资本资产定价模式(CAPM)在上海股市的实证检验

1、肮资本资产定价模班式俺(CAPM)鞍在上海股市的实艾证检验蔡明超 刘波佰一、资本资产定艾价模式(CAP败M)的理论与实靶证：综述氨 (一八)理论基础 昂资产定价问题是疤近几十年来西方斑金融理论中发展佰最快的一个领域奥。办1952昂年，亨利半吧马柯维茨发展了稗资产组合理论，安导致了现代资产啊定价理论的形成把。它把投资者投邦资选择的问题系八统阐述为不确定扮性条件下投资者白效用最大化的问案题。威廉拔奥夏普将这一模型罢进行了简化并提芭出了资产定价的昂均衡模型艾CAPM绊。作为第一个不碍确定性条件下的颁资产定价的均衡肮模型，板CAPM熬具有重大的历史皑意义，它导致了罢西方金融理论的敖一场革命。坝 芭 阿

2、由于股票等资本版资产未来收益的艾不确定性，拜CAPM板的实质是讨论资背本风险与收益的拌关系。皑CAPM翱模型十分简明的盎表达这一关系，板即：高风险伴随哀着高收益。在一板些假设条件的基昂础上，可导出如埃下模型：绊 拌 背 E(R瓣j板)-R昂f澳=(R凹m阿-R安f啊)颁b澳j 袄其中：白 E(R艾j稗 )凹为股票的期望收俺益率。佰 安 皑R吧f靶 氨为无风险收益率阿，投资者能以这把个利率进行无风懊险的借贷。暗 半 胺E(绊R瓣m 澳)班为市场组合的期佰望收益率。拌 傲 半b拜j邦 =疤s矮jm蔼/傲s安2暗m吧，是股票耙j 斑的收益率对市场扳组合收益率的回般归方程的斜率，埃常被称为拜“扒b澳系

3、数耙”皑。其中坝s爸2敖m捌代表市场组合收盎益率的方差，瓣s安jm 疤代表股票板j爸的收益率与市场半组合收益率的协皑方差。疤 澳从上式可以看出艾，一种股票的收熬益与其拜白系数是成正比例拔关系的。版俺系数是某种证券佰的收益的协方差跋与市场组合收益叭的方差的比率，斑可看作股票收益斑变动对市场组合皑收益变动的敏感矮度。通过对霸奥进行分析，可以奥得出结论：在风芭险资产的定价中拜，那些只影响该癌证券的方差而不澳影响该股票与股半票市场组合的协爱方差的因素在定绊价中不起作用，凹对定价唯一起作蔼用的是该股票的搬跋系数。由于收益奥的方差是风险大碍小的量度，可以蔼说：与市场风险板不相关的单个风皑险，在股票的定翱价

4、中不起作用，扮起作用的是有规翱律的市场风险，百这是败CAPM哎的中心思想。安 案对此可以用投资案分散化原理来解败释。在一个大规佰模的最优组合中胺，不规则的影响昂单个证券方差的跋非系统性风险由澳于组合而被分散案掉了，剩下的是扒有规则的系统性扳风险，这种风险班不能由分散化而拔消除。由于系统稗性风险不能由分啊散化而消除，必靶须伴随有相应的坝收益来吸引投资扳者投资。非系统敖性风险，由于可吧以分散掉，则在伴定价中不起作用佰。白 (二)巴实证检验的一般把方法唉 班对斑CAPM鞍的实证检验一般罢采用历史数据来八进行，经常用到瓣的模型为：凹 跋 唉 办 般 熬 啊 白其中：安 啊 皑为其它因素影响八的度量啊

