沪市股票价格影响因素的实证分析

〔 上海证券市场； 关键词１ 套利定价模型（Ｐ）实证分析 ＡＴ； 〔 图分类号」 ０ ９ 碍３． 中 １ 【 文献标识码」 Ａ 【 文章编号〕 Ｉ Ｉ 卜盯１ ２ ７ 一 ２ ０ Ｊ （Ｘ ０ Ｘ （ ） 朋８一 ） ２ ５ 一、 引言
随着改革的不断深人， 特别是随着 ２ ５ ） Ｘ （ 年下半 年开始的股权分置改革的顺利进行， 我国证券市场 开始摆脱制度上的束缚， 走上良性发展的轨道， 在我 国社会经济生活和国民经济发展中的地位越来越重 要， 已成为企业融资和资本投资的核心场所， 在促进
合， Ａ 成立。 即 月一 四、 上海证券市场 Ａ Ｔ Ｐ 的实证检验 在实证检验中， Ａ 模型的建立过程并不 由于 ［ Ｔ ｙ
的 感系 。 敏 数ｂ 和风险因 子的风险溢价毛 所共同 决
定 但 一 险 价灯介 １２ …， 对 有 的， 每 风 溢 ， ， ｋ 所 证 ）
券或证券组合都是相同的。显然， 如果同一风险因 子对不同的证券或证券组合提供不同的风险溢价 （ 风险报酬）则投资者就可以通过套利交易， ， 即通过 适当地调整手中 证券组合中证券的种类和比例， 在 不增加风险的情况下， 获得额外的收益。这种套利 活动的进行会消除一切套利机会， 从而使同一风险
…， ， ｋ表示影响股票 １ 收益的公共风险因子与其随
机一差不相关。 误
（） ３
最后， 进行统计检验。利用估计出的ｆｊ １ ｊ ＝， ，
２… ，， ， ｋ对零假设进行 ｔ 检验， 当其显著地异于 ０ 时， 则表明在证券投资市场 上， 证券或证券组合 １ 对
由此可导出：
化资源配置， 转换企业经营机制和建立现代企业制 度等方面都发挥了不可替代的作用。然而， 由于我 国证券市场起步较晚， 受规模、 经验和环境等各方面 的限制， 仍然存在着许多不够规范、 不尽如人意和阻 碍其健康发展的问题。因此， 本文应用现代投资组 合理论， 对上海证券市场股票收益的产生和决定过 程及 Ａ 理论的适用性等问题进行了实证研究和 川一 分析， 以便为探人研究我国证券投资市场， 探讨其未 来发展方向提供依据。 二、 套利定价理论
原有变量总方差的情况
４． ２ ６ ３２ ． ０
因子 特征根
１ ２
３
４
１８ ．８
１６ ． ３
５ ６ ７ ８
９
１３ ．６ １１ ．３ １的 ． １０ ． ５
１０ ． ３
方差贡献率（ ％） 累积方差贡献率（ ％） ４ １８ ４． ８ １ ４７ ３４ ３１ ．６ ４９ ２１ １８ ．６ ５０ ８３ １６ ． ２ ５２ １８ １３ ．５ ５３ ２９ １１ ．２ ５４ ３８ １０ ． ８ ５ ４２ １以 ． ５６ ４
２ 年３ 叨７ 月
山 东 经 济
５ １ ＮＤ Ｇ Ｅ ＯＮ １１ ＯＮ 、 Ｃ ＯＭＹ
Ｍａ ，（ ．２ ７ ｒ ］ Ｘ
《 们． ３ 弘 １９ Ｎ ． ｏ２
总１ 期 第２ ９ ３ 期
沪市股票价格影响因素的实证分析
李海涛 王元月
（ 中国海洋大学经济学院， 山东 青岛 ２ 刃 １ 仅 ７）
［ 要１ 在上海证券交易所挂牌交易的１ 支股票为样本， 以 摘 ０ 使用因 子分析和横截面回归 分析方法对２ ｌ （ ） Ｘ
产的收益产生过程是一个多指数模型， 而不是单指 数模型， 即资产收益同时受多个风险因素的影响， 如 ＣＰ Ｄ 增长率、 利率、 通货膨胀率、 石油价格等。在因 子分析中， 这些因素可事先不确定， 而直接对影响股 票价格的因素进行提取。
社 义市 济的发 建立和 善市场 会主 场经 展， 完 体系， 优
该方程式就是套利定价理论的基本模型， 川 ， 简称 叮， 它对证券投资市场均衡状态下的所有风险证券和证
的决定是显著的， 并因此每单位能够获得的风险溢
价 。 在毛 关于 假设的ｔ 为毛 若 中， 零 检验中 （落 有ｄ
） ｋ个显著地异于０ 则表明证券或证券组合 １ 时， 的
期望收益受到这 ｄ 个风险敏感度的影响， 并且由此
