朱宏泉， 余　江， 陳　林

(西南交通大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院， 成都 610031)

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異質(zhì)信念、賣空限制與股票收益
——基于中國證券市場的分析

朱宏泉， 余江， 陳林

(西南交通大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院， 成都 610031)

本文通過構(gòu)建換手率分離模型計算未預(yù)期交易量，并以此作為異質(zhì)信念的度量指標(biāo)，探討其對股票收益的解釋能力. 依據(jù)異質(zhì)信念程度高低分組發(fā)現(xiàn)，異質(zhì)信念越大的股票組合當(dāng)期收益越高、未來一期收益越低，這一差異對小規(guī)模公司股票最為明顯；將異質(zhì)信念引入CAPM和Fama-French三因子模型，得到異質(zhì)信念對股票當(dāng)期收益的影響顯著為正、對未來一期收益的影響顯著為負(fù)；在進一步考慮了流動性、動量效應(yīng)等因素后，結(jié)論依然成立；但針對2010年后允許賣空的股票，異質(zhì)信念對股票未來一期收益的影響不再顯著. 本文基于中國證券市場的制度環(huán)境，一方面驗證了Miller理論的有效性，同時也發(fā)現(xiàn)引入賣空機制能在一定程度上減弱異質(zhì)信念導(dǎo)致的資產(chǎn)定價偏差.

異質(zhì)信念； 股票收益； 賣空限制； 換手率分離； 中國證券市場

0　引　言

信念即為主觀概率，它包括先驗和后驗兩類信念. 先驗信念是人們已有的知識儲備和看待客觀世界的方式，后驗信念是在新信息進入之后與先驗信念結(jié)合而形成的主觀條件概率. 傳統(tǒng)的資本資產(chǎn)定價理論(CAPM)忽視主觀概率的存在，假設(shè)投資者具有同質(zhì)性.

同質(zhì)性假定暗含兩個前提：一是所有信息對所有投資者免費且同時到達，二是所有投資者處理信息的方式相同[1]. 這種同質(zhì)性假定忽略了真實世界中事物間普遍存在的差異特征和不同環(huán)境下人們認(rèn)知的差異性，如個體間原有的知識儲備(先驗信念)、獲取信息的渠道與速度、對信息的解讀、風(fēng)險承受能力，等等. 這些差異均可能導(dǎo)致投資者在同一時點上對同一資產(chǎn)有著不同的判斷和預(yù)期，從而產(chǎn)生異質(zhì)信念(heterogeneous beliefs). 因此，異質(zhì)信念無疑是更接近現(xiàn)實的假設(shè). 異質(zhì)信念也被稱為投資者意見分歧或意見差異[2-4].

經(jīng)典的CAPM假定投資者具有同質(zhì)性，對資產(chǎn)的預(yù)期收益相同. 而在現(xiàn)實世界中投資者常常因為信息的漸進流動、有限注意和先驗信念的異質(zhì)性，導(dǎo)致對未來的預(yù)期存在差異[3]. 早在1977年，Miller[5]就對異質(zhì)信念如何影響資產(chǎn)定價進行了研究. Miller通過均衡分析得到，在異質(zhì)信念和賣空限制的共同作用下，投資者對未來預(yù)期的差異將影響股票的均衡價格. 由于投資者的看多意見可以通過買入行為相對容易地表達，而看空意見由于賣空限制無法通過交易自由表述. 因此，股票價格更多地反映了看多投資者的觀點，導(dǎo)致股票價格相對其內(nèi)在價值被高估. 在賣空限制下，當(dāng)市場參與者異質(zhì)信念越大時，股票被高估的程度也越大，導(dǎo)致股票當(dāng)期價格走高、未來收益減小. 即投資者異質(zhì)信念程度與股票當(dāng)期收益正相關(guān)、與未來收益負(fù)相關(guān).

在Miller[5]靜態(tài)模型的基礎(chǔ)上，部分學(xué)者對其進行了擴展. Harrison和Kreps[6]、Basak[2]提出了基于異質(zhì)信念的動態(tài)資產(chǎn)定價模型. 在國內(nèi)，張維和張永杰[4]基于均值—方差分析，通過引入投資者風(fēng)險厭惡假設(shè)，提出了基于異質(zhì)信念的風(fēng)險資產(chǎn)定價模型，在理論上證明了資產(chǎn)價格的高估程度與市場中樂觀者和悲觀者的比例相關(guān). 陸靜等[7]基于異質(zhì)信念和賣空限制，從理論上探討了A股與H股市場分割的股價異象.