5、背对此模型可以进奥行横截面上或时瓣间序列上的检验按。拜 翱检验此模型时，蔼首先要估计芭 罢系数。通常采用胺的方法是对单个艾股票或股票组合班的收益率扮 颁与市场指数的收懊益率碍 翱进行时间序列的坝回归，模型如下捌：敖 把 瓣 扒 阿 阿 案这个回归方程通鞍常被称为安“摆一次回归柏”暗方程。耙 背确定了半 颁系数之后，就可傲以作为检验的输碍入变量对单个股摆票或组合的案疤系数与收益再进吧行一次回归，并奥进行相应的检验懊。一般采用横截斑面的数据，回归伴方程如下：颁 扮 耙 板 摆 懊 岸 哎 敖这个方程通常被搬称作啊“败二次回归佰”爸方程。般 啊在验证风险与收绊益的关系时，通背常关心的是实际艾的回归方

6、程与理办论的方程的相合爱程度。回归方程伴应有以下几个特稗点：癌 坝(1) 靶回归直线的斜率颁为正值，即霸 搬，表明股票或股拌票组合的收益率碍随系统风险的增板大而上升。百 按(2) 阿在袄 巴和收益率之间有凹线性的关系，系背统风险在股票定暗价中起决定作用邦，而非系统性风拔险则不起决定作把用。邦 暗(3) 皑回归方程的截矩背 班应等于无风险利扮率按 按，回归方程的斜半率鞍 鞍应等于市场风险柏贴水傲 爸。挨 百(三)西方学者百对CAPM的检颁验摆 蔼从本世纪七十年稗代以来，西方学鞍者对阿CAPM蔼进行了大量的实矮证检验。这些检搬验大体可以分为隘三类：唉 翱1.搬风险与收益的关伴系的检验笆 昂由美国学

7、者夏普颁（耙Sharpe艾）的研究是此类笆检验的第一例。摆他选择了美国捌34耙个共同基金作为隘样本，计算了各佰基金在敖1954把年到百1963耙年之间的年平均百收益率与收益率澳的标准差，并对澳基金的年收益率埃与收益率的标准办差进行了回归，摆他的主要结论是邦：佰 昂a奥、在唉1954傲吧1963翱年间，美国股票巴市场的收益率超伴过了无风险的收奥益率。般 啊b暗、袄 柏基金的平均收益肮与其收益的标准敖差之间的相关系阿数大于哎0.8吧。奥 熬c稗、风险与收益的氨关系是近似线形捌的。澳 啊2.袄时间序列的肮CAPM巴的检验般 熬时间序列的版CAPM般检验最著名的研熬究是佰Black搬，奥Jensen蔼

8、与靶Scholes矮在俺1972瓣年做的，他们的胺研究简称为案BJS疤方法。案BJS半为了防止哎芭的估计偏差，采挨用了指示变量的肮方法，成为时间矮序列傲CAPM八检验的标准模式隘，具体如下：稗 爸a癌、利用第一期的半数据计算出股票疤的隘矮系数。氨 般b伴、爱 扮根据计算出的第柏一期的个股昂凹系数划分股票组按合，划分的标准暗是哎版系数的大小。这坝样从高到低系数绊划分为按10疤个组合。傲 柏c搬、采用第二期的埃数据，对组合的隘收益与市场收益邦进行回归，估计鞍组合的绊柏系数。艾 碍d哎、百 扒将第二期估计出暗的组合白佰值，作为第三期版数据的输入变量版，利用下式进行鞍时间序列回归。啊并对组合的吧胺p拌

9、进行皑t拜检验。八 般挨 胺其中：案R鞍ft邦为第矮t挨期的无风险收益袄率拔 癌皑岸 R奥mt笆为市场指数组合安第白t伴期的收益率邦 隘案阿 吧昂p扳指估计的组合绊凹系数办 搬矮按 e氨pt版为回归的残差碍 斑BJS摆对坝193119碍65矮年间美国纽约证蔼券交易所所有上拌市公司的股票进绊行了研究，发现把实际的回归结果摆与理论并不完全巴相同。把BJS搬得出的实际的风癌险与收益关系比把CAPM 袄模型预测的斜率背要小，同时表明暗实际的安霸p鞍在岸阿值大时小于零，罢而在俺耙值小时大于零。班这意味着低风险拔的股票获得了理巴论预期的收益，巴而高风险股票获稗得低于理论预测坝的收益。把 柏3.霸横截面的版

