資本資產(chǎn)定價(jià)模式CAPM在上海股的實(shí)證檢驗(yàn)

1、資本資產(chǎn)定價(jià)模式(CAPM在上海股市的實(shí)證檢驗(yàn)蔡明超劉波一、資本資產(chǎn)定價(jià)模式(CAPM的理論與實(shí)證：綜述( 一)理論基礎(chǔ)資產(chǎn)定價(jià)問(wèn)題是近幾十年來(lái)西方金融理論中發(fā)展最快的一個(gè)領(lǐng)域。1952年，亨利馬柯維茨發(fā)展了資產(chǎn)組合理論， 導(dǎo)致了現(xiàn)代資產(chǎn)定價(jià)理論的形成。 它把投資者投資選擇的問(wèn)題 系統(tǒng)闡述為不確定性條件下投資者效用最大化的問(wèn)題。威廉夏普將這一模型進(jìn)行了簡(jiǎn)化并提出了資產(chǎn)定價(jià)的均衡模型 CAPM 。作為第一個(gè)不確定性條件下的資產(chǎn)定價(jià)的均衡模型， CAPM 具有重大的歷史意義，它導(dǎo)致了西方金融理論的一場(chǎng)革命。由于股票等資本資產(chǎn)未來(lái)收益的不確定性， CAPM 的實(shí)質(zhì)是討論資本風(fēng)險(xiǎn)與收益的關(guān)系。 CAP

2、M 模型十分簡(jiǎn)明的表達(dá)這一關(guān)系，即：高風(fēng)險(xiǎn)伴隨著高收益。在一些假設(shè)條件的基礎(chǔ) 上，可導(dǎo)出如下模型：E(Rj )-Rf=(R m-Rf) j其中： E(Rj )為股票的期望收益率。Rf 為無(wú)風(fēng)險(xiǎn)收益率，投資者能以這個(gè)利率進(jìn)行無(wú)風(fēng)險(xiǎn)的借貸。E(Rm )為市場(chǎng)組合的期望收益率。j = jm/ 2m，是股票j的收益率對(duì)市場(chǎng)組合收益率的回歸方程的斜率，常被稱(chēng)為“系數(shù)”。其中2m代表市場(chǎng)組合收益率的方差，jm代表股票j的收益率與市場(chǎng)組合收益率的協(xié)方差。從上式可以看出，一種股票的收益與其B系數(shù)是成正比例關(guān)系的。B系數(shù)是某種證券 的收益的協(xié)方差與市場(chǎng)組合收益的方差的比率， 可看作股票收益變動(dòng)對(duì)市場(chǎng)組合收益變動(dòng)

3、的 敏感度。通過(guò)對(duì)B進(jìn)行分析，可以得出結(jié)論：在風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的定價(jià)中，那些只影響該證券的方差而不影響該股票與股票市場(chǎng)組合的協(xié)方差的因素在定價(jià)中不起作用，對(duì)定價(jià)唯一起作用的是該股票的B系數(shù)。由于收益的方差是風(fēng)險(xiǎn)大小的量度，可以說(shuō)：與市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)不相關(guān)的單個(gè)CAPM的中心思想。風(fēng)險(xiǎn)，在股票的定價(jià)中不起作用，起作用的是有規(guī)律的市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)，這是對(duì)此可以用投資分散化原理來(lái)解釋。 在一個(gè)大規(guī)模的最優(yōu)組合中，不規(guī)則的影響 單個(gè)證券方差的非系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)由于組合而被分散掉了，剩下的是有規(guī)則的系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)，這種風(fēng)險(xiǎn)不能由分散化而消除。由于系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)不能由分散化而消除， 必 須伴隨有相應(yīng)的收益來(lái)吸引投資者投資。非系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)，由于可

