CAPM在我国股票市场中的应用

孽 财税 金融
Ｃ Ｐ Ａ Ｍ在 我 国股票市场 中的应用
魏 琼琼 李敏
摘 要 ： 合 中 石化 这只 股 票 和 上 海 证 券 交 易 的 所 的 历 史 数 据 重 研 究 结 着 了 １ 系数 对证券 组合 系统风 险的解 释能 力 ，通过 对资本 资产定 价模 型 ３ （ Ｐ 模 型 ） 行 实证 研 究 ， 现 Ｃ Ｍ 模 型 的 １ 系 数 对 市 场 风 险 的 度 ＣＡ Ｍ 进 发 ＡＰ ３ 量有较 为显著的作用。 关键 词 ： Ａ Ｍ 模 型 １ 系 数 最 小 二 乘 估 计 回 归 ＣＰ ３ Ｏ 引 言
（ 科技大学’ 青岛
言 ， 系统 风 险 是 组合 风 险 的 ０９ ８ ６ 。 ８ ４ ７反 映 出 中石 化 股 其 ８ ４ ７ ０９ ８ ６ 票 的收 益 变动 与整 个 股 票 市 场 收益 变 动 之 间 的相 关 关 系 。由于 常 数 项 １。 ｔ ３ 的 统计值 为 １５ ８ ６ ＜１ ５ 没有通过检验 ， ７ ３４ ． ， ６ 为进一步完善 模型 ， 去掉 常数 １。再一次进行 回归。 ３， １３２ 去掉常数 Ｂ。 ．． 后再 次进行模型分析 在前面 的分析 中 １。 ３ 的ｔ 统计值 没有通过检验 ， 这说明中石化股票初始值对收益率的影 Ｃ Ｐ 模型的首要意 义是建立了资本风险与收益的关系，它可 Ａ Ｍ 响 不 大 ， 以 忽 略 。 在 去 掉 了常 数 项 后 ， 用 同样 的 最 小 二 乘 的方 可 使 用以决定个别证券或投资组合的预期收益率及系统风险 ，是证券估 法 ， 用相 应 的软 件 进 行 了 回 归 ， 型 的 回 归结 果 显 示 为 ． 并 模 价 和 资产 组 合业 绩评 估 的基 础 ， 同时 也可 用 来评 价 证 券 的 相 对 吸 引 ｙ＝０ ９ ７ ５ ｘ ｔ ．８ ３ ６ 力和指导投 资老 的证券组合。 由于 Ｃ Ｐ 模型 的简单性和可操作 ＡＭ （０４ ８ ２ ３ ７ ９ ） 性， 它在实际 的金融 资产定价 、 股票收益预测 以及证券投资组合的建 Ｒ ＝ ５ ９ ８ Ｒ ＝ ．７ ３ ７ ＝ ０４ ８ ２ Ｄ Ｗ ＝１８ ７ ６ Ｏ．７ ３ ７ ０ ５ ９ ８ Ｆ ３ ．７ ９ ．５ ７ ３ 立中都发挥着重要的作用。 我国证券基金在 不断发展； 大 ， 士 ＿ 这一模型 此 时 得 到 的 相 关 统 计 量 分 析 结 果 ，拟 合 优 度 Ｒ＝ ． ２Ｏ 在我国的应用范围也势必 日趋扩 大。 因此， 在我国这样 一个新兴的资 ５ ９ ８ ＞ ．，这说 明去 掉常 数项后 的修 正 的模型 的解 释 能力 为 ７ ３ ７ ０５ 本市场上检验 Ｃ Ｐ 模型的适用性和有效性是 非常必要的。 ＡＭ ５ ４ ７９ ％，表明模 型有 ５ ．４ ７９ ％可用市场均衡组合报酬率来解释 ， 对 １ 研 究 设计 于 个体显著性而言，３ １ 的 ｔ 统计值 为 ３ ．７ ９ ， ０４ ８ ２ 也通过检验 。对于 １ ． １研究方法 应用时间序列与横截面的最／－ 乘法的线性回归直 Ｊ ＼ 修正后的模型 ， 由于其为一元方程 ， 所以其整体显著 性 Ｆ统计量就 线法， 构造相应的模型， 并进行统计检验分析。