孟慶儒，王慶石

(1.東北財經(jīng)大學 經(jīng)濟學院，遼寧 大連 116025；2.東北財經(jīng)大學 統(tǒng)計學院，遼寧 大連 116025)

一、問題的提出

金融經(jīng)濟學領(lǐng)域中的一個重要研究問題是哪些變量決定了風險資產(chǎn)的價格？由此催生了大量的資本資產(chǎn)定價理論，包括Sharpe[1]和Lintner[2]提出的資本資產(chǎn)定價模型(CAPM);Merton[3]提出的跨期資本資產(chǎn)定價模型(ICAPM)；Ross[4]在無套利假設(shè)下提出的套利定價模型(Arbitrage Pricing Theory，APT)等。這些模型將資產(chǎn)的期望收益率與投資者對單個或多個系統(tǒng)性風險的暴露程度聯(lián)系起來，并且強調(diào)兩者之間呈線性關(guān)系。當風險因子為市場組合超額收益率時，證券資產(chǎn)的系統(tǒng)性風險由其對市場組合的超額收益率的β決定，任何資產(chǎn)相對于無風險資產(chǎn)的期望收益率都與該資產(chǎn)的系統(tǒng)性風險呈同比例變化。Roll[5]隨后強調(diào)這部分CAPM的模型檢驗中的零假設(shè)是股票市場指數(shù)達到均值-方差有效，并提出了將股票市場組合作為經(jīng)濟人占有財富代理變量的不合理性。(1)單因子模型(CAPM)存在嚴重的測量問題:真實市場組合具有極強的不可觀測性。在前期支持CAPM的實證檢驗中，學者們選取的市場組合實際上是在均值-方差最小化假設(shè)下的代理市場組合，這些代理市場組合并沒有全面地描述整個市場的狀態(tài)，例如債券的價格、房地產(chǎn)市場的影響、宏觀經(jīng)濟的波動和投資者的消費行為等。因為股票市場指數(shù)只是一部分股票的市值加權(quán)，僅占投資者實際財富的一小部分，其他種類的資產(chǎn)(如人力資本)被忽視了。Roll對投資者實際財富測度方法的挑戰(zhàn)在后續(xù)文獻中被成為是“Roll批判”。

由于無法合理識別投資者的真實財富，后續(xù)的研究開始尋找其他方法來解釋收益與風險之間的關(guān)系。以APT模型為理論基礎(chǔ)，多因子模型應(yīng)運而生。Roll和 Ross[6]認為，系統(tǒng)性風險并不應(yīng)該被單一的市場風險所解釋，應(yīng)該存在多個風險因子共同作用。在市場無套利的假設(shè)條件下，APT模型認為資產(chǎn)的風險與收益之間呈線性關(guān)系。Ross[4]第一次提出APT模型時，即強調(diào)投資者信心、利率期限結(jié)構(gòu)、通貨膨脹和經(jīng)濟周期等宏觀經(jīng)濟變量是風險因子最為直觀的來源。選取能夠反映宏觀經(jīng)濟運行狀況的變量作為定價因子是符合經(jīng)濟學直覺的，這是因為大量宏觀指標的發(fā)布(例如國內(nèi)生產(chǎn)總值、通貨膨脹率和利率)能夠影響所有投資者的跨期資產(chǎn)選擇行為，進而影響資產(chǎn)價格，由于投資者在跨期消費選擇中傾向于平滑他們的消費，尤其在意其所持有的資產(chǎn)組合在經(jīng)濟陷入蕭條時的支付。為此，投資者愿意犧牲一部分期望收益率以換取其資產(chǎn)組合在蕭條時期較高的收益。與此相反的是，當投資者持有的資產(chǎn)組合在宏觀經(jīng)濟下行時價格下滑，帶來更少的支付，承擔這部分風險的長期投資者將向市場要求更高的收益率，即投資者需要一個額外的回報作為其承擔系統(tǒng)性風險的補償。因此，宏觀經(jīng)濟變量的變動是市場中系統(tǒng)性風險的重要來源。