4、以分散掉，則在 定價(jià)中不起作用。（二）實(shí)證檢驗(yàn)的一般方法對(duì)CAPM的實(shí)證檢驗(yàn)一般采用歷史數(shù)據(jù)來(lái)進(jìn)行，經(jīng)常用到的模型為：氣亠率乞一其中：S為其它因素影響的度量對(duì)此模型可以進(jìn)行橫截面上或時(shí)間序列上的檢驗(yàn)。檢驗(yàn)此模型時(shí)，首先要估計(jì)二系數(shù)。通常采用的方法是對(duì)單個(gè)股票或股票組合的收益率1與市場(chǎng)指數(shù)的收益率七進(jìn)行時(shí)間序列的回歸，模型如下：這個(gè)回歸方程通常被稱(chēng)為“一次回歸”方程。確定了廠系數(shù)之后，就可以作為檢驗(yàn)的輸入變量對(duì)單個(gè)股票或組合的B系數(shù)與收益再進(jìn)行一次回歸，并進(jìn)行相應(yīng)的檢驗(yàn)。一般采用橫截面的數(shù)據(jù)，回歸方程如下：這個(gè)方程通常被稱(chēng)作“二次回歸”方程。在驗(yàn)證風(fēng)險(xiǎn)與收益的關(guān)系時(shí)，通常關(guān)心的是實(shí)際的回歸方程與

5、理論的方程的相合程度?；貧w方程應(yīng)有以下幾個(gè)特點(diǎn):r > o(1) 回歸直線的斜率為正值，即，表明股票或股票組合的收益率隨系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)的增大而上升。(2) 在和收益率之間有線性的關(guān)系，系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)在股票定價(jià)中起決定作用，而非系統(tǒng)性 風(fēng)險(xiǎn)則不起決定作用。(3) 回歸方程的截矩 1應(yīng)等于無(wú)風(fēng)險(xiǎn)利率 I，回歸方程的斜率宀應(yīng)等于市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)貼 水.。(三) 西方學(xué)者對(duì) CAPM勺檢驗(yàn)從本世紀(jì)七十年代以來(lái)，西方學(xué)者對(duì)CAPM進(jìn)行了大量的實(shí)證檢驗(yàn)。這些檢驗(yàn)大體可以分為三類(lèi)：1風(fēng)險(xiǎn)與收益的關(guān)系的檢驗(yàn)由美國(guó)學(xué)者夏普(Sharpe)的研究是此類(lèi)檢驗(yàn)的第一例。他選擇了美國(guó)34個(gè)共同基金作為樣本，計(jì)算了各基金在1954年到

6、1963年之間的年平均收益率與收益率的規(guī)范差，并對(duì)基金的年收益率與收益率的規(guī)范差進(jìn)行了回歸，他的主要結(jié)論是：a、在19541963年間，美國(guó)股票市場(chǎng)的收益率超過(guò)了無(wú)風(fēng)險(xiǎn)的收益率。b、 基金的平均收益與其收益的規(guī)范差之間的相關(guān)系數(shù)大于0.8。c、風(fēng)險(xiǎn)與收益的關(guān)系是近似線形的。2時(shí)間序列的CAPM的檢驗(yàn)時(shí)間序列的CAPM檢驗(yàn)最著名的研究是 Black , Jensen與Scholes在1972年做的，他們的研究簡(jiǎn)稱(chēng)為BJS方法。BJS為了防止B的估計(jì)偏差，采用了指示變量的方法，成為時(shí)間序列CAPM檢驗(yàn)的規(guī)范模式，具體如下：a、利用第一期的數(shù)據(jù)計(jì)算出股票的B系數(shù)。b、根據(jù)計(jì)算出的第一期的個(gè)股B系數(shù)劃

7、分股票組合,劃分的規(guī)范是B系數(shù)的大小。 這樣從高到低系數(shù)劃分為 10個(gè)組合。c、采用第二期的數(shù)據(jù)，對(duì)組合的收益與市場(chǎng)收益進(jìn)行回歸，估計(jì)組合的B系數(shù)。d、 將第二期估計(jì)出的組合B值，作為第三期數(shù)據(jù)的輸入變量，利用下式進(jìn)行時(shí)間序列回歸。并對(duì)組合的a p進(jìn)行t檢驗(yàn)。其中：Rft為第t期的無(wú)風(fēng)險(xiǎn)收益率Rmt為市場(chǎng)指數(shù)組合第t期的收益率B p指估計(jì)的組合B系數(shù)ept為回歸的殘差BJS對(duì)1931 1965年間美國(guó)紐約證券交易所所有上市公司的股票進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)實(shí)際的回歸結(jié)果與理論并不完全相同。BJS得出的實(shí)際的風(fēng)險(xiǎn)與收益關(guān)系比CAPM模型預(yù)測(cè)的斜率要小，同時(shí)表明實(shí)際的ap在B值大時(shí)小于零，而在B值小時(shí)大于