设股票１ 在投资期的收益为ｒＥ为影响股票 １ ； ｉ 收 益的第ｊ 个公共风险因子（ 可能不可观测或量
化） 为 有Ｆ ０ ＝ ，，， ｋ 股 的 ； 所 ｊ （ １２３…，） 票１ 氏 ＝ｊ 时， 期 益； （ １２…， 为 望收 ｂ ＝ ，， ｋ 股票１ 、 ｊ ） 对第ｊ 公 个 共
风险因子的灵敏度（ 或称敏感系数）。为随机误差。 ； １ 根据套利定价理论， １ 股票 的收益产生过程可以表
析， 直接提取影响股票收益率波动的显著性因子， 并 估计显著性因子的载荷矩阵而得到。
其次， 计 溢 。 可 用 在 险 价毛 这 利 股票 时间Ｔ 估 风
内 的平均收益 斌与相对应的已估计出的敏感系数
ｂ，：…， ， ｉｂ， ｂ 通过如下的 ， ｉ 、 横截面回 归进行估计得
（ 验证 ｌ 是否成立。 Ａ ｆ 一） ｙ 首先， 在计算得到的 １ 支样本股票 日收益率 ０ 时间序列数据的基础上， 进行主成分因子分析， 以便 找出影响股票收益率的显著性风险因子， 并估计股 票对这些风险因子的因子载荷矩阵， 即敏感系数阵。 为了便于解释， 将上证 Ａ指数日 收益率时间序列数 据加人到主成分因子分析中， 这样就可以通过观察 显著性风险因子与上证 Ａ指数 日收益率的相关系
是：
仅对ＡＴ 适用 ｐ的 性进行了 脸证， 还分析了 影响股票
收益波动的因素和影响股票期望收益的因素之间的 关系， 以及股票样本容量与显著性因子数量之间的
关系。
实际中， 当已观测到 ｎ 支股票某一投资期内的
收益率时间序列数据｛｝ １ １ ２ …， ； ＝ ， ｉ ｒ 时，二 ， ， ｎ ｔ １ 。 ２ …， 。 ， Ｔ 对其实证检验可按马树才等给出的程序
Ｅ： ＝ ＋ ｈ＋ ｂ＋ ｆ＊ 月 １２…， （） 与 ｆｉ ｆ： …＋ ｂ ＝ ， ， ｎ ｌ， Ｚ ｋ
来自百度文库
（） 第ｊ 风 因 ２ 个 险 子Ｅ的 感系 。 其 望 益 敏 数ｂ 期 收 率 对
式（ 中， 数巧 ｊ １２…，， ２ 系 ，二 ，， ｋ ） 称为风险 溢价。
学。
。８ 。 ２
的公共风险因子。
到， 表示随机误差项。 ｉ ｅ
（ Ｃ （， ） ０ １ １２ …， ， １２ Ｆ ＝ ， ＝ ，， ｎ ＝ ， ， ｒ＝ 坑 ｉ 几 ｉ ３ Ｏ 。ｊ ） ， Ｖ ｊ ｉ 玩＋ ｂ ＋ ｈ ＋…＋ ｂ ＋ 、 １ ， ， ｎ ｌ ： 双 ； ｅ ＝１ ２…， ｋ
一仪 ２ 巧年期间股票的日 收益率时间序列数据进行了实证分析。经分析，Ｐ 模型在上海证券市场上是成立的， ＡＴ 但 有其特殊性： 虽然市场因子是影响股票收益率波动的最重要的因素， 但这种波动并不能显著影响股票的期望收益 率； 存在其他的 风险因子， 其对股票收益率的波动影响较小， 却在较大程度上决定了 股票的期望收益率。股票样本 容量越大， 进行主成分因子分析所得到的显著性因子的个数就越多， 二者呈线性关系。
１月 ４日， １ 天。 １ 为 １ ４
因 风险溢价对不同的 子的 证券或证券组合趋于 相
等， 最终形成统一的市场价格， 使整个证券市场达到
均衡。
三、 套利定价模型实证检验方法
根据各股票的每 日 收盘价计算股票的日 收益 率， 股票停牌期间缺失的日收盘数据通过线形插值 方法计算得到。具体的收益率计算公式如下： ｉ （， 只 １只 ， ＝ ， ３……， ｒ＝ 只一 卜） ｔ １ １ ，， １ ， ／＿ ２ ０ （） ４
表示股票 １ 和其他任何不同股票的随机误差项是不
相 关的， 时 同 也说明不同股票 １ 收益之间的相 和ｐ
关因 有 共 险 子砚 二 ，， ｋ而 别 素只 公 风 因 （ １２…，） 无 ｊ
的， 亦即上述模型已经分离了所有影响股票 １ 收益
〔 作者简介１ 李海涛（ ７ 一 ）男， １４ ９ ， 山东安丘人， 中国海洋大学经济学院２ 吟 １ 级金融学硕士研究生。主要研究方向： 兀 投资
８ ３
数， 来确定哪一个风险因子是市场因子。
