證券融資額Pearson 相關(guān)性.980*1顯著性（雙側(cè)）.000N2828*. 在 .01 水平（雙側(cè)）上顯著相關(guān)。表2-3模型匯總b模型RR 方調(diào)整 R 方標(biāo)準(zhǔn) 估計的誤差1.980a.961.95913870.341a. 預(yù)測變量: (常量), 證券融資額。b. 因變量: GDP表2-4Anovaa模型平方和df均方FSig.1回歸1636.798.000b殘差5002045306.35826192386357.937總計27a. 因變量: GDPb. 預(yù)測變量: (常量), 證券融

11、資額。表2-5系數(shù)a模型非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)tSig.B 的 95.0% 置信區(qū)間B標(biāo)準(zhǔn) 誤差試用版下限上限1(常量)19252.6143246.7085.930.00012578.91125926.317證券融資額3.590.142.98025.235.0003.2983.882a. 因變量: GDP通過統(tǒng)計分析可以看出：（1） 相關(guān)性中，GDP與證券融資額S是正相關(guān)關(guān)系，且相關(guān)系數(shù)達(dá)98.0%。（2） 回歸分析中，模型中常量與自變量系數(shù)的P值均小于0.05，說明統(tǒng)計結(jié)果是顯著的。于是，我們可以得出GDP與證券融資額S的回歸方程式：GDP=19252.614+3.590S；模型的擬合度也是相

12、當(dāng)高的，如下圖：圖2三、投資總額與GDP的理論關(guān)系（一）理論關(guān)系1、西方經(jīng)濟(jì)學(xué)關(guān)于投資與GDP關(guān)系的主要理論觀點凱恩斯學(xué)說著眼于國民經(jīng)濟(jì)短期的穩(wěn)定運行，認(rèn)為通過擴(kuò)大政府投資可以彌補私人投資和消費的不足，從而達(dá)到提高國民收入、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的目標(biāo)。新古典綜合派發(fā)展了凱恩斯學(xué)說，提出總需求是由消費、投資、出口共同決定的。從短期看，可以通過擴(kuò)張性的財政政策和貨幣政策，刺激投資需求，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。新凱恩斯主義的哈羅德多馬模型強調(diào)了投資在供給方面對于國民經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長的作用，認(rèn)為高投資率可帶來高經(jīng)濟(jì)增長率。索洛和斯旺建立的新古典增長模型認(rèn)為，較高的投資率對短期的經(jīng)濟(jì)增長確有促進(jìn)作用；但是長期看，經(jīng)濟(jì)增長主要

13、依賴于技術(shù)進(jìn)步。上世紀(jì)80年代，羅默和盧卡斯的內(nèi)生增長理論用包括人力資本投資、研究與開發(fā)費用等在內(nèi)的投資新概念，替代了傳統(tǒng)意義的投資概念，再次得出高投資率帶來高經(jīng)濟(jì)增長率的結(jié)論。從上述西方經(jīng)濟(jì)理論的主要觀點看，擴(kuò)大投資對于促進(jìn)GDP增長能夠發(fā)揮重要作用。2、全社會固定資產(chǎn)投資、資本形成總額的概念及其關(guān)系（1）全社會固定資產(chǎn)投資是統(tǒng)計概念，指以貨幣形式表現(xiàn)的在一定時期內(nèi)全社會建造和購置固定資產(chǎn)的工作量以及相關(guān)費用的總稱。按管理渠道可以分為，建設(shè)和改造投資、房地產(chǎn)開發(fā)投資以及其他投資。（2）資本形成總額是國民經(jīng)濟(jì)核算概念，指常住單位在一定時期內(nèi)獲得的資產(chǎn)減去固定資產(chǎn)處置和存貨處置，具體包括固定資本

