基于上海股票市場的CAPM實證檢驗

1、 基于上海股票市場的CAPM實證檢驗?zāi)夸浾?1.文獻(xiàn)綜述11.1 國外研究成果11.2 國內(nèi)研究成果22. 模型簡述23.上海股票市場的CAPM實證分析23.1 數(shù)據(jù)的選取23.2 實證檢驗與結(jié)果分析34.結(jié)論54.1 原因分析54.2 政策建議65.參考文獻(xiàn)6摘要資本資產(chǎn)定價模型自誕生之日起就處于金融理論研究的前沿，同時這一理論也一直存在很多爭議。隨著統(tǒng)計方法的發(fā)展，統(tǒng)計數(shù)據(jù)的詳實，對資本資產(chǎn)定價模型的研究也更加深入。那么資本資產(chǎn)定價模型是否適用于我國上海證券市場呢？本文試圖采用上海證券市場近3年的數(shù)據(jù)對這個問題進(jìn)行研究。本文首先回顧了國內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)，對前人的研究結(jié)果做了總結(jié)，發(fā)現(xiàn)早期西方

2、學(xué)者對于證券市場上資本資產(chǎn)定價模型的實證研究結(jié)果大多是支持的，而在后期所做的研究當(dāng)中，資本資產(chǎn)定價模型受到了質(zhì)疑。我國學(xué)者對于資本資產(chǎn)定價模型的研究證明目前這一模型不符合我國實際情況。對前人的研究進(jìn)行總結(jié)之后，接下來文章簡單介紹了資本資產(chǎn)定價模型。本文實證檢驗所采用的方法是BJS 方法，對2010年1月至2012年12月上海證券市場上20只股票的數(shù)據(jù)進(jìn)行了實證檢驗，首先估計單個股票的貝塔系數(shù)，然后按規(guī)則將股票分組后計算股票組合的貝塔系數(shù)，檢驗風(fēng)險與收益的關(guān)系，最后采用FM模型對CAPM進(jìn)行橫截面檢驗。檢驗結(jié)果表明我國證券市場目前還不能符合資本資產(chǎn)定價模型。在本文的最后對造成不符合結(jié)果的原因進(jìn)行

3、了分析，并提出了政策建議。關(guān)鍵詞：CAPM，系數(shù)，時間序列回歸，橫截面回歸1.文獻(xiàn)綜述1.1國外的研究成果Merton（1972）在假定時間連續(xù)的前提之下，建立了包含多個值的、時間連續(xù)的跨期資本資產(chǎn)定價模型。這一模型使得資本資產(chǎn)定價模型在每一個時間點上都能夠成立。Black，Jenson 和Scholes（1974）用1931年到1965年期間紐交所全部上市公司的股票數(shù)據(jù)進(jìn)行了實證檢驗，最終得出的回歸結(jié)果顯示市場數(shù)據(jù)與資本資產(chǎn)定價理論模型無法很好的呼應(yīng)：高風(fēng)險的股票收益低于預(yù)期收益，而低風(fēng)險的股票卻獲得了預(yù)期的收益。Fama和French在1992年所做的檢驗對CAPM有效性檢驗的影響最大，他

4、們使用1962年到1989年的數(shù)據(jù)證明，即使在為唯一解釋變量的情況下，CAPM所預(yù)言的關(guān)系也不存在。經(jīng)過回歸分析，F(xiàn)ama和French發(fā)現(xiàn)，公司規(guī)模和賬面價值市場價值包含了股票平均收益中杠桿和市盈率的作用，對平均收益的橫截面變動有明顯的解釋能力；值不論是單獨作為解釋變量還是和其他變量一起回歸，均不能拒絕其系數(shù)顯著為零的假設(shè)。由此Fama和French得出結(jié)論，CAPM不能說明近50年的平均股票收益，并提出了包括規(guī)模和凈市值比的雙因素模型。1.2國內(nèi)的研究成果我國資本資產(chǎn)定價模型的實證研究始于施東暉（1996）所做的實證研究，他發(fā)現(xiàn)樣本股票系統(tǒng)性風(fēng)險在總風(fēng)險中占了一個相當(dāng)大的比重，這一比重遠(yuǎn)遠(yuǎn)