10、CAPM把的检验板 哀横截面的背CAPM啊检验区别于时间埃序列检验的特点坝在于它采用了横搬截面的数据进行扮分析，最著名的扮研究是绊Fama坝和搬Macbeth按（案FM爱）在摆1973摆年做的，他们所碍采用的基本方法八如下：八 扒a爸、根据前五年的爸数据估计股票的跋办值。挨 胺b把、盎 挨按估计的昂扒值大小构造案20埃个组合。唉 暗c艾、计算股票组合熬在奥1935翱年扮1968哀年间半402唉个月的收益率。颁 班d把、颁 败按下面的模型进皑行回归分析，每搬月进行一次，共岸402俺个方程。碍 拔R耙p白=癌g瓣0哀+巴g绊1靶b岸p+耙g靶2叭b败p啊2艾+霸g俺3捌s板ep半+e败p靶 安班这

11、里：按Rp笆为组合的月收益傲率、澳 芭 氨拌笆 阿八p奥为估计的组合芭摆值鞍 罢办笆 罢b坝p把2奥为估计的组合俺俺值的平方般 邦半澳 叭s隘ep邦为估计癌吧p瓣值的一次回归方罢程的残差的标准八差般 败班绊 鞍g澳0板、哀g耙1敖、哎g唉2暗、皑g隘3埃为估计的系数，阿每个系数共班402瓣个估计值般 肮e翱、对四个系数颁g吧0败、傲g凹1挨、奥g伴2八、哎g罢3熬进行矮t胺检验啊 捌 F把M跋结果表明：耙 白 柏氨g稗1霸的均值为正值，坝在般95%挨的置信度下可以隘认为不为零，表稗明收益与靶柏值成正向关系懊 安 癌靶g霸2摆、安g罢3岸在叭95%绊的置信度下值为艾零，表明其他非疤系统性风险在股

12、百票收益的定价中柏不起主要作用。半 邦1976搬年半Richard霸绊Roll隘对当时的实证检癌验提出了质疑，熬他认为：由于无傲法证明市场指数叭组合是有效市场般组合，因而无法氨对吧CAPM碍模型进行检验。把正是由于罗尔的半批评才使拔CAPM蔼的检验由单纯的板收益与系统性风扒险的关系的检验拜转向多变量的检氨验，并成为近期癌CAPM耙检验的主流。最捌近败20爸年对碍CAPM拔的检验的焦点不唉是百 矮，而是用来解释暗收益的其它非系拜统性风险变量，胺这些变量往往与白公司的会计数据阿相关，如公司的扒股本大小，公司跋的收益等等。这八些检验结果大都跋表明：巴CAPM岸模型与实际并不鞍完全相符，存在熬着其他的

13、因素在拔股票的定价中起艾作用。扒 半(四)我国学者跋对风险收益关办系的检验扮 拌我国学术界引进芭CAPM罢的概念的时间并癌不长，一些学者班对上海股市的风唉险与收益的关系哀做了一些定量的佰分析，但至今仍皑没有做过系统的翱检验。他们的研班究存在着一些缺唉陷，主要有以下八几点：八 霸1.氨 案股票的样本太少哎，不代表市场总按体，无法得出市矮场上风险与收益唉的实际关系。唉 胺2.笆 板在两次回归中，安同时选用同一时案期的数据进行爸 搬值的估计和对斑CAPM扒模型中线性关系挨的验证。鞍 拔3.凹 傲在确定收益率时皑并没有考虑分红癌，送配带来的影蔼响并做相应调整凹，导致收益和风疤险的估计的偏差袄，严重影响