8、零。這意味著低風(fēng)險(xiǎn)的股票獲得了理論預(yù)期的收益，而高風(fēng)險(xiǎn)股票獲得低于理論預(yù)測(cè)的收益。3橫截面的CAPM的檢驗(yàn)橫截面的CAPM檢驗(yàn)區(qū)別于時(shí)間序列檢驗(yàn)的特點(diǎn)在于它采用了橫截面的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，最著名的研究是 Fama和Macbeth ( FM )在1973年做的，他們所采用的基本方法如下：a、根據(jù)前五年的數(shù)據(jù)估計(jì)股票的B值。b、按估計(jì)的B值大小構(gòu)造 20個(gè)組合。c、計(jì)算股票組合在 1935年一1968年間402個(gè)月的收益率。d、按下面的模型進(jìn)行回歸分析，每月進(jìn)行一次，共402個(gè)方程。2Rp= 0+ 1 p+ 2 p + 3 ep+ep這里：Rp為組合的月收益率、3 p為估計(jì)的組合B值p2為估計(jì)的組合3

9、值的平方ep為估計(jì)3 p值的一次回歸方程的殘差的規(guī)范差0、1、2、3為估計(jì)的系數(shù)，每個(gè)系數(shù)共 402個(gè)估計(jì)值e、對(duì)四個(gè)系數(shù) 0、1、2、3進(jìn)行t檢驗(yàn)FM結(jié)果表明： 1的均值為正值，在 95%的置信度下可以認(rèn)為不為零，表明收益與3值成正向關(guān)系 2、3在95%的置信度下值為零，表明其他非系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)在股票收益的定價(jià)中不起主要作 用。1976年Richard Roll對(duì)當(dāng)時(shí)的實(shí)證檢驗(yàn)提出了質(zhì)疑，他認(rèn)為：由于無(wú)法證明市場(chǎng)指數(shù)組合是有效市場(chǎng)組合，因而無(wú)法對(duì)CAPM模型進(jìn)行檢驗(yàn)。正是由于羅爾的批評(píng)才使CAPM的檢驗(yàn)由單純的收益與系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)的關(guān)系的檢驗(yàn)轉(zhuǎn)向多變量的檢驗(yàn)，并成為近期CAPM檢驗(yàn)的主流。最近 20

10、年對(duì)CAPM的檢驗(yàn)的焦點(diǎn)不是而是用來(lái)解釋收益的其它非系統(tǒng)性風(fēng) 險(xiǎn)變量，這些變量往往與公司的會(huì)計(jì)數(shù)據(jù)相關(guān)，如公司的股本大小，公司的收益等等。這些檢驗(yàn)結(jié)果大都表明：CAPM模型與實(shí)際并不完全相符，存在著其他的因素在股票的定價(jià)中起作用。（四）我國(guó)學(xué)者對(duì)風(fēng)險(xiǎn)一收益關(guān)系的檢驗(yàn)我國(guó)學(xué)術(shù)界引進(jìn) CAPM的概念的時(shí)間并不長(zhǎng)，一些學(xué)者對(duì)上海股市的風(fēng)險(xiǎn)與收益的關(guān) 系做了一些定量的分析，但至今仍沒(méi)有做過(guò)系統(tǒng)的檢驗(yàn)。他們的研究存在著一些缺陷，主要 有以下幾點(diǎn):1. 股票的樣本太少，不代表市場(chǎng)總體，無(wú)法得出市場(chǎng)上風(fēng)險(xiǎn)與收益的實(shí)際關(guān)系。2. 在兩次回歸中，同時(shí)選用同一時(shí)期的數(shù)據(jù)進(jìn)行人值的估計(jì)和對(duì) CAPM模型中線性關(guān)系的

