國內(nèi)資本資產(chǎn)定價模型的分析報告

1、精選優(yōu)質(zhì)文檔-傾情為你奉上專心-專注-專業(yè)對中國國內(nèi)上市公司的資本資產(chǎn)定價模型的分析報告一、理論介紹資本資產(chǎn)定價模型,即Sharpe（1964），Lintner（1965）和Black（1972）建立的簡捷、完美的線性資產(chǎn)定價模型CAPM（又稱SLB模型），是金融學和財務(wù)學的最重要的理論基石之一。CAPM模型假定投資者能夠以無風險收益率借貸，其形式為：ER,iR,f,im（ER,mR,f）， （1）CovR,i，R,m,im （2）VarR,mR,i，R,m，R,f分別為資產(chǎn)i的收益率，市場組合的收益率和無風險資產(chǎn)的收益率。由于CAPM從理論上說明在有效率資產(chǎn)組合中，描述了任一項資產(chǎn)的系統(tǒng)風險

2、（非系統(tǒng)風險已經(jīng)在分散化中相互沖消掉了），任何其它因素所描述的風險都為所包容。因此對CAPM的檢驗實際是驗證是否具有對收益的完全解釋能力。資本資產(chǎn)定價模型(CAPM)在理論上是嚴格的，但是在實際中長期存在著實證研究對它的偏離和質(zhì)疑，其原因主要是資本資產(chǎn)定價模型的一組假設(shè)條件過于苛刻而遠離市場實際。本次分析報告旨在通過對隨機抽樣的中國上市公司的收益率的分析，考察在中國的股市環(huán)境下，CAPM是否仍然適用。二、數(shù)據(jù)來源本文在CSMAR大型股票市場數(shù)據(jù)庫中隨機選取了1995年1月到2001年12月的100支股票（存為名叫rtndata的EXCEL文件），作為對中國股票市場的模擬。同時還收集了同時期中國

3、銀行的年利率（取名為rf）作為無風險利率，并通過各股票的流通股本對上海、深圳兩個市場A股的綜合指數(shù)進行加權(quán)（取名為mr2）。在SAS中建立數(shù)據(jù)集，其中各列指標分別為各股票的月收益率（為處理方便，股票名稱已改為y1-y100）、中國銀行的年利率rf（本次報告沒有將rf轉(zhuǎn)換成月無風險收益率，因為這一差異將反映在系數(shù)上，且為倍數(shù)關(guān)系，對結(jié)果沒有實質(zhì)性影響）和以流通股進行加權(quán)（因為本次報告計算的是市場收益率）的上海、深圳兩個市場A股的綜合指數(shù)mr2。本次報告采用的CAPM模型為：。三、方法及步驟1，在SAS中以libname命令設(shè)定新庫，名為finance。程序為：libname finance &#

4、39;G:financertndata' run;2，采用means過程（也可以用univariate過程）對這100支股票做初步的均值分析，初步得出各股票的樣本均值等數(shù)據(jù)。程序為：proc means data=finance.rtndata; var y1-y100;run;3，采用corr過程對隨機抽取的若干支股票進行相關(guān)分析，以判斷中國股票市場的相關(guān)性。程序如下：proc corr data=finance.rtndata cov; var y23 y67; where stkcd>= and stkcd<=;run;4，用1995年1月至1997年12月期間的超額

5、月收益率對每一股票進行時間序列回歸，來分別估計各股票在這一期間的貝塔值。程序如下： proc reg data=finance.rtndata outest=finance.betas97; model y1-y100=mr2/noint; where stkcd>= and stkcd<=;run;求出的值為：Y10.70435y210.91586Y410.y610.y811.Y20.y220.Y420.y621.y820.Y30.y230.Y431.y630.y831.Y41.y240.Y440.y640.y841.Y51.y250.Y451.y650.y851.Y60.674

