股權(quán)溢價(jià)之謎

1、股權(quán)溢價(jià)之謎梅赫拉哥倫比亞大學(xué) 紐約 NY10027 美國愛德華·普雷斯科特尼阿波利斯聯(lián)邦儲(chǔ)備銀行明尼蘇達(dá)大學(xué) 明尼阿波里斯市 MN55455 美國至于股票和短期國債之上的一般均衡模型的限制，我們發(fā)現(xiàn)完全違背了美國1889-1978年的數(shù)據(jù)。這一結(jié)果促使了模型設(shè)計(jì)和測量問題。我們得出以下結(jié)論：此模型很有可能不是阿羅德布魯經(jīng)濟(jì)。但其卻使歷史上的長期股本回報(bào)和短期無風(fēng)險(xiǎn)回報(bào)同時(shí)實(shí)現(xiàn)。1 簡介歷史上，平均股本回報(bào)率遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過無違約風(fēng)險(xiǎn)的短期貸款的回報(bào)率。在1889-1978這90年之間，標(biāo)準(zhǔn)普爾500指數(shù)的平均真實(shí)收益是7%。然而短期貸款的收益率只有不到1%。在本文中要解決的問題即是這兩種收

2、益的巨大差異能否由交易成本，流動(dòng)性約束和其他制約的中抽象的模型解釋，而這些是阿羅德布魯模型中所沒有的。我們的發(fā)現(xiàn)是至少對于傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)是不適用的。我們的結(jié)論是一些帶有制約的均衡模型可能能很好的解釋平均股本回報(bào)。 我們研究一組具有競爭力的純交易經(jīng)濟(jì)，其在消費(fèi)和均衡資產(chǎn)回報(bào)上的均衡增產(chǎn)率是固定的。我們關(guān)注經(jīng)濟(jì)中的一些制約，在 t 年與t+1年中對于綜合消費(fèi)的條件的彈性，在微觀，宏觀，國際經(jīng)濟(jì)中保持不變。 另外，我們用1889-1978年之間的美國經(jīng)濟(jì)的平均值，方差，序列相關(guān)性所構(gòu)建的經(jīng)濟(jì)旨在展現(xiàn)均衡消費(fèi)增長率。我們發(fā)現(xiàn)對于這樣的經(jīng)濟(jì)，股本實(shí)際年回報(bào)率的最大值是0.4%，比短期貸款要高，其與6%的回報(bào)率

3、形成鮮明對比。我們的研究對于研究經(jīng)濟(jì)增產(chǎn)率中的均值，方差中的變量有所幫助。此簡單的經(jīng)濟(jì)研究，我們認(rèn)為，非常適合所提出的問題。 很顯然對于其他問題并不適合。尤其是資產(chǎn)價(jià)格的變動(dòng)問題。我們所要強(qiáng)調(diào)的是此分析并不是估計(jì)，不是用來獲取關(guān)鍵經(jīng)濟(jì)參數(shù)更好的估計(jì)，而是用來解決特殊問題的定量理論過程。 直觀地看，為何低平均實(shí)際回報(bào)與高平均股本回報(bào)不可在完全市場中同時(shí)實(shí)現(xiàn)是因?yàn)槿缦聨c(diǎn)原因：每年人均消費(fèi)增產(chǎn)率平均是2%，在t 年和t+1年的消費(fèi)品的彈性非常小，會(huì)產(chǎn)生6%的平均股本回報(bào)率，也會(huì)產(chǎn)生遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過歷史數(shù)據(jù)的實(shí)際股本回報(bào)率。在經(jīng)濟(jì)增產(chǎn)的情況下，高風(fēng)險(xiǎn)厭惡投資者比低風(fēng)險(xiǎn)厭惡投資者會(huì)在更大程度上有效減少投資。由