14、形成總額和存貨增加兩部分。其中，固定資本形成總額是指各核算單位在一定時期內(nèi)獲得的固定資產(chǎn)減去處置的固定資產(chǎn)的價值總額。固定資本形成總額與全社會固定資產(chǎn)投資的關(guān)系可用以下公式表示：固定資本形成總額全社會固定資產(chǎn)投資商品房銷售增值礦藏勘探形成的固定資本土地改良形成的固定資本扣減項（3）全社會固定資產(chǎn)投資和資本形成總額的關(guān)系。全社會固定資產(chǎn)投資是支出法GDP中資本形成總額的重要組成部分，全社會固定資產(chǎn)投資在轉(zhuǎn)化為資本形成總額的過程中，主要增項包括三個：投資統(tǒng)計口徑以外的，小于50萬元及其他零星項目固定資產(chǎn)投資商品房銷售增值、礦藏勘探形成的固定資本和土地改良形成的固定資本（不包括投資統(tǒng)計口徑中已計入的

15、土地開發(fā)投資）。存貨。此外，還需要對全社會固定資產(chǎn)投資進(jìn)行必要的扣減，主要是：購置舊建筑物、舊設(shè)備和土地所花費的投資。這部分投資只是用于資產(chǎn)價值的轉(zhuǎn)移并沒有增加新的資產(chǎn)。固定資產(chǎn)投資的其他費用中不形成固定資產(chǎn)的部分等。3、投資率、固定資產(chǎn)投資對GDP增長貢獻(xiàn)率和拉動率（1）投資率是指按支出法計算的資本形成總額占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重，表示一個經(jīng)濟(jì)體的總產(chǎn)出中有多少份額用于投資。具體公式是，投資率=（資本形成總額/GDP）* 100%（2）固定資產(chǎn)投資對GDP增長的貢獻(xiàn)率是指當(dāng)年固定資本形成額年度實際增量占當(dāng)年GDP實際增量的比重。該指標(biāo)是從需求角度分析固定資產(chǎn)投資增長與GDP增長之間的關(guān)系。具體公

16、式是，固定資產(chǎn)投資對GDP增長的貢獻(xiàn)率=（當(dāng)前固定資本形成年度實際增量/當(dāng)年GDP實際增量）*100%（3）固定資產(chǎn)投資對GDP的拉動率等于固定資產(chǎn)投資的貢獻(xiàn)率乘以 GDP增長速度。該指標(biāo)和固定資產(chǎn)投資貢獻(xiàn)率之間沒有本質(zhì)區(qū)別，只是把“占GDP增量的百分比”，變成了“增長速度中的若干百分點”。上述三個指標(biāo)都反映了投資與GDP之間的關(guān)系。投資率反映了當(dāng)年投資總量與GDP總量之間的比例關(guān)系，貢獻(xiàn)率和拉動率則反映了當(dāng)年投資增量與GDP增量之間的比例關(guān)系。投資貢獻(xiàn)率在本質(zhì)上決定于投資率，因此，在某種程度上對投資率的分析也適用于投資貢獻(xiàn)率。（二）、實證分析1、變量選取本實證研究分析所使用的樣本取自1980

17、2007年的年度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于各年的中國統(tǒng)計年鑒。直接以GDP和投資總額I為變量進(jìn)行統(tǒng)計分析。2、對變量進(jìn)行統(tǒng)計分析，結(jié)果如下：表3-1描述性統(tǒng)計量均值標(biāo)準(zhǔn)差NGDP67596.7568722.00128投資總額27682.1435318.10828表3-2相關(guān)性GDP投資總額GDPPearson 相關(guān)性1.979*顯著性（雙側(cè)）.000N2828投資總額Pearson 相關(guān)性.979*1顯著性（雙側(cè)）.000N2828*. 在 .01 水平（雙側(cè)）上顯著相關(guān)。表3-3模型匯總b模型RR 方調(diào)整 R 方標(biāo)準(zhǔn) 估計的誤差1.979a.959.95814160.779a. 預(yù)測變量: (常量),

18、 投資總額。b. 因變量: GDP表3-4Anovaa模型平方和df均方FSig.1回歸1609.889.000b殘差5213719014.98326200527654.422總計27a. 因變量: GDPb. 預(yù)測變量: (常量), 投資總額。表3-5系數(shù)a模型非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)tSig.B標(biāo)準(zhǔn) 誤差試用版1(常量)14845.4933424.0814.336.000投資總額1.906.077.97924.696.000a. 因變量: GDP通過統(tǒng)計分析可以看出：（1）相關(guān)性中，GDP與投資總額I是正相關(guān)關(guān)系，且相關(guān)系數(shù)達(dá)97.9%。（2）回歸分析中，模型中常量與自變量系數(shù)的P值均小于0.