14、分析挨的准确性。隘 佰4.案 拌在回归过程中，霸没有选用组合的颁构造，而是采用佰个股的回归易导版致，败 叭系数的不稳定性吧。啊 阿二、上海股市C凹APM模型的研扮究方法 靶 (昂一)研究方法 斑应用时间序列与鞍横截面的最小二半乘法的线性回归蔼的方法，构造相斑应的模型，并进吧行统计检验分析罢。时间序列的线颁性回归主要应用胺于股票熬拔值的估计。而瓣CAPM般的检验则采用横斑截面回归的方法唉。岸 (二)数据选取挨1.把时间段的确定案 半上海股市是一个皑新兴的股市，其绊历史并不十分长笆，从唉1990安年氨12拌月氨19艾日开市至今，不懊过短短八年的时坝间。在这样短的叭时间内，要对股耙票的收益与风险埃问

15、题进行研究，般首先碰到的是数笆据数量不够充分埃的问题。一般来八说对哎CAPM碍的检验应当选取澳较长历史时间内背的数据，这样检耙验才具有可靠性安。但由于上海股敖市的历史的限制疤，无法做到这一班点。因此，首先唉确定这八年的数案据用做检验。绊 翱但在这八年中，稗也不是所有的数耙据均可用于分析安。爸CAPM巴的前提要求市场盎是一个有效市场拔：要求股票的价叭格应在时间上线扮性无关。在第一霸章中通过对上海柏股市收益率的相胺关性研究，发现昂93靶年之前的数据中爱，股价的相关性哀较大，会直接影扳响到检验的精确靶性。因此，在本绊研究中，选取斑1993碍年碍1癌月至靶1998败年邦12把月作为研究的时白间段。从股

16、市的般实际来看，翱1992办年下半年，上海百股市才取消涨停捌板制度，放开股俺价限制。暗93氨年也是股市初步肮规范化的开始。凹所以选取这个时绊间点用于研究的摆理由是充分的。跋 扒2.瓣市场指数的选择阿 鞍目前在上海股市伴中有上证指数，霸A埃股指数，安B吧股指数及各分类熬指数，本文选择败上证综合指数作班为市场组合指数斑，并用上证综合半指数的收益率代颁表市场组合。上伴证综合指数是一肮种价值加权指数按，符合跋CAPM氨市场组合构造的熬要求。败 扒3.案股票数据的选取啊 鞍这里用上海证券拔交易所（拜SSE百）截止到办1998班年稗12绊月上市的哀425啊家办A百股股票的每日收哀盘价、成交量、蔼成交金额等

17、数据埃用于研究。这里拜遇到的一个问题稗是个别股票在个翱别交易日内停牌捌，为了处理的方翱便，本文中将这哀些天该股票的当傲日收盘价与前一胺天的收盘价相同蔼。凹 靶三、上海股市风背险收益关系的爱实证检验 扳 (一)捌股票贝塔系数的蔼估计 办中国股票市场共颁有佰8柏年的交易数据，袄应采用傲3按年以上的数据用佰于估计单个股票按的柏 板系数，才能保证白 搬具有稳定性。但半是课题组在实践癌中通过比较发现瓣由于中国股票市案场作为一个新兴暗的市场，无论是版市场结构还是市袄场规模都还有待拌于进一步的发展安，同时各种股票柏关于市场的稳定凹性都不是很高，坝股市中还存在很八大的时变风险，叭因此各种股票的安 安系数随着时

18、间的般推移其变化将会霸很大。所以只用唉上一年的数据估吧计下一年的懊 按系数时，百 埃系数将更具有灵啊敏性，因为了使疤检验的结果更理翱想，均采用上一八年的数据估计下俺一年的扳 肮系数。估计单个皑股票的阿 暗系数采用单指数隘模型，如下：瓣 把 坝 捌 笆 捌 佰 吧其中：艾 盎:把靶表示股票佰i翱在百t白时间的收益率柏 扳把 案: 靶表示上证指数在癌t百时间的收益率案 哀邦 扒 跋半：为估计的系数氨 爱岸 颁 把：为回归的残差瓣。艾 案进行一元线性回皑归，得出按 傲系数的估计值昂 罢，表示该种股票斑的系统性风险的敖测度。伴 皑(二)股票风险矮的估计耙股票的总风险，背可以用该种股票癌收益率的标准差拌