6、36y260.Y460.y660.y860.Y70.y270.Y470.y670.y871.Y80.y280.35689Y481.y680.y880.Y90.y290.Y490.y691.y890.52415Y100.y301.Y501.y701.y900.42185Y110.y310.Y510.y711.y910.Y120.y321.Y520.y721.03661y921.Y130.y330.90575Y531.y731.y931.40598Y140.y340.Y540.y740.y941.Y150.y351.Y551.y751.y950.Y160.y361.Y561.y760.y961.Y

7、171.y371.Y570.y771.y971.Y181.y381.Y580.y781.y981.Y190.y391.Y590.87356y790.y991.Y200.y401.77932Y600.y800.y1001.采用類似的程序，算出1996年1月至1998年12月、1997年至1999年，1998年至2000年中各股票分別在這一期間的貝塔值，存為數(shù)據(jù)集finance.betas98、 finance.betas99和finance.betas00。5，用CAPM模型對1998年的超額月收益率數(shù)據(jù)逐月進行橫截面回歸。程序為：data finance.beta97; set finance

8、.betas97; keep _DEPVAR_ mr2;run;data finance.data98; set finance.rtndata; where stkcd>= and stkcd<=;run;/*transpose finance.data98 into finance.trdata98 with SAS-Analyst*/data finance.forgama98; merge finance.beta97 finance.trdata98;run;proc reg data=finance.forgama98 outest=finance.gama98;mod

9、el month1-month12=mr2;run; quit;得到1998年12個1的值：Monthgama1monthGama1monthgama1monthgama1month1 -0.00688month4 0.Month7 -0.0211month10 -0.03461month2 -0.00043month5 -0.05118Month8 -0.05573month11 0.month3 -0.04984month6 -0.00631Month9 0.month12 0.4，重復上面的步驟，分別得到1998年至2001年間的48個1值，如下：Monthgama1monthGama1

10、monthgama1monthgama1-0.006880.0.-0.01626-0.00043-0.02949-0.06926-0.0068-0.049840.-0.06399-0.027410.0.-0.065080.-0.05118-0.04009-0.00462-0.09684-0.006310.-0.021040.-0.0211-0.011840.-0.0405-0.055730.-0.00401-0.030770.-0.000420.0.-0.03461-0.00275-0.00679-0.03480.0.-0.049510.0.-0.03851-0.023980.5，對這48個估

11、計值進行下列假設(shè)檢驗：。應(yīng)用SAS/Analyst/Statistics/Hypothesis Test/One-sample t-test for a Mean過程，得到以下結(jié)果：mean值-0.01，t統(tǒng)計量-2.440，p值0.0185，所以在置信水平0.05下，拒絕H0，即認為mr2的系數(shù)不等于0，即認為股票的超額月收益率是和2的線性函數(shù)。6，在回歸過程中加入新變量2，（即的平方），重復上述回歸過程。程序為：data finance.forgama01b; set finance.forgama01; betasq=mr2*mr2;run;proc reg data=finance.f

12、orgama01b outest=finance.gama01b; model month1-month12=mr2 betasq;run; quit;合并為48個值，程序為：data finance.allgamab; set finance.gama98b finance.gama99b finance.gama00b finance.gama01b;run;再應(yīng)用SAS/Analyst/Statistics/Hypothesis Test/One-sample t-test for a Mean過程，得到以下結(jié)果：mean值分別為-0.03（mr2）和0.01（betasq），p值分別為

13、0.1840（mr2）和0.3457（betasq），所以在置信水平0.05下，都接受H0，即認為mr2和betasq的系數(shù)平均值都等于0，即認為股票的超額月收益率不是和2的線性函數(shù)。為了驗證超額收益率是否與非線性相關(guān)，或與非項的系統(tǒng)影響有關(guān)，可以再次應(yīng)用同一過程：在回歸過程中加入殘差項RMSE，得出在置信水平0.05下，仍然接受H0，即認為mr2、betasq和_RMSE_的系數(shù)平均值都等于0，認為股票的超額月收益率不是mr2、betasq和_RMSE_的線性函數(shù)（因篇幅關(guān)系，程序和結(jié)果略）。三、結(jié)果及討論從以上結(jié)果來看，當只取值作為解釋變量進行回歸時，可以認為中國股市的平均收益率符合CAP

