金融海啸对上证A股市场的结构冲击初探基于上证A股样本数据的CAPM实证检验与分析

1、金融海啸对上证a股市场的结构冲击初探基于上证a股样本数据的capm实证检验与分析 (2)/. -1- 金融海啸对上证a股市场的结构冲击初探 基于上证a股样本数据的capm实证检验与分析 胡啸兵 西安交通大学经济与金融学院，西安 (710061) 摘 要：全球金融海啸是百年一遇的金融危机，渐已融入全球金融大市场的中国资本市场在此次海啸冲击下有没有结构性的变化？本文在 capm理论视界下引入哑元变量构筑计量模型并利用chow breakpoint test对从上证a股选取的样本进行关于金融海啸对沪市a股市场结构性冲击的实证分析与比较后发现：总体而言，金融海啸对 a股市场没有带来突

2、变性的结构冲击，并基于中国金融市场现实状况对这一结论作出了若干解释，最后附带地对中国金融市场内在结构的成熟度和完善措施做了一番基于实证数据的讨论。 关键词：capm；虚拟变量结构检验；chow breakpoint test 1引言 2008 年 9 月，由美国次贷危机引发的全球金融海啸开始虐及包括中国在内的各国资本市场。与此同时，中国股市也经历了戏剧式的大跳水，上证综合指数由 6000多点急剧跌至2000 点以下，并长期在低位徘徊，甚至对实体经济的负面影响也开始凸现出来。鉴于此次危机的深度和广度，几乎可以肯定地预言对中国资本市场将会产生一些结构性影响。但到底这些影响的深度和广度达到什麽程度?

3、 这些影响能不能有计量性的检验和表达？sharpe 和lintner（1970） 1 提出的经典资本资产定价模型（capm）作为效率市场内在结构特征和运行规律的一种经典表达形式提供了解决这些问题的一种思路。本文将以 capm 为出发点，针对中国上证 a 股市场的表现，在 capm 理论框架下引入虚拟变量结构检验和 chow breakpoint test对上证 a股样本数据进行一系列关于 capm系列模型回归基础上的结构性变化实证分析，以期就此次金融海啸对中国资本市场内在结构的冲击做一初步探究和度量。1 2模型设计 在满足市场有效、理性决策、行为同质等等前提假设条件下，经典 capm 模型可以

4、表达为： )()( fmifi rrerre ?=? ； )(),(2mmimimi rvarrrcov= ，（ im 为证券 i 和市场组合收益率的协方差， 2m 为市场组合收益率的方差）， i 称其为证券 i的 系数； fr 为无风险证券的收益率； mr 为市场收益率； ir 是证券 i的收益率。据郭峰、赵民安(2008） 5 对沪市 2004-2008年相关数据进行的 pp检验和 adf检验等有效性验证，可以认为沪市股价基本符合随机游走特征，当属弱有效市场，符合 capm应用前提；理性决策、行为同质的假设，对追逐利润最大化的市场参与者，也有相当现实基础。2为在 capm理论框架下进行关于

5、金 1 本文着力进行基于 capm的金融市场结构检验与分析，关于 capm理论详细介绍请参见严明义. 资本资产定价模型及其发展演变. 西安交通大学经济与金融学院. 2007.5.，在此不复赘言。 2 关于 2008年沪市弱有效性的 pp检验和 adf检验详见郭峰，赵民安. 股权分置改革前后我国资本市场效率的对比分析-基于 capm模型的实证研究. 山东社会科学j. 2008年第 10期.，鉴于此文中对沪市弱有效/. -2- 融海啸前后的沪市结构变化的实证分析，将上式适当改写为 += 1aar oit ，其中,),(,111110? ?=?=?=mtmtmtmtitititit

6、ftmtft iiirppprrrara 其中下标 t表示时期序， mtr 表示市场组合的收益率，p it表示样本中 i 行业内所有股票在 t 时期的收盘价格，i mt表示沪市 a股在 t期收盘时的指数，表示随机扰动项且遵循正态分布，无风险利率 ftr 是居民 t期活期储蓄利率。 6,5,3,2 3样本选取和数据来源 样本元素随机从上证 a股指数的成分股中选取，综合代表性和检验效率考量后样本容量取 30支个股，股票范围涵盖所有 a股各大板块（具体个股以拼音简写列举如下：pfyh, bggf, bkcc, cdgf, dlkg, dlsy, dyyy, dzgy, fjsn, ghyx, gzk

7、g, htgf, htjt, hxyh, hyny, jldz, jswz, jxcy, kksy, mftz, nbys, nhgs, sgsb, stsl, szgx, tbny, xldy, yge, ysjt, zslc）。样本数据截取时段为 2008年 6月 18日至 2008年 12月18 日，样本数据来源于大智慧证券信息平台。鉴于 2008 年 11 月 27 日人民银行将活期储蓄年利率由 0.72%调至 0.36%，故对活期利率在所考察时间内进行时间加权平均得 0.68%，此值可作为整个考察期内的无风险利率。检验中所用的利率皆换算为日利率，样本个股总体平均日收益率取个股日收益率