4、于增長，未來消費(fèi)可能超過現(xiàn)有消費(fèi)，未來消費(fèi)的邊際效用低于目前消費(fèi)，實(shí)際平均利率會(huì)上升。本文的結(jié)構(gòu)如下安排：第二部分總結(jié)了美國1889-1978，90年間的歷史經(jīng)驗(yàn)。 第三部分專門對一組經(jīng)濟(jì)進(jìn)行研究。關(guān)于平均滾本和短期貸款回報(bào)的表現(xiàn)。第四部分是我們對于經(jīng)濟(jì)詳述的一些敏感性總結(jié)。第五部分是全文的結(jié)論。表1人均實(shí)際消費(fèi)增長率%相對無風(fēng)險(xiǎn)債券回報(bào)率%風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)%標(biāo)準(zhǔn)普爾500實(shí)際回報(bào)率%時(shí)期均值標(biāo)準(zhǔn)差均值標(biāo)準(zhǔn)差均值標(biāo)準(zhǔn)差均值標(biāo)準(zhǔn)差2 數(shù)據(jù)本文研究所用的數(shù)據(jù)是1989-1978年間5個(gè)基本階段的，前4組數(shù)據(jù)與格羅斯曼和席勒在1981念得的研究相似。這幾組序列分別描述如下：（i） 序列p ：用平減指數(shù)除以年

5、均標(biāo)準(zhǔn)普爾綜合股價(jià)指數(shù)，下圖在格羅斯曼和席勒文中有示（ii） 序列D: 標(biāo)準(zhǔn)普爾的實(shí)際分紅（iii）序列C：kuznets kendrik usnia 人均耐用消費(fèi)品及服務(wù)指數(shù)(iv) 序列PC：易耗平減指數(shù)序列，由非耐用品服務(wù)正常消費(fèi) 及1972年美元實(shí)際消費(fèi)數(shù)據(jù)獲得(v) 序列RF ：1889-1978年間的無風(fēng)險(xiǎn)短期債券相對收益率，所用的證券是1931-1978年間期限為90天的短期國庫券圖一：S&P500每年的凈回報(bào)，1899-1978總結(jié)這些在表格一中所提到的數(shù)據(jù)。上述組合P和D被用于決定每年平均凈收益，在90年研究期間通過標(biāo)準(zhǔn)普爾指數(shù)來確定其回報(bào)。每年的回報(bào)，用t來表示年數(shù)

6、，來估算式子：。這些回報(bào)被繪制在圖一中。組合C被應(yīng)用于決定這個(gè)過程，基于在同一時(shí)期消耗增長率。模型中的因素限制了這個(gè)過程。圖二繪制了現(xiàn)實(shí)消耗量的增長百分比。為了確定一個(gè)相對無風(fēng)險(xiǎn)的證券真實(shí)收益，我們要運(yùn)用組合RF和PC。用t來表示年數(shù)，來計(jì)算式子：。這個(gè)組合被繪制在圖三中。最終，這個(gè)風(fēng)險(xiǎn)補(bǔ)償（RP）被計(jì)算出，其中的不同在標(biāo)準(zhǔn)普爾指數(shù)下的真實(shí)收益和在一個(gè)無風(fēng)險(xiǎn)證券之間就如上述的定義一樣。圖二：現(xiàn)實(shí)消耗增長率，1889-1978圖三：一個(gè)相對無風(fēng)險(xiǎn)證券的現(xiàn)實(shí)每年回報(bào)，1889-19783.經(jīng)濟(jì)，資產(chǎn)定價(jià)和收益在這篇文章中，我們可以引用Lucas（1978）純交換模型中的一個(gè)變形。自從每個(gè)人消費(fèi)量的

