中国A股与Ｂ股的市场分割性检验

1、 编号：类别： 中国A股与股的市场分割性检验* 本文将发表于<<经济研究>>2002年第4期目 录1、 市场分割研究理论述评2、 A、B股市场分割的实证检验设计3、 实证检验的过程及结果分析4、 结论内容提要本文以布莱克版CAPM作为理论模型，修正国外先进的市场分割检验模式，运用较复杂的计量经济估计方法对我国A、B股市场的一体化(或分割性)进行实证研究。实证结果说明，中国A、B股市场在很大程度上是一体化的。关键词：分割性 一体化 CAPM一、市场分割研究理论述评股票市场分割Market Segmentation检验是对两个或多个市场的股票价格是否遵循统一的定价模式进行假

2、设检验。实证结论支持统一定价假设那么称市场是一体化(integration)的，否那么称市场是分割的。所谓统一的定价，指的是这样一种情况，即投资者在不同市场上投资于相似的金融工具，获得的经风险调整后的预期收益率是相等的。国外文献对股票市场分割研究的论述颇丰，自本世纪70年代就有了有关这方面的研究。早期的研究是试图通过两个市场指数之间的相关关系来区分两个市场是一体化的还是分割的；但Adler & Dumas(1975,1983)，Solnik(1974b)的研究说明，市场指数之间的协方差不能证明市场是一体化还是分割的。Solnik (1977) 就国际资本市场是一体化还是分割的问题进行了

3、论述，并且对市场分割的检验作了理论探讨，阐述了对国际市场的一体化或分割性进行实证检验的困难。他认为，对市场分割的有效检验方法似乎应该是先假定一种引起市场分割的不完美的市场型态，然后去研究这种型态对投资组合最优化和资产定价的特定影响。Stehle (1977) 以Sharpe-Lintner CAPM模型为根底，假定投资者具有对数效用函数，推导出了检验市场分割与市场一体化假设的两类模型。然后，运用上述模型，以美国纽约股票交易所上市的股票月度数据为样本，检验美国市场与包括比利时、加拿大、法国、德国、意大利、日本、荷兰、瑞士、英国和美国在内的世界股票市场之间分割或一体化的关系，结果发现美国市场与世界

4、市场之间既拒绝分割也拒绝一体化。Stehle首次以CAPM模型为根底对市场分割与一体化检验方法进行革新，使市场分割性研究由以前分析指数相关性向前推进了一大步，为后来学者的同类研究提供方法论指导。其缺乏之处是对市场的假设要么是完全分割要么是完全一体化，没有在模型中设置一种中间情况，即中等程度的分割。Vihang Errunza 和Etienne Losq (1985) 检验了世界资本市场的“中等程度的市场分割(mild segmentation)假定。他们按照Solnik (1977) 建议，引进了一种不完美的市场型态中等程度的市场分割，这种型态假定有一批投资者由于政府的限制不能交易某些证券构成

5、的证券子集 (a subset of securities)，而其他的投资者可以不受限制地投资于任何证券，于是这一证券子集就拥有一个“超额的(super)风险溢价。在中等程度市场分割的假定下，Vihang Errunza 和Etienne Losq首先推导出一个定价模式，接着在定价模式的根底上演绎出检验模式，然后利用从美国随机选取的股票以及九个非兴旺国家中选取的具有大交易量的股票19761980年的月收益率数据作为样本进行实证检验，检验结果没有与中等程度市场分割假定相违背，因此可以认为中等程度的市场分割得到支持。 Errunza 和Etienne Losq首次在市场分割性研究中假设中等程度分割

6、情况，而在此之前研究的要么是完全分割，要么是完全一体化。但是这种方法要求选取的样本股的交易要非常活泼成交量要大，这样就限制了该方法的适用性。Philippe Jorion 与 Eduardo Schwartz (1986) 采用CAPM模型研究股票市场指数的分割问题，他们认为，如果市场是一体化的，那么世界市场指数具有均值方差有效性mean-variance efficient，这样，只有被CAPM定价过的风险才是相对世界市场指数的系统风险，另一方面，完全分割的市场就意味着只有国内因素，即国内系统风险才进入资产定价模型。他们以CAPM为理论模型，采用类似于Stehle (1977) 推导出来的检

