陳 康

（浙江工商大學(xué)，浙江 杭州 310018）

一、問題提出

自夏普（William F.Sharpe，1964）提出資本資產(chǎn)定價(jià)模型（CAPM）開始，學(xué)者對于該模型在現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)中的實(shí)證研究便從未間斷。在國外，早期的實(shí)證結(jié)論基本都肯定了CAPM定價(jià)模型具有較強(qiáng)的解釋能力。近些年隨著機(jī)構(gòu)投資者的快速發(fā)展，特別是共同基金的繁榮發(fā)展，大量學(xué)者又開始了對資本資產(chǎn)定價(jià)模型的實(shí)證研究，并得出不同的結(jié)論，這些研究大多質(zhì)疑CAPM模型假設(shè)條件的合理性。在我國，由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展較西方發(fā)達(dá)國家落后，20世紀(jì)90年代資本市場才逐步建立起來，致使經(jīng)典CAPM模型的實(shí)證在我國股票市場上的解釋效率較低。近年來，隨著資本市場的不斷成熟與完善，特別是1999年我國證監(jiān)會(huì)明確了“超常規(guī)培育機(jī)構(gòu)投資者”的政策導(dǎo)向，對機(jī)構(gòu)投資者的快速發(fā)展有很強(qiáng)的推動(dòng)作用，使我國機(jī)構(gòu)投資者持股市值比重大幅增加。首先，從積極的角度來看，與個(gè)人投資者相比，由于其規(guī)模化的經(jīng)營，機(jī)構(gòu)投資者參與上市公司治理的成本遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于一般個(gè)人投資者，那么機(jī)構(gòu)投資者更有積極性參與公司的決策和治理；從消極的角度來說，這也給機(jī)構(gòu)投資者提供了與上市公司進(jìn)行合謀的機(jī)會(huì)，合謀的結(jié)果必然是機(jī)構(gòu)投資者與上市公司共同侵占中小投資者的利益。其次，機(jī)構(gòu)投資者擁有更多的信息優(yōu)勢。從積極的角度看，機(jī)構(gòu)投資者的高效信息獲取能力對提高資本市場的效率起到了積極推動(dòng)作用；從消極的角度看，由于金融市場制度尚不完善和監(jiān)管不力，機(jī)構(gòu)投資者往往有機(jī)會(huì)通過非法手段獲取內(nèi)幕信息，從而牟取非法利益。那么，機(jī)構(gòu)投資者的存在和發(fā)展對我國資本市場資產(chǎn)價(jià)格究竟是何種影響呢？本文基于這樣的考慮，嘗試將經(jīng)典CAPM模型改進(jìn)，找出更加適合我國資本市場的定價(jià)模型，旨在探求機(jī)構(gòu)投資者對我國資本市場資產(chǎn)價(jià)格的影響。

表1：數(shù)據(jù)來源和描述

二、機(jī)構(gòu)投資對資產(chǎn)價(jià)格影響的實(shí)證分析

在20世紀(jì)90年代，也就是我國資本市場剛剛起步階段，我國股市在大量的個(gè)人投資者的見證中經(jīng)歷了幾次大起大落，股票市場極不完善，資本資產(chǎn)價(jià)格嚴(yán)重偏離其本身的價(jià)值。21世紀(jì)以來，隨著機(jī)構(gòu)投資者的不斷發(fā)展，其已經(jīng)成為資本市場非常重要的投資者，其投資偏向和資產(chǎn)配置影響著市場中的個(gè)人投資者。機(jī)構(gòu)投資者不同于自然人，他們以法人的身份在市場中交易股票、債券等證券及證券衍生品。在美國、英國，機(jī)構(gòu)投資者為保險(xiǎn)基金、養(yǎng)老基金、共同基金，他們對上市公司的持股穩(wěn)步增加，主導(dǎo)著資本市場的發(fā)展；在日本，最常見的是法人機(jī)構(gòu)相互持股，但其本質(zhì)仍然是機(jī)構(gòu)在主導(dǎo)著市場。隨著我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和對外開放程度的不斷深化，資本市場的發(fā)展也日益離不開機(jī)構(gòu)投資者。現(xiàn)如今，我國機(jī)構(gòu)投資者日益發(fā)展壯大，持股比例也是逐年上升，機(jī)構(gòu)投資者主要有社?；?、證券投資基金、保險(xiǎn)公司等。由于機(jī)構(gòu)投資者具有專家理財(cái)、分散風(fēng)險(xiǎn)等作用，他們的存在對資本市場的資產(chǎn)價(jià)格有著深遠(yuǎn)的影響，本文在經(jīng)典CAPM模型基礎(chǔ)上引入機(jī)構(gòu)投資者的影響，從而分析機(jī)構(gòu)投資者對股票價(jià)格的影響。