7、上升，我們假設(shè)資金的增長率遵從馬爾可夫過程。這個(gè)用來對比在Lucas模型中的假設(shè)，養(yǎng)老水平遵從馬爾可夫過程。我們的假設(shè)，要求一個(gè)競爭均衡理論的展開，這個(gè)假設(shè)使得我們?nèi)ゲ东@非平穩(wěn)消費(fèi)組合，它與在1889-1978年時(shí)期個(gè)人消費(fèi)大量增長有關(guān)。我們考慮的整體是可以明智地進(jìn)行選擇的，所以，個(gè)人消費(fèi)和資產(chǎn)定價(jià)的聯(lián)合增長率過程可以被平穩(wěn)容易地確定。這個(gè)整體有一個(gè)簡單的有代表性的替代。這個(gè)單位制定了它的參數(shù)選擇，在隨機(jī)消耗路徑上通過一下式子：， (1)其中表示每人消費(fèi)量，表示主管的時(shí)間數(shù)目因素，表示預(yù)期操作條件根據(jù)在0時(shí)刻可得到的信息，以及表示不斷上升的凹性效用函數(shù)。為了進(jìn)一步確定均衡收益過程是平穩(wěn)的，這個(gè)

8、效用函數(shù)進(jìn)一步限制了連續(xù)相對風(fēng)險(xiǎn)的厭惡階層。 (2)其中因素測量了效用函數(shù)的曲度。當(dāng)?shù)扔?，這個(gè)效用函數(shù)被定義于對數(shù)函數(shù)，這個(gè)對數(shù)函數(shù)的極限是上述函數(shù)中的接近于1。我們假設(shè)一個(gè)多元因素產(chǎn)生的消費(fèi)品和一個(gè)競爭交易的普通股。因?yàn)橹挥幸粋€(gè)多元單位是被認(rèn)為，其中的回報(bào)基于普通股的股份也是市場的回報(bào)。這個(gè)公司的產(chǎn)出是被限制于小于等于yt。它也是公司的股利分配，在t這段時(shí)間里。Yt的增長率是傾向于一個(gè)馬爾科夫鏈；如下： (3)其中表示增長率，以及 (4)假設(shè)馬爾科夫鏈?zhǔn)潜闅v的。表示所有的上漲的以及>0。隨機(jī)可變因素在開始時(shí)期被觀察，那個(gè)期間股利支出是存在的。所有的證券被交易是不包括紅利的。我們假設(shè)模

9、型A，其中的成分，其中i，j =1，n；。在Mehra和Prescott（1984）提出在這個(gè)家庭每年的消耗為的條件下，預(yù)期效用存在是有必要和充分的。他們也定義和建立了一個(gè)Debreu（1954）競爭的均衡，它是一個(gè)價(jià)格系統(tǒng)。下一個(gè)我們的公式表示了均衡時(shí)間t，普通股的價(jià)格和無風(fēng)險(xiǎn)的收益。我們根據(jù)沒有股利的定價(jià)證券的慣例或者沒有利率的支出，在時(shí)間t時(shí)刻消耗的產(chǎn)品。任何證券，在支出過程中，它的價(jià)格在時(shí)期t中是：， (5)均衡消耗為以及均衡價(jià)格系統(tǒng)有一點(diǎn)產(chǎn)品的表示。股利支付過程是為了普通股在過程中。結(jié)果，運(yùn)用， (6)因子xi和yt在t期間內(nèi)預(yù)期隨后組合的變化。它們構(gòu)成了合理的模型因子。因?yàn)?，普通?/p>

10、的價(jià)格是商品消耗量。組合的均衡價(jià)值被定義為無變化的作用，在狀態(tài)（xt，yt），下標(biāo)t可忽略。重新定義的狀態(tài)（c,i）,假設(shè)yt=c和xt=。通過這個(gè)約定，普通股股價(jià)滿足：(7)運(yùn)用pe（c,i）的關(guān)于c的一次齊次性的結(jié)論，我們可以表述為：（8）其中Wi為常數(shù)。將此替換代入（7）中并將兩邊除以c后，可得：（9）這是一個(gè)有n個(gè)未知量組成的n維線性方程組。假設(shè)保證均衡的存在可保證該方程組有唯一正數(shù)解。若現(xiàn)階段狀態(tài)為(c,i)且下一階段狀態(tài)為(jc,j)那么該階段的收益率為：（10）若現(xiàn)在狀態(tài)為i普通股的期望收益為（11）大寫字母用來表示期望收益，有下標(biāo)i表示期望收益取決于現(xiàn)在狀態(tài)（c , i）。沒有