上述理論建立了宏觀經(jīng)濟指標與資產(chǎn)收益率橫截面差異之間的聯(lián)系，賦予了風險因子豐富的經(jīng)濟學含義，提供了簡潔明了的分析框架。與國外成熟股票市場類似，中國的A股市場中某些性質(zhì)相近的資產(chǎn)也具有共同波動的特性。例如，同一板塊或者行業(yè)的股票在某些期間內(nèi)具有同漲同跌的特點。理論上，這些股票應(yīng)該受到潛在的外生因素的共同影響，但究竟哪一種宏觀經(jīng)濟變量可以作為這些外生因素的代理變量，國內(nèi)相關(guān)的研究較為匱乏，而且目前仍未有明確的結(jié)論。本文的研究目的在于從眾多國內(nèi)宏觀經(jīng)濟變量中篩選出能對資產(chǎn)價格變化產(chǎn)生顯著影響的宏觀經(jīng)濟指標，并依據(jù)經(jīng)典的多因子資產(chǎn)定價模型建立實證模型，檢驗其解釋能力，重點回答以下問題：宏觀經(jīng)濟指標是否可以成為反映A股市場系統(tǒng)性風險的定價因子，究竟是哪些宏觀經(jīng)濟指標可以成為解釋股市收益率橫截面變化的解釋變量。

二、文獻綜述

Chen等[7]提出的經(jīng)典宏觀五因子定價模型是宏觀多因子定價模型的發(fā)展開端。他們認為在選擇因子時，應(yīng)當重點考察那些可以解釋貼現(xiàn)率變動或者期望現(xiàn)金流的狀態(tài)變量。這個方向的研究試圖用宏觀經(jīng)濟和金融市場中可以從這兩種渠道影響股價變動的經(jīng)濟變量來刻畫系統(tǒng)性風險。除了少數(shù)因子可以通過資產(chǎn)定價模型給出的預測得到(CAPM中的隨機貼現(xiàn)因子的估計可以通過快速消費品的消費增長率來代理)，大部分因子的選擇依賴于經(jīng)濟學直覺：即除了市場因子，還有很多變量導致股票收益率的共同波動?；诠衫N現(xiàn)模型給出的股票定價公式，他們將大量的金融和宏觀經(jīng)濟變量投影至收益率空間，認為APT模型中的共同因子與期望通貨膨脹率、利率風險、期限結(jié)構(gòu)風險以及工業(yè)產(chǎn)出相關(guān)。Chen等[7]認為，只有那些可以影響到經(jīng)濟體中的隨機貼現(xiàn)因子或者上市公司現(xiàn)金流的變量才能決定股票市場收益率，他們選取七個可以影響預期現(xiàn)金流和折現(xiàn)率的宏觀經(jīng)濟指標，分別是工業(yè)增加值同比 (IP)、非預期通貨膨脹率 (UDI)、預期通貨膨脹率 (DI)、信用價差 (高評級企業(yè)債與低評級企業(yè)債之間的利差) 、期限利差 (長短期利率差)、總消費(Cons)和油價 (Oil)。研究結(jié)果表明，除了油價和總消費增長率之外的五個宏觀經(jīng)濟指標，可以通過未來現(xiàn)金流和折現(xiàn)率系統(tǒng)性地影響股票收益率。

