中國股票市場與實體經(jīng)濟的相互關系研究

中國股票市場與實體經(jīng)濟的相互關系研究

一、虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟獨立化發(fā)展的單因素分析現(xiàn)代市場經(jīng)濟發(fā)展的重要特征是經(jīng)濟虛擬化程度不斷提高，虛擬經(jīng)濟呈現(xiàn)出獨立的發(fā)展趨勢。這一特點主要體現(xiàn)在虛擬資本的迅速泛化導致虛擬經(jīng)濟規(guī)模遠遠超過實體經(jīng)濟,虛擬經(jīng)濟特有的運行機制使虛實背離內在化和普遍化。黃金非貨幣化、金融衍生物發(fā)展以及資本化定價方式泛化,都意味著虛擬資本運行方式的普遍化,從而整個經(jīng)濟運行方式發(fā)生重大變化,虛擬經(jīng)濟不再是實體經(jīng)濟的附屬品,相反在經(jīng)濟中漸居主導地位。如果用戈德史密斯的金融相關率(FIR)來表示虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟的規(guī)模之比,那么自20世紀70年代以來,主要工業(yè)國家和新興市場國家的金融相關率不僅出現(xiàn)明顯的趨同性,而且一些發(fā)展中國家的金融資產膨脹速度趕上甚至超過一些發(fā)達國家。到20世紀90年代這些國家擁有的虛擬資產總量都超過GDP總量。與此相應,虛擬經(jīng)濟得到快速發(fā)展,并且與實體經(jīng)濟發(fā)生顯著的背離。下面我們利用股價指數(shù)收益率和GDP增長率的歷史數(shù)據(jù),以美國和中國為例,來說明虛擬經(jīng)濟的獨立化發(fā)展趨勢和虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟背離的普遍性和規(guī)律性。從圖1看出,經(jīng)過處理后的1930—2001年美國虛擬經(jīng)濟和實體經(jīng)濟數(shù)據(jù),清楚地表明了美國經(jīng)濟中虛實背離的現(xiàn)象和虛擬經(jīng)濟不斷獨立化發(fā)展的趨勢。與美國類似,雖然我國股市(虛擬經(jīng)濟的典型代表)起步較晚,但從圖2看出,1991—2000年中國虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟的關系表現(xiàn)出三個顯著的特征:(1)虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟存在明顯的背離,并且前者的波動幅度遠遠大于后者;(2)虛擬經(jīng)濟圍繞實體經(jīng)濟上下波動;(3)虛實背離程度逐漸減弱,這標志著中國股市正逐步走向成熟。但即便如此,自2000年1月以來,我國股市與實體經(jīng)濟出現(xiàn)了明顯的背離。滬深股市指數(shù)雙雙下跌,融資功能弱化,直接融資比例只在10%到15%之間,且逐年下降。而同期實體經(jīng)濟卻保持了穩(wěn)定快速增長的勢頭,GDP增長率在8%上下浮動,甚至達到更高水平。筆者對1992—2002年的數(shù)據(jù)進行了相關分析,結果表明我國GDP增長率與滬深股票指數(shù)收益率的年相關系數(shù)僅為0.22和0.13,股市與實體經(jīng)濟明顯背離或者不相關。中國人民銀行研究局課題組(2002)發(fā)現(xiàn)自1995年以來,社會消費品零售總額以及工業(yè)增加值與同期滬深綜合指數(shù)之間的相關系數(shù)分別是負值和較低值。中國股市和實體經(jīng)濟為什么會出現(xiàn)相互背離的走勢?股市是實體經(jīng)濟的“晴雨表”1嗎?本文試圖對此做出探討,希望能起到拋磚引玉的作用。二、建立了理想的“關系”模型對虛擬經(jīng)濟和實體經(jīng)濟關系的研究,國內的成果可大致分為三類:第一類著重研究中國股市的癥結所在,富有代表性和權威的觀點如成思危(2003)提出的我國股市存在著9大癥結;第二類基于貨幣數(shù)量論,對貨幣需求函數(shù)進行修改,通過實證分析研究貨幣供求與股票市場的關系(戴根有,2000;中國人民銀行研究局課題組,2002);第三類把股市、貨幣需求與實體經(jīng)濟三者結合起來進行研究(石建民,2001)。