7、验模式，运用极大似然估计方法，考察了加拿大股票市场与整个北美市场一体化还是分割的问题。Jorion 和Schwartz利用19681982年多伦多股票交易所上市的749只股票的月收益率选取样本时要求每只股票月观察值达60个以上及整个北美股票市场指数进行实证检验，结果发现市场一体化假设遭到拒绝，而市场分割假定通过假设检验。其后，他们进一步将样本分为两个子样本，一个包括同时在加拿大与美国上市的股票即交叉上市，另一个不包括交叉上市的股票，实证结果说明两个子样本都拒绝市场一体化假定，从而说明两个市场是分割的。Jorion和Schwartz的检验，在理论模式上沿袭前人的成果，检验模式在Stehle的方法

8、上有所推进，尤其改良了对交易不活泼股票的Beta系数的估计，其结论为后人研究提供比照根底。Mustafa N. Gultekin, N. Bulent Gultekin 和 Alessandro Penati (1989) 运用多因素资产定价模型 (Multi-factor Asset Pricing Model)，利用日本1977.1.1股票周收益率数据，研究了日本与美国股票市场的一体化问题。1980年12月日本公布了?外汇外贸管理法?，完全取消资本管制。他们分别以该法公布之前的四年及之后的四年作为子样本研究两个国家的资产定价模式，结果发现在该法公布之前的四年内日本与美国股票市场的风险定价是

9、不同的，而在该法公布之后的四年内风险定价相同。这就说明两国的股票市场一体化程度随着市场自由化的深化而增强，进而说明市场分割是由政府的资本管制政策引起的。Gultekin, Gultekin 和Penati首次在市场分割研究领域中采用多因素模型，丰富了市场分割研究的方法论；但是这一方法有一个最根本的缺陷，就是纳入模型的因素的选取带有较大主观性，这势必影响研究结论的可靠性。Usha R. Mittoo (1992) 运用了CAPM与多因素资产定价两种模式，重新检验了19771986年期间这一期间相对没有资本管制加拿大与美国股票市场分割性。在这两种模式下，检验结果显示这一时期两国股票市场的一体化程度

10、不断加强：1977-1981年两个市场是分割的，与Jorion和Schwartz (1986) 对1968-1982年两个市场的检验结论相似；而1982-1986年那么支持市场一体化假定。此外，他们运用多因素资产定价模式，考察了加拿大上市公司在美国交易所或NASDAQ交叉上市的股票及没有在美国上市只在加拿大外乡上市的股票，检验结果说明交叉上市的股票满足一体化假定，而没有交叉上市的股票更倾向于市场分割假定。Mittoo采用CAPM模型进行检验时，其方法与Jorion 和 Schwartz (1986) 相类；采用多因素定价模型检验的方法与Gultekin, Gultekin 和Penati (1

11、989) 相似。他的突出奉献是分别采用两种模式检验同样两个市场的分割性，这样就检查了这两个模式进行市场分割检验的效果大小，结果发现这两种方法的检验力很相近，多因素模式检验力稍强些，但是多因素方法有我们前文提到过的因素选取有主观性的缺陷。John Y. Campbell 和 Yasushi Hamao (1992) 运用实证研究方法，提供了美国与日本的长期资本市场一体化的证据。他们利用美国与日本的证券组合的每月超过美国国库券Treasury bill利率的超额收益率的可预见性来研究两个国家的长期资本市场的一体化问题。在19711990年期间，两个国家可采用相似的变量包括股息价格比和利率来预测超额

12、收益。此外，在80年代，采用美国的这些变量有助于预测日本股票的超额收益，这就说明两个国家的预期超额收益是同向变动的，从而说明两个国家的长期资本市场趋向一体化。Campbell和Hamao为市场分割提供了一个新的检验方法，但这一方法只适用于该文研究的这种特殊案例中，其推广有很大难度。国内研究情况：从公开发表的文献看，国内在这方面的研究目前还是空白，从而本文的研究没有前人的研究可供参考，启迪思维；尽管有国外的相关文献可供参考，但毕竟国外的市场与我国股票市场有着巨大的差异，所以本文对我国股票市场分割研究在国内的该领域研究算是开一个头，不免有过失及考虑不周之处。由于多因素模型因素之选取带有主观性，本文