（一）數(shù)據(jù)描述及變量定義

搜集1999年3月到2011年3月間上海證券交易所A股主板上市公司的股票收益率，剔除ST、*ST等股票，將1990年12月19日到1999年2月28日在上交所正常上市的股票篩選出來，這是為了保證在1999年3月到2011年3月收益率數(shù)據(jù)的完整性。同時(shí)剔除在1999年到2011年內(nèi)退市的股票，最終得到303只上市股票。模型中個(gè)股數(shù)據(jù)采用月收益率Rit，共12年零1個(gè)月，即145個(gè)月。由于我國資本市場發(fā)展時(shí)間較短，市場組合的選取較為困難，上證綜合指數(shù)（000001）是上海證券交易所編制的，以在上海證券交易所掛牌的所有股票為計(jì)算對象，計(jì)算方法采用加權(quán)平均，權(quán)數(shù)為各股票的發(fā)行數(shù)量。由于涉及的股票全面，上證綜指基本反映了整個(gè)證券交易市場的總體走勢，可以作為資產(chǎn)定價(jià)模型中的市場組合。所以，搜集2006年1月到2011年3月的上證綜指月收益率，共計(jì)63個(gè)月。無風(fēng)險(xiǎn)收益率Rf在這里我們采用居民3個(gè)月定期存款利率R3m計(jì)算。

關(guān)于機(jī)構(gòu)投資者的投資偏好研究中，巴德里納特等（Badrinath等，1989）最早提出機(jī)構(gòu)投資者的“審慎人假說”，他們指出共同基金、養(yǎng)老基金等機(jī)構(gòu)投資者需要承擔(dān)受托責(zé)任，在投資中應(yīng)該“審慎”地行事，具體而言美國機(jī)構(gòu)投資者偏好于投資資產(chǎn)規(guī)模大、超額回報(bào)率高、β值大、流動(dòng)性強(qiáng)、獲得S&P高評級(jí)、上市時(shí)間長的股票，避免持有收益率波動(dòng)性高的股票。埃金斯（Eakins，1998）和皮努克（Pinnuck，2004）分別在美國資本市場和澳大利亞資本市場得到了類似的結(jié)論，進(jìn)一步證實(shí)了機(jī)構(gòu)投資者的“審慎人假說”。機(jī)構(gòu)投資者的行業(yè)配置研究尚未形成統(tǒng)一的成果，不同的機(jī)構(gòu)投資者采用不同的行業(yè)配置方法進(jìn)行資產(chǎn)組合，其中在實(shí)踐部門中最具代表性的為高盛的Blaek-Litterman行業(yè)配置模型和美林的投資時(shí)鐘（InvestmentClock）行業(yè)配置模型。Blaek-Litterman行業(yè)配置模型是一種資產(chǎn)的期望收益等于市場均衡收益和投資者主觀預(yù)期收益的加權(quán)平均，陳越強(qiáng)（2010）就采用了這一模型構(gòu)建了投資組合，研究表明運(yùn)用這種方式進(jìn)行投資組合能夠獲得相對于市場均衡收益更高的回報(bào)。投資時(shí)鐘模型是根據(jù)宏觀經(jīng)濟(jì)周期的不同階段來研究行業(yè)配置的順序和行業(yè)相關(guān)程度。