11、驗(yàn)證。3. 在確定收益率時(shí)并沒(méi)有考慮分紅，送配帶來(lái)的影響并做相應(yīng)調(diào)整，導(dǎo)致收益和風(fēng)險(xiǎn)的估計(jì)的偏差，嚴(yán)重影響分析的準(zhǔn)確性。4. 在回歸過(guò)程中，沒(méi)有選用組合的構(gòu)造，而是采用個(gè)股的回歸易導(dǎo)致，"系數(shù)的不穩(wěn)定性。二、上海股市CAPM模型的研究方法（一）研究方法應(yīng)用時(shí)間序列與橫截面的最小二乘法的線性回歸的方法，構(gòu)造相應(yīng)的模型，并進(jìn)行統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)分析。時(shí)間序列的線性回歸主要應(yīng)用于股票B值的估計(jì)。而CAPM的檢驗(yàn)則采用橫截面回歸的方法。（二）數(shù)據(jù)選取1時(shí)間段的確定上海股市是一個(gè)新興的股市，其歷史并不十分長(zhǎng)，從1990年12月19日開(kāi)市至今，不過(guò)短短八年的時(shí)間。 在這樣短的時(shí)間內(nèi)， 要對(duì)股票的收益與風(fēng)險(xiǎn)

12、問(wèn)題進(jìn)行研究，首先碰到的是數(shù)據(jù)數(shù)量不夠充分的問(wèn)題。一般來(lái)說(shuō)對(duì)CAPM的檢驗(yàn)應(yīng)當(dāng)選取較長(zhǎng)歷史時(shí)間內(nèi)的數(shù)據(jù)，這樣檢驗(yàn)才具有可靠性。但由于上海股市的歷史的限制，無(wú)法做到這一點(diǎn)。因此，首先確定這八年的數(shù)據(jù)用做檢驗(yàn)。但在這八年中，也不是所有的數(shù)據(jù)均可用于分析。CAPM的前提要求市場(chǎng)是一個(gè)有效市場(chǎng)：要求股票的價(jià)格應(yīng)在時(shí)間上線性無(wú)關(guān)。在第一章中通過(guò)對(duì)上海股市收益率的相關(guān)性研 究，發(fā)現(xiàn)93年之前的數(shù)據(jù)中，股價(jià)的相關(guān)性較大，會(huì)直接影響到檢驗(yàn)的精確性。因此，在本研究中，選取1993年1月至1998年12月作為研究的時(shí)間段。從股市的實(shí)際來(lái)看， 1992 年下半年，上海股市才取消漲停板制度，放開(kāi)股價(jià)限制。93年也是股

13、市初步規(guī)范化的開(kāi)始。所以選取這個(gè)時(shí)間點(diǎn)用于研究的理由是充分的。2市場(chǎng)指數(shù)的選擇目前在上海股市中有上證指數(shù)， A股指數(shù)，B股指數(shù)及各分類(lèi)指數(shù)， 本文選擇上證綜合 指數(shù)作為市場(chǎng)組合指數(shù)，并用上證綜合指數(shù)的收益率代表市場(chǎng)組合。上證綜合指數(shù)是一種價(jià)值加權(quán)指數(shù)，符合 CAPM市場(chǎng)組合構(gòu)造的要求。3股票數(shù)據(jù)的選取這里用上海證券交易所（SSE）截止到1998年12月上市的425家A股股票的每日收 盤(pán)價(jià)、成交量、成交金額等數(shù)據(jù)用于研究。這里遇到的一個(gè)問(wèn)題是個(gè)別股票在個(gè)別交易日內(nèi) 停牌，為了處理的方便，本文中將這些天該股票的當(dāng)日收盤(pán)價(jià)與前一天的收盤(pán)價(jià)相同。三、上海股市風(fēng)險(xiǎn)-收益關(guān)系的實(shí)證檢驗(yàn)（一）股票貝塔系數(shù)的