13、不予采用，而是采用CAPM作为理论模式，然后对Stehle(1977)最先推导出来，Jorin和Schwartz (1986) 以及Mittoo (1992) 用于检验一国股票市场与全球市场之间分割性的检验模式进行综合、整理与修正，移植到我国国内A、B股市场之间的分割性检验，同时对估计方法与估计过程进行改良。二、A、B股市场分割的实证检验设计下文先进行B股市场与整个股票市场之间的一体化(分割性)检验。(一) 样本选取为了比拟不同时期市场一体化或分割性的变化，我们选取两个不同的样本期进行研究。第一个样本：取1994年1月15日前上市的B股为样本股，以1994.1.2000.6.的交易收盘价为研究

14、对象。这样的样本股上海有20只，深圳有19只，其上市公司都是双重挂牌(dual listing)公司。在检验过程中，分别以间隔双周及一个月的收益率计算，用以比拟计算间隔期之不同对检验结果的影响。第二个样本：取1997年6月30日前上市的B股为样本股，以1997.7.2000.6.的交易收盘价为研究对象。这样的样本股上海有41只，其中只发行B股而无A股的公司有5家；深圳有47只，其中只发行B股而无A股的公司有9家。由于样本期短，而估计至少需要六十个收益率观察值，所以以间隔双周的收益率计算。(二) 检验模式的选择与调整注释： 市场一体化分割检验模式最早由Stehle (1977) 推导出来，后经J

15、orion和Schwartz(1986)以及Mittoo(1992)改造，运用于加拿大证券市场与世界证券市场之间的一体化检验。本文将他们的检验模式加以修正，用于中国国内B股市场与整个股票市场之间的一体化分割性检验。参见：Stehle, 1977, an Empirical Test of the Alternative Hypotheses of National and International Pricing of Risky Assets; Jorion and Schwartz,1986, Integration vs. Segmentation in the Canadian St

16、ock Market; Mittoo, 1992, Additional Evidence on Integration in the Canadian Stock Market。下面采用CAPM作为理论模式，接着对Stehle(1977)最先推导出来，Jorin和Schwartz (1986) 以及Mittoo (1992) 用于检验一国股票市场与全球市场之间分割性的检验模式进行综合、整理与修正，然后移植到我国国内A、B股市场之间的分割性检验。给定Black的CAPM模型：(1)式中，为资产的期望收益率，为无风险收益率，为零-资产收益率与无风险收益率之差，为市场组合收益率。如果A、B股市场一

17、体化，那么综合市场指数具有均值-方差有效性，即股票定价完全由综合市场组合收益率决定，B股指数收益率不进入资产定价模型，也就是相对于B股市场组合收益率的系统风险对资产定价没有任何解释力，但是，很显然不能通过一个对的单元回归来加以检验，因为B股市场组合收益率与综合市场组合收益率正相关，而对两个市场组合收益率的多元回归那么会由于存在多重共线性而无法进行。因此，我们必须将B股市场组合收益率中与综合市场组合收益率不相关的局部别离出来，我们取B股指数收益率代表B股市场组合收益率，取综合指数收益率代表综合市场组合收益率，这样通过作B股指数收益率对综合指数收益率的投影就可将不相关局部别离出来。(2)为回归残差

18、项，其含义是B股指数收益率中与综合指数收益率无关的那一局部，。于是市场一体化的检验模式为(3)式中，为股票的期望收益率，为无风险收益率，、为常数，为相对于综合市场指数收益率的系统风险，为相对于残差的系统风险。如果市场完全一体化，那么。一只股票的风险收益率可分为三局部：第一局部与综合市场收益率完全相关，第二局部与残差完全相关，第三局部与这两个因素都无关。于是有：(4)式中，于是有：(5)将式(3)代入式(5)，且由式(1)可得，于是有(6)检验市场一体化，就是检验式(6)中是否成立。对于市场分割检验模式的推导与上述市场一体化检验模式的推导过程相似，只需将各公式中变量上标或下标与的位置互换即可。于

19、是，对于市场分割只需检验在式(7)中，是否成立。(7)(三) 估计方法的推导与选择第一步，将样本股按或排序后分组。分别采用式(8)(11)估计样本股相对综合指数收益率与B股指数收益率的系统风险与。由于B股交易比拟不活泼( infrequent trading)，为了减少交易不活泼股票的系统风险度量误差，我们采用Dimson(1979)提出来的方法 使用Dimson方法估计的误差减少，参见：Dimson, 1979, Risk Measurement When Shares Are Subject to Infreqent Trading.，估计滞后两期、滞后一期、同期、提前一期，然后将它们加总