在實證方面，Diether等[8]利用分析師預(yù)測分歧作為異質(zhì)信念代理指標(biāo)，探討了異質(zhì)信念對股票收益的影響. 結(jié)果顯示分析師預(yù)測分歧越大，股票當(dāng)期的收益越高、未來收益越低，該現(xiàn)象在小公司股票和過去一年表現(xiàn)較差的股票中尤其明顯. 在默認(rèn)投資者存在異質(zhì)信念的前提下，Chen等[9]側(cè)重賣空限制的程度差異對股價未來的影響，結(jié)果顯示賣空限制越強，其未來收益也越低. Boehme等[10]同時將異質(zhì)信念和賣空限制兩個因素納入分析框架，發(fā)現(xiàn)只有在賣空限制和異質(zhì)信念共同作用下才會導(dǎo)致當(dāng)期股價高估、未來收益走低. 即賣空限制是異質(zhì)信念對股價產(chǎn)生影響的基礎(chǔ). 俞紅海等[11]通過實證驗證了在中國市場上投資者意見分歧導(dǎo)致IPO首日的高回報.

雖然以上文獻已經(jīng)驗證了Miller[5]理論的正確性，但在異質(zhì)信念的測度指標(biāo)上依然存在分歧. 雖然分析師預(yù)測分歧是大多實證分析中常用來測度異質(zhì)信念的指標(biāo)，但它存在以下兩方面的缺陷. 第一，不是所有的投資者都會根據(jù)分析師的預(yù)測進行決策，分析師預(yù)測分歧只代表了職業(yè)經(jīng)理人的信念差異，不代表市場中所有投資者的實際判斷，特別是在中國證券市場，這一問題更加突出. 在中國證券市場，個體投資者仍是市場的投資主體. 雖然分析師隊伍在最近幾年有了快速的發(fā)展，但相比美國等發(fā)達市場，仍有較大的差距. 到目前為止，分析師的預(yù)測對象仍未覆蓋所有上市公司. 第二，分析師預(yù)測分歧含有不確定性. 如分析師出于自身利益考慮，發(fā)布的盈余預(yù)測普遍高估，導(dǎo)致分析師預(yù)測分歧作為異質(zhì)信念的度量存在偏差[12, 13].

此外，研究者還以換手率、買賣價差、超額收益波動率作為異質(zhì)信念的測度指標(biāo)，但這些指標(biāo)在一定程度上均存在缺陷. 買賣價差常被用來度量信息不對稱和資產(chǎn)流動性[14, 15]，而超額收益波動率更多地包含了由信息、風(fēng)險引起的波動，用它作為異質(zhì)信念的代理變量難以讓人信服[16]. 促使換手率變化的因素包括：市場信息、公司特質(zhì)信念及投資者外生的流動性需求，而投資者異質(zhì)信念只是導(dǎo)致股票交易的原因之一[17,18]. 因此以換手率作為異質(zhì)信念的代理指標(biāo)也會存在偏差.

Garfinkel和Sokobin[18]首次提出了利用未預(yù)期交易量作為異質(zhì)信念的替代指標(biāo)，并基于該指標(biāo)分析盈余慣性. Garfinkel[19]通過對比分析得到未預(yù)期交易量比其它指標(biāo)(如分析師意見差異、買賣價差、超額收益波動率)能更好地刻畫異質(zhì)信念. 借鑒他們的思想，本文建立換手率分離模型并從中提取投資者異質(zhì)信念信息. 但與他們工作不同的是：他們將每日原始收益率作為信息的反映，并以此為基礎(chǔ)分離換手率；但作者注意到股票收益除了受市場因素影響外，公司規(guī)模和價值也是重要的影響因子[20]. 因此，本文首先基于Fama-French三因子模型[21]擬合股票收益率，以區(qū)分出與市場、規(guī)模和價值因子相關(guān)的收益，同時將其它因素對收益的影響歸到殘差中；其次，根據(jù)交易對收益的沖擊估計出預(yù)期交易和未預(yù)期交易，未預(yù)期交易即是投資者異質(zhì)信念的測度.