遵循上述有關(guān)機(jī)構(gòu)投資者投資策略的研究，并根據(jù)實(shí)踐部門中機(jī)構(gòu)投資者會(huì)通過行業(yè)配置來進(jìn)行資產(chǎn)組合的思想，本文將行業(yè)分為28個(gè)大類，它們分別為電子通訊、科技行業(yè)、紡織行業(yè)、鋼鐵行業(yè)、汽車行業(yè)、醫(yī)藥行業(yè)、化工行業(yè)、機(jī)場港口、公路橋梁、玻璃行業(yè)、商業(yè)行業(yè)、電力行業(yè)、發(fā)電設(shè)備、交通運(yùn)輸、房地產(chǎn)業(yè)、家電行業(yè)、節(jié)能環(huán)保、農(nóng)藥化肥、造紙行業(yè)、金融行業(yè)、機(jī)械制造、水泥行業(yè)、煤炭行業(yè)、3G概念、有色金屬、食品行業(yè)、基礎(chǔ)材料、白酒紅酒。在這28個(gè)行業(yè)中，根據(jù)機(jī)構(gòu)投資者的審慎投資原則篩選出各行業(yè)的相關(guān)股票，這些股票具有資產(chǎn)規(guī)模大、β值大、流動(dòng)性強(qiáng)、高評級(jí)、上市時(shí)間長和收益率波動(dòng)性小等特點(diǎn)，能夠較好地反映機(jī)構(gòu)投資者的投資偏好。最終，共篩選出49只具有行業(yè)代表性并受到機(jī)構(gòu)投資者青睞的股票，并把這一投資資產(chǎn)組合定義為基準(zhǔn)投資組合。

（二）模型設(shè)計(jì)

假設(shè)市場只存在兩類投資者，一類代表個(gè)人投資者，另一類代表機(jī)構(gòu)投資者，他們均是相互獨(dú)立決策風(fēng)險(xiǎn)厭惡者，對于機(jī)構(gòu)投資者而言，投資經(jīng)理或投資團(tuán)隊(duì)的報(bào)酬與他們投資組合的績效有關(guān)，經(jīng)理會(huì)以其投資獲取最大的超額績效作為目標(biāo)。假定市場中某投資機(jī)構(gòu)i（i=1，2，…，I）采用投資組合的方式來分散風(fēng)險(xiǎn)，采用第i種的基準(zhǔn)組合作為參考，對于投資機(jī)構(gòu)的投資組合而言，其選定的基準(zhǔn)投資組合的組成股票投資值占投資組合總額的百分比寫作向量形式xoi，相應(yīng)地有j'xoi=1，j是單位列向量。市場的資產(chǎn)收益服從多元正態(tài)分布（μ，Ω），μ為n×1階的列向量，Ω則是n階的矩陣。對于所有機(jī)構(gòu)投資者而言，存在向量組X，對于單個(gè)機(jī)構(gòu)投資者而言，實(shí)現(xiàn)自身的報(bào)酬最大化，用均值方差模型描述，可以表述為：

根據(jù)布倫南和李菲菲（Michael J.Brennan和Feifei Li，2008）的推導(dǎo)思路，最后推導(dǎo)出CAPM擴(kuò)展模型為：

式中Rpt為資產(chǎn)組合收益率，Rmt為市場組合收益率，Rbt為機(jī)構(gòu)投資者的基準(zhǔn)投資組合收益率，βp為資產(chǎn)組合的系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)測度，βb為基準(zhǔn)投資組合的系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)測度。

同樣，搜集屬于基準(zhǔn)投資組合的上述49只股票從2006年1月到2011年3月的月收益率數(shù)據(jù)，并計(jì)算投資組合收益率。組合收益率等于這49只股票個(gè)股收益率加權(quán)平均數(shù)，這里，我們假設(shè)整個(gè)市場的機(jī)構(gòu)投資者對上述股票進(jìn)行等比例投資，則組合收益率等于單只股票收益率的算數(shù)平均數(shù)。由于整個(gè)市場的機(jī)構(gòu)投資者持股基本都集中在各行業(yè)的龍頭股，所以這樣的假設(shè)基本能夠反映機(jī)構(gòu)投資者的投資偏好。

（三）實(shí)證研究

為了較好地確定資產(chǎn)組合，計(jì)算樣本數(shù)據(jù)中單只股票β值，將β值按照升序排序，從而將303只股票分為10個(gè)組合，其中第一組到第七組股票數(shù)均為30個(gè)，第八組到第十組股票數(shù)則為31個(gè)，最后計(jì)算出十組資產(chǎn)組合從2006年1月到2011年3月的月收益率。