19、来表示，可以用癌下式来估计总风袄险耙 挨 笆 肮 霸 蔼 霸 按 爱凹其中：败N矮为样本数量，芭 拔为靶 百的均值。矮 爱非系统风险，可版用估计哀 绊的回归方程中的颁残差哀 笆的标准差来表示笆，用挨 鞍表示股票斑i挨的非系统性风险叭，可用下式求出艾：安 把 靶 邦 半 挨 柏隘其中：耙暗 挨为一次回归方程暗的残差挨 俺胺盎 背为般 笆的均值霸 靶(三)组合的构败造与收益率计算版 拔对按CAPM笆的总体性检验是敖检验风险与收益霸的关系，由于单伴个股票的非系统蔼性风险较大，用疤于收益和风险的爱关系的检验易产颁生偏差。因此，盎通常构造股票组邦合来分散掉大部氨分的非系统性风板险后进行检验。矮构造组合时

20、可采八用不同的标准，跋如按个股班b矮系数的大小，股澳票的股本大小等阿等，本文按个股八的矮b背系数大小进行分澳组构造组合。将傲所有股票按啊b般系数的大小划分爸为笆15哀个股票组合，第爸一个股票组合包啊含袄b扒系数最小的一组靶股票，依次类推奥，最后一个组合按包含癌b绊数子最大的一组蔼股票。组合中股摆票的碍b艾系数大的组合被吧称为八“懊高扳b哎系数组合哀”爸，反之则称为俺“矮低靶b靶系数组合哎”般。半 般 搬构造出组合后就绊可以计算出组合扮的收益率了，并捌估计组合的皑b拜系数用于检验。哀这样做的一个缺百点是用同一历史蔼时期的数据划分凹组合，并用于检安验，会产生组合凹b阿值估计的偏差，隘高耙b捌系数组

21、合的版b霸系数可能会被高案估，低扳b爸系数组合的百b耙系数可能被低估啊，解决此问题的笆方法是应用哀Black,J阿enson扳与安Scholes袄研究组合模型时碍的方法（下称碍BJS澳方法），即如下靶四步：鞍 埃 (1)伴利用第一期的数矮据计算股票的懊b霸系数。爸 般 (2)疤利用第一期的般b班系数大小划分组拌合鞍 跋 (3)啊采用第一期的数半据，对组合的收拜益与市场收益率坝进行回归，估计柏组合的凹b哀系数懊 哎 (4)背将第一期估计出按的组合佰b叭值作为自变量，胺以第二期的组合班周平均收益率进瓣行回归检验。癌 暗 搬在计算组合的平阿均周收益率时，蔼我们假设每个组扳合中的十只股票翱进行等额投资

22、，傲这样对平均周收啊益率胺 胺只需对十只股票班的收益率进行简熬单平均即可。由八于股票的系统风蔼险测度，即真实背的贝塔系数无法跋知道，只能通过巴市场模型加以估佰计。为了使估计氨的贝塔系数更加霸灵敏，本研究用艾上一年的数据估扳计贝塔系数，下扮一年的收益率检罢验模型。癌 颁(四)组合贝塔耙系数和风险的确百定拔 版对组合的周收益佰率求标准方差，败我们可以得到组拌合的总风险办s胺p奥 氨 扮组合的扒b柏值的估计，采用瓣下面的时间序列把的市场模型：半 安 R把pt扳 =佰a氨p啊+啊b疤p巴R捌mp阿+e敖pt 扮其中：跋R半pt拔表示巴t哀时期投资组合的坝收益率邦 坝斑 氨 挨案：为估计的系数艾 瓣 R

23、扮mt百表示唉t罢期的市场组合收盎益率伴 斑 e斑pt罢为回归的残差伴 败 笆对组合的每周收案益率与市场指数蔼收益率回归残差疤分别求标准差即氨可以得到组合颁s耙ep碍值。啊 暗表邦1哎：组合周收益率唉回归的啊b拌值与风险（败1997.01敖.01挨颁1997.12按.31)俺组合矮组合氨b版值氨组合岸艾值百相关系数平方坝总风险岸非系统风险啊1伴0.781颁0.001傲0.888疤0.063般0.021白2拜0.902叭0.000傲0.943背0.071败0.017阿3拔0.968奥0.000唉0.934阿0.076巴0.02爱4懊0.989班0.000扮0.902败0.079爸0.025笆5唉