时间序列的线性回归主 为 １ ３ 的 ｔ 计 值 为 ３ ７ ９ ， 一 阶 自相 关 性 检 验 ＤＷ ． 计 量 统 ０４ ８ ２ 其 ． 统 要应用于股票 １ ３值的估计。而 Ｃ Ｐ Ａ Ｍ模型的检验则采用 Ｆ 检验法。 也通过 了检验。 由此 回归方程的结果 ， 以说 明中石化这只股 票相 可 １２模型建立 ＿ 对 于 上 海 证 券 交 易所 的证 券组 合 而 言 ， 其 系 统 风 险 是 组 合 风 险 的 １２１股 票收益率的计算 Ｒ ＝ｎ ．． ｌ／ 僻 ＿ Ｊ ０９ ７ ５ 。 ０９ ７ ５ ８ ３ ６ ．８ ３ ６反 映 出 中石 化 股 票 的 收 益 变动 与 整 个股 票市 其中 ： 尺 一第 ｊ 只股票在 ｔ 时刻的收益率 ； ～第 ｉ 只股票在 ｔ 时 场 收 益 变动 之间 的相 关 关 系 。 刻的 收盘价 ； ， 第 ｊ ＿ 只股 票在 ｔ １时刻 的收 盘价 ． ‘ 自然 对数 一 ２Ｊ ｎ卜 １３３ 修 正 模 型 （ Ｘ和 ｖ分别 取 对 数 ）再 进 行 分 析 对 模 型 变 ．． 对 ， ｕ １ ． 上证指数收益的计算 Ｒ ｎ ｅ； ｎｄ￣ ＿ ＿２ ２ ， ｄ¨ ｌ ＝ｌ ｆ ｘ － 量取对数是削弱模型 变量 “ 异方差性” 最简单 的途径 ， 同时取对数可 其中 Ｒ 一市场组合 ｍ 在 ｔ １时刻到 ｔ 一 时刻 的收益率 ； 广一 以减缓 原 变 量 的 变化 趋 势 ， 变量 的变 化趋 势 更 加平 缓 。 过取 对 数 使 通 市 场组 合 ｍ 在 ｔ １ 刻 的 收 盘 指 数 ： ｄ￣ 、 市 场 组 合 ｍ 在 ｔ 一 时 ｌ ｅ 一 ｎ 时 之后 数 据 的特 征 图便 可 以看 出 对数 之后 ， Ｉ 取 即 ｎ ｘ和 Ｉ ， 取 对 数 ｎ 和 ｙ 刻 的 收盘 指 数 。 之前 的 Ｘ Ｙ相 比 ， 化 的趋 势 更加 平 缓 。但 是 ， 时 变 量 的经 济 意 和 变 此 １ ． 建 立 模 型 使 用 回 归 直 线 法 时 ， 系 数 可 以通 过 同 一 时 义 却 已经发 生 了变 化 ， 经 济 意 义表 现 为 “ 性 ” 即 Ｘ变动 １ ， ．３ ２ Ｂ 其 弹 ， ％ Ｙ相 期内的资产的收益率和市场组合收益率 的历史数据 ， 使用线性 回归 应变动的百分数 ， 此时的回归参数 Ｂ便成 为了相对变化率 的表述。 方程预测 出来。Ｂ 系数就是该线性 回归方程的回归系数。本文选 择 在对变量分别取 了对数之后 ， 再次采用上述相同的方法和程序 了 中石 化 这 只 股 票 的 历 史 已获 得 的 收 益 率 和 上 海 证 券 交 易 所 的市 进 行 回 归分 析 ， 次 回归 的结 果 为 ： Ｙ：０ 这 ｌ ｎ ０ ０７ ０ ２３＋ ０． ２７ｌ ９８ ｎ 场历史已获得 的收益率的有关资料来进行模型估计 ， 用以评价 中石 （ ２ ４ ８ （０ ９ ７ ４ ０４ ５ ６ ） ３ ８ ７ ） 化这只股 票相对于上海证券交易所的证 券组合而言 ， 其系统 风险是 Ｒ ０ ５ ９ ２ 一２ ０ ５ ９ ４ Ｆ ９ ６ ９ ７ ６ Ｄ． ：１８ ８ ６ ８ ３ ５ Ｒ ＝ ８ １ ６ ＝ ４ ８ ４ ５ Ｗ ６ ７６ 多少。