實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)：異質(zhì)信念程度低的股票組合在未來一個月的收益顯著高于其它組合，且這一差異對小公司最為明顯；在同時考慮了規(guī)模和價值因素的情況下，“小公司—價值股—異質(zhì)信念程度低”的股票組合未來一個月的平均收益(3.09%)遠高于“大公司—成長股—異質(zhì)信念程度高”的股票組合的收益(0.43%). 為了進一步驗證異質(zhì)信念是影響資產(chǎn)定價的重要因素，在CAPM和Fama-French三因子模型中引入異質(zhì)信念因子，得到異質(zhì)信念因子與股票當(dāng)期收益正相關(guān)、與未來收益負(fù)相關(guān)，且均在1%水平下顯著. 在穩(wěn)健性檢驗中，即使再加入流動性和動量反轉(zhuǎn)等影響因素，無論是時間序列回歸、還是截面回歸，異質(zhì)信念均對股票當(dāng)期和未來一期的收益有顯著的影響. 當(dāng)賣空限制被取消后，異質(zhì)信念對股票當(dāng)期收益仍有顯著影響，對未來一期收益的影響不再顯著.

相對于現(xiàn)有的工作，本文的貢獻主要有三方面：1)方法上的創(chuàng)新. 一方面基于Fama-French三因子模型構(gòu)建換手率分離模型，計算未預(yù)期交易量，并以此作為異質(zhì)信念的測度；另一方面，將構(gòu)建的異質(zhì)信念指標(biāo)加入CAPM、Fama-French三因子模型，和進一步考慮了流動性、動量效應(yīng)因素的多變量模型，探討異質(zhì)信念的資產(chǎn)定價能力與信息增量提供能力. 結(jié)果表明，本文構(gòu)建的異質(zhì)信念度量指標(biāo)，無論在統(tǒng)計上、還是在經(jīng)濟上均是顯著影響資產(chǎn)定價的重要因素，具有信息增量提供能力. 2)基于中國證券市場，探討了異質(zhì)信念與股票收益的相關(guān)性，實證檢驗了張維和張永杰[4]、陸靜等[7]理論模型的有效性. 3)放松賣空限制后，異質(zhì)信念對股票未來一期的收益不再具有顯著的解釋能力，表明引入賣空機制能在一定程度上減弱異質(zhì)信念導(dǎo)致的定價偏差，提高證券市場的效率. 本文的研究方法與結(jié)果既豐富了資產(chǎn)定價理論，同時對投資者、市場監(jiān)管者在投資決策、政策制定時也具有參考價值.

1　異質(zhì)信念測度指標(biāo)

為了從交易活動中分離出異質(zhì)信念的度量指標(biāo)，文獻[17,18]認(rèn)為：投資者的交易活動主要由三方面的因素引起：1)投資者外生的流動性需求；2)信息沖擊，既有市場層面的信息，同時也有公司層面的特質(zhì)信息；3)投資者的意見差異(異質(zhì)信念). 流動性需求和信息沖擊促成的交易可通過換手率分離模型進行預(yù)測，而未被模型預(yù)測的部分即是投資者的異質(zhì)信念. 為此，本文首先基于Fama-French三因子模型擬合個股的日收益

(Ri, j-Rf, j)=αi+βi(RM, j-Rf, j)+

siSMBj+hiHMLj+εi, j

(1)

在對交易(用換手率測度)進行分離時，在每個月，以前36個月的數(shù)據(jù)估計方程(2)，得到參數(shù)用于計算該月中每日的預(yù)期交易. 換手率分離方程如下

(2)

2　數(shù)據(jù)及實證結(jié)果

2.1數(shù)據(jù)及描述性統(tǒng)計

在1996年末，日漲跌幅限制被引入到中國證券市場. 出于數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)的一致性考慮，本文選取滬深兩市A股上市公司1997年—2014年間日度和月度交易數(shù)據(jù). 出于穩(wěn)定性考慮，剔除了股票上市后第一個月的數(shù)據(jù)和單月交易不足10天的數(shù)據(jù). 由于在截面回歸時會用到公司的財務(wù)指標(biāo)，故去除金融類上市公司. 另外，由于換手率分離模型是基于前36個月數(shù)據(jù)確定參數(shù)，故納入樣本的個股要求有不少于48個月度數(shù)據(jù). 最終樣本數(shù)為1 716家上市公司、226 361個月度數(shù)據(jù)和4 473 663條日交易數(shù)據(jù). 數(shù)據(jù)源于CSMAR數(shù)據(jù)庫或RESSET數(shù)據(jù)庫.