24、1伴0.000哀0.945白0.078霸0.018哎6扒1.02拔0.000巴0.958熬0.079背0.016爸7胺1.04哎0.002拜0.935百0.082伴0.021扳8翱1.06懊0.000捌0.925颁0.084坝0.023百9哀1.08按0.000坝0.938八0.085氨0.021捌10癌1.1爱0.000爱0.951版0.086捌0.019伴11把1.11哀0.000颁0.951凹0.087吧0.019爱12芭1.12鞍0.000奥0.928翱0.089摆0.024吧13傲1.13百0.000版0.937哎0.089熬0.022俺14哎1.16氨0.000胺0.912敖0.0

25、92把0.027袄15傲1.17办0.000熬0.922哀0.092暗0.026 拌(五)组合平均稗收益率的确定唉 案对组合按前面的百构造方法，用第蔼98罢年的周收益率求疤其算术平均收益罢率。皑 瓣表挨2办：组合的平均收稗益率（巴1998.1.稗1-1998.胺12.31邦）扳组合傲组合叭b拔平均周收益率般1皑0.781般0.0031邦2埃0.902瓣-0.0004案3袄0.968懊0.0048胺4白0.989吧0.0052矮5矮1扒0.0005跋6挨1.02斑-0.002半7扳1.04暗0.0038坝8暗1.06捌0.003澳9半1.08巴0.0016班10熬1.1瓣0.0026跋11扮1.

26、11昂0.005半12巴1.12把0.0065埃13哀1.13盎0.0044案14败1.16搬0.0067般15哀1.17伴0.0074伴(六)风险与收败益关系检验罢 隘以笆97按年的组合收益率俺估计八b搬，以靶98般年的组合收益率瓣求周平均收益率背。对办15百组组合得到的周耙平均收益率与各捌组合爸b扮系数按如下模型暗进行回归检验：伴 半R邦pj斑=岸g拔0暗+爸g俺1跋b背pj版 伴其中鞍 : R奥pj阿 笆是组合盎 j哎的肮98矮年平均周收益率办 八 盎b俺pj捌 熬是组合安j熬的百b碍系数办 阿g盎0伴，板g岸1颁为估计参数奥 敖按照拌CAPM傲应有假设：安 俺1.柏g鞍0败的估计应为案

27、R百f绊的均值，且大于挨零，表明存在无邦风险收益率。伴 皑2.吧g澳1澳的估计值应为埃R皑m扮-R澳f板板0,般表明风险与收益伴率是正相关系，佰且市场风险升水背大于零。癌 回归结果如下：版 搬g胺0叭g版1埃R安2巴均值拔-0.0143般0氨肮0170熬0.4867皑T笆值熬-2.8078叭3.5114埃 挨 扒查表可知，在昂5%俺显著水平下回归鞍系数艾g扳1背显著不为翱0搬，即在上海股市半中收益率与风险芭之间存在较好的鞍线性相关关系。罢论文在实践检验扮初期，发现当以隘93百年至皑97懊年的数据估计氨b鞍，而用耙98板年的周收益率检颁验与风险板b笆关系时，回归得八到的结论是芭5%盎显著水平下不

28、能班拒绝回归系数笆g拜1碍显著为捌0哀的假设。这些结半果表明，在上海八股市中系统性风板险昂b案与周收益率基本耙呈现正线性相关挨关系。同时，上百海股市仍为不成唉熟证券市场，个吧股袄b罢十分不稳定，从隘相关系数来看埃,巴尚有其他的风险胺因素在股票的定阿价中起着不容忽班视的作用。本文叭将在下面进行啊CAPM矮模型的修正检验懊。颁 盎四、CAPM的八横截面检验 扒 (一)埃模型的建立 矮对于横截面的坝CAPM巴检验，采用下面安的模型：捌 熬 笆 R坝p盎=翱g坝0盎+奥g柏1搬b白p+岸g奥2哎b凹p碍2安+板g奥3颁s皑ep氨+e霸p笆 袄 板该模型主要检验霸以下四个假设：拔 胺 1袄，系统性风险与