國內(nèi)部分文獻以宏觀經(jīng)濟指標和A股市場資產(chǎn)組合收益率為研究標的，使用Chen等[7]直接認定因子的方法，并考察風險因子在橫截面上的定價含義。其中，王茵田和朱英姿[8]選取了市場收益率、賬面市值比、盈利股價比、現(xiàn)金流股價比、投資資本比、工業(yè)增加值變化率、回購利率和期限利差八個變量構(gòu)建了八因子模型，他們認為八因子模型的解釋效力明顯強于Fama-French三因子模型，并發(fā)現(xiàn)兩個債市指標回購利率和期限利差對股市風險溢價的橫截面數(shù)據(jù)有顯著解釋能力。萬欣榮等[9]試圖確定對A股市場中股票組合收益率有重要影響的變量，并使用GMM估計因子風險溢價，發(fā)現(xiàn)深市股指月度收益率、通貨膨脹率、期限利差和滬指月度收益率四個因子能顯著地解釋A股市場的資產(chǎn)超額收益率在橫截面上的差異。王茵田和朱英姿[8]與萬欣榮等[9]都試圖使用Chen等[7]文獻中選取的宏觀經(jīng)濟指標，但受限于評級債券過短的歷史數(shù)據(jù)，學者們在研究中長期無法獲取與Chen等[7]提出模型中完全一致的指標，缺失的指標由類似的宏觀經(jīng)濟指標代替。例如王茵田和朱英姿[8]選取了7日國債回購利率作為AA級10年期公司債券收益率的替代變量。相比于原始模型中的宏觀經(jīng)濟指標，替代指標可能會丟失一部分重要的宏觀經(jīng)濟信息。事實上，由于存在一定的違約風險，AA級10年期公司債券收益率并不能等同于無風險的國債回購利率。

較之以往文獻，本文的主要貢獻在于提出了適用于中國A股市場的宏觀多指標定價模型和分析框架：將投資組合收益率視為宏觀經(jīng)濟指標和非股票資產(chǎn)收益率的函數(shù)，股票資產(chǎn)價格被視為是內(nèi)生變量，只有那些可以影響到折現(xiàn)率或者上市公司現(xiàn)金流的宏觀經(jīng)濟指標才能影響股票的市場收益率。同時，只要能充分地反映宏觀經(jīng)濟運行狀況，刻畫投資機會集的變化且能夠系統(tǒng)性地影響風險因子變化的宏觀經(jīng)濟變量，都可以成為備擇因子。本文提出的宏觀多因子模型因子選取方法，以及風險因子背后所代表的經(jīng)濟學含義方面與其他因子模型有著重要的區(qū)別。

三、理論假設(shè)

宏觀經(jīng)濟多因子模型的理論基礎(chǔ)之一是股票價格的定價公式：股利貼現(xiàn)模型，股利貼現(xiàn)模型直觀地刻畫了宏觀經(jīng)濟因子對資產(chǎn)價格的影響渠道。該公式將總市值等同于上市公司所有未來現(xiàn)金流的現(xiàn)值加總：

(1)

式(1)表示的是反應(yīng)系統(tǒng)性風險的宏觀因子在理論上可以通過三種渠道影響市場組合的總收益率：現(xiàn)金流、無風險資產(chǎn)收益率和風險溢價。折現(xiàn)率由無風險利率和風險溢價兩部分組成，隨利率水平和期限結(jié)構(gòu)在不同期限之間的利差而變化。無風險利率的非預期變化會通過影響未來預期現(xiàn)金流的方式影響股票資產(chǎn)的定價，并影響著股票的收益率。另一方面，折現(xiàn)率也取決于風險溢價的變化，因此，風險溢價中的非預期變化也會影響股票收益率的變化。從投資者對權(quán)益資產(chǎn)的需求角度上看，實際財富的間接邊際效用的變化(可以用實際消費變化來衡量)將影響股票的定價，這種影響也應(yīng)該表現(xiàn)為風險溢價的非預期變化。其他對風險溢價產(chǎn)生系統(tǒng)性影響的因子都可以通過此渠道影響個體資產(chǎn)的價格。

