基于滬深股市的ＣＡＰＭ適用性檢驗

　　【摘 要】 利用投資組合理論化解非系統風險的關鍵條件是系統風險能夠充分地被β所反映。本文采用最近八年的滬深股票交易數據，對 CAPM在我國股市的適用性進行檢驗，檢驗結果是β仍然不能涵蓋所有無法分散的風險。
　　【關鍵詞】 CAPM； 適用性； 滬深股市； 檢驗
　　
　　一、問題提出
　　
　　金融分析師是幸運的，他們不僅擁有大量詳細的證券交易數據，而且也充分享受了近代和當代數學、經濟學與金融學領域的各種模型作為自己分析工具的便利，其中投資組合理論的提出成為資本市場上尋求最低風險的航標。現代投資組合理論的奠基人馬科威茨（Marktwitz）于1952年最先提出了投資組合的均值－方差模型，12年后，夏普（William Sharp）、林特內（John Lintner）和穆西（Jan Mossin）等經濟學家在此基礎上提出資本資產定價模型（CAPM）：
　　R=Rf+β（Rm-Rf） （1）
　　此后經過不斷的完善并應用于經濟學領域。多年來，在國外關于CAPM的研究很多，爭議也很多，從前提的嚴格假設無法在現實的資本市場上實現，到檢驗的方法很難系統化，再到檢驗的結論趨向于CAPM不適用于金融市場等等，這些爭議也使得大家對該模型的應用產生了質疑。隨著我國資本市場的不斷進步，國內對于CAPM的適用性也更加關注，于是也得出了各時期檢驗的結果。檢驗結論發現的問題主要集中于兩點：第一，收益率與系統風險β之間是否為線性關系；第二，β是否可以涵蓋所有無法分散的風險。其中第二個問題是決定投資組合理論是否有效或者有效程度的重要前提。
　　最近幾年，隨著股份制改革的深入，我國資本市場得到了進一步的發展，資本也相對充足，有必要重新檢驗CAPM在我國資本市場的適用情況，尤其是β能否涵蓋所有無法分散的風險，需要進一步檢驗。
　　
　　二、CAPM檢驗結論和檢驗方法簡述
　　
　　（一）CAPM檢驗結論簡述
　　施東輝（1996）的研究發現，系統性風險與預期收益呈現出一種負相關的關系，非系統性風險對股票收益有著重要的影響，系統性風險與預期收益不存在明顯的線性關系。陳小悅、孫愛軍（2000）在《CAPM在中國股市的有效性檢驗》一文中的截面檢驗結果表明，β對中國股市的平均收益不具有解釋能力，從而否定了其在中國股市的有效性假設。顧榮寶、劉瑜華（2007）的研究結果再次表明，CAPM不適合我國股票市場。吳穎玲（2005）的《CAPM理論在上海證券市場的實證檢驗》和孫鵬飛、蘇莉媛、沈曄（2006）的《資本資產定價模型在中國股市的擬合程度分析》，其研究結論都認為股票市場的系統風險并非是決定收益的唯一因素，股本規模、可流通股占總股本的比例、凈資產收益率和成交量也會影響股票收益率，并且各因素對收益影響的重要性隨時間而變化。
　　各期檢驗的最終結論趨向于β不能涵蓋所有無法分散的風險，而且無法回避的問題是CAPM關于無交易成本的前提假設是不成立的。
　　（二）CAPM檢驗方法概述
　　美國學者夏普（Sharpe）的研究采用二次回歸方法，該方法也是此類檢驗的第一例。學者們接著采用了時間序列對CAPM進行檢驗，最著名的研究是Black，Jensen與Scholes在1972年所做的BJS檢驗。BJS檢驗為了防止β的估計偏差，采用了指示變量的方法，成為時間序列CAPM檢驗的標準模式。此后又出現了橫截面檢驗。CAPM的橫截面檢驗區別于時間序列檢驗的特點在于，它采用橫截面的數據進行分析，最著名的研究是Fama和Macbeth（FM）在1973年做的檢驗。我國學者陳小悅、孫愛軍（2000）采用的就是橫截面檢驗方法，黃小玉（2003）等也采用了二次回歸以及橫截面檢驗方法，孟慶順（2005）采用了Wald檢驗和似然比檢驗。
　　（三）CAPM截面檢驗方法簡介
　　1973年Fama和Macbeth所做的截面檢驗，其基本方法如下：
　　1.根據第一時間階段數據進行第一次回歸，得到股票的β值。
　　2.按第一次回歸得到的β值大小構造若干組合。
　　3.計算組合的收益率，并計算系統風險β和任意項風險e等參數。
　　4.按回歸方程（2）進行回歸分析，并以計算得到的參數值為輸入基期數據，依次進行回歸，獲得各檢驗時期的參數值。通常回歸方程為：