11、下標(biāo)則期望收益服從平穩(wěn)分布。上標(biāo)表示證券的類型其他被考慮的債券為單階段真實(shí)債券或者無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)，它們下階段都肯定將會(huì)付出一單位的消耗。由公式（6）（12）則無風(fēng)險(xiǎn)證券的確定性收益為：（13）就像之前提到的那樣，最規(guī)范健全的建模數(shù)據(jù)是過去時(shí)間段上的均值。令pie 為i的平穩(wěn)概率向量。由于i鏈假設(shè)具有遍歷性所以這一定存在。向量pie為方程組的解：Pie=.且有Sigma pie = 1 和 .普通股的期望收益和無風(fēng)險(xiǎn)債券分別為：（14）樣本平均時(shí)間收斂于給定馬爾科夫鏈上的遍歷狀態(tài)值。普通股的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)為Re-Rf，將被用作檢驗(yàn)的參數(shù)。4結(jié)果定義偏好的參數(shù)為alpha和beta而定義技術(shù)的參數(shù)為 和 。

12、我們的方法是按如下假定馬爾科夫鏈的兩種狀態(tài)以及限定該過程：. . .參數(shù)a，b和c現(xiàn)定義為技術(shù)。要求c>0且 0<b<1。需要選擇特定的參數(shù)化因?yàn)檫@可以使我們通過改變miu來單獨(dú)改變產(chǎn)出的平均增長率，改變c來改變消費(fèi)的可變性，調(diào)整b來改變增長率的序列相關(guān)性。參數(shù)選定后，可以使人均消費(fèi)的平均增長率、標(biāo)準(zhǔn)誤差和一階序列相關(guān)，都服從平穩(wěn)分布模型，與樣本中美國經(jīng)濟(jì)1889-1978年的數(shù)值相匹配。樣本中美國經(jīng)濟(jì)的值分別為0.018,0.036和-0.14.由此產(chǎn)生的參數(shù)值為a=0.018,b=0.036，c=-0.14。根據(jù)這些值，檢驗(yàn)的實(shí)質(zhì)就是找到在美國經(jīng)濟(jì)90年中與模型平均無風(fēng)險(xiǎn)

13、利率和優(yōu)先股的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)相匹配的參數(shù)alpha和beta。參數(shù)alpha在許多經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域中是很重要的一部分，衡量人們愿意替換消費(fèi)的程度。Arrow總結(jié)了一系列的研究得出了對于財(cái)富不變（的人）是相對風(fēng)險(xiǎn)厭惡的。他在理論上進(jìn)一步闡述了alpha約等于1。Friend和Blume基于個(gè)體持有證券提供的證據(jù)說明alpha要大一些，約等于2。Kydland和Prescott在波動(dòng)統(tǒng)計(jì)的研究中發(fā)現(xiàn)，需要一個(gè)介于1和2之間的數(shù)來模擬觀察到的消費(fèi)和投資的相對變異性。Altug使用了相對嚴(yán)密的模型和嚴(yán)謹(jǐn)?shù)挠?jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法，估計(jì)出參數(shù)值接近于0。Kehoe在研究貿(mào)易沖擊對于小國家貿(mào)易平衡的反應(yīng)情況時(shí)，得出了參數(shù)接近1，