采用F-M（Fama-Macbeth）檢驗(yàn)方法，對（2）式進(jìn)行時(shí)間序列回歸分析，對10組資產(chǎn)組合分別進(jìn)行模型回歸，根據(jù)模型的回歸結(jié)果進(jìn)行模型檢驗(yàn)。

首先，異方差性檢驗(yàn)。利用White檢驗(yàn)方法進(jìn)行檢驗(yàn)，因?yàn)楦鹘MWhite檢驗(yàn)結(jié)果相似，所以以第一組資產(chǎn)組合為例。第一組資產(chǎn)組合的White檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

由表2可知，nR2=2.758462，查x2分布表后，得到臨界值（2） =5.991，因?yàn)閚R2＜5.991，所以認(rèn)為模型不存在異方差性（也可通過p值判斷得到結(jié)論，p=0.7372）。擴(kuò)展模型消除了過去經(jīng)典CAPM實(shí)證中存在的異方差性，模型得到了改善。

其次，自相關(guān)性檢驗(yàn)。利用Durbin-Watson（DW）檢驗(yàn)方法，根據(jù)模型回歸結(jié)果，將各組資產(chǎn)組合模型的DW值整理得到表3。

表2：第一組資產(chǎn)組合的White檢驗(yàn)結(jié)果

表3：模型DW值

由表3可知，各資產(chǎn)組合模型中的DW值大部分都較接近2，所以基本可以判斷模型不存在一階自相關(guān)性。

最后，多重共線性檢驗(yàn)。采用相關(guān)系數(shù)法檢驗(yàn)解釋變量之間的相關(guān)情況，得到Rmt與Rbt的相關(guān)系數(shù)為0.91848，較高，說明解釋變量存在一定的線性相關(guān)性。

由于模型不存在異方差性和自相關(guān)性，所以可以使用普通最小二乘法進(jìn)行回歸并進(jìn)行經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn)和統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。

1.經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn)。根據(jù)模型回歸分析結(jié)果，整理出模型的雙貝塔值，如表4所示。

從表4中可以看出，除組合5的 βp值為正數(shù)以外，其他9組資產(chǎn)組合的 βp值均為負(fù)數(shù)，取其平均值為-0.1559084，說明資產(chǎn)組合的收益率與市場組合收益率成反比，比例系數(shù)約為0.16，即市場組合收益率每變動(dòng)1個(gè)單位，資產(chǎn)組合收益率隨之向相反方向變動(dòng)0.16個(gè)單位左右。再看新引入的 βb值，各組的βb值十分接近，取其平均值為1.2415516，說明資產(chǎn)組合的收益率與基準(zhǔn)組合收益率成正比，比例系數(shù)約為1.24，即基準(zhǔn)投資組合收益率每變動(dòng)1個(gè)單位，資產(chǎn)組合收益率隨之向相同的方向變動(dòng)1.24個(gè)單位左右。

表4：雙貝塔值（βp、βb）

2.統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。首先，進(jìn)行擬合度檢驗(yàn)。根據(jù)模型回歸分析結(jié)果，整理出模型的擬合度判定系數(shù)，如表5所示。

表5：模型擬合度判定系數(shù)（R2）

從表5可知，模型擬合度判定系數(shù)取上述各判定系數(shù)的平均值0.7475651，即R2=0.7475651，在金融領(lǐng)域?qū)嵶C中擬合程度較高。擴(kuò)展模型中，Rˉ2值與R2值非常接近，都超過了過去經(jīng)典CAPM實(shí)證結(jié)果中的擬合程度，所以，模型擬合度得到了很大的改善。

其次，進(jìn)行模型的顯著性檢驗(yàn)。顯著性檢驗(yàn)過程通常采用數(shù)理統(tǒng)計(jì)中的假設(shè)檢驗(yàn)方法。對模型進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)時(shí)，利用F統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)。各組資產(chǎn)組合F統(tǒng)計(jì)量及伴隨概率整理后如表6所示。