14、M模型，但是在分別加入了2 （square）和殘差之后，從回歸過程和檢驗中發(fā)現(xiàn)股票的超額月收益率并不是和2的線性模型。但是，在只用對原來的數(shù)據(jù)進行回歸時，mean值為-0.01，（p值0.0185），也就是說，中國股市的超額收益率為負值，這可能并不符合實際。利用rand()函數(shù)隨機抽取了三支股票，用TTEST過程檢驗，程序為：proc ttest data=finance.rtndata; var y23; run; quit;得到這三支股票的mean值分別為0.0115（p值為0.3711）、0.0247（p值為0.0950）和0.0267（p值為0.1609），均不為0或負值，這說明原來的

15、回歸過程還不能很好地擬合中國的股票市場，即，單純考慮因素的CAPM模型不能很好地解釋中國股票市場的數(shù)據(jù)。另外，在回歸模型中，p值顯得過大，超過置信水平很多，這也說明單純用這幾個解釋變量無法很好地解釋中國股票市場的超額收益率。為了考察究竟需要多少個因子（factor）才能解釋中國股票的超額收益率，對原來的100支股票的超額收益率數(shù)據(jù)進行因子分析。程序為：proc factor data=finance.rtndata; var y1-y100; run; quit；結(jié)果顯示：16 factors will be retained by the MINEIGEN criterion. 即，至少需要

16、16個因子（factor）才能比較好地解釋中國股票市場的超額收益率數(shù)據(jù)。由于沒有其他的收益率數(shù)據(jù)，因此未能繼續(xù)求解。四、其他假定本次報告沒有將rf轉(zhuǎn)換成月無風險收益率（將原數(shù)據(jù)除以1200），因為這一差異將反映在系數(shù)上，且為倍數(shù)關(guān)系，對結(jié)果沒有實質(zhì)性影響。在回歸過程中，由于計算的是市場收益率，所以在回歸過程中只考慮了流通股，因此采用mr2，即用流通股本對上海、深圳兩個市場A股的綜合指數(shù)進行加權(quán)。五、結(jié)論通過以上驗證，CAPM模型不能很好的解釋中國股票市場。主要原因可能是由于我國股票市場的建立較晚，監(jiān)管不夠規(guī)范，還不是一個有效市場，可能存在以下因素影響了回歸的結(jié)果：首先，我國股票市場的無效率。這

17、表現(xiàn)為資金的擁有者可以通過操盤來控制股票價格，從而獲得超額的收益率。同時，在我國的股市上，通過內(nèi)幕信息來賺取超額收益的例子也屢見不鮮。這些現(xiàn)象的存在均不符合CAPM應(yīng)用的前提假設(shè)，因此會導致回歸模型無解釋力。其次，中國股市在此期間由于政策性原因發(fā)生過重大變化。1995年股市低迷，期間的重要事件包括：實行T1交易；“327”國債期貨事件；暫停國債期貨交易等；1996 年股市穩(wěn)步上升，除兩次降息外年內(nèi)無重大事件發(fā)生；1997年股市有升有降，期間許多重大事件發(fā)生：1996年底的漲跌幅限制、提高印花稅、嚴禁國企、上市公司炒股、禁止銀行資金入市、證券投資基金管理辦法頒布等。最后，由于我們采用了銀行活期存款的年利率作為無風險收益率，但是，中國銀行的利率是非市場化利率，不能代表無風險收益率，這也不符合CAPM的假設(shè)，對回歸結(jié)果會有影響。主要參考文獻Fama, E. F. and J. D. MacBeth (1973), Risk, Return, and Equilibrium: Empirical Tests, Journal of Political Economy, Vol. 81, No. 3, pp607-636.Fama, E. F. and K. R. Fren