表1　變量描述性統(tǒng)計

表1給出了各變量的月度統(tǒng)計特征. 其中HB和R分別為個股的月度異質(zhì)信念和收益率，RM、SMB、HML分別為月度市場收益、規(guī)模因子和價值因子(數(shù)據(jù)源于RESSET數(shù)據(jù)庫)，ILLIQ為個股的月度不流動性指標(biāo)(依據(jù)Amihud[23]的定義而得到. 先計算個股的日不流動性，再計算一個月內(nèi)日數(shù)值的算術(shù)平均)，ln(ME)為年末公司總市值(單位：億)的自然對數(shù)，BM為公司的賬面市值比. 為了去除極端值對分析結(jié)果的潛在影響，HB、ILLIQ、ln(ME)、BM抹平了上下1%的數(shù)值.

表2給出了上述各變量的Pearson相關(guān)系數(shù)(括號內(nèi)為概率值). 從表中數(shù)據(jù)可知，異質(zhì)信念與股票當(dāng)月收益顯著正相關(guān)，表明投資者異質(zhì)信念程度越大，股票的收益也越高；不流動性與收益顯著負(fù)相關(guān)，即股票的不流動性程度越高，交易成本則越大，當(dāng)月收益就越小. 另外，相關(guān)系數(shù)還體現(xiàn)了股票收益的價值效應(yīng)和規(guī)模效應(yīng)，即R與BM顯著正相關(guān)、與ln(ME)顯著負(fù)相關(guān).

表2　Pearson相關(guān)系數(shù)

注： 表中***表示在1%的水平下顯著.

2.2基于異質(zhì)信念的投資組合策略

當(dāng)市場存在賣空限制時，投資者異質(zhì)信念程度越大，股票的當(dāng)期收益越高、未來收益就越低. 中國證券市場在長達20年的時間內(nèi)均實行嚴(yán)格的賣空限制，直到2010年3月31日才開始90只股票的融資融券試點，隨后逐步放開更多股票的賣空限制. 中國證券市場這一特殊的制度變遷，為實證檢驗Miller的觀點提供了可能. 另外，由于換手率分離模型是基于前36個月數(shù)據(jù)估計參數(shù)，因此本文主體部分截取2000年—2009年間的數(shù)據(jù)，探討賣空限制下異質(zhì)信念對資產(chǎn)定價的影響. 在3.2節(jié)的穩(wěn)健性檢驗部分，再考慮放松賣空限制后的樣本.

本節(jié)通過構(gòu)建不同投資組合，探討異質(zhì)信念程度對資產(chǎn)定價是否產(chǎn)生規(guī)律性影響. 首先，僅考慮異質(zhì)信念單一指標(biāo). 在每個月末，將有效樣本按個股在該月異質(zhì)信念程度大小均分為5組(HB1是異質(zhì)信念程度最低組，HB5是異質(zhì)信念程度最高組)，并持有組合一個月，對比不同組合在當(dāng)月和下一個月的收益是否存在差異. 表3最右側(cè)一列給出了5個組合當(dāng)月和下一個月的等權(quán)平均收益*表3、表4報告了組合的等權(quán)平均收益，也計算了按流通市值加權(quán)、總市值加權(quán)平均后的組合收益，結(jié)果無質(zhì)的差異. 出于篇幅考慮，本文中沒有列出這些數(shù)據(jù)，但可向作者索取. 后面各部分組合收益的構(gòu)建也如此.. 數(shù)據(jù)顯示，隨著異質(zhì)信念程度的增大，股票當(dāng)月收益遞增、下一個月的收益遞減. 異質(zhì)信念程度最高組比最低組(HB5-HB1)，當(dāng)月組合收益高出4.17%、下一個月的收益低出1.62%，且均在1%水平下顯著.