在國外的研究成果中,最具有代表性的莫過于傳統(tǒng)的貨幣數(shù)量論以及后人對貨幣需求函數(shù)的修正。就貨幣數(shù)量論而言,20世紀初美國經(jīng)濟學家歐文·費雪提出的交易方程式(MV=PY)和英國經(jīng)濟學家馬歇爾及庇古提出的劍橋方程式(M=kPY)又是其中的典范。針對20世紀70年代中期以后“失蹤貨幣”問題的出現(xiàn),國外經(jīng)濟學家對貨幣需求與其決定因素之間的關系進行了深入研究,主要沿著兩條不同的思路進行。一條是Judd和Scadding(1982)所謂的“重開始1973年以前的日程”。這類研究實際上就是對各種變量、函數(shù)形式及動態(tài)關系的重新考察。另一條是在考察金融創(chuàng)新和放松管制所帶來的影響后,對現(xiàn)有貨幣函數(shù)的具體內容進行修正。如把證券市場交易量指標引入貨幣數(shù)量方程來檢驗貨幣需求函數(shù)(Allen,1994;Gramer,1986;Field,1984;Wenninger和Radecki,1986)。筆者曾沿襲第二條研究思路撰文構建了貨幣、虛擬經(jīng)濟、實體經(jīng)濟三部門模型,對虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟的經(jīng)常性背離關系進行了分析。限于篇幅,這里不再對模型的推導進行贅述(詳見伍超明,2003)。模型表達為:mt+vt=αt(pt+qt)+(1-αt)(spt+sqt)。其中mt、vt、pt、qt、spt、sqt分別表示t期的貨幣供應量(Mt)、貨幣流通速度(Vt)、實體經(jīng)濟總價格水平(Pt)、實體經(jīng)濟產品總量(Qt)、證券一般價格水平(SPt)和證券數(shù)量(SQt)的增長率;αt=PtQt/MtVt,表示t期實體經(jīng)濟在整個經(jīng)濟中的比重;βt=SPt·SQt/PtQt,表示t期虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟的比值;αtβt=SPt·SQt/MtVt=(1-αt)表示t期虛擬經(jīng)濟在整個經(jīng)濟中的比重。該模型說明,經(jīng)濟中貨幣量的增長率是實體經(jīng)濟和虛擬經(jīng)濟的增長率的函數(shù),參數(shù)分別為αt和(1-αt)或αtβt,它們均大于0。(mt+vt)%的新增貨幣量將按αt和αtβt的比例分別流入實體經(jīng)濟和虛擬經(jīng)濟,實體經(jīng)濟增長(pt+qt)%,虛擬經(jīng)濟增長(1-αt)(spt+sqt)%,經(jīng)濟才會保持穩(wěn)定運行增長。但是實際經(jīng)濟活動中貨幣只會偶然性地按照αt∶(1-αt)或αt∶αtβt的比率分別投入實體經(jīng)濟和虛擬經(jīng)濟,虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟的背離是一種常態(tài),我國股市與實體經(jīng)濟的表現(xiàn)正是如此。虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟的具體背離形式,可分為27種情形,即貨幣供應量增長率(mt)、實體經(jīng)濟增長率(pt+qt)和虛擬經(jīng)濟增長率(spt+sqt)都分成三種情況:增加(↑)、不變和下降(↓)。這幾乎包括了貨幣、虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟間關系的所有情形。下面利用該模型對我國目前股市與實體經(jīng)濟背離現(xiàn)象做出解釋與預測,希望能對這一重大課題做出有意義的初步探討。