　　
　　這里，Rit為組合的日收益率；et為估計的組合β值一次回歸方程的殘差標準差，也即任意項風險；r0t，r1t，r2t，r3t 為各參數的系數。對r0t，r1t，r2t，r3t的t-檢驗情況反映了在多大程度上可以接受相應系數為0的假設，也反映了各參數對股票收益率的貢獻情況。
　　
　　三、CAPM在我國滬深股市的檢驗
　　
　　現有研究成果表明：（1）眾多學者對CAPM的檢驗分別聚焦于滬市或深市，缺乏對滬深兩市的全面檢驗；（2）隨著時間的推移，中國股市正日趨成熟完善，原檢驗結論是否正確、準確，值得重新審視。為此，本文面向滬深兩市，對CAPM進行重新檢驗。
　　（一）CAPM在我國滬市的檢驗和檢驗結果
　　選取上證180指數成份股8年的交易數據，對CAPM檢驗如下：
　　第一步：取上證180成份股2000-2-3至2005-3-1的交易數據進行回歸，回歸方程如式（3），得到各成份股回歸結果，并根據β系數大小分成18個組合。
　　回歸方程：rit=α+λ1β+eit （3）
　　第二步：選取最大、最小和居中的三個組合，再利用2005-12-30至2006-12-5的交易數據，計算各股收益率，通過加權平均計算三個組合的期望收益率，與同一階段的市場收益進行回歸分析，得到組合的各項參數。
　　第三步：計算各組合2006-12-5至2007-10-26各交易日的收益率和β值，再對各時期系數進行截面檢驗，取得檢驗結果。
　　截面回歸方程為：
　　 rit=α+λ1β+λ2e +ε （4）
　　采用截面回歸方程獲得各參數的檢驗t-值，最后檢驗結果如表1-3所示：
　　其中BETA代表系統風險β，E代表任意項風險，C代表常數項。
　　（二）CAPM在我國深市的檢驗和檢驗結果
　　CAPM在深市的檢驗與滬市類同。本文選取滬深300指數成份股中的深市部分，檢驗步驟同上，檢驗結果如表4、表5、表6：
　　
　　四、檢驗結果分析
　　
　　CAPM在滬市和深市的檢驗結果是一致的，六組檢驗的D-W統計量均落在拒絕域內，可以接受殘差標準差系數是非自相關的結論，所以滿足回歸的條件。伴隨著統計樣本量的增加，R2 值變得較小，說明模型的擬合度比較差，這也是CAPM檢驗中不可回避的問題。
　　對于β系數的檢驗結果如我們預期的一樣，在β接近1時，β的檢驗t-值落在拒絕域，說明可以在90%的置信區間內接受β不為0的假設，即市場回報率與β顯著有關。但是在β與1相差很大時，β的檢驗t-值落在接受域，β對市場收益率的解釋作用不明顯。
　　殘差標準差的檢驗結論，也是我們最為關注的。六組檢驗結果中殘差標準差的t-值都落在了拒絕域，說明可以在90%的置信區間內接受殘差標準差不為0的假設。殘差標準差在本模型中代表了任意項風險，所以檢驗結論也意味著市場收益率受其它風險的影響顯著。
　　本文研究結論與 Acharya和 Pedersen （2003）的研究結果是一致的。經典CAPM把股票的風險劃分為系統性風險和非系統性風險，并用β系數衡量系統性風險。在這個模型里，資產之間的流動性差異被忽略了。流動性差的資產在交易過程中需要付出更高的交易成本，也就是說流動性差的資產具有更高的流動性風險。同樣，為了吸引投資者持有此類資產，該類資產的預期收益也要相對較高。
　　因此，在資產定價時，考慮資產的流動性因素或非流動性溢價因素與考慮資產的風險溢價同等重要。應將流動性風險溢價作為股票溢價的重要部分反映在股票的交易價格當中，應將流動性風險納入CAPM當中。有關如何將流動性風險引入CAPM之中，筆者將另撰文探討。●
　　
　　【參考文獻】
　　[1] 顧榮寶，劉瑜華. CAPM對深圳股市的實證分析. 安徽大學學報（自然科學版）， 2007，（2）.
　　[2] 孫鵬飛，等. 資本資產定價模型在中國股市的擬合程度分析[J]. 商業時代， 2006，（5）.
　　[3] 吳穎玲. CAPM理論在上海證券市場的實證檢驗[J].經濟管理論壇:中國科技信息，2005，（20）
　　[4] 靳云匯，劉霖. 上海股市流動性影響因素實證分析[J]. 金融研究， 2002，（6）.
　　[5] 楊朝軍，邢靖.上海證券市場CAPM實證檢驗[J].上海交通大學學報， 1998，（3）.