14、即Arrow設(shè)想的值。Hildreth和Knowles（1982）在研究農(nóng)民行為的研究中也得出參數(shù)在1到2之間。Tobin和Dolde（1971）在研究有借款限制的生命周期儲(chǔ)蓄行為時(shí)，使用值為1.5與生命周期儲(chǔ)蓄模式相符。上述引用的研究在不同層面會(huì)受到挑戰(zhàn)但正如我們在研究中所做的一樣，它們共同構(gòu)成了對于限制alpha值最大為10先驗(yàn)理由。這是一個(gè)重要的限制，對于較大的alpha值通過對消費(fèi)過程進(jìn)行微小調(diào)整幾乎得到任意一對普通股均價(jià)和無風(fēng)險(xiǎn)收益。在alpha小于10的情況我們發(fā)現(xiàn)，假設(shè)增長率的均值和方差等于其歷史的測量值，那么對于不同的消費(fèi)過程所得出的結(jié)果本質(zhì)上是相同的。我們這個(gè)方法的優(yōu)勢就是可

15、以很輕松地測出對于分布假設(shè)的敏感性。圖4在1889-1978這段時(shí)間內(nèi)，無風(fēng)險(xiǎn)的短期證券的平均真實(shí)回報(bào)率為0.8%。在t時(shí)刻，這些證券不完全對應(yīng)于真實(shí)的票據(jù)，但如果非預(yù)期的價(jià)格上漲是微不足道或者與增長率是沒有關(guān)聯(lián)的，那么名義票據(jù)的預(yù)期收益率將等于。Litterman在1980年用向量自回歸分析發(fā)現(xiàn)：在戰(zhàn)后通貨膨脹率的創(chuàng)新中，有標(biāo)準(zhǔn)差為0.5%，而且這個(gè)創(chuàng)新幾乎與實(shí)際上隨后階段的GNP增長率是正交的。所以說，如果這種證券被交易，那么名義上被定義為短期票據(jù)的平均已實(shí)現(xiàn)的實(shí)際收益率將類似于已經(jīng)流行的真實(shí)票據(jù)的收益率。標(biāo)普500在過去90年的平均實(shí)際收益率是每年6.98%。這導(dǎo)致了6.18%的權(quán)益溢價(jià)

16、（標(biāo)準(zhǔn)差為1.76%）。假設(shè)在估計(jì)的消費(fèi)過程當(dāng)中，圖4描繪了模型的一系列平均無風(fēng)險(xiǎn)利率和風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)的值，且這些值都在模型中都是連續(xù)的，無風(fēng)險(xiǎn)收益率收斂于0%到4%之間。這些值能夠通過變化相關(guān)參數(shù)alpha從0到10或者beta從0到1來得到。實(shí)際回報(bào)率和風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)的觀測值0.8%和6%很明顯與模型的預(yù)測值不一致。模型中最大的溢價(jià)值為0.35%，與觀測值相差甚遠(yuǎn)。4.1結(jié)論的穩(wěn)定性在測量通貨膨脹率的時(shí)候不可避免要遇到一系列可能的錯(cuò)誤和問題。當(dāng)這些錯(cuò)誤對于實(shí)際無風(fēng)險(xiǎn)利率和報(bào)酬率的偏離量相同的情況下對于計(jì)算的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)是沒有影響的。一個(gè)潛在的更嚴(yán)重的問題卻是，這些錯(cuò)誤使我們對于消費(fèi)增長率和無風(fēng)險(xiǎn)利率的測量

17、產(chǎn)生了偏差。因此只有在測試對于曾來那個(gè)通貨膨脹率時(shí)的偏差不敏感時(shí)才能夠進(jìn)行。還有一個(gè)測量的問題就設(shè)計(jì)在把稅收考慮進(jìn)去口出現(xiàn)的。這個(gè)理論隱含的條件就是只考慮各種收入水平下有效的稅后報(bào)酬。在早期的時(shí)候，稅率還比較低。后來的階段，各個(gè)收入水平的稅后收益需要承擔(dān)較低的實(shí)際利率和相當(dāng)大的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)。我們也考察了對于在假設(shè)估計(jì)的是大約二分之一的情況下，增長率是幾乎獨(dú)立于兩個(gè)階段的案例的結(jié)果是否受到加總值的影響。將時(shí)間段從每一年一個(gè)百分之一位每兩年在可允許的范圍內(nèi)的作用是微不足道的。(附錄中有對于此實(shí)驗(yàn)的具體解釋)。所以，這個(gè)檢驗(yàn)對于利用年數(shù)據(jù)來估計(jì)消費(fèi)過程似乎是穩(wěn)定的。為了協(xié)調(diào)理論與觀測的巨大矛盾，我們檢驗(yàn)