5、高于西方國家；股票的預(yù)期收益和系統(tǒng)風(fēng)險之間存在著顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。他得出結(jié)論：我國證券市場上資本資產(chǎn)定價模型與理論上的資本資產(chǎn)定價模型是相反的，在我國證券市場上，系統(tǒng)風(fēng)險過大的比重導(dǎo)致同向波動的股票價格，這使得我國的證券投資者幾乎無法通過分散化投資來規(guī)避風(fēng)險。毛晶瑩(2004)對深圳證券市場進(jìn)行了CAPM實證檢驗，得出的結(jié)論是：深圳證券市場的系統(tǒng)風(fēng)險與平均收益率存在負(fù)線形關(guān)系，市場中存在嚴(yán)重的投機(jī)行為，同時非系統(tǒng)風(fēng)險有很強(qiáng)的解釋能力，且與平均收益之間也是負(fù)的線性關(guān)系，深圳證券市場不符合CAPM模型。許滌龍、張鈺（2005）對于上海股票市場的數(shù)據(jù)進(jìn)行了檢驗，通過檢驗發(fā)現(xiàn)樣本股票收益與系數(shù)之間的正

6、相關(guān)關(guān)系顯著并且呈線性，但是無風(fēng)險收益率為負(fù)，在此基礎(chǔ)之上通過構(gòu)建股票組合的方式進(jìn)行了模型的修正檢驗，股票組合的風(fēng)險能夠較好的以組合系數(shù)來解釋。張凱（2013）選取上海股票市場上的30 支股票進(jìn)行CAPM檢驗，在時間序列回歸時發(fā)現(xiàn)個股的收益率很少一部分能由系統(tǒng)性風(fēng)險來補(bǔ)償，但進(jìn)一步通過投資組合后，非系統(tǒng)性風(fēng)險部分被化解。因此他認(rèn)為優(yōu)化投資組合不僅可以在理論上對CAPM 理論提供一定程度的支持，而且具有實踐意義。2.資本資產(chǎn)定價模型簡述2.1模型簡介現(xiàn)代資產(chǎn)定價理論的歷史是從1952年馬柯維茨及托賓的資產(chǎn)組合理論開始的。馬柯維茨假定投資者的偏好可以由資產(chǎn)組合的均值和方差來決定，于是把收益、方差與

7、資產(chǎn)組合的構(gòu)成、證券收益的概率分布聯(lián)合起來，第一次在資產(chǎn)組合的最佳選擇中運用了邊際分析原理。馬柯維茨及托賓都證明：如果效用函數(shù)是收益或財富的二次函數(shù)，那么均方差偏好(即投資者在同樣的期望收益或財富的情況下，選擇均方差小的資產(chǎn))與投資者的風(fēng)險規(guī)避假設(shè)相符合。資產(chǎn)組合理論找到了投資者在均方差偏好下的證券組合的有效邊界，并指出，由于證券組合中的單個證券的風(fēng)險之間存在協(xié)方差，因此證券投資的分散化可以降低證券組合的總風(fēng)險。幾年以后，夏普和林特納利用托賓分離定理得出了資本資產(chǎn)定價模型。E（Rit）rf=iE（RMt）rf式中：E（Rit）表示第i種資產(chǎn)的期望收益率，rf表示無風(fēng)險收益率，i為第i種資產(chǎn)的風(fēng)

8、險，E（RMt）為市場組合的期望收益率。CAPM模型回答了風(fēng)險與收益的關(guān)系問題。從上式可以看出：一個證券的收益與其系數(shù)是成正比例關(guān)系的。系數(shù)是某種證券的收益的協(xié)方差與市場組合收益的方差的比率，可以看作是證券收益變動對市場組合收益變動的敏感度。3.上海股票市場的CAPM實證檢驗3.1數(shù)據(jù)的選?。?）樣本股票及其收益率本文隨機(jī)選取了2010年1月4日至2012年12月31日的20只上交所上市的A 股股票作為樣本。（20只股票為：華新水泥、中國國旅、恒生電子、太龍藥業(yè)、老白干酒、同濟(jì)科技、四川長虹、山西焦化、晉億實業(yè)、廣匯能源、上海電氣、恒豐紙業(yè)、雅戈爾、方大特鋼、中糧屯河、兩面針、江蘇舜天、涪陵電

9、力、福田汽車、中孚實業(yè)）。以股票收盤價來計算每只股票的日收益率。本文所有數(shù)據(jù)來自銳思數(shù)據(jù)庫。（2）市場收益率過往文獻(xiàn)的實證檢驗表明股市綜合指數(shù)能夠較為準(zhǔn)確地反映市場整體水平的變化趨勢，具有很強(qiáng)的代表性。而本文研究的是上海股票市場，鑒于此，本文采用上證綜指的日收益率作為市場收益率。（3）無風(fēng)險利率的選取國外的研究中，通常采用一年期國債利率作為無風(fēng)險利率，但我國國債市場不發(fā)達(dá)且品種以中長期居多，所以一年期國債利率并不是無風(fēng)險利率最好的選擇。而我國的銀行信用具有風(fēng)險極低的特點，故本文采用一年期的銀行定期存款利率來表示無風(fēng)險利率，并且隨每次利率調(diào)整而變化。3.2實證檢驗與結(jié)果分析3.2.1單個股票系數(shù)

