中國國內(nèi)上市公司收益率分析報(bào)告

1、對中國國內(nèi)上市市公司的資本本資產(chǎn)定價(jià)模模型的分析報(bào)報(bào)告一、理論介紹資本資產(chǎn)定價(jià)模模型,即Shharpe（11964），LLintneer（19665）和Bllack（11972）建建立的簡捷、完完美的線性資資產(chǎn)定價(jià)模型型CAPM（又又稱SLB模模型），是金金融學(xué)和財(cái)務(wù)務(wù)學(xué)的最重要的的理論基石之之一。CAPPM模型假定定投資者能夠夠以無風(fēng)險(xiǎn)收收益率借貸，其形式為：ER,iR,f,im（EER,mmR,f）， （1）CovR,i，R,m,im （2）VarR,mR,i，RR,m，RR,f分分別為資產(chǎn)ii的收益率，市市場組合的收收益率和無風(fēng)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的收收益率。由于CAPM從從理論上說明明在有效率資資

2、產(chǎn)組合中，描述了任一一項(xiàng)資產(chǎn)的系系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)（非非系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)已已經(jīng)在分散化化中相互沖消消掉了），任任何其它因素素所描述的風(fēng)風(fēng)險(xiǎn)都為所包容容。因此對CCAPM的檢檢驗(yàn)實(shí)際是驗(yàn)驗(yàn)證是否具具有對收益的的完全解釋能能力。資本資產(chǎn)定價(jià)模模型(CAPPM)在理論論上是嚴(yán)格的的，但是在實(shí)實(shí)際中長期存存在著實(shí)證研研究對它的偏偏離和質(zhì)疑，其其原因主要是是資本資產(chǎn)定定價(jià)模型的一一組假設(shè)條件件過于苛刻而而遠(yuǎn)離市場實(shí)實(shí)際。本次分分析報(bào)告旨在在通過對隨機(jī)機(jī)抽樣的中國國上市公司的的收益率的分分析，考察在在中國的股市市環(huán)境下，CCAPM是否否仍然適用。二、數(shù)據(jù)來源本文在CSMAAR大型股票票市場數(shù)據(jù)庫庫中隨機(jī)選取取了19955年

3、1月到22001年112月的1000支股票（存存為名叫rttndataa的EXCEEL文件），作作為對中國股股票市場的模模擬。同時(shí)還還收集了同時(shí)時(shí)期中國銀行行的年利率（取取名為rf）作作為無風(fēng)險(xiǎn)利利率，并通過過各股票的流流通股本對上上海、深圳兩兩個(gè)市場A股股的綜合指數(shù)數(shù)進(jìn)行加權(quán)（取取名為mr22）。在SAS中建立立數(shù)據(jù)集，其其中各列指標(biāo)標(biāo)分別為各股股票的月收益益率（為處理理方便，股票票名稱已改為為y1-y1100）、中中國銀行的年年利率rf（本本次報(bào)告沒有有將rf轉(zhuǎn)換換成月無風(fēng)險(xiǎn)險(xiǎn)收益率，因因?yàn)檫@一差異異將反映在系系數(shù)上，且為為倍數(shù)關(guān)系，對對結(jié)果沒有實(shí)實(shí)質(zhì)性影響）和和以流通股進(jìn)進(jìn)行加權(quán)（因因?yàn)?/p>

4、本次報(bào)告告計(jì)算的是市市場收益率）的的上海、深圳圳兩個(gè)市場AA股的綜合指指數(shù)mr2。本次報(bào)告采用的的CAPM模模型為：。三、方法及步驟驟1，在SAS中中以libnname命令令設(shè)定新庫，名名為finaance。程程序?yàn)椋簂ibnamee finaance G:fiinanceertnddata; run;2，采用meaans過程（也也可以用unnivariiate過程程）對這1000支股票做做初步的均值值分析，初步步得出各股票票的樣本均值值等數(shù)據(jù)。程程序?yàn)椋簆roc meeans data=ffinancce.rtnndata; var yy1-y1000;run;3，采用corrr過程對隨隨機(jī)

5、抽取的若若干支股票進(jìn)進(jìn)行相關(guān)分析析，以判斷中中國股票市場場的相關(guān)性。程程序如下：proc coorr data=ffinancce.rtnndata cov; var yy23 y667; wheree stkccd=1999512 and sstkcd=1995112 and stkcdd=1999801 and sstkcd=1998812;run;/*transspose finannce.daata98 into finannce.trrdata998 witth SASS-Anallyst*/data fiinancee.forggama988; mergee finaance.bb