14、估計(jì)中國(guó)股票市場(chǎng)共有8年的交易數(shù)據(jù)，應(yīng)采用3年以上的數(shù)據(jù)用于估計(jì)單個(gè)股票的系數(shù), 才能保證具有穩(wěn)定性。但是課題組在實(shí)踐中通過(guò)比較發(fā)現(xiàn)由于中國(guó)股票市場(chǎng)作為一個(gè)新興 的市場(chǎng)，無(wú)論是市場(chǎng)結(jié)構(gòu)還是市場(chǎng)規(guī)模都還有待于進(jìn)一步的發(fā)展，同時(shí)各種股票關(guān)于市場(chǎng)的穩(wěn)定性都不是很高，股市中還存在很大的時(shí)變風(fēng)險(xiǎn)，因此各種股票的打系數(shù)隨著時(shí)間的推移其變化將會(huì)很大。所以只用上一年的數(shù)據(jù)估計(jì)下一年的系數(shù)時(shí)，"系數(shù)將更具有靈敏性，因?yàn)榱耸箼z驗(yàn)的結(jié)果更理想，均采用上一年的數(shù)據(jù)估計(jì)下一年的廠系數(shù)。估計(jì)單個(gè)股票的系數(shù)采用單指數(shù)模型，如下：其中：.：表示股票i在t時(shí)間的收益率:表示上證指數(shù)在t時(shí)間的收益率、宀:為估計(jì)的系數(shù):

15、為回歸的殘差。進(jìn)行一元線性回歸，得出 系數(shù)的估計(jì)值I表示該種股票的系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)的測(cè)度。（二）股票風(fēng)險(xiǎn)的估計(jì)股票的總風(fēng)險(xiǎn)，可以用該種股票收益率的規(guī)范差來(lái)表示，可以用下式來(lái)估計(jì)總風(fēng)險(xiǎn)H =丨 2其中：N為樣本數(shù)量，丄：為丄的均值。非系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)，可用估計(jì)'的回歸方程中的殘差 丸的規(guī)范差來(lái)表示，用表示股票i的 非系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)，可用下式求出:其中：丄為一次回歸方程的殘差p為二的均值（三）組合的構(gòu)造與收益率計(jì)算對(duì) CAPM 的總體性檢驗(yàn)是檢驗(yàn)風(fēng)險(xiǎn)與收益的關(guān)系， 由于單個(gè)股票的非系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)較大， 用于收益和風(fēng)險(xiǎn)的關(guān)系的檢驗(yàn)易產(chǎn)生偏差。 因此，通常構(gòu)造股票組合來(lái)分散掉大部分的非系 統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)后進(jìn)行檢驗(yàn)。構(gòu)造組

16、合時(shí)可采用不同的規(guī)范，如按個(gè)股 系數(shù)的大小，股票的股本 大小等等，本文按個(gè)股的 系數(shù)大小進(jìn)行分組構(gòu)造組合。將所有股票按 系數(shù)的大小劃分為 15 個(gè)股票組合，第一個(gè)股票組合包含 系數(shù)最小的一組股票，依次類(lèi)推，最后一個(gè)組合包含 數(shù)子最大的一組股票。組合中股票的 系數(shù)大的組合被稱(chēng)為“高 系數(shù)組合”，反之則稱(chēng)為 “低 系數(shù)組合”。構(gòu)造出組合后就可以計(jì)算出組合的收益率了，并估計(jì)組合的 系數(shù)用于檢驗(yàn)。這樣做的一個(gè) 缺點(diǎn)是用同一歷史時(shí)期的數(shù)據(jù)劃分組合，并用于檢驗(yàn)，會(huì)產(chǎn)生組合 值估計(jì)的偏差，高 系 數(shù)組合的 系數(shù)可能會(huì)被高估，低 系數(shù)組合的 系數(shù)可能被低估，解決此問(wèn)題的方法是應(yīng)用 Black,Jenson 與