8、的期望值。3 4方法选择和检验 本文主要数据处理平台为 eviews5.0。鉴于具体个股对市场典型个股的平均收益率表现的代表性有限，在随后检验中将对随机抽取的 30支个股的市场收益率求其均值，以此代表市场典型个股的平均收益率表现。 1. 基于样本总体个股平均收益率的 capm结构检验 8,7,4 （1）鉴于金融海啸的强大当量，首先拟以 9月 18日（即美国 17日雷曼宣布破产日，也即金融海啸的肇始日）为结构断裂点，第一步先以加法和乘法的方式同时引入哑元变量d，6月 18日至 9月 18日时 d取值 0，9月 19日至 12月 18日时 d取值 1，建立模型为 += 13120 adaadaar

9、average ，其中 1a 为给定时期市场超额风险收益率，为随机扰动项，服从标准正态分布。对总体个股平均收益率和市场超额风险收益率在考察区间进行含有哑元变量的最小二乘回归。结果如表 1所示。 如表 1 所见，r 2 adjusted =0.835813，拟合度差强人意。取显著水平为 a=0.05, n=125, 980.1)4125(2/025.0 =?t ，可见表中 a1解释变量 t统计量绝对值大于临界值，拒绝零假设。而 dumb1, dumb1*a1 与 c的 t统计量绝对值均小于 1.980，不能拒绝零假设。权衡各统计量表现后，可以初步认为 dumb1和 dumb1*a1对 raver

10、age影响甚微，即 9月 18日为伪结构断裂点。 性的充分检验和论证，本文略去重复工作，直接在其结论上进行 capm的应用，同时对该文作者的工作表示钦佩和感谢。 3 相关数据详见大智慧-internet信息平台和中国人民银行官方网站。 /. -3- 表 1 以 9月 18日为拟结构断裂点的哑元变量结构检验结果 dependent variable: raverage method: least squares date: 02/21/09 time: 11:12 sample (adjusted): 2 126 included observations: 125 after

11、 adjustments variable coefficient std. error t-statistic prob. dumb1 -0.000572 0.002500 -0.228680 0.8195 a1 1.0883628 0.065840 16.45850 0.0000 dumb1*a1 -0.028725 0.086647 -0.331518 0.7408 c 0.001536 0.001751 0.877161 0.3821 r-squared 0.839785 mean dependent var 0.003478 adjusted r-squared 0.835813 s

12、.d. dependent var 0.034038 s.e. of regression 0.013792 akaike info criterion -5.697965 sum squared resid 0.023017 schwarz criterion -5.607459 log likelihood 360.1228 f-statistic 211.4119 durbin-watson stat 1.718904 prob(f-statistic) 0.000000 作为参照，建立 += 10averag aar e 回归模型并以最小二乘法拟合之，结果如下： 表 2 无哑元变量模型

13、的回归结果 dependent variable: raverage method: least squares date: 02/21/09 time: 16:37 sample (adjusted): 2 126 included observations: 125 after adjustments variable coefficient std. error t-statistic prob. a1 1.068487 0.042117 25.36930 0.0000 c 0.001319 0.001227 1.074580 0.2847 r-squared 0.839552 mean

14、 dependent var 0.003478 adjusted r-squared 0.838247 s.d. dependent var 0.034038 s.e. of regression 0.013689 akaike info criterion -5.728508 sum squared resid 0.023050 schwarz criterion -5.683255 log likelihood 360.0318 f-statistic 643.6014 durbin-watson stat 1.697455 prob(f-statistic) 0.000000 可决系数

15、r 2值有些偏低，不过勉强可用。取显著水平 a=0.05, 从 t统计量看，a1系数非零成立，对 raverage具有明显正影响，capm 模型中的 值即 a1 系数应为 1.068687，表明在 a股市场，典型单个股票就其期望收益来说，与整个市场具有强烈正相关。 /. -4- 对以上检验进行 chow breakpoint test, 结果如下： 表 3 以 9月 18日为拟结构断裂点的 chow breakpoint test结果 chow breakpoint test: 61 f-statistic 0.060190 probability 0.941613 log

16、likelihood ratio 0.124307 probability 0.939739 取显著水平为 a=0.05，查表得 f ）（ 121.205.0 =3.07，综合权衡后，可以认为不能推翻 9月 18日为非间断点的原假设，这也验证了前文虚拟回归的检验结论。 （2）考虑到金融海啸全球传导时滞以及中国重大应对政策实施的影响，以近两年来唯一一次央行向下大幅调整居民活期储蓄利率日 11月 27日为结构断裂点，重新进行（1）中各项检验，结果如下： 表 4 以 11月 27日为拟结构断裂点的哑元变量结构检验结果 dependent variable: raverage method: leas