20、，得到。(8)(9)(10)(11)采用两种方法分组：先按大小排序，将样本股等分为组，再对每组股票按大小排序，每组等分为小组，这样共得到个组，每组有只股票。：先按大小排序，将样本股等分为组，再对每组股票按大小排序，每组等分为小组，这样共得到个组，每组有只股票。计算各组的平均收益率：(12)i=1, 2, , N是第个投资组合在时刻的收益率，表示组合中所有股票在时刻的收益率之和。第二步，求残差序列。(13)采用普通最小二乘法OLS对(13)进行估计，得到残差第三步，求股票组合相对综合指数收益率与B股指数收益率的系统风险、。(14)i=1, 2, , N(15)(16)对方程组(14)采用普通最小

21、二乘法OLS进行估计 在Gibbons的多元回归模型MVRM中对式14的估计采用OLS分别对每个方程进行估计。参见：Gibbons, M. R., 1982, Multivariate Tests of Financial Models: A New Approach.，求出及，k=-2, -1, 0, 1，然后根据式(15)与式(16)计算出、。第四步，求出的初始估计值对式(14)两边求期望，再与式(3)比拟可得：(17)使用从方程组(14)回归中得到的个残差序列，计算这些方程的同期协方差阵的估计量，然后运用广义最小二乘法GLS对式(17)进行回归分析，估计出： Black, Jensen和

22、Scholes(1972)曾采用普通最小二乘法估计。参见：Black, F., M. C. Jensen and M. Scholes, 1972, the Capital Asset Pricing Model: Some Empirical Finding.(18)式中，、采用式(14)估计所得估计值，是元素为1的阶向量。第五步，求出的初始估计值由(3)知道以前面估计出来的、作为值，运用面板数据(Panel-data)采用最小二乘法OLS拟合回归方程：(19)1，2，; 1, 2, , 可得的初始值。第六步，估计的最终值由式(6)知：(20)这是一个非线性方程，我们采用泰勒级数展开式Tay

23、lor series expansion将非线性因子与线性化 Gobbins(1982)在将Black版的CAPM的非线性限制线性化时也是采用泰勒级数展开式。参见：Gibbons, M. R., 1982, Multivariate Tests of Financial Models: A New Approach.，以便于进行回归估计。(21)(22)将式(21)与式(22)代入式(20)可得线性化后的方程：(23)对式(23)采用系统估计法似无关回归(SUR)方法进行回归，可估计出系数、与，查看回归系数的T统计检验值判断它的统计显著性。市场分割检验的实证估计方法与上述方法类似。从估计方法与

24、估计过程看，本文主要做了以下改良：一是对交易不活泼的B股个股的系统风险的估计采用Dimson (1979) 的方法以减少估计误差；二是对初值的估计采用广义最小二乘法以提高估计精度；三是对非线性因子与进行线性化以便进行回归估计；四是引入系统估计法SUR对式23进行估计，以提高估计精度。三、实证检验的过程及结果分析(一) 估计过程变量取值 上海B股指数采用上证B股指数(代码1a003)，上海综合指数采用上证指数代码1a001；深圳B股指数采用深成B股代码2a03，深圳综合指数采用深圳成份指数代码2a01。以B股指数为参照系，综合指数取与之对应交易日的数据，B股个股以B股指数交易日为参照，指数有交易

25、B股无交易的，补充个股收盘价取停牌前一天的收盘价代替，然后采用对指数数据直接求收益率，对个股价格复权后再求收益率。无风险收益率取央行公布的个人储蓄三个月定期存款利率。上交所市场一体化分割性检验1样本为1994年1月15日前上市的B股股票，以及同期价格指数与无风险收益率，样本期为1994.12000.6，采用月收益率计算系统风险。我们从20只满足条件的股票中选取了16只作为样本股，计算出与；然后先按()大小将16只股票等分为2组，接着对每组按()大小再等分为2小组，这样得到4个股票组合，每个组合包括4只股票，求得每个组合78期收益率。接下来就按前述估计方法依步估计。2样本为1994年1月15日前