特征值大于 １ 的风险因子解释
表１
ｊ ， ， ５ 为自 （ １２ …， ） 变量， 二 ３ 按方程式（ 进行横截 ） ３
面回归， ｋ ５，＝ ０， 此处 ＝ ３ｎ １ 得到如下回归方程式：
ｒ＝ ．１ 一 ． ｂ 一 ． ｂ ＋ ． ｂ 一 ．１ｂ ｉ ００６ ００ ｉ ０ １ 过 ０ １ 。 ００８讲 ８ｌ ４ ５ ５
１能 ．
（．９ （ ．琳（ ． ） ７８ ） 一 ．７ ０镬 ） ０ ２ （．３ （ ０ １ ０ ）一 别 １酬 １ ４） ＋ ． ５。 ００ ｂ ＋ ． ｂ ＋ ． ｂ 一 ． ５‘ ０以ｌ。 ００１ｉ ００ ｂ ５ ５ ６ ８ （． ３ （ ２２ （． ） １７ ． ）１６３ （． ） １８ ） 一 ０ ７ ９ ２ ５ ４ ＋ ． １ ０伪６ｉ ００ ｂｌ ０加７； 一 ． ｂ 一 ． ５ｉ＋ ． ｂ ００ ｂ ２ 。 ｌ ｏ ３ ｌ １ ２ （． ） （ ２５ （ １３ ） ０２ ） ． ） 一 ． ５ （． ６ ０７ ９ ０ 一 ４ ７ ３ ６ 一 ． ｌｉ ００ ｂ ００ ｈ５ ００ ｂ６ ＋ ． ２ｉ＋ ． ２ｉ＋ ． ５ｉ ００ ｂ ３ １ ３ ８ ｌ ５ ｌ ５ ｌ ４ （ １ｍｓ （． ４） （． ４ （． ７ 一 ． ） ２８ ９ １８ ） １９ ） ７ ５
一一－－－－六产一一 一 份 一一 — 一
（）（） ， ＝ ， ， ｎ表示股票 １ ０ １ １ ２ …， ， １Ｅ。 ＝ 、 的期 望收益主要是由除随机误差 民以外的公共风险因
子决定的。
（ Ｃ （，）＝ ，尹 ，， ＝ ， ， ｎ 凡 ０ １ｐ １ｐ １２ …， ， ２Ｏ 。 ） Ｖ ＊
依赖于市场组合的存在及有效性， 此， 因 其检验可以 仅对整个证券投资市场中 所有证券和证券组合集合 中的某些子集来进行。因此， 本文选取上证 Ａ指数 成分股中 １ 支股票作为样本股进行实证研究， ０ 这 些股票的停盘时间不超过４ 且没有参加股权分 天， 置改革， 时间范围是从 ２ １ ２ １ 日 （５ ） Ｘ （ 年 月 ２ 至２ 年 ） Ｘ
示为：
ｉ ＋ ｂ ｅ ＝ “一 ｒ执图ｏ＋ ‘ ，”ｎ ＝ Ｅ ｉ ‘，
并满足 ：
（） １
套利定价理论（ｄｔ Ｐｃ 仆ｅ ， Ａ五 罗 ｒｉ ｍ ｉｎ ｏ 简称 ｇ ｙ ｒ Ａ ｒ 美国 ｐ） 是由 经济学家史蒂芬・ Ｓｐ ｎ ｓ 罗斯（ｅ ｅ Ｒ ｓ ｔｈ ｏ ）
于１ ６ ７ ９ 年提出的一种新的资本资产定价模型。它 以一价定律为基础， 假设证券市场均衡价格（ 期望收 益） 的形成是套利活动的结果， 市场上任何的价格失 调都会由于套利活动的存在而迅速得到恢复。与标 准型Ｃ Ｐ Ａ Ｍ资本资产定价模型不同的是ＡＴ Ｐ 假定资
本文采用因子分析和横截面回归分析方法， 不
ｌ ｉ ｒ 为股票１ 在第ｔ 收益率， ＿ 只 天的 玖， 。 ， 分别为
股票 １ ｔ １ 在第 一 天和第 ｔ 天的收盘价。 对于股票除权数据的处理， 是基于投资者角度 来计算收益率的， 并假定投资者以配股价接受配股。 一个包括分红和送配股在内的更复杂的计算公式
券组合均成立。 Ｉ 岛 在Ａ 汀中， 等于无风险利率Ｉ即 ｆ ，
在证券或证券组合对所有风险因子的敏感度均为 ０
时， 其收益即为无风险收益率 ｒ即Ｅｒ ＝ 三 。 ｆ （ｉ 岛 ｒ ， ） ｆ Ａ 盯模型表明， 在证券市场均衡条件下， 证券或
证券组合的期望收益是由证券对各个公共风险因子
而 获 期望收 能 得的 益等于 个敏 这ｄ 感度ｂ 它们 ｊ ｉ 以 相 对应的ｄ 个风险溢价毛 为权重而构成的 线形组
进行 ：
股票日 收益率 二
当日 盘 （ 送 配 十 利一 收 价一 股ｘ 股 收 价ｘ １ 股十 股） 红 上日 盘 配 配 价 ＋ （ 收盘价＋ 上日 配股ｘ 股价） 配
首先， Ａ ｒ 利用 Ｐ 模型的收益产生函数估计证券
或 证券组合的 敏感系数ｂ。 ｊ ｉ 这可以 通过主成分分