17、t squares date: 02/21/09 time: 16:21 sample (adjusted): 2 126 included observations: 125 after adjustments variable coefficient std. error t-statistic prob. dumb2 -0.004786 0.003832 -1.248854 0.2141 a1 1.056048 0.043759 24.13343 0.0000 dumb2*a1 0.109114 0.165558 0.659064 0.5111 c 0.001977 0.001310 1

18、.509614 0.1337 r-squared 0.842602 mean dependent var 0.003478 adjusted r-squared 0.838699 s.d. dependent var 0.034038 s.e. of regression 0.013670 akaike info criterion -5.715700 sum squared resid 0.022612 schwarz criterion -5.625194 log likelihood 361.2313 f-statistic 215.9165 durbin-watson stat 1.7

19、06664 prob(f-statistic) 0.000000 r 2 adjusted =0.838699, 拟合程度较前例基本相同，稍有改进。显著水平同样取 a=0.05, 从各个变量的 t统计量来看，各值虽有一定程度的改善，但尚不足以支持备择假设即哑元变量系数非零。 以 chow breakpoint test进行验证，结果为： 表 5 以 11月 27日为拟结构断裂点的 chow breakpoint test结果 chow breakpoint test: 16 f-statistic 1.108263 probability 0.333459 log likelihood rat

20、io 2.269089 probability 0.321569 在与（1）中同类验证所取显著水平相同的条件下, f统计量取值有所增大，但尚不足以/. -5- 支持备择假设（11月 27日为所考察期 capm结构断裂点），印证了前边所得结论。不过就纯粹数据上看，结果还是向着支持备择假设的方向变化。 （3）由 raverage与 a1散点图和最优拟合曲线也佐证了二者之间非突变的弱线性关系和倾向于呈现断裂现象的基本趋势，这些趋势的验证还需在足够长的时间视界下予以证实。详见图 1： -.10-.05.00.05.10-.12 -.08 -.04 .00 .04 .08a1raver

21、ageloess fit (degree = 1, span = 0.3000) 图 1 raverage与 a1散点图及最优拟合曲线 5. 对检验结果的解释和讨论 由以上检验可见，尽管金融海啸当量巨大，但对中国上证 a 股市场就总体来看在capm 理论框架下影响不具有引发跳跃式结构突变的冲击力，这可能是由于中国市场尚属半封闭状态，未能实现资本帐户的在国际间的完全开放，利率也未实现自由化，国家政策力量相对于市场力量尚处在强势地位，从而能在短时间有效地采取隔绝和防御金融海啸的措施。另一种原因可能在于全球金融海啸在全球金融传递路径上存在时滞，而且金融海啸对中国资本市场的冲击在规模和深度上的全面展开

22、也需要一个过程。4 但金融海啸作为百年一遇的强力冲击因素，必然对全球金融市场（包括中国金融市场）的内在结构有所冲击，目前阶段可能只是呈现出一定程度的量变和趋向质变的趋势，由两个拟断裂点检验数据的纵向比较也可初步观察出这种时滞影响的趋势，至于进一步确证这些假设和趋势的正确性，尚需在更长的时间视界下进行检验，而目前限于时间视界的现实局限尚难做比较充分的检验。 4 关于金融海啸影响全球传递时滞的测度和检验显然意义重大，但限于本文主题和篇幅，对该问题在此只是泛泛提及，更详细的研究有待后继工作来完成。 /. -6- 由检验结果也可观察出中国市场的成熟度已达相当程度，总体个股期望收益率与

23、由上证 a 股指数计算所得的市场收益率间已成比较强的相关性，其 值高达 1.068687, 正好从另一个角度支持了郭峰、赵民安 2008年对沪市 2004-2008年相关数据进行的 pp检验和 adf检验等市场弱有效性验证的结论，表明中国资本市场的内在结构在向欧美等成熟市场的内在结构模式趋近中已取得了相当成功。不过毕竟中国资本市场尚在完善中，因此更大力度的稳健改革还必须进行下去，包括资本帐户的渐进式开放，利率自由化和适时引入股指期货等金融衍生品完善金融市场的做空机制。 参考文献 1 严明义. 资本资产定价模型及其发展演变. 西安交通大学经济与金融学院. 2007.5. 2 宋逢明. 金融工程原

24、理-无套利均衡分析. 清华大学出版社.2000. 3 郭多祚. 数理金融-资产定价的原理与模型. 清华大学出版社. 2006. 4 王文博. 计量经济学. 西安交通大学出版社. 2004. 5 郭峰，赵民安. 股权分置改革前后我国资本市场效率的对比分析-基于 capm 模型的实证研究. 山东社会科学j. 2008年第 10期. 6 robert c. merton. continous-time finance. blackwell publishers inc. 1992. 7 g.s.madala, c.r.rao.(the u.s.). statistical methods in finance handbook of statistics. elsevier science b. v. 1996. 8 j. campbell. the econometrics of financial markets. princeton university press.