表3　按規(guī)模、異質(zhì)信念程度分組，各組合的平均收益

注： 表中***、**分別表示在1%和5%的顯著水平下顯著.

表2中的數(shù)據(jù)顯示，公司的規(guī)模和價值既與股票的收益相關(guān)，同時也與投資者的意見差異相關(guān). 因此，為了控制公司的規(guī)模、價值對股票收益的潛在影響，在按異質(zhì)信念程度分組前，先按公司的規(guī)模和價值分組.

在每個月末，先按公司規(guī)模(以上一年末個股總市值度量)將有效樣本從小到大均分為5組(S1是公司規(guī)模最小組，S5是公司規(guī)模最大組)，在每個規(guī)模組中再按異質(zhì)信念程度大小均分為5組(H1是異質(zhì)信念最低組，H5是異質(zhì)信念最高組)，總共得到25個組合，每個組合持有一個月. 表3給出了這25個組合在當(dāng)月(Panel A)和下一個月(Panel B)的平均收益. 表3中的數(shù)據(jù)表明，在控制了公司的規(guī)模后，異質(zhì)信念程度的高低對股票當(dāng)月和下一個月的收益均存在顯著影響. 對各個規(guī)模組合，異質(zhì)信念程度越高，股票當(dāng)月收益越高、下一個月收益越低，最高組與最低組(HB5-HB1)當(dāng)月收益的差異介于2.25%～4.74%，下一個月收益的差異介于-2.47%～-0.51%，在1%水平下顯著(在規(guī)模最大組，兩組間下一個月收益的差異為負(fù)但不顯著)，這一現(xiàn)象對小公司最為明顯. 小規(guī)模公司當(dāng)月收益之差為4.74%，下一個月收益之差為-2.47%，大于其它規(guī)模組的收益差異. 這一結(jié)果，在一定程度上與股票流動性相關(guān). 表2的數(shù)據(jù)顯示公司規(guī)模與股票的不流動性顯著負(fù)相關(guān)(-0.352)，公司規(guī)模越大其股票的流動性越好. 韋立堅等[24]指出較高的流動性水平意味著較低的交易成本，從而刺激投資者交易. 交易能促使相關(guān)信息更快地融入股價，從而減弱異質(zhì)信念的影響.

由于價值型股票比成長型股票具有更高的收益. 因此，為了控制價值效應(yīng)對股票收益的影響，與表3的分組方式相似，在每個月末先按公司規(guī)模由小到大排序?qū)颖揪譃?組，在每個規(guī)模組合中再按公司的價值指標(biāo)(以賬面市值比度量)由小到大均分為3組；在這9個組合的基礎(chǔ)上，按異質(zhì)信念程度由低到高再均分為3組，共得到27個股票組合，每個組合持有一個月. 表4給出了各個組合在當(dāng)月(Panel A)和下一個月(Panel B)的平均收益. 從表4中數(shù)據(jù)可知：在控制了規(guī)模和價值因素后，異質(zhì)信念對股票當(dāng)月和下月的收益仍具有顯著影響. 異質(zhì)信念程度高的股票組合，其當(dāng)月收益顯著地高于異質(zhì)信念程度低的組合的收益，但對下一個月收益的影響呈相反的關(guān)系.

表4　按規(guī)模、價值和異質(zhì)信念程度分組，各組合的平均收益

注：表中***、**、*分別表示在1%、5%或10%的水平下顯著.

綜上所述，若僅根據(jù)個股每月異質(zhì)信念程度的高低構(gòu)建投資組合，持有一月后低異質(zhì)信念組與高異質(zhì)信念組股票收益之差(HB1-HB5)為1.62%；若同時考慮規(guī)模因素和價值因素，“小公司—價值股—異質(zhì)信念程度低”的組合未來一個月的平均收益(3.09%)顯著地高于“大公司—成長股—異質(zhì)信念程度高”的組合的收益(0.43%).

2.3時間序列分析

表3和表4的統(tǒng)計結(jié)果表明，無論是否控制公司的規(guī)模與價值，投資者的異質(zhì)信念均是影響股票收益的重要因素. 在這部分，基于時間序列，在資產(chǎn)定價模型中引入異質(zhì)信念因子，進一步檢驗結(jié)果的有效性.