18、了模型設(shè)定誤差的的敏感性。從中可以發(fā)現(xiàn)，不是所有結(jié)果都對參數(shù)的變化是敏感的。這個(gè)參數(shù)表示消費(fèi)的平均增長率，無論是將其減少到1.4%或者增加到2.2%都不能解決矛盾。對于消費(fèi)增長率的標(biāo)注差，敏感性是較大的。平均的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)大約與的平方是成比例的。當(dāng)連續(xù)的參數(shù)增長（=0.5符合時(shí)間的獨(dú)立性），風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)就會(huì)減少。降低只有很小的效果（在消費(fèi)增長率當(dāng)中引入更強(qiáng)的負(fù)序列相關(guān)）。同時(shí)我們也調(diào)試消費(fèi)的過程，是通過引入附加的聲明，即允許增加更多增長率平穩(wěn)分布的高階項(xiàng)在不改變一階或二階項(xiàng)的情況下。最大的股權(quán)溢價(jià)僅上升了0.04，為0.39.我們得出結(jié)論：實(shí)驗(yàn)的結(jié)果對產(chǎn)生此奧菲的過程并不敏感。實(shí)驗(yàn)結(jié)果對持續(xù)增加的增長

19、率也不敏感，也就是說：增加，增長率的較低幅度的變動(dòng)或者是保持不變，并不能增加股權(quán)溢價(jià)。實(shí)際上，在假設(shè)增長率保持穩(wěn)定的情況下，如果我們接受試驗(yàn)結(jié)果，那么就是有偏頗的。4.2公司杠桿效應(yīng)在我們的模型中，債券定價(jià)與美國經(jīng)濟(jì)中的普通股交易并不相符。在我們的模型中，資本只以一種形式出現(xiàn)，然而在現(xiàn)實(shí)的經(jīng)濟(jì)體中，存在著一系列的資本類型伴隨著不同風(fēng)險(xiǎn)特征。在股票交易市場中交易的一個(gè)特定公司的股票，給予了持有者索償產(chǎn)出的權(quán)利，但他們的索償權(quán)權(quán)必須在其他債券權(quán)，包括工資支付等，清算之后才能執(zhí)行。股票持有者的累積份額相比于公司的其他債權(quán)持有人的債券更可變。例如，勞動(dòng)合同包含了保險(xiǎn)的功能，同樣的，作為債券的勞務(wù)索償，

20、一部分是固定的，這部分會(huì)在產(chǎn)出清償前確定。所以，在產(chǎn)出中不確定性中不成比例的那部分會(huì)由權(quán)益人所承擔(dān)。在我們的模型中，公司對應(yīng)著經(jīng)濟(jì)體中全部產(chǎn)出的生產(chǎn)過程。顯然，這家公司股票的風(fēng)險(xiǎn)就與準(zhǔn)普爾股價(jià)指數(shù)的風(fēng)險(xiǎn)不同。我們嘗試復(fù)制兩個(gè)我們定價(jià)的債券，并計(jì)算債券的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)，這個(gè)債券下個(gè)階段的紅利等于實(shí)際產(chǎn)量，小于預(yù)期產(chǎn)量。設(shè)為公司預(yù)期t+1時(shí)刻產(chǎn)出的一部分，公司在t時(shí)刻已經(jīng)確定了預(yù)期t+1時(shí)刻的產(chǎn)出。那么等式（7）可以寫成：正如前面我們推測的那樣服從函數(shù)將代入式（15），得出了收益率的線性方程組 （16）對于所有I = 1, n. 這個(gè)系統(tǒng)使得wi和eqs達(dá)到平衡。(10),(11),(14) 決定了平均