17、 Scholes 研究組合模型時(shí)的方法(下稱(chēng) BJS 方法)，即如下四步：(1) 利用第一期的數(shù)據(jù)計(jì)算股票的 系數(shù)。(2) 利用第一期的 系數(shù)大小劃分組合(3) 采用第一期的數(shù)據(jù)，對(duì)組合的收益與市場(chǎng)收益率進(jìn)行回歸，估計(jì)組合的系數(shù)(4) 將第一期估計(jì)出的組合 值作為自變量，以第二期的組合周平均收益率進(jìn)行回歸檢驗(yàn)。在計(jì)算組合的平均周收益率時(shí)，我們假設(shè)每個(gè)組合中的十只股票進(jìn)行等額投資，這樣對(duì)平 均周收益率只需對(duì)十只股票的收益率進(jìn)行簡(jiǎn)單平均即可。 由于股票的系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)測(cè)度， 即真實(shí) 的貝塔系數(shù)無(wú)法知道， 只能通過(guò)市場(chǎng)模型加以估計(jì)。 為了使估計(jì)的貝塔系數(shù)更加靈敏， 本研 究用上一年的數(shù)據(jù)估計(jì)貝塔系數(shù)，下一

18、年的收益率檢驗(yàn)?zāi)Ｐ汀?四) 組合貝塔系數(shù)和風(fēng)險(xiǎn)的確定對(duì)組合的周收益率求規(guī)范方差，我們可以得到組合的總風(fēng)險(xiǎn) p組合的 值的估計(jì)，采用下面的時(shí)間序列的市場(chǎng)模型：Rpt = p+ p Rmp+e pt其中：Rpt表示t時(shí)期投資組合的收益率- / :為估計(jì)的系數(shù)Rmt表示t期的市場(chǎng)組合收益率ept為回歸的殘差對(duì)組合的每周收益率與市場(chǎng)指數(shù)收益率回歸殘差分別求規(guī)范差即可以得到組合ep值。表1:組合周收益率回歸的值與風(fēng)險(xiǎn)(1997.01.011997.12.31)組合組合值組合a值相關(guān)系數(shù)平方總風(fēng)險(xiǎn)非系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)10.7810.0010.8880.0630.02120.9020.000 :0.9430.0710

19、.017”30.9680.0000.9340.0760.0240.9890.0000.9020.0790.025510.000 0.9450.0780.018 161.020.0000.9580.0790.01671.040.0020.9350.0820.02181.060.000 T0.9250.0840.023 n91.080.0000.9380.0850.021101.10.0000.9510.0860.019111.110.000 :0.9510.0870.019121.120.0000.9280.0890.024131.130.0000.9370.0890.022141.160.00

20、00.9120.0920.027151.170.0000.9220.0920.026(五) 組合平均收益率的確定對(duì)組合按前面的構(gòu)造方法，用第98年的周收益率求其算術(shù)平均收益率。表2 :組合的平均收益率(1998.1.1-1998.12.31 )組合組合平均周收益率10.7810.003120.902-0.000430.9680.004840.9890.0052510.000561.02-0.00271.040.003881.060.00391.080.0016101.10.0026111.110.005121.120.0065131.130.0044141.160.0067151.170.00

21、74（六）風(fēng)險(xiǎn)與收益關(guān)系檢驗(yàn)以97年的組合收益率估計(jì) ，以98年的組合收益率求周平均收益率。對(duì) 15組組合得到 的周平均收益率與各組合系數(shù)按如下模型進(jìn)行回歸檢驗(yàn)：Rpj= 0+ 1 pj其中：Rpj是組合j的98年平均周收益率pj是組合j的系數(shù)0，1為估計(jì)參數(shù)按照CAPM應(yīng)有假設(shè)：1. 0的估計(jì)應(yīng)為 Rf的均值，且大于零，表明存在無(wú)風(fēng)險(xiǎn)收益率。2. 1的估計(jì)值應(yīng)為 Rm-Rf 0,表明風(fēng)險(xiǎn)與收益率是正相關(guān)系，且市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)升水大于零?；貧w結(jié)果如下:01R2均值-0.01430. 01700.4867T值-2.80783.5114查表可知，在5%顯著水平下回歸系數(shù) i顯著不為0,即在上海股市中收益率