這里應加以說明的是,我們研究虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟的關系并不只局限于股市與實體經(jīng)濟的關系,對我國股市與實體經(jīng)濟關系的研究只是虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟關系模型的具體應用而已。三、中國目前的虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟相結合的解釋(一)關于我國目前貨幣、虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟的關系根據(jù)第二部分的分析,模型中的βt=SPt·SQt/PtQt最能反映虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟的背離走向。從2000年1季度到2003年2季度,我國滬深兩市的市價總值與GDP之比在2000年達到最高點0.538,在此之后的2002年降至0.374,2003年第二季度只有0.237(參見圖3)。這從某種程度說明我國虛擬經(jīng)濟并沒有起到實體經(jīng)濟“晴雨表”的作用。至于貨幣供應量的變化,從圖4可以看出同時期的貨幣供應量M1的同比增長率可劃分為兩個時段:2000年1季度到2002年1季度為下降期,2002年2季度到2003年2季度為上升期。M2整體上是增長的,只是增長率不同而已。因此,可以大致認為我國目前貨幣、虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟的關系屬于mt↓、(pt+qt)↑、(spt+sqt)↓和mt↑、(pt+qt)↑、(spt+sqt)↓兩種情形,我們分別稱之為現(xiàn)象(一)和現(xiàn)象(二)。下面利用模型mt+vt=αt(pt+qt)+(1-αt)(spt+sqt)對此做出解釋。(二)總資本市場的表現(xiàn)在具體解釋之前,有必要針對我國具體情況對模型的條件做出假設。對2000年1月到2003年8月的股市和實體經(jīng)濟的數(shù)據(jù)進行整理發(fā)現(xiàn):(1)滬深兩市總股本發(fā)行月度增長率是相當平穩(wěn)的(參見圖5)。除個別月度外,總股本發(fā)行增長率在0—2%的狹窄范圍內波動,平均每月以1.5%的速度增長。由此我們假設總股本發(fā)行增長率sqt為常數(shù)c。(2)滬深兩市的平均換手率經(jīng)歷了先高后低,從波動劇烈到平穩(wěn)的過程。從圖6看出,除個別月度外,2000年9月后的換手率大致在20%左右波動,說明我國股市逐漸趨于理性和成熟。為了簡化分析,我們假設換手率是虛擬經(jīng)濟的貨幣流通速度。與虛擬經(jīng)濟相比,實體經(jīng)濟的貨幣流通速度要穩(wěn)定得多。為此我們假設經(jīng)濟中貨幣流通速度不變,即vt=0。這樣模型就變成mt=αt(pt+qt)+(1-αt)(spt+c),或spt+c=mt?αt(pt+qt)1?αt(1)spt+c=mt-αt(pt+qt)1-αt(1)1.資金缺口總成本增長根據(jù)等式(1),我們能很容易地對現(xiàn)象Ⅰ做出合理的解釋。因為虛擬經(jīng)濟規(guī)模變動率(spt+c)與mt正相關,與(pt+qt)負相關,所以不論正變量αt多大,當mt↓、(pt+qt)↑時,(spt+c)必下降。這說明貨幣當局降低貨幣供應速度,首先受到?jīng)_擊的是虛擬資產價格和虛擬經(jīng)濟的發(fā)展,而實體經(jīng)濟會按慣性持續(xù)增長。這種解釋當然屬于表面層次的說明,它忽略了現(xiàn)象背后的主因。雖然貨幣供應量增長率下降,但貨幣發(fā)行絕對量是上升的,如果虛擬資產收益率高于實體經(jīng)濟的利潤率,那么即使貨幣供應量增長率下降,理性投資者也會“用腳投票”,把資金投入虛擬經(jīng)濟中,虛擬資產價格也會上漲,虛擬經(jīng)濟規(guī)模照樣擴大。在對現(xiàn)象(Ⅱ)的分析中,我們再回過頭來解釋現(xiàn)象(Ⅰ)背后的真正原因。2.