由于CAPM和Fama-French三因子模型是最基礎(chǔ)、最常用的資產(chǎn)定價模型，眾多的改進工作均是基于這兩個模型而擴展，如文獻[25, 26]. 因此，本文也沿用這一思想，構(gòu)建以下多變量回歸模型，以檢驗異質(zhì)信念的定價能力.

(Ri,t-Rf,t)=αi+βi(RM,t-Rf,t)+

γiHBi,t+ηiHBi,t-1+εi,t

(3)

(Ri,t-Rf,t)=αi+βi(RM,t-Rf,t)+siSMBt+

hiHMLt+γiHBi,t+ηiHBi,t-1+εi,t

(4)

對每只股票，基于其月收益率時間序列，分別估計CAPM、Fama-French三因子模型、方程(3)和方程(4)，得到各自變量的回歸系數(shù)，以及截距項、調(diào)整殘差平方和(Adj-R2)，然后計算所有股票的回歸系數(shù)、截距項和調(diào)整殘差平方和的均值、T統(tǒng)計量，結(jié)果如表5所示.

表5　異質(zhì)信念對股票收益的影響—時間序列回歸(I)

注： 表中***、**、*分別表示在1%、5%或10%的水平下顯著.

從表5中CAPM和Fama-French三因子模型的估計結(jié)果可知：市場收益、規(guī)模因子和價值因子，對個股收益均有顯著的影響. CAPM對個股收益的平均解釋力度為48.91%，而Fama-French三因子模型的平均解釋力度為55.52%. 當(dāng)加入同期投資者的異質(zhì)信念(HBt)，其回歸系數(shù)在1%水下顯著為正. 在CAPM模型中，HBt系數(shù)的均值為1.073，在Fama-French三因子模型中，HBt系數(shù)的均值為0.997. 表明投資者異質(zhì)信念程度每增加一個單位，股票的當(dāng)期收益會增加1.073%或0.997%. 若加入前一個月的異質(zhì)信念(HBt-1)，其對股票收益的影響則顯著為負(fù). HBt-1在CAPM模型中回歸系數(shù)的均值為-0.577，在Fama-French三因子模型中回歸系數(shù)的均值為-0.510. 表明當(dāng)期投資者異質(zhì)信念程度每增加一個單位，股票未來一個月的收益平均會減少0.577%或0.510%. 將當(dāng)期和前一期異質(zhì)信念同時加入回歸模型，結(jié)論依然成立. 這些結(jié)果進一步驗證了投資者異質(zhì)信念程度越大，股票當(dāng)期的收益就越大、未來一期的收益也就越小. 另外，在加入異質(zhì)信念指標(biāo)后，模型的擬合優(yōu)度(Adj-R2)均有提高. 表明投資者異質(zhì)信念在市場、規(guī)模和價值因子之上，還有信息增量提供能力.

3　穩(wěn)健性檢驗

3.1考慮流動性因素的進一步分析

現(xiàn)有文獻[26, 27]表明，流動性也是影響資產(chǎn)收益的重要因素. 資產(chǎn)的流動性越好，交易成本就越低，投資者要求的回報也就越小. 當(dāng)其它條件不變時，資產(chǎn)未來的收益也就越低. 關(guān)于股票的流動性，本文采用Amihud[23]的不流動性指標(biāo)(ILLIQ)測度. 由于該測度指標(biāo)基于日數(shù)據(jù)計量，因而可適用于較長時間分析，且在測度資產(chǎn)的流動性和預(yù)測資產(chǎn)未來的收益時，具有很好的擬合效果[28].

表6　異質(zhì)信念對股票收益的影響—時間序列回歸(II)

注： 表中***、**、*分別表示在1%、5%或10%的水平下顯著.