29、艾收益的关系是线案性的，就是要检把验回归系数案E半（哎g阿2昂）办=0俺。靶 吧 2扳，蔼b扮是衡量证券组合班中证券的风险的暗唯一测度，非系瓣统性风险在股票扮的定价中不起作挨用，这意味着回稗归方程的系数安E霸（暗g耙3懊）邦=0哀。绊 鞍 3矮，对于风险规避皑的投资者，高系笆统性风险带来高败的期望回报率，氨也就是说：袄E(佰g翱1伴)=E(R耙mt芭)E(R疤ft鞍)0 败 4翱，对只有无风险唉利率才是系统风隘险为搬0隘的投资收益，要安求翱E半（半g疤0疤）敖=R癌f俺。爱 (二)挨检验的结果及启暗示 班对胺CAPM盎模型的横截面的班检验采用多元回巴归中的逐步回归扮分析法（拔stepwis盎e

30、懊），即在回归分碍析中首先从所有白自变量选择一个白自变量，使相关伴系数最大，再逐白步假如新的自变白量，同时删去可扮能变为不显著的哎自变量，并保证安相关系数上升，白最终保证结果中跋的所有自变量的碍系数均显著不为凹0搬，并且被排除在颁模型之外的自变半量的系数均不显稗著。稗 百表办4霸：多元回归的凹stepwis肮e佰法结果吧 班g白0隘g鞍1版R拔2巴系数绊-0.0143芭0.0170坝0.4867澳T哀值班-2.8078爱3.5114疤 暗 敖从表中可以得出肮如下结论：敖 翱 1岸矮b扒p昂2盎项的系数的摆T按检验结果并不显办著，表明风险与袄收益之间并不存阿在非线性相关关胺系。翱 傲 2.疤s八

31、ep笆 艾项的系数的氨T扮检验结果并不显跋著，表明非系统柏风险在资产组合搬定价中并不起作靶用。柏 肮 3懊疤g熬0盎的估计值为负，隘即资金的时间价癌值为负，表明市拔场具有明显的投凹机特征。岸 奥五、影响收益的板其他因素分析 把 (一)半历史回顾 肮长期以来，班Sharp,l跋inter邦和暗Mossin把分别提出的氨CAPM盎模型一直是学术埃界和投资者分析跋风险与收益之间阿关系的理论基石凹，尤其是在懊Black,J拜ensen,爱和稗Scholes暗（摆1972肮）以及按 Fama 绊和败MacBeth伴（坝1973颁）通过实证分析俺证明了白1926-19摆68瓣年间在纽约证券绊交易所上市的股

32、办票平均收益率与蔼贝塔之间的正的澳相关关系以后。昂然而八十年代，傲Reingan办um(1981拔)爱和绊Lakonis八hok 柏，凹Shapiro半（版1986佰）对后来的数据吧分析表明这种简爸单的线性关系不熬复存在。暗Roll邦对败CAPM袄的批评文章发表佰之后，对袄CAPM办的检验也转向对百影响股票收益的败其他风险因素的碍检验，并发现了艾许多不符合俺CAPM艾的结果。拌Fama爸和邦French芭（败1992板）更进一步指出癌，从四十年代以艾后，纽约股票市奥场股票的平均收拜益率与贝塔系数啊间不存在简单的矮正线性相关关系挨。他们通过对纽霸约股票市场瓣1963捌年至罢1990斑年股票的月收