6、eta977 finaance.ttrdataa98;run;proc reeg data=ffinancce.forrgama998 outtest=ffinancce.gamma98;model mmonth11-montth12=mmr2;ruun; quit;得到1998年年12個(gè)1的值：Monthgama1monthGama1monthgama1monthgama1month1 -0.006888month4 0.0108225Month7 -0.02111month100 -0.034661month2 -0.000443month5 -0.051118Month8 -0.0557

7、73month111 0.0015771month3 -0.049884month6 -0.006331Month9 0.0290771month122 0.00698874，重復(fù)上面的的步驟，分別別得到19998年至20001年間的的48個(gè)1值，如下下：Monthgama1monthGama1monthgama1monthgama1199801-0.0068881999010.01560082000010.0944883200101-0.016226199802-0.000443199902-0.029449200002-0.069226200102-0.00688199803-0.0498

8、841999030.0230994200003-0.063999200103-0.0274411998040.01082251999040.0109991200004-0.0650082001040.0080669199805-0.051118199905-0.040009200005-0.004662200105-0.096884199806-0.0063311999060.0153007200006-0.0210042001060.0120447199807-0.02111199907-0.0118842000070.0139777200107-0.04055199808-0.055773

9、1999080.0077118200008-0.004001200108-0.0307771998090.0290771199909-0.0004422000090.00843332001090.0372881199810-0.034661199910-0.002775200010-0.006779200110-0.034881998110.00157711999110.0260666200011-0.0495512001110.00050091998120.0069887199912-0.038551200012-0.0239982001120.02349935，對這48個(gè)個(gè)估計(jì)值進(jìn)行行下列

10、假設(shè)檢檢驗(yàn)：。應(yīng)用SAS/AAnalysst/Staatistiics/Hyypotheesis TTest/OOne-saample t-tesst forr a Meean過程，得到到以下結(jié)果：mean值值-0.011，t統(tǒng)計(jì)量量-2.4440，p值00.01855，所以在置置信水平0.05下，拒拒絕H0，即即認(rèn)為mr22的系數(shù)不等等于0，即認(rèn)認(rèn)為股票的超超額月收益率率是和2的線性函函數(shù)。6，在回歸過程程中加入新變變量2，（即即的平方），重重復(fù)上述回歸歸過程。程序序?yàn)椋篸ata fiinancee.forggama011b; set ffinancce.forrgama001; betas

11、sq=mr22*mr2;run;proc reeg data=ffinancce.forrgama001b ouutest=finannce.gaama01bb; modell montth1-moonth122=mr2 betassq;run; quuit;合并為48個(gè)值，程序?yàn)闉椋篸ata fiinancee.allggamab; set ffinancce.gamma98b finannce.gaama99bb finaance.ggama000b finnance.gama001b;run;再應(yīng)用SAS/Analyyst/Sttatisttics/HHypothhesis Test/O

12、ne-ssamplee t-teest foor a MMean過程，得到到以下結(jié)果：mean值值分別為-00.03（mmr2）和00.01（bbetasqq），p值分分別為0.11840（mmr2）和00.34577（betaasq），所所以在置信水水平0.055下，都接受受H0，即認(rèn)認(rèn)為mr2和和betassq的系數(shù)平平均值都等于于0，即認(rèn)為為股票的超額額月收益率不不是和2的線性函函數(shù)。為了驗(yàn)證超額收收益率是否與與非線性相關(guān)關(guān)，或與非項(xiàng)的系統(tǒng)影影響有關(guān)，可可以再次應(yīng)用用同一過程：在回歸過程中中加入殘差項(xiàng)項(xiàng)RMSE，得得出在置信水水平0.055下，仍然接接受H0，即即認(rèn)為mr22、betaa

13、sq和_RRMSE_的的系數(shù)平均值值都等于0，認(rèn)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)果及討論論從以上結(jié)果來看看，當(dāng)只取值作為解釋釋變量進(jìn)行回回歸時(shí)，可以以認(rèn)為中國股股市的平均收收益率符合CCAPM模型型，但是在分分別加入了2 （squaare）和殘殘差之后，從從回歸過程和和檢驗(yàn)中發(fā)現(xiàn)現(xiàn)股票的超額額月收益率并并不是和2的線性性模型。但是，在只用對原來的數(shù)數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸歸時(shí)，meaan值為-00.01，（pp值0.01185），也也就是說，中中國股市的超超額收益率為為負(fù)值，這可可能并不符合合實(shí)際。利用用rand()函數(shù)隨機(jī)機(jī)抽取了三