10、的計算根據(jù)2010年1月至2010年12月的數(shù)據(jù)，計算出每只股票的日收益率，和2010年的上證指數(shù)的日收益率一起帶入回歸方程（1.1）進(jìn)行回歸，求出每只股票的系數(shù)。Ri=i+i（Rm-Rf）+i （1.1）系數(shù)t檢驗系數(shù)t檢驗福田汽車1.419766通過恒生電子0.942074通過雅戈爾1.128165通過中孚實業(yè)1.605511通過太龍藥業(yè)0.959919通過山西焦化1.027975通過兩面針1.207150通過華新水泥0.899729通過廣匯能源1.067051通過四川長虹1.015009通過江蘇舜天1.226879通過同濟(jì)科技0.997440通過恒豐紙業(yè)1.111201通過晉億實業(yè)1.0

11、65149通過涪陵電力1.322190通過上海電氣1.077529通過方大特鋼1.149212通過中國國旅0.941536通過老白干酒0.973459通過中糧屯河1.187051通過按得到的各只股票系數(shù)的大小，將20只股票分成5個組合。3.2.2股票組合系數(shù)的計算根據(jù)2011年1月至2011年12月的數(shù)據(jù)，計算出各組的日平均收益率作為Rp，和2011年的市場收益率、無風(fēng)險收益率一起帶入回歸方程（1.2）進(jìn)行回歸，得到每組的值、截距項和擬合系數(shù)。Rpt-Rf=p+p（Rmt-Rf）+pt （1.2）截距項系數(shù)R2t檢驗第1組0.0090661.2799960.602398通過第2組0.00478

12、11.1339630.558544通過第3組0.0049141.1746750.578803通過第4組0.0008531.0652540.663032通過第5組0.0103541.3686320.642051通過從上表可以看出所有組合的值的t檢驗全部通過，擬合系數(shù)也都高于55%，說明可以通過組合平均收益率來回歸值。但是截距項不等于零，說明根據(jù)分組的組合收益率時間序列并不滿足CAPM。3.2.3組合風(fēng)險與收益率關(guān)系的檢驗根據(jù)2011年1月到2011年12月的數(shù)據(jù)，計算出各組的日平均收益率，和上一步中得到的各組的系數(shù)一起帶入回歸方程（1.3）進(jìn)行回歸。RP=0+1p+ep （1.3）回歸結(jié)果如下表

13、所示：CoefficientStd. Errort-StatisticProb.00.0001470.0047150.0312770.97701-0.0012880.003899-0.3303340.7629R-squared0.035097Mean dependent var-0.001404Adjusted R-squared-0.286537S.D. dependent var0.000827S.E. of regression0.000938Akaike info criterion-10.81638Sum squared resid2.64E-06Schwarz criterion-

14、10.97260Log likelihood29.04095Hannan-Quinn criter.-11.23567F-statistic0.109121Durbin-Watson stat0.737843Prob(F-statistic)0.762872得出結(jié)論：（1） 00，這與原CAPM的假設(shè)相同。參照前幾年其他學(xué)者實證檢驗得出的00可以發(fā)現(xiàn)近2年我國證券市場的投機(jī)性顯著減小，我國股市正在不斷成熟。（2） 1Rm-Rf，2011年日平均Rm-Rf為-0.032。這也與原CAPM的假設(shè)不同，說明上海證券市場的投資者喜歡高風(fēng)險高回報，實際的風(fēng)險溢價遠(yuǎn)高于CAPM所預(yù)計，也可能是因為2011

15、年股市不景氣，以致于市場組合收益率Rm過低。（4） 股票組合的收益率對系數(shù)的回歸系數(shù)的結(jié)果非常不顯著，說明上海證券市場的平均收益率與系統(tǒng)性風(fēng)險不是線性關(guān)系。3.2.4橫截面數(shù)據(jù)回歸本文采用FM模型來進(jìn)行橫截面數(shù)據(jù)回歸，F(xiàn)M模型被認(rèn)為是標(biāo)準(zhǔn)的CAPM橫截面檢驗?zāi)Ｐ?。FM模型如下：Rp=a0+a1p+a22p+a3pe+p利用各組合2012年的平均收益率以及時間序列檢驗時計算出的組合值、殘差標(biāo)準(zhǔn)差帶入上式進(jìn)行回歸?；貧w結(jié)果如下表所示：CoefficientStd. Errort-StatisticProb.a00.0336790.0067984.9540830.1268a1-0.0618600.0