我國虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟投資基金的再分配要對現(xiàn)象(Ⅱ)做出解釋,還必須判斷(spt+c)與αt是否正相關。對(1)式進行變形得到:spt+c=mt?(pt+qt)+(1?αt)(pt+qt)1?αt=mt?(pt+qt)1?αt+(pt+qt)spt+c=mt-(pt+qt)+(1-αt)(pt+qt)1-αt=mt-(pt+qt)1-αt+(pt+qt)。由于0<αt<1,貨幣供應量增長率大于GDP增長率即mt>(pt+qt),上式意味著t期虛擬經(jīng)濟規(guī)模變動率(spt+c)或虛擬資產價格增長率spt與同期αt正相關。這說明虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟在正常情況下應是一種良性互動的關系,實體經(jīng)濟規(guī)模越大,在經(jīng)濟中的比例越高,虛擬經(jīng)濟的規(guī)模就越大,虛擬資產收益就越高?？晌覈氖聦嵡『孟喾?原因何在?根據(jù)模型假設,理性投資者對資金的分配是根據(jù)虛擬資產和實物資產收益率的比較來進行的,如果股票資產收益率大于實物資產收益率則資金流入股市,其中可能包括一部分實體經(jīng)濟中以儲蓄形式存在的貨幣資產;反之資金就會投入實體經(jīng)濟。表2對我國虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟中的資產收益率進行了對比。2在表2中,1992—2000年股票指數(shù)平均收益率達到33.24%,而1991—2000年的企業(yè)資金收益率只有8.82%,只有前者的1/4強。與之對應我國股票市場市價總值與GDP的比值βt也一路攀升,從1992年的3.93%上升到2000年的最高點53.77%,是1992年的13.5倍,βt的波動幅度遠比股票指數(shù)收益率與企業(yè)資金收益率的比值要大。這從側面證明虛擬經(jīng)濟的正面波動性遠大于實體經(jīng)濟?？墒菑?001年開始,情況發(fā)生了相反的變化,在實體經(jīng)濟中企業(yè)資金利潤率繼續(xù)保持平穩(wěn),2001年為8.91%,2002年達到了9.77%,2003年上半年企業(yè)資金利潤率就已經(jīng)達到5.44%,實體經(jīng)濟發(fā)展勢頭相當良好。但虛擬經(jīng)濟的表現(xiàn)卻并未差強人意,股票指數(shù)收益率2001年和2002年都為負值,與同期實體經(jīng)濟相差近30%。就是在2003年的前8個月度中,企業(yè)資金收益率也均大于股票指數(shù)收益率。與此對應2001—2003年我國股票市場市價總值與GDP的比值βt一路下滑,從2001年的45.37%到2002年的37.43%,2003年1、2季度降至33.92%和23.65%,不到2000年的一半。這同樣從側面證明虛擬經(jīng)濟的負面波動性遠大于實體經(jīng)濟。因此我們得出結論:虛擬經(jīng)濟的波動性不論正面還是負面都遠大于實體經(jīng)濟;此外,虛擬資產收益率大于實物資產收益率,市價總值與GDP之比上升,反之則下降(參見圖7和圖8)。如1993、1994、1995、2001、2002和2003年1、2季度的虛擬資產收益率都低于實物資產收益率,市價總值與GDP之比都較前一年或前一季度要低;其余年份虛擬資產收益率高于實物資產收益率,市價總值與GDP之比也出現(xiàn)相同的變化趨勢,都比前一年上升了,只有1998年例外。至此人們可以初步得到現(xiàn)象(Ⅰ)和(Ⅱ)的解釋了,即由虛擬資產和實物資產的收益率差異造成的。但是還有一個問題沒有得到解決,即虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟的背離雖然是經(jīng)常性的,但我國股市發(fā)展的歷史背景和歷史使命決定了我國股市與實體經(jīng)濟的關系不同于西方發(fā)達國家,收益率差異背后的更深層次原因或根本原因是什么?我們又應采取怎樣的行動?四、中國的股市缺乏實體經(jīng)濟的“晴朗清單”功能(一)非國有企業(yè)的信貸資源比例不同。