26、上市的B股股票，样本期为1994.12000.6，采用双周收益率计算系统风险。选取与上同样的16只股票作为样本，分组方法也相同，因为收益率计算间隔变短，于是求得162期收益率。3样本为1997年6月30日前上市的B股股票，样本期为1997.62000.6，采用双周收益率计算系统风险。从41只满足条件的股票中选取36只作为样本股，计算出与；然后先按()大小将36只股票等分为3组，接着对每组按()大小再等分为3个小组，这样得到9个股票组合，每个组合包括4只股票；再求得每个组合74期收益率。接下来就按前述估计方法依步估计。4样本为1997年6月30日前上市仅发行B股的公司股票，样本期为1997.62

27、000.6，采用双周收益率计算系统风险。这样的股票共有5只，对其不进行分组，直接进行一体化(分割)性 检验。深交所市场一体化分割性检验1样本为1994年1月15日前上市的B股股票，样本期为1994.12000.6，采用月收益率计算系统风险。从19只满足条件的股票中选取16只股票作为样本，分组方式与上交所第1种情形相同，每个组合的收益率也是78期。2样本为1994年1月15日前上市的B股股票，样本期为1994.12000.6，采用双周收益率计算系统风险。与第1种情形相同，只是每个组合的收益率期数增加为161期。3样本为1997年6月30日前上市的B股股票，样本期为1997.62000.6，采用双

28、周收益率计算系统风险。从47只满足条件的股票中选取45只作为样本，计算出与；然后先按()大小将45只股票等分为3组，接着对每组按()大小再等分为3个小组，这样得到9个股票组合，每个组合包括5只股票；再求得每个组合73期收益率。接下来就按前述估计方法依步估计。4样本为1997年6月30日前上市仅发行B股的公司股票，样本期为1997.62000.6，采用双周收益率计算系统风险。满足条件的股票共有9只，不对其分组，直接依估计方法进行一体化(分割)性检验。(二) 实证结果分析按上述估计方法进行实证分析，我们得到的实证结果如表1与表2所示。从上交所的情况看，采用月收益率计算系统风险进行检验的结果说明，1

29、994年1月以前上市的B股在1994-2000年间与整个股市具有较强的一体化。如表1所示，的估计值都是不显著的，所以我们不能拒绝B股与整个股市的一体化；但的估计值在排序方式下在5%显著性水平下显著，在排序方式下在1%显著性水平下显著，所以我们拒绝B股与整个股市之间的分割性原假设。在采用双周收益率进行检验时，发现1994年1月以前上市的B股在1994-2000年间与整个股市之间的一体化是不稳定的，对排序方式敏感。在排序方式下，既不能拒绝一体化假设也不能拒绝分割性假设，因为表1中的实证结果说明，、的估计值都不显著；但在排序方式下，既拒绝完全一体化也拒绝完全分割，的估计值在5%的显著性水平下显著，而

30、的估计值在1%显著性水平下显著。表1 上海交易所市场一体化(分割性)检验结果样本样本期收益率间隔期排序方式一体化检验分割性检验1994年前上市的双重挂牌公司19942000一个月-0.0318(-2.67)-0.0091(-0.80)-0.0333(-2.35)0.0514*(1.95)-0.0128(-0.88)-0.0149(-1.11)-0.0427(2.43)0.0553*(3.41)19942000双 周-0.0330(-3.77)-0.0053(-0.58)-0.0475(-4.25)0.0034(0.21)-0.0116(-0.99)-0.0272*(-2.40)-0.1408(

31、-9.55)-0.1322*(-7.33)1997年7月前上市的双重挂牌公司19972000双 周-0.0045(-0.75)-0.0030(-0.80)0.0348(4.13)-0.0530*(-5.79)-0.0104(-1.86)0.0002(0.0396)-0.0021(-0.28)-0.0374*(-3.51)仅发行B股的公司19972000双 周无排序0.0340(0.77)-0.0276(-1.07)-0.0536(-2.68)0.0016(0.17)一体化检验的零假设为，分割性检验的零假设为*表示在显著性水平为1%时拒绝零假设； *表示在显著性水平为5%时拒绝零假设； *在显著