19、05，說明統(tǒng)計結(jié)果是顯著的。于是，我們可以得出GDP與投資總額I的回歸方程式：GDP=14845.493+1.906I；模型的擬合度也是相當(dāng)高的，如下圖：圖3四、CPI與GDP的關(guān)系（一）、理論分析CPI反映消費價格變化情況，是一個相對數(shù)。GDP反映國民經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)總量，是一個絕對數(shù)。CPI的變動反映經(jīng)濟(jì)運行過程中物價變動情況，是觀察通貨膨脹程度的重要指標(biāo)，GDP的變化則反映經(jīng)濟(jì)的增長情況。經(jīng)濟(jì)增長與通貨膨脹的關(guān)系存在以下四種情形：高增長低通脹，高增長高通脹，低增長低通脹，低增長高通脹。高增長低通脹。主要特征是GDP高速增長和CPI的低位穩(wěn)定并存，表明宏觀經(jīng)濟(jì)處于良性運行的軌道，這是一個社會追求的

20、最重要的經(jīng)濟(jì)目標(biāo)。我國1997年至2007年的10年，就是典型的高增長低通脹，這段時間是經(jīng)濟(jì)的“黃金增長期”。高增長高通脹。主要特征是GDP的高速增長與CPI高位運行并存。由于經(jīng)濟(jì)高速增長，國民收入大幅增加，社會需求增長較快，在這種情況下，容易出現(xiàn)價格上漲從而引發(fā)通貨膨脹。此時，由于經(jīng)濟(jì)高速運行，所以即使通脹壓力較大，整個社會壓力也不是很大。但如果分配不公，容易出現(xiàn)窮人補貼富人的情況，從而會引發(fā)一系列社會問題。我國在1992年至1995年期間就處于這樣的階段。低增長低通脹。主要特征是GDP增長較慢甚至出現(xiàn)負(fù)增長的同時CPI也處于低位運行狀態(tài)。一般情況下，經(jīng)濟(jì)增長緩慢，則國民收入增長緩慢，社會需

21、求減少，從而使得產(chǎn)品價格下降，CPI降低。促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長成為整個社會的首要目標(biāo)，可以采取適當(dāng)?shù)耐ㄘ浥蛎浾邅泶碳どa(chǎn)。政府會采取擴(kuò)張性的政策來刺激經(jīng)濟(jì)的增長。我國在1988年至1991年期間就處于這樣的階段。低增長高通脹。即經(jīng)濟(jì)停滯通貨膨脹，俗稱“滯脹”。主要特征就是GDP增長比較緩慢甚至出現(xiàn)負(fù)增長的情況，但同時物價上升加快，通貨膨脹率一般超過5%甚至更高。滯脹要比單純的通脹更可怕，對一個社會的破壞性更大。結(jié)合中國的具體國情分析，改革開放以來，中國曾多次出現(xiàn)投入型經(jīng)濟(jì)增長所誘發(fā)的通貨膨脹。由于體制原因，加之各類投資主體普遍缺乏有效的自我約束，整個投資規(guī)模在經(jīng)濟(jì)高速增長時期急劇膨脹，呈現(xiàn)出一種投資