在生在我國從計劃經(jīng)濟向市場經(jīng)濟的轉軌過程中,隨著市場經(jīng)濟體制的逐步完善,我國實體經(jīng)濟中國有及國有控股企業(yè)和非國有企業(yè)3對國民經(jīng)濟增長的貢獻率發(fā)生了巨大的變化。這主要體現(xiàn)在:(1)國有及國有控股企業(yè)經(jīng)濟效益持續(xù)下降。衡量指標:企業(yè)資金利潤率(參見圖9)。(2)國有及國有控股企業(yè)產值在工業(yè)總產值中的比重持續(xù)降低,但占用稀缺資源如信貸資金的比重卻居高不下;而非國有企業(yè)的情況恰好相反,工業(yè)總產值貢獻率逐年增加,獲得的信貸資源比例卻始終在低位徘徊,并且近年來有下降趨勢。衡量指標:工業(yè)總產值比重和貸款比重(參見圖10)。4從兩圖中不難發(fā)現(xiàn),自1978年改革開放以來,國有及國有控股企業(yè)的資金利潤率不斷下降,從1978年的24.16%下降到2001年的8.17%。同期國有及國有控股企業(yè)的工業(yè)總產值比重也一直下降,從1978年的77.63%降至1999年的28.21%?？墒菄屑皣锌毓善髽I(yè)的信貸資金比重卻始終居高不下,1999年最低也有89.62%,其余年份都在90%以上,近幾年甚至有進一步上升的趨勢。與國有及國有控股企業(yè)形成鮮明對照的是,非國有企業(yè)的工業(yè)總產值比重逐年上升,從1978年的22.37%升至1999年的71.79%,而獲得的信貸資源即信貸資金比重卻始終處于低水平,從1984年的6.68%到1994年的3.78%,都不超過7%,1999年最高也只有10.38%,并且自此以后逐年下降,2001年為9.43%。從以上實證分析看出,我國非國有經(jīng)濟是推動整個國民經(jīng)濟增長的一支不可忽視的重要力量,其目前的融資狀況應得到改善,包括股市直接融資。(二)上市公司的比重極不對稱從1991年滬深兩市的建立到目前為止,我國股票市場的上市公司中絕大部分是國有及國有控股企業(yè)。如圖11所示,在五種所有制結構中,國有、集體、民營、外商和有限公司的比重基本上各占20%,其中國有及國有控股企業(yè)也只有21.41%。但這五種所有制經(jīng)濟體在上市公司中的比例卻嚴重不對稱,國有及國有控股上市公司占了絕大多數(shù),高達78.35%,而其他四種所有制上市公司的比例之和也不到12%。因此,我國股市結構的主體是國有及國有控股上市公司,它們處于絕對主體地位,股票市值反映的基本上是國有及國有控股企業(yè)上市公司的運營情況。通過對實體經(jīng)濟和股市結構的具體分析,我們發(fā)現(xiàn)上市公司構成比例與實體經(jīng)濟成員貢獻率是極不對稱的,非國有企業(yè)的經(jīng)濟發(fā)展狀況在股市中基本得不到體現(xiàn),這樣即使非國有企業(yè)經(jīng)濟帶動整個實體經(jīng)濟快速發(fā)展,如果國有及國有控股企業(yè)發(fā)展乏力,那么股市行情也不會好轉。此時虛擬經(jīng)濟必然會與實體經(jīng)濟發(fā)生背離現(xiàn)象,我國目前的情況正是如此。我國股市不是整個實體經(jīng)濟的“晴雨表”,實際上只是國有及國有控股企業(yè)的“晴雨表”。(三)對我國實體經(jīng)濟產出的分析在上文的分析中我們得到,t期虛擬資產價格增長率spt或虛擬經(jīng)濟規(guī)模增長率(spt+c)應與同期αt正相關。然而自2000年以來αt持續(xù)上升,可是股票價格增長率spt卻不斷下降(見表1和表2),于是出現(xiàn)了悖論。實際上我國經(jīng)濟中并不存在悖論,所謂“悖論”的原因就在于αt分子PQ的構成與股市結構不對稱。在模型中αt的分子PQ代表整個實體經(jīng)濟,但由于近年來在我國經(jīng)濟增長的貢獻中非國有企業(yè)的作用是主要的,它們在工業(yè)總產值的比重越來越大,因此在分析中我們有必要區(qū)分整個實體經(jīng)濟產值PQ和國有及國有控股企業(yè)總產值兩個概念。