16、11761-5.2596540.1196a20.0236220.0046645.0646030.1241a30.6000940.05544510.823290.0587R-squared0.995507Mean dependent var0.000374Adjusted R-squared0.982030S.D. dependent var0.000331S.E. of regression4.44E-05Akaike info criterion-17.21696Sum squared resid1.97E-09Schwarz criterion-17.52941Log likelihood

17、47.04240Hannan-Quinn criter.-18.05554F-statistic73.86309Durbin-Watson stat1.913325Prob(F-statistic)0.085277得出結(jié)論：a0的估計值為正，這與時間序列檢驗的結(jié)果一致，表明市場的投機(jī)性不明顯；a1的估計值為0.062，由于這一估計值為負(fù)，可以認(rèn)為上海證券市場上的系統(tǒng)性風(fēng)險和收益之間存在著負(fù)相關(guān)的關(guān)系，但其t 統(tǒng)計量并不顯著，說明在上海證券市場上股票的系統(tǒng)性風(fēng)險不足以解釋其預(yù)期收益，這也與時間序列檢驗中得到的結(jié)論一致；a3不顯著說明該市場上非系統(tǒng)風(fēng)險在資產(chǎn)組合的定價過程中也沒有起到作用。4.結(jié)論

18、4.1原因分析通過前文的實證分析，結(jié)果表明系統(tǒng)性風(fēng)險和非系統(tǒng)性都無法解釋上海股市的預(yù)期收益。目前來看資本資產(chǎn)定價模型和我國上海股票市場的現(xiàn)實情況不能夠完全吻合，之所以會得出這樣的檢驗結(jié)果，原因是多方面的，其中有模型自身受到假設(shè)條件約束限制的原因，檢驗過程中的誤差原因以及我國股票市場的實際情況原因。首先資本資產(chǎn)定價模型是建立在嚴(yán)密的假設(shè)條件基礎(chǔ)之上的，在現(xiàn)實中很難有符合這些假設(shè)條件的市場，即模型的假設(shè)與實際不符。假設(shè)之一是市場處于完善的競爭狀態(tài)。完全競爭是一種不受任何阻礙和干擾的市場結(jié)構(gòu)，不存在足以影響價格的企業(yè)或消費者的市場。但是，目前尚無任何一個市場能夠達(dá)到模型假定的理想狀態(tài)，在現(xiàn)實生活中常

19、常有“做市”的情況發(fā)生，難以實現(xiàn)真正的完全競爭市場。其次實證檢驗中通常都存在著選取樣本范圍、期間、市場收益率、無風(fēng)險利率的限制，使得這些條件無法嚴(yán)格滿足資本資產(chǎn)定價模型的前提，本文所選的股票數(shù)據(jù)樣本較少，可能存在一定的誤差。最后我國股票市場對政府行為敏感性極高，我國股市異常波動的首要因素就是各種政策發(fā)布引起的，價格機(jī)制自發(fā)作用嚴(yán)重受到政治因素的影響。國內(nèi)證券市場信息披露制度不完善，存在嚴(yán)重的信息不對稱。有效市場是信息公開化程度較高的市場，所有投資者都可以免費得到所有有價值的信息，并且市場信息一公開，就會立即對證券價格產(chǎn)生影響，并很快反映在證券價格上，定價機(jī)制不至于被扭曲。在我國，信息披露領(lǐng)域存在的問題仍然十分突出，主要變現(xiàn)在：法規(guī)不健全，信息披露的條款、內(nèi)容、時間等技術(shù)性缺陷致使信息難以通過正常渠道全面公開；信息披露責(zé)任者對各市場主體弄虛作假。在這種情況下，所有投資者并不是公平地獲得真實的信息，那些虛假的信息便起了誤導(dǎo)市場的作用，證券價格發(fā)生偏離，少數(shù)的信息操縱者通過操縱股價來獲取超額利潤，使信息壟斷導(dǎo)致市場壟斷。4.2政策建議一、審慎的制定政府政策，減弱“政策市”效應(yīng)政府應(yīng)當(dāng)具有前瞻性和預(yù)見性，在此基礎(chǔ)上制定更為穩(wěn)定的股票市場政策。也就是說政策確定之后，就應(yīng)保持一段時間內(nèi)相對穩(wěn)定。同時要把握政策實施的節(jié)奏。有些政策更適合多次分步實施，逐步加強(qiáng)