22、的積累擴(kuò)張慣性。而投資規(guī)模膨脹的主要表現(xiàn)是固定資產(chǎn)投資規(guī)模的膨脹，這就加大了以后時期信貸規(guī)模擴(kuò)張的壓力。一方面直接影響到相當(dāng)一部分與固定資產(chǎn)投資相關(guān)的要素價格上漲，形成了成本推進(jìn)的通貨膨脹。另一方面，由于相當(dāng)一部分投資可以通過各種渠道直接或間接地轉(zhuǎn)化為人們的貨幣收入，這就加大了整個經(jīng)濟(jì)中通貨膨脹的需求推動力量，加強了通貨膨脹的需求壓力。這種通貨膨脹往往出現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)的高速增長時期。如19781979 年，19841985 年，19871988 年以及19921994 年這四個經(jīng)濟(jì)高速增長時期所發(fā)生的通貨膨脹。由以上分析可得，三者有相同的變化趨勢，但通貨膨脹率的變化會滯后于經(jīng)濟(jì)增長率和貨幣供應(yīng)量的增

23、長率。（二）、實證分析1、變量選取本實證研究分析所使用的樣本取自19802007年的年度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于各年的中國統(tǒng)計年鑒和中國金融年鑒。為消除時間序列中存在的異方差現(xiàn)象，對變量進(jìn)行對數(shù)變換，變換后不改變原序列的協(xié)整關(guān)系變量的對數(shù)形式表示為lnGDP，CPI。2、運用統(tǒng)計分析軟件進(jìn)行分析表4-1描述性統(tǒng)計量均值標(biāo)準(zhǔn)差NlnGDP10.466711.28651328CPI1.05843.06659428表4-2相關(guān)性lnGDPCPIlnGDPPearson 相關(guān)性1-.211顯著性（雙側(cè)）.280N2828CPIPearson 相關(guān)性-.2111顯著性（雙側(cè)）.280N2828從分析結(jié)果上看來，

24、CPI與lnGDP雖然呈現(xiàn)相反的變動，但考慮到統(tǒng)計的顯著性問題，原假設(shè)是要被拒絕的。對其進(jìn)行回歸分析，得到下面一組圖：表4-3模型匯總b模型RR 方調(diào)整 R 方標(biāo)準(zhǔn)估計的誤差1.211a.045.0081.281371a. 預(yù)測變量: (常量), CPI。b. 因變量: lnGDP表4-4Anovaa模型平方和Df均方FSig.1回歸1.99811.9981.217.280b殘差42.690261.642總計44.68827a. 因變量: lnGDPb. 預(yù)測變量: (常量), CPI。表4-5系數(shù)a模 型非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)tSig.B標(biāo)準(zhǔn) 誤差試用版1(常量)14.7913.9273.76

25、7.001CPI-4.0853.703-.211-1.103.280a. 因變量: lnGDP從表格中可以看出，擬合回歸方程式中CPI的系數(shù)的P值=0.280，遠(yuǎn)大于0.05，因此原假設(shè)應(yīng)該被拒絕，即CPI與lnGDP之間不存在顯著線性關(guān)系。其散點圖如下：圖4故而，我們要拒絕CPI與lnGDP的相關(guān)關(guān)系，或者說，起碼是線性相關(guān)關(guān)系要被拒絕。這一否定將會在下面的多元線性回歸分析中進(jìn)一步體現(xiàn)。五、綜合考慮五個變量對GDP的共同作用，我們可以模擬一個多元線性回歸，將貸款余額L、證券融資額S、投資總額I、CPI綜合考慮進(jìn)去。我們假定該線性回歸方程為：GDP=aL+bS+cI+dCPI對各變量進(jìn)行相關(guān)性

26、分析，結(jié)果如下：表5-1描述性統(tǒng)計量均值標(biāo)準(zhǔn)差NGDP67596.7568722.00128貸款余額L69405.2175167.21828證券融資額S13466.5718763.73428投資總額I27682.1435318.10828CPI1.05843.06659428相關(guān)性GDP貸款余額L證券融資額S投資總額ICPIGDPPearson 相關(guān)性1.998*.980*.979*-.366顯著性（雙側(cè)）.000.000.000.055N2828282828貸款余額LPearson 相關(guān)性.998*1.986*.978*-.386*顯著性（雙側(cè)）.000.000.000.042N282828