14、支支股票，用TTTEST過過程檢驗(yàn)，程程序?yàn)椋簆roc tttest data=ffinancce.rtnndata; var yy23; run; quit;得到這三支股票票的meann值分別為00.01155（p值為00.37111）、0.00247（pp值為0.00950）和和0.02667（p值為為0.16009），均不不為0或負(fù)值值，這說明原原來的回歸過過程還不能很很好地?cái)M合中中國的股票市市場，即，單單純考慮因素的CAPPM模型不能能很好地解釋釋中國股票市市場的數(shù)據(jù)。另另外，在回歸歸模型中，pp值顯得過大大，超過置信信水平很多，這這也說明單純純用這幾個(gè)解解釋變量無法法很好地解釋釋中國

15、股票市市場的超額收收益率。為了考察究竟需需要多少個(gè)因因子（facctor）才才能解釋中國國股票的超額額收益率，對對原來的1000支股票的的超額收益率率數(shù)據(jù)進(jìn)行因因子分析。程程序?yàn)椋簆roc faactor data=ffinancce.rtnndata; var yy1-y1000; run; quit；結(jié)果顯示：166 facttors wwill bbe rettainedd by tthe MIINEIGEEN criiterioon. 即，至至少需要166個(gè)因子（ffactorr）才能比較較好地解釋中中國股票市場場的超額收益益率數(shù)據(jù)。由由于沒有其他他的收益率數(shù)數(shù)據(jù)，因此未未能繼續(xù)求解解

16、。四、其他假定本次報(bào)告沒有將將rf轉(zhuǎn)換成成月無風(fēng)險(xiǎn)收收益率（將原原數(shù)據(jù)除以11200），因因?yàn)檫@一差異異將反映在系系數(shù)上，且為為倍數(shù)關(guān)系，對對結(jié)果沒有實(shí)實(shí)質(zhì)性影響。在回歸過程中，由由于計(jì)算的是是市場收益率率，所以在回回歸過程中只只考慮了流通通股，因此采采用mr2，即即用流通股本本對上海、深深圳兩個(gè)市場場A股的綜合合指數(shù)進(jìn)行加加權(quán)。五、結(jié)論通過以上驗(yàn)證，CCAPM模型型不能很好的的解釋中國股股票市場。主主要原因可能能是由于我國國股票市場的的建立較晚，監(jiān)監(jiān)管不夠規(guī)范范，還不是一一個(gè)有效市場場，可能存在在以下因素影影響了回歸的的結(jié)果：首先，我國股票票市場的無效效率。這表現(xiàn)現(xiàn)為資金的擁擁有者可以通通過

17、操盤來控控制股票價(jià)格格，從而獲得得超額的收益益率。同時(shí)，在在我國的股市市上，通過內(nèi)內(nèi)幕信息來賺賺取超額收益益的例子也屢屢見不鮮。這這些現(xiàn)象的存存在均不符合合CAPM應(yīng)應(yīng)用的前提假假設(shè)，因此會會導(dǎo)致回歸模模型無解釋力力。其次，中國股市市在此期間由由于政策性原原因發(fā)生過重重大變化。11995年股股市低迷，期期間的重要事事件包括：實(shí)實(shí)行T1交交易；“327”國債期貨事事件；暫停國國債期貨交易易等；19996 年股市市穩(wěn)步上升，除除兩次降息外外年內(nèi)無重大大事件發(fā)生；1997年年股市有升有有降，期間許許多重大事件件發(fā)生：19996年底的的漲跌幅限制制、提高印花花稅、嚴(yán)禁國國企、上市公公司炒股、禁禁止銀行

18、資金金入市、證券券投資基金管管理辦法頒布布等。最后，由于我們們采用了銀行行活期存款的的年利率作為為無風(fēng)險(xiǎn)收益益率，但是，中中國銀行的利利率是非市場場化利率，不不能代表無風(fēng)風(fēng)險(xiǎn)收益率，這這也不符合CCAPM的假假設(shè)，對回歸歸結(jié)果會有影影響。主要參考文獻(xiàn)Fama, EE. F. and JJ. D. MacBeeth (11973), Riskk, Retturn, and EEquiliibriumm: Emppiricaal Tessts, JJournaal of Polittical Econoomy, VVol. 881, Noo. 3, pp6077-636.Fama, EE. F. and KK. R. Frencch (19992), The CCross-Sectiion of