32、性水平为10%时拒绝零假设。1997年7月以前上市的B股在1997-2000年6月期间的一体化较强。从表1中的结果可知，无论采用哪种方式排序，的估计值都不显著，所以我们不能拒绝一体化假设；而的估计值都在1%的显著性水平下显著，因此我们拒绝分割性假设。只发行B股的公司的检验结果说明，既不能拒绝一体化假设也不能拒绝分割性假设，因为、的估计值都不显著。综上所述，采用月收益率的一体化强于采用双周收益率；19972000年期间B股与整个股市的一体化比19942000年期间强，这说明随着时间的推移一体化有加强之趋势；双重上市公司B股与整个股市的一体化强于只发行B股的公司。表2 深圳交易所A、B股市场一体化

33、(分割性)检验结果样本样本期收益率间隔期排序方式一体化检验分割性检验1994年前上市的双重挂牌公司19942000一个月-0.0357(-0.86)0.0113(0.31)-0.0405(-1.01)-0.0044(-0.19)-0.0336(-0.99)0.0061(0.31)-0.0264(-0.67)0.0067(0.35)19942000双 周-0.0359(-2.68)-0.0014(-0.19)-0.1193(-4.79)0.1642*(6.58)-0.0278(-2.46)-0.0039(-0.59)-0.1128(-4.35)0.1387*(5.98)1997年7月前上市的双重

34、挂牌公司19972000双 周-0.0227(-4.62)-0.0052(-0.54)0.0025(0.31)0.0691*(7.39)-0.0210(-4.07)-0.0004(-0.05)-0.021(-0.28)-0.0374*(-3.51)仅发行B股的公司19972000双 周无排序0.0120(0.65)0.0669*(4.88)-0.0259(-2.20)-0.0023(-0.26)一体化检验的零假设为，分割性检验的零假设为*表示在显著性水平为1%时拒绝零假设； *表示在显著性水平为5%时拒绝零假设； *在显著性水平为10%时拒绝零假设。从深交所的情况看，与上交所不同，采用双周收益

35、率比采用月收益率的一体化强。如表2所示，采用月收益率进行检验，1994年1月以前上市的B股在1994-2000年间与整个股市既不能拒绝完全一体化也不能拒绝分割性假设。因为从表2中的回归结果可以发现，无论是采用还是排序， 与的估计值都是统计不显著。当采用双周收益率进行分割性检验时，在两种排序方式下，与的估计值都在1%显著性水平下显著，这样我们就可以拒绝分割性原假设；而采用双周收益率进行一体化检验时，在两种排序方式下，与的估计值都不显著，故不能拒绝一体化原假设。采用双周收益率对1997年7月以前上市的B股在19972000年6月期间的一体化进行检验，我们发现，无论采用哪种方式排序，与的估计值都不显

36、著，如表2所示，所以我们不能拒绝一体化假设；而进行分割性检验时，与的估计值都在1%的显著性水平下显著，因此我们拒绝分割性假设，从而认为1997年7月前上市的B股在19972000年期间具有较强的一体化。只发行B股的公司的检验结果说明，拒绝一体化假设但不能拒绝分割性假设，如表2所示，的估计值在1%的显著性水平下统计显著，而的估计值不显著。综上所述，采用月收益率的一体化弱于采用双周收益率；采用双周收益率检验，1994-2000，19972000年期间B股与整个股市的一体化都较强；双重上市公司B股与整个股市的一体化强于只发行B股的公司，只发行B股的公司拒绝一体化假设。四、结论从上面实证结果分析可知，

37、上海与深圳两个交易所B股与整个股市具有较强程度的一体化，但是一体化对计算收益率的间隔期敏感，因此我们不能得出B股与整个股市完全一体化的结论，尤其是只发行B股的公司与整个股市的一体化程度更差些。但尽管如此，实证结果说明，的估计值显著非零的次数远多于，这就是说更倾向于拒绝分割性假设。这样，我们认为，总的看来，B股市场与整个股市在相当程度上是一体化的，由于A股市场是构成整个股市的最主要局部，因此B股与A股一体化程度较高，尽管这样一个结果与我们的直觉可能很不一样的。参考文献：Alexander, Gorgon J., Cheol S. Eun, and S. Janakiramanan, 1987,

38、Asset Pricing and Dual Listing on Foreign Capital Markets: A Note, Journal of Finance 42, 151-158Bekaert, Geert, and Campbell Harvey, 1995, Time Varying World Market Integration, Journal of Finance 50, 403-444Black, F., M. C. Jensen and M. Scholes, “The Capital Asset Pricing Model: Some Empirical Te

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