22、與風(fēng)險(xiǎn)之間存 在較好的線性相關(guān)關(guān)系。論文在實(shí)踐檢驗(yàn)初期，發(fā)現(xiàn)當(dāng)以93年至97年的數(shù)據(jù)估計(jì)，而用98年的周收益率檢驗(yàn)與風(fēng)險(xiǎn)關(guān)系時(shí)，回歸得到的結(jié)論是5%顯著水平下不能拒絕回歸系數(shù)1顯著為0的假設(shè)。這些結(jié)果表明，在上海股市中系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)與周收益率基本呈現(xiàn)正線性相關(guān)關(guān)系。同時(shí)，上海股市仍為不成熟證券市場(chǎng)，個(gè)股十分不穩(wěn)定，從相關(guān)系數(shù)來(lái)看，尚有其他的風(fēng)險(xiǎn)因素在股票的定價(jià)中起著不容忽視的作用。本文將在下面進(jìn)行CAPM模型的修正檢驗(yàn)。四、CAPM勺橫截面檢驗(yàn)(一)模型的建立對(duì)于橫截面的CAPM檢驗(yàn)，采用下面的模型：2 Rp= 0+ 1 p+ 2 p + 3 ep+ep該模型主要檢驗(yàn)以下四個(gè)假設(shè)：1,系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)與

23、收益的關(guān)系是線性的，就是要檢驗(yàn)回歸系數(shù)E ( 2)=0。2,是衡量證券組合中證券的風(fēng)險(xiǎn)的唯一測(cè)度，非系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)在股票的定價(jià)中不起作用,這意味著回歸方程的系數(shù)E ( 3)=0。3，對(duì)于風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避的投資者，高系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)帶來(lái)高的期望回報(bào)率，也就是說(shuō):E( i)=E(Rmt) E(Rft)>04，對(duì)只有無(wú)風(fēng)險(xiǎn)利率才是系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)為0的投資收益，要求 E( 0)=Rf。(二)檢驗(yàn)的結(jié)果及啟示對(duì)CAPM模型的橫截面的檢驗(yàn)采用多元回歸中的逐步回歸分析法(stepwise),即在回歸分析中首先從所有自變量選擇一個(gè)自變量，使相關(guān)系數(shù)最大，再逐步假如新的自變量，同時(shí)刪去可能變?yōu)椴伙@著的自變量，并保證相關(guān)系數(shù)上升，

24、 最終保證結(jié)果中的所有自變量的系數(shù)均顯著不為0，并且被排除在模型之外的自變量的系數(shù)均不顯著。表4 :多元回歸的 stepwise法結(jié)果01R2系數(shù)-0.01430.01700.4867T值-2.80783.5114從表中可以得出如下結(jié)論:1 . p2項(xiàng)的系數(shù)的T檢驗(yàn)結(jié)果并不顯著，表明風(fēng)險(xiǎn)與收益之間并不存在非線性相關(guān)關(guān)系。2. ep項(xiàng)的系數(shù)的T檢驗(yàn)結(jié)果并不顯著，表明非系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)在資產(chǎn)組合定價(jià)中并不起作用。3. 0的估計(jì)值為負(fù)，即資金的時(shí)間價(jià)值為負(fù)，表明市場(chǎng)具有明顯的投機(jī)特征。五、影響收益的其他因素分析(一)歷史回顧長(zhǎng)期以來(lái)，Sharp,linter和Mossin分別提出的CAPM模型一直是學(xué)術(shù)界和

25、投資者分析風(fēng)險(xiǎn)與收益之間關(guān)系的理論基石，尤其是在Black,Jensen,和 Scholes (1972)以及 Fama 和MacBeth ( 1973)通過(guò)實(shí)證分析證明了 1926-1968 年間在紐約證券交易所上市的股票平均收益率與貝塔之間的正的相關(guān)關(guān)系以后。然而八十年代， Reinganum(1981) 和 Lakonishok ， Shapiro (1986)對(duì)后來(lái)的數(shù)據(jù)分析表明這種簡(jiǎn)單的線性關(guān)系不復(fù)存在。Roll 對(duì) CAPM 的批評(píng)文章發(fā)表之后，對(duì) CAPM 的檢驗(yàn)也轉(zhuǎn)向?qū)τ绊懝善笔找娴钠渌L(fēng)險(xiǎn)因素的檢驗(yàn)，并發(fā)現(xiàn) 了許多不符合 CAPM的結(jié)果。Fama和French (1992)更