如果我們用國有及國有控股企業(yè)工業(yè)總產值比重來表示αt,5那么我們很容易對我國經(jīng)濟中的悖論做出合理的解釋:即我國股市僅僅是國有及國有控股企業(yè)而不是整個實體經(jīng)濟的“晴雨表”,這種情況不僅2000年以來如此,而且從1992年至今都是如此。筆者先對我國1992—2001年滬深股市spt和αt數(shù)據(jù)進行整理發(fā)現(xiàn),國有及國有控股企業(yè)總產值占比所代表的αt與同時期滬深股市spt出現(xiàn)相同的波動趨勢,只有1995年例外,其余年份的波動趨勢幾乎是一致的(參見圖12)。由于月度統(tǒng)計數(shù)據(jù)資料獲取的限制,62002年和2003年1—8月的αt我們用工業(yè)增加值比重來代表αt,筆者通過計算整理得到:2002年以及2003年1—5月國有及國有控股企業(yè)的工業(yè)增加值比重分布在0.50—0.55的范圍內,2003年6—8月均低于0.5。與此相應,同期股票價格增長率和收益率相應出現(xiàn)先升后降的走勢,市價總值與GDP之比繼續(xù)下降。這表明我國股票市場自建立以來就只是國有及國有控股企業(yè)的晴雨表,從一開始就注定股市與實體經(jīng)濟的背離。(四)對國有企業(yè)總指數(shù)和總資下面我們對上述結論進行計量檢驗,由于數(shù)據(jù)統(tǒng)計口徑的原因,我們把數(shù)據(jù)分成兩個樣本期間:1992—1999年和2000年1月—2003年8月,其中前一樣本為年度數(shù)據(jù),后一樣本為月度數(shù)據(jù)。1992—1999年數(shù)據(jù)見表3,其中GDP、GYZB、GYI、RSH、RSZ分別代表國內生產總值比重、國有及國有控股企業(yè)工業(yè)總產值占比、國有及國有控股企業(yè)工業(yè)總產值增長率、滬市指數(shù)實際收益率和深圳成分指數(shù)實際收益率。對上表的年度數(shù)據(jù)進行相關性檢驗,結果見表4。由相關矩陣可看出,滬深兩市指數(shù)實際收益率(等于收益率-通貨膨脹率)與GDP負相關,相關系數(shù)為-0.01和-0.08,驗證了股市與實體經(jīng)濟之間的背離現(xiàn)象。而滬深兩市指數(shù)實際收益率不論與國有及國有控股企業(yè)工業(yè)總產值比重還是與國有及國有控股企業(yè)工業(yè)總產值增長率都呈正相關關系,滬市指數(shù)實際收益率與工業(yè)總產值比重和工業(yè)總產值增長率的相關系數(shù)達到0.53和0.45,深圳成分指數(shù)為0.30和0.23。這進一步證明我國股市缺乏整個實體經(jīng)濟的“晴雨表”功能,實際上只是國有及國有控股企業(yè)的“晴雨表”。對2000年1月—2003年8月的月度數(shù)據(jù)進行相關檢驗,發(fā)現(xiàn)國有及國有控股企業(yè)工業(yè)總產值比重GYZB與滬深兩市指數(shù)都正相關,且與滬深兩市指數(shù)收益率正相關(參見表5)。這意味著國有及國有控股企業(yè)的發(fā)展狀況與股市指數(shù)的升跌呈正向變動關系。下面我們進一步用股市與實體經(jīng)濟的相關指標:滬深兩市指數(shù)(SH和SZ)、非國有企業(yè)總產值(FGY=整個實體經(jīng)濟工業(yè)總產值ZJZ-國有控股企業(yè)工業(yè)總產值GY)和國有控股企業(yè)工業(yè)總產值(GY)來論證本文論點,數(shù)據(jù)來源同表5。對其進行回歸得到:7SHt=1351.61+1.81GYt?3?1.44FGYt?3?0.42FGYt?4(4.47)(4.34)(?4.99)(?2.98)R=0.78Rˉˉˉ2=0.77DW=0.93F=43.67SZt=2815.3+4.99GYt?3?4.00FGYt?3?1.25FGYt?4(2.76)(3.56)(?4.12)(?2.62)R=0.73Rˉˉˉ2=0.70DW=0.56F=31.91SΗt=1351.61+1.81GYt-3-1.44FGYt-3-0.42FGYt-4(4.47)(4.34)(-4.99)(-2.98)R=0.78Rˉ2=0.77DW=0.