預期現(xiàn)金流的變化包含著名義與實際兩個方面：從名義角度來說，預期通貨膨脹率的變化將影響名義預期現(xiàn)金流和名義利率。從實際角度來說，宏觀經(jīng)濟變量中的產(chǎn)出變量，例如工業(yè)增加值同比的變化將影響現(xiàn)金流的當前價值。在估計風險溢價時，由于沒有考慮到實際工業(yè)增加值同比的不確定性，工業(yè)增加值同比的非預期變化應(yīng)該通過現(xiàn)金流渠道對股票收益產(chǎn)生影響?；谏鲜龇治觯P者提出如下假設(shè)：

假設(shè)：工業(yè)增加值同比、居民消費指數(shù)、利率水平和消費均可通過影響上市公司未來預期現(xiàn)金流和折現(xiàn)率的方式影響股票價格的變動。

四、模型設(shè)定、數(shù)據(jù)來源和變量構(gòu)造

(一)模型設(shè)定

為了檢驗宏觀經(jīng)濟因子對股票收益率橫截面的解釋能力，本文采用了Fama和Macbeth[10]提出的兩步法進行橫截面檢驗。第一步，使用檢驗資產(chǎn)組合收益率與風險因子的時間序列，估計資產(chǎn)i對所有風險因子的貝塔系數(shù)。

(2)

(3)

(二)數(shù)據(jù)來源及變量構(gòu)造

國內(nèi)宏觀經(jīng)濟指標普遍存在數(shù)據(jù)種類多，可觀測時間序列較短問題?？紤]到可供選取的宏觀經(jīng)濟變量序列不等長，而最短的時間序列(AA級10年期公司債券收益率)從2007年5月開始，因此，本文選用了從2007年5月至2017年12月總計128個月的月度宏觀經(jīng)濟指標，包括1年期存款基準利率、10年期國債收益率、AA級10年期企業(yè)債收益率、居民消費價格指數(shù)(CPI)同比數(shù)據(jù)、工業(yè)增加值當月同比、社會消費品零售總額當月同比增長率。上述數(shù)據(jù)均來源于國家統(tǒng)計局官方網(wǎng)站。

本部分使用的宏觀因子總計10個，其構(gòu)造方式如下：

工業(yè)增加值同比(IP)是一個體現(xiàn)工業(yè)部門生產(chǎn)水平變動情況的經(jīng)濟指標，它既能衡量國內(nèi)總體經(jīng)濟狀況的變化，也是反映整體經(jīng)濟周期變化的主要標準。通過分析經(jīng)濟現(xiàn)象和觀察以往經(jīng)驗，基于工業(yè)增加值的變化會通過影響上市公司未來現(xiàn)金流進而影響上市公司的股票收益率這一原因，本文選用工業(yè)增加值同比這一指標作為股票收益率的解釋變量之一。

消費者物價指數(shù)(CPI)作為衡量整體宏觀經(jīng)濟中一般商品物價的代表性指標，反映消費支出的變化與社會大眾對商品及服務(wù)價格所愿意購買的數(shù)量與支付能力，也隱含著名義與實際生產(chǎn)數(shù)量之間的差距。通貨膨脹反映了消費物價指數(shù)的變化，進而影響期望現(xiàn)金流與折現(xiàn)率。考慮到這一影響，本文認為未預期通貨膨脹率與預期通貨膨脹率可以作為解釋股票收益率的風險因子。

未預期通脹率定義如下，其中I(t)是對數(shù)化CPI的一階差分。

UI(t)=I(t)-E[I(t)|t-1]

(4)

另一個關(guān)于通貨膨脹率的變量是預期下個月通貨膨脹率 E[I(t)|t-1]的一階差分：

DEI(t)=E[I(t+1)|t]-E[I(t)|t-1]

(5)

該序列也是市場未預期的變量，刻畫了通貨膨脹率信息流中未被UI反映的部分，即預期通貨膨脹率與非預期通貨膨脹率之間的一階殘差。

本文使用三個變量刻畫市場的風險溢價：違約價差(URP)、