表6：模型F統(tǒng)計(jì)量及伴隨概率

從表6可知，除組合1以外，其余各組資產(chǎn)組合F統(tǒng)計(jì)量均超過74，模型的F統(tǒng)計(jì)量取組合2—9的F統(tǒng)計(jì)量平均值103.6020556，查F分布表得到臨界值F0.05（1，F(xiàn)0.5（1.61））=4.00，模型的F統(tǒng)計(jì)量遠(yuǎn)大于臨界值，則拒絕原假設(shè)（H0∶βp=0，βb=0），所以，βp≠0，即模型通過顯著性檢驗(yàn)。且其伴隨概率Prob（F-statistic）=0，說明拒絕原假設(shè)正確的概率為100%。

最后，進(jìn)行解釋變量的顯著性檢驗(yàn)。這時(shí)，模型變成了二元線性回歸模型，不同于一元線性回歸模型，方差的總體線性關(guān)系是顯著的，不能說明其中的解釋變量對被解釋變量的影響是顯著的。所以，這里，還需繼續(xù)進(jìn)行解釋變量的顯著性檢驗(yàn)。

采用t統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行檢驗(yàn)。模型的t統(tǒng)計(jì)量整理后如表7所示。

表7：解釋變量Rmt、Rbt的t統(tǒng)計(jì)量

給定一個(gè)顯著性水平α=0.05，n=63，k=2，查t分布表得到t0.025（t0.025（60））=2.00。由表7可知，模型的解釋變量Rmt的t統(tǒng)計(jì)量均小于2，而且有9個(gè)資產(chǎn)組合小于零。解釋變量Rbt的t統(tǒng)計(jì)量均大于2。所以，Rmt這個(gè)解釋變量不能通過顯著性檢驗(yàn)，而Rbt通過顯著性檢驗(yàn)。在之前的多重共線性檢驗(yàn)中，我們得到模型存在共線性，多重共線性的存在會(huì)影響t檢驗(yàn)的可靠性，使得系數(shù)估計(jì)誤差增大，從而導(dǎo)致t統(tǒng)計(jì)量減小，這也就是為什么在經(jīng)典CAPM實(shí)證中Rmt能夠通過顯著性檢驗(yàn)，而在這里無法通過顯著性檢驗(yàn)的根本原因。

三、結(jié)論及建議

加入機(jī)構(gòu)投資者影響的CAPM擴(kuò)展模型，消除了經(jīng)典CAPM模型中存在的異方差性，且不存在一階自相關(guān)性。模型在經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn)中，得到資產(chǎn)組合的收益率同市場組合收益率呈反比關(guān)系、與基準(zhǔn)投資組合收益率呈正比關(guān)系的結(jié)論。在擬合度檢驗(yàn)中，模型擬合度有了很大的改善。在解釋變量的顯著性檢驗(yàn)中，Rbt通過顯著性檢驗(yàn)，而Rmt未通過顯著性檢驗(yàn)，模型存在多重共線性是其無法通過顯著性檢驗(yàn)的根本原因。通過本文的分析，機(jī)構(gòu)投資者將能夠?qū)ξ覈Y本市場資產(chǎn)價(jià)格產(chǎn)生一定的影響。

我國股票市場起步于個(gè)人投資者，個(gè)人投資者又具有較多的投機(jī)行為，而成熟的機(jī)構(gòu)投資者試圖使得資產(chǎn)價(jià)格逐步回歸合理，并改善市場的投機(jī)行為，對股票市場的發(fā)展將起到穩(wěn)定和推動(dòng)的作用，并促進(jìn)經(jīng)濟(jì)繁榮。由此，我們提出的政策建議是資本市場應(yīng)該大力發(fā)展機(jī)構(gòu)投資者，機(jī)構(gòu)投資者本身也應(yīng)該朝著健康的方向發(fā)展。

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[3]Muhammad Hanif，Abubakar Javaid Dar.Comparative Testing of Capital Asset Pricing Model（CAPM）and Shari'a Compliant Asset Pricing Model（SCAPM）：Evidence from Karachi Stock Exchange-Pakistan[J].Middle Eastern Journalof Scientific Research，F(xiàn)orthcoming