26、進(jìn)一步指出，從四十年代以后，紐 約股票市場(chǎng)股票的平均收益率與貝塔系數(shù)間不存在簡(jiǎn)單的正線性相關(guān)關(guān)系。他們通過(guò)對(duì)紐約股票市場(chǎng) 1963年至 1990年股票的月收益率分析發(fā)現(xiàn)存在如下的多因素相關(guān)關(guān)系：R=1.77%-(0.11*ln(mv)+(0.35*ln(bv/mv)其中：mv是公司股東權(quán)益的市場(chǎng)價(jià)值，bv是公司股東權(quán)益的賬面價(jià)值。從前一節(jié)我們對(duì)上海股票市場(chǎng)的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，當(dāng)選用的歷史數(shù)據(jù)變化以后，上 海股市中收益與系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)相關(guān)的顯著程度并不如 CAPM 所預(yù)期的那樣。羅爾對(duì) CAPM 的 解釋同樣適合于上海市場(chǎng)， 即一方面我們無(wú)法證實(shí)市場(chǎng)指數(shù)就是有效組合， 以我們分析的上 海股票市場(chǎng)而言

27、， 上證指數(shù)遠(yuǎn)沒(méi)有包括所有金融資產(chǎn)， 比如投資者完全可以自由投資于債券 市場(chǎng)和在深圳證券交易所上市的股票。另一方面，在實(shí)際分析中我們無(wú)法找到真正的貝塔(true beta)。為了找出上海股市中股票定價(jià)的其他因素，本文結(jié)合上海股票市場(chǎng)曾經(jīng)出現(xiàn)炒作的 “小盤(pán)股”、“績(jī)優(yōu)股”、“重組股” 等現(xiàn)象， 對(duì)公司的股本大小， 公司的凈資產(chǎn)收益率， 市盈率等非系統(tǒng)因素對(duì)收益的影響進(jìn)行了分析。 具體方法是： 論文首先對(duì)影響個(gè)股收益率的 各因素進(jìn)行逐年分析， 然后構(gòu)造組合， 再對(duì)影響組合收益率的各因素進(jìn)行分析， 組合的構(gòu)造 方法與前相同。( 二) 單股票的多因素檢驗(yàn)及結(jié)果檢驗(yàn)方法是用歷史數(shù)據(jù)計(jì)算 系數(shù)，再對(duì) 系數(shù)

28、、前期總股本、前期流通股本、預(yù)期凈資產(chǎn)收益率、預(yù)期 PE比率對(duì)收益率的解釋程度進(jìn)行分析。例如在分析年所有股票收益率的 決定因素時(shí)， 采用 93 年股票的收益率計(jì)算貝塔系數(shù)， 總股本為 93 年末的總股本， 凈資產(chǎn)收 益率和市盈率根據(jù) 94年的財(cái)務(wù)指標(biāo)計(jì)算。由于股票在此之后 4 年交易期間，凈資產(chǎn)收益率(ROE)和每股收益(EPS)尚未公布，因此凈資產(chǎn)收益率和市盈率都稱(chēng)為預(yù)期凈資產(chǎn)收益率和預(yù)期市盈率。具體模型如下：Rj= 0+ i j+ 2Gj+ 3R0Ej+ 4PEj+ej其中：Rj是股票j的第t期年平均周收益率j是股票j的系數(shù)，系數(shù)由第（t-1 ）期歷史數(shù)據(jù)算出Gj是股票j的第（t-1 ）期總股本對(duì)數(shù)值ROEj是股票j的第t期凈資產(chǎn)收益率PEi是股票j的第t期期末市盈率STEPWISE多元回歸發(fā)現(xiàn)94年各股票收益率與以上因素并無(wú)顯著關(guān)系，其他各年的結(jié)果如下:表5： 95年個(gè)股收益率的 STEPWISE多元回歸結(jié)果Rj= 0+ 2GjR202均值T值均值T值0.05-0.013-3.5680.00112.958表6： 96年個(gè)股收益率的 STEPWISE多元回歸結(jié)果Rj= 0+ 2Gj+ 3ROEjR2023均值T值均值T值均值T值0.171-0.011-1.930.0022.8450.0245. 249表7： 97年個(gè)股收益率的 STEPWISE多元回歸結(jié)果Rj= 0