21、股權(quán)溢價(jià)。如果企業(yè)產(chǎn)出的利潤份額是10%，那么我們設(shè)=0.9.因此，保證了90%的預(yù)期產(chǎn)出，所有的風(fēng)險(xiǎn)將由股權(quán)持有人承擔(dān)，但他們同時(shí)也受到了平均10%的產(chǎn)出。增加的股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)將少于0.1%.因?yàn)橘Y金的安排并沒有對資源的分配和Arrow-Debreu價(jià)格產(chǎn)生影響，所以，公司的部分大額固定付款承諾將不會(huì)改變實(shí)驗(yàn)的結(jié)果。4.3引入生產(chǎn)根據(jù)我們的公式，對捐贈(zèng)過程是外生的，有既不是資本積累，也沒有生產(chǎn)。為了獲取機(jī)會(huì)而修改技術(shù)并不會(huì)推翻我們的結(jié)論，因?yàn)橐赃@種方式擴(kuò)大技術(shù)不會(huì)破壞消費(fèi)和資產(chǎn)價(jià)格的聯(lián)合均衡參看Mehre(1984).相對于標(biāo)準(zhǔn)測試技術(shù)，模型的失敗并不在于接受或者拒絕一個(gè)統(tǒng)計(jì)假設(shè)，而是在于他沒

22、有能產(chǎn)生得平均回報(bào)，甚至于觀測值相去甚遠(yuǎn)。如果我們成功找到一個(gè)經(jīng)濟(jì)體能夠通過我們不是非常高要求的測試，正如我們預(yù)期的那樣，我們將會(huì)把資本累積和產(chǎn)量加入模型，利用Brocks(1979,1982)，Donaldson和Mehras(1984)的變形模型或者Prescott和Merhras(1980)的一般均很的穩(wěn)定結(jié)構(gòu)并再進(jìn)行實(shí)驗(yàn)。5.結(jié)論股權(quán)溢價(jià)之謎其實(shí)并不在于為什么平均資本回報(bào)率會(huì)如此之高，二十在于為什么平均無風(fēng)險(xiǎn)利率會(huì)如此之低。在這個(gè)結(jié)論下，如果投資者接受了Friend and Blume(1975)的理論認(rèn)為：曲率參數(shù)a明顯超過給定值，a=2，而模型的平均無風(fēng)險(xiǎn)年利率不小于3.7%，遠(yuǎn)大

23、于給定的樣本均值0.8，而樣本的標(biāo)準(zhǔn)差僅為0.6.另一方面，如果a接近0，即投資者風(fēng)險(xiǎn)中性，那么投資者會(huì)懷疑為什嗎平均資產(chǎn)回報(bào)率會(huì)如此之高。資產(chǎn)的實(shí)際回報(bào)率會(huì)低于Arrow-Debreu一般均衡理論所決定的回報(bào)率，然而這不是其中的特例。例如，貨幣主要由國庫券的名義收益所決定，然而，大量的貨幣仍在流通。我們正在懷疑，是否代理人的異質(zhì)性本身會(huì)改變這一結(jié)論。在Debreu的具有競爭性的模型框架中，Constantinides表明，多種多樣的代理經(jīng)濟(jì)學(xué)也會(huì)對此處試驗(yàn)的諸多限制產(chǎn)生了影響。我們懷疑是否非時(shí)間可加性的差異偏好能解決這一謎團(tuán)?？赡芤胍恍┦勾砣酥g某些跨期交易無法實(shí)行的因素可以解開這一謎團(tuán)。由于這樣的市場并不存在，個(gè)人消費(fèi)可能存在變動(dòng)而總消費(fèi)卻幾乎沒有變化。一些非強(qiáng)制性的合同的存在可能是導(dǎo)致為什么可以分散