中石化股票收益率为 Ｙ， 上海证券交易所市场收益率为 ｘ， ｔ建 此 时 ， 根 据模 型输 出结 果得 到 相 应 的统 计 量 ， 合 优 度 Ｒ ＝ 再 拟 ２Ｏ 立模型为 ：ｔ ＋１ Ｘ＋ 在模 型中， 代表中石化股票的初始收 ｙ＝ｐ。 ３ ｔｕ。 ｐ。 ５９ ２ ＞ ， ８ ３ ５ ０５ 这说 明模 型整 体 的 解释 能 力为 ５ ． ％ 、 个 体 显著 性 ８９ ３ 就 益率 ， 即上 海 证 券 交 易 所市 场 收 益率 为零 时 ， 石 化股 票 的 收益 率 ， 中 而言 ， 的 ｔ １ ３ 统计值为 ０４ ５ ６ ＜ ５ ．２ ４ ８ １６ ，没有通过检验 ， 的 ｔ １ ３ 统 的回归系数就是中石化这只股票 的 １ ； 为随机扰动项 ， ３值 ｕ 代表着 计值 为 ３ ．８ ７ ， ０９ ７ ４ 通过检验 ， 此时 ， 模型 的整体显著性 Ｆ 统计量和一 模型 中不能用 １ ＋１ Ｘ解释 的残余部分 ， ３ ３ 。 即未预 期或异常 的收益 ， 阶 自相 关性检验 ＤＷ 统计量仍分别通过 了检验。但是常数项 ９。 的 在有 效 的 资 本市 场 中 Ｅｕ＝ 。 （ ）Ｏ ｔ 计值 为 ０４ ５ ６ ＜ ．５ 说 明 其仍 然 不 具 备个 体 显 著 性 ， 统 ．２ ４ ８ １ ， ６ 因此 ， 将 １３ 数 据 分 析 ． 常 数 项 １０去掉 ， 次进 行 回 归 ， 结 果 为 Ｉｖ ８５ ６ｎ ３ 再 其 ｎ ：Ｏ ｌ４ １ ９ １ ． 初次 回归及结果 分析 本 文选取 的数据是 从 ２ ０ ．１ ３ ０ ５年 ７ （０．７ ６ ） ３ ８ ５ ３ 月到 ２ ０ ０ ８年 ７月 ，利 用 中石 化 股 票 的 收盘 指 数 和 上海 证 券 交 易所 Ｒ ０ ５ ３ ４ 一２ ５ ３ ５ Ｆ ０ ８ ５ ３ ． ６ ９ ． ８ ７ ９ Ｒ ＝０ ８ ７ ４ ：３ ７ ６ Ｄ Ｗ ＝１８ １ ３ ５ 的收盘 指 数 进 行整 理 ， 采用 计 量 经 济 软件 Ｅ ｉｗｓ进 行 回 归 分析 。 ｖ ｅ 该 模 型 的 拟 合 优 度 Ｒ： ． ３ ４ ＞ ．， 。的 ｔ统 计 值 为 Ｏ５ ７ ９ ０５ １ ８ ３ 通 过 对 原 始 数据 图 的观 察 和 分析 ， 证市 场 收 益率 与 中 石化 收 上 ３ ．７ ６ ， ０８ ５ ３ 远远超过 １６ ， ５ 也通过 了检验 。整体显著性 Ｆ 统计量和一 益率的变动过程是近似的“ 随机游走” 过程。 根据相应的程序利用最 阶 自相关性检验 Ｄ． 统计量也分别通过 了检验。由此 ， Ｗ 根据上述的 小 二 乘法 进 行 回 归 ， 到 的 固 归分 析 结 果 显示 为 得 回 归和 分 析 ， 到 中 石 化 这只 股 票 的 １ 为 Ｏ９ １ ４ ， 说 明 中石 得 ３值 ．８ ６ 这 ５ ｖ＝ ０ ７ ＋ ． ８ ４ ７ ‘ Ｏ ０ ０ ３２ ０ ９ ８ ６ ｘ