27、2828證券融資額SPearson 相關(guān)性.980*.986*1.986*-.405*顯著性（雙側(cè)）.000.000.000.032N2828282828投資總額IPearson 相關(guān)性.979*.978*.986*1-.330顯著性（雙側(cè)）.000.000.000.087N2828282828CPIPearson 相關(guān)性-.366-.386*-.405*-.3301顯著性（雙側(cè)）.055.042.032.087N2828282828*. 在 .01 水平（雙側(cè)）上顯著相關(guān)。*. 在 0.05 水平（雙側(cè)）上顯著相關(guān)。從相關(guān)性分析中可以看出，除物價指數(shù)CPI以外，其他三個變量均與GDP存在高度

28、的相關(guān)性，且顯著。再來看回歸分析：表5-2輸入移去的變量a模型輸入的變量移去的變量方法1CPI, 投資總額I, 貸款余額L, 證券融資額Sb.輸入a. 因變量: GDPb. 已輸入所有請求的變量。表5-3 模型匯總b模型RR 方調(diào)整 R 方標(biāo)準(zhǔn) 估計的誤差1.999a.998.9983429.912a. 預(yù)測變量: (常量), CPI, 投資總額I, 貸款余額L, 證券融資額S。b. 因變量: GDPAnovaa模型平方和df均方FSig.1回歸431810670625.0572704.001.000b殘差270578855.0232311764298.044總計27a. 因變量: GDPb.

29、 預(yù)測變量: (常量), CPI, 投資總額I, 貸款余額L, 證券融資額S。表5-4系數(shù)a模型非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)tSig.B 的 95.0% 置信區(qū)間B標(biāo)準(zhǔn) 誤差試用版下限上限1(常量)856.95813013.012.066.948-26062.50827776.424貸款余額L1.001.0551.09518.308.000.8881.114證券融資額S-1.154.292-.315-3.947.001-1.759-.549投資總額I.426.126.2193.365.003.164.687CPI955.12012153.384.001.079.938-24186.07026096.3

30、09a. 因變量: GDP結(jié)果說明：（1） 表5-2顯示變量引入辦法為全部引入法；（2） 表5-3上顯示了復(fù)相關(guān)系數(shù)R=0.999，可決系數(shù)R方=0.998，估計標(biāo)準(zhǔn)誤S=3429.912；（3） 表5-3下顯示了方差分析的結(jié)果，SSR=，SSE=270578855.023，SST=，MSR=31810670625.057，MSE=11764298.044，F(xiàn)=2704.001，P=0.000<0.05，可認(rèn)為變量GDP與L、S、I之間的線性回歸關(guān)系顯著；（4） 表5-4顯示模型中的回歸系數(shù)、常熟及t檢驗結(jié)果，從表中可看到t檢驗的P值：L回歸系數(shù)的P1=0.000，S回歸系數(shù)的P2=0.

31、001，I回歸系數(shù)的P3=0.003，CPI回歸系數(shù)的P4=0.938。（5） 因為P4遠(yuǎn)大于0.05，故變量GDP與CPI之間不存在線性回歸關(guān)系。重新引入L、S、I判定y與L、S、I之間的線性回歸關(guān)系，顯示結(jié)果如下：表5-5輸入移去的變量a模型輸入的變量移去的變量方法1投資總額I, 貸款余額L, 證券融資額Sb.輸入a. 因變量: GDPb. 已輸入所有請求的變量。表5-6模型匯總b模型RR 方調(diào)整 R 方標(biāo)準(zhǔn) 估計的誤差1.999a.998.9983358.146a. 預(yù)測變量: (常量), 投資總額I, 貸款余額L, 證券融資額S。b. 因變量: GDP表5-7Anovaa模型平方和df均方FSig.1回歸342414203280.5423761.076.000b殘差270651513.6252411277146.401總計27a. 因變量: GDPb. 預(yù)測變量: (常量), 投資總額I, 貸款余額L, 證券融資額S。表5-8系數(shù)a模型非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)tSig.B 的 95.0% 置信區(qū)間B標(biāo)準(zhǔn) 誤差試用版下限上限1(常量)1875.4011158.0931.619.118-514.7864265.588貸款余額L1.001.0541.09518.700.000.8911.112證券融