為了檢驗當(dāng)流動性存在時，異質(zhì)信念仍是影響股票定價的因素，在方程(3)、方程(4)中加入個股當(dāng)月和前一月的不流動性(ILLIQt、ILLIQt-1)，重復(fù)表5的回歸. 結(jié)果如表6所示. 表6中的數(shù)據(jù)顯示，在控制了市場收益、規(guī)模因子、價值因子和不流動性后，異質(zhì)信念仍對股票收益有顯著的影響. 異質(zhì)信念對股票當(dāng)月收益的影響顯著為正、對未來一個月收益的影響顯著為負(fù). 當(dāng)月不流動性指標(biāo)前的系數(shù)顯著為負(fù)、前一個月不流動性指標(biāo)前的系數(shù)顯著為正，表明不流動性越大，股票當(dāng)期收益越低、未來收益越高. 另外，加入流動性指標(biāo)后，模型的擬合優(yōu)度也有所增加.

3.2截面回歸分析

(5)

其中βi,t為個股的β系數(shù)，由個股前36個月收益基于CAPM模型計算而得到. 借鑒文獻[8]的方法，定義以下三個控制變量以捕捉股票收益的動量或反轉(zhuǎn)效應(yīng). Ri,-1為個股t-1月的收益，Ri,-12:-2為個股t-12至t-2月的平均收益，Ri,-36:-13為個股t-36至t-13月的平均收益. 其它變量的定義同前.

表7給出了基于Fama-MacBeth方法[31]的回歸結(jié)果. 數(shù)據(jù)顯示，在控制了市場風(fēng)險、規(guī)模和價值因子，以及流動性和動量效應(yīng)因素后，個股當(dāng)月異質(zhì)信念程度的大小對其月度收益的影響為正、對下一個月收益的影響為負(fù)，且均在1%的水平下顯著. 另外，加入投資者異質(zhì)信念指標(biāo)后，模型的擬合度有較大的提高. 表明在中國證券市場上，投資者異質(zhì)信念是影響股票定價的重要因素.

表7　異質(zhì)信念對股票收益的影響—截面回歸

注： 表中***、**、*分別表示在1%、5%或10%的水平下顯著.

3.3不同時間區(qū)間的分析

前面基于我國證券市場2000年—2009年數(shù)據(jù)的分析，在嚴(yán)格限制賣空的市場環(huán)境下，驗證了Miller[5]關(guān)于異質(zhì)信念影響資產(chǎn)定價的推斷. 即投資者的意見分歧越大，股票當(dāng)期的價格越高、未來收益越低. 但從2010年3月31日起，融資融券試點被引入我國證券市場，隨后逐步放開了更多股票的賣空限制. 為了檢驗賣空限制對投資者異質(zhì)信念、并進而對股票收益的影響，本小節(jié)選取2011年—2014年的數(shù)據(jù)對比分析限制賣空與允許賣空的股票其異質(zhì)信念對股價的影響. 首先，在t月末依據(jù)個股在t月異質(zhì)信念程度的大小將樣本均分為5組，并持有一個月，然后再重新分組，一只股票在不同月份由于異質(zhì)信念程度的差異可能被分配到不同的組合中；其次，在每組中再按個股在當(dāng)月是否允許賣空分為2組，這樣在每個月構(gòu)建了10(5×2)個組合，并計算其組合收益. 對這10個組合的月收益率分別用CAPM或Fama-French三因子模型擬合，截距項表示未被市場、規(guī)模與價值因子解釋的超額收益[10].

表8列出了依據(jù)異質(zhì)信念程度高低和是否允許賣空構(gòu)建的10個組合在當(dāng)月(Panel A)和下一個月(Panel B)的超額收益(截距項). 結(jié)果顯示，對限制賣空和允許賣空的股票組合，隨著異質(zhì)信念程度的增加，組合當(dāng)月的超額收益逐漸增大，由負(fù)變?yōu)檎? 例如，對于限制賣空的股票組合，月收益經(jīng)Fama-French三因子模型擬合后，從異質(zhì)信念最低組(HB1)到最高組(HB5)，超額收益由負(fù)的-1.674%增大到正的2.405%，二者之差(HB5-HB1)在1%水平下顯著大于零. 但對比限制賣空組合與允許賣空組合可知，允許賣空組合的超額收益有較大幅度的降低.

表8　不同異質(zhì)信念程度下允許與限制賣空股票組合的超額收益

注： 表中***、**、*分別表示在1%、5%或10%的水平下顯著.