33、益啊率分析发现存在芭如下的多因素相般关关系：坝 挨R=1.77%斑-(0.11*懊ln(mv)把+(0.35*办ln(bv/m坝v) 澳 熬其中：隘mv绊是公司股东权益皑的市场价值，罢bv澳是公司股东权益白的账面价值。笆 坝从前一节我们对哀上海股票市场的拜检验结果可以看隘出，当选用的历奥史数据变化以后扮，上海股市中收疤益与系统性风险艾相关的显著程度挨并不如澳CAPM半所预期的那样。八罗尔对艾CAPM埃的解释同样适合佰于上海市场，即颁一方面我们无法埃证实市场指数就斑是有效组合，以捌我们分析的上海把股票市场而言，背上证指数远没有澳包括所有金融资板产，比如投资者哎完全可以自由投吧资于债券市场和颁在深

34、圳证券交易败所上市的股票。罢另一方面，在实阿际分析中我们无斑法找到真正的贝唉塔（阿true b翱eta拜）。为了找出上办海股市中股票定般价的其他因素，把本文结合上海股伴票市场曾经出现爸炒作的背“哀小盘股坝”佰、芭“案绩优股白”案、盎“澳重组股癌”哎等现象，对公司版的股本大小，公绊司的净资产收益唉率，市盈率等非笆系统因素对收益靶的影响进行了分瓣析。具体方法是熬：论文首先对影癌响个股收益率的皑各因素进行逐年版分析，然后构造坝组合，再对影响斑组合收益率的各斑因素进行分析，伴组合的构造方法俺与前相同。俺 半 (二)白单股票的多因素拜检验及结果 百检验方法是用历熬史数据计算柏b澳系数，再对办b拜系数、前

35、期总股稗本、前期流通股绊本、预期净资产八收益率、预期瓣PE俺比率对收益率的班解释程度进行分斑析。例如在分析案年所有股票收益昂率的决定因素时懊，采用颁93蔼年股票的收益率板计算贝塔系数，佰总股本为把93哀年末的总股本，般净资产收益率和把市盈率根据伴94癌年的财务指标计败算。由于股票在版此之后扮4吧年交易期间，净捌资产收益率（坝ROE案）和每股收益（跋EPS俺）尚未公布，因爱此净资产收益率澳和市盈率都称为跋预期净资产收益稗率和预期市盈率皑。具体模型如下暗：搬 癌R瓣j绊=八g袄0扒+班g瓣1般b啊j摆+罢g俺2吧G鞍j板+般g艾3百ROE绊j啊+肮g笆4翱PE哀j叭+e败j颁 伴 捌其中埃 : R

36、敖j邦 败是股票熬 j捌的第伴t芭期年平均周收益碍率背 哎 稗 笆b白j摆 胺是股票笆j暗的拜b爸系数，哀b皑系数由第（哀t-1搬）期历史数据算案出阿 熬 俺 G暗j搬 啊是股票氨j靶的第（傲t-1八）期总股本对数癌值岸 坝 扳 ROE皑j暗是股票耙j板的第八t澳期净资产收益率扒 安 佰 板 PE芭j颁 碍是股票案j芭的第肮t袄期期末市盈率邦 胺STEPWIS搬E肮多元回归发现哎94叭年各股票收益率暗与以上因素并无百显著关系，其他白各年的结果如下跋：半 罢表摆5昂：隘95百年个股收益率的板STEPWIS扳E啊多元回归结果澳 蔼 R哀j斑=板g哀0艾+柏g跋2捌G罢j拔R2佰g霸0版g瓣2百均值盎T疤值败均值敖T耙值拜0.05罢-0.013疤-3.568俺0.0011瓣2.958 败表拌6奥：啊96吧年个股收益率的半STEPWIS八E凹多元回归结果班 R蔼j扳=蔼g佰0澳+拔g绊2凹G啊j稗+鞍g矮3把ROE搬j按R2昂g稗0蔼g翱2皑g白3按均值瓣T背值暗均值伴T拔值叭均值袄T颁值罢0.171搬-0.011办-1.93懊0.002坝2.845巴0.024矮5班艾249 芭表般7把：澳97按年个股收益率的坝STEPWIS岸E氨多元回归结果巴 胺 R案j颁=肮g唉0佰+芭g板2半G奥j芭R2巴g懊0癌g氨2拌均值俺T傲