Panel B給出了組合下一個月的超額收益，雖然大部分超額收益已不再顯著，但對于限制賣空的組合，其超額收益依然與異質(zhì)信念程度呈負(fù)相關(guān)關(guān)系. 異質(zhì)信念最高組與最低組收益之差(HB5-HB1)，無論是用CAPM還是Fama-French三因子模型擬合，對于限制賣空的組合，其超額收益顯著為負(fù)，但對于允許賣空的組合，其超額收益雖然仍為負(fù)，但不顯著. 表明異質(zhì)信念對限制賣空股票未來收益的影響依然存在，但對允許賣空股票未來的收益，影響已不顯著.

4　結(jié)束語

本文基于未預(yù)期交易量的思想構(gòu)建換手率分離模型，以獲取投資者對股票價值的意見分歧(即異質(zhì)信念). 從交易活動中直接分離出投資者異質(zhì)信念，一方面確保了獲取的異質(zhì)信念已轉(zhuǎn)化為實際交易并對資產(chǎn)價格變化產(chǎn)生影響，同時也避免了其他外生的異質(zhì)信念度量指標(biāo)在測度投資者的意見差異時，存在信息不全或信息重疊的問題. 在此基礎(chǔ)上，進一步探討投資者異質(zhì)信念程度高低對股票收益的解釋能力. 得到以下結(jié)論.

首先，依據(jù)異質(zhì)信念程度高低分組發(fā)現(xiàn)：異質(zhì)信念越大的股票組合，當(dāng)期收益越高、未來一期收益越低，且這一差異對小規(guī)模公司股票最為明顯；在控制了公司的規(guī)模、價值因素后，“小公司—價值股—異質(zhì)信念程度低”的組合未來一月的平均收益顯著高于“大公司—成長股—異質(zhì)信念程度高”的組合的收益.

其次，從資產(chǎn)定價的視角，實證檢驗了異質(zhì)信念是影響資產(chǎn)定價的重要因子. 在CAPM和Fama-French三因子模型中引入異質(zhì)信念指標(biāo)，無論是時間序列回歸、還是截面回歸，均表明異質(zhì)信念程度的高低與股票當(dāng)期收益顯著正相關(guān)、與未來一期收益顯著負(fù)相關(guān). 當(dāng)進一步控制了流動性和動量因子、以及賣空限制對資產(chǎn)定價的影響后，異質(zhì)信念仍是影響資產(chǎn)定價的重要因子，且有信息增量提供能力.

最后，本文驗證了放松賣空限制后，由于投資者的看空意愿能夠通過賣空交易在市場中表達，因而當(dāng)期異質(zhì)信念程度與未來股票收益的相關(guān)性顯著減弱.

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Heterogeneous beliefs, short-sale constraints and stock returns:Evidence from China

ZHUHong-quan,YUJiang,CHENLin

School of Economics and Management, Southwest Jiaotong University, Chengdu 610031, China

The paper develops a turnover-decomposition model to extract unexpected trading volumes from trading activities, and uses it as the proxy of investors’ heterogeneous beliefs to explore the explanatory power on stock returns in Chinese stock markets. The results show that the stocks with a high (low) degree of heterogeneous beliefs have higher (lower) current stock prices and lower (higher) future returns. This difference is most obvious for small companies. While adding the heterogeneous beliefs factor into the CAPM and Fama-French three-factor model, the paper derives results which show that heterogeneous beliefs has significantly positive impacts on current stock returns and significant negative effects on future stock returns. The results remain the same even if liquidity, momentum, and other factors are included into the CAPM and Fama-French three-factor model. If the ban on short-selling for subset of stocks is lifted, however, the heterogeneous beliefs do not have significant explanatory powers on the future return for the subset stocks. The results support the validity of Miller’s theory.

heterogeneous beliefs; stock returns; short-sale constraints; turnover-decomposition model; China stock market

2013-08-28；

2015-08-01.

國家自然科學(xué)基金資助項目(71171170； 71273040； 71473206)； 高等學(xué)校博士學(xué)科點專項科研基金(博導(dǎo)類)資助項目(20120184110021)； “服務(wù)科學(xué)與創(chuàng)新”四川省重點實驗室資助項目(KL1310).

朱宏泉(1963—)， 男， 四川墊江人， 教授， 博士生導(dǎo)師. Email: hqzhu@home.swjtu.edu.cn

F830.9； F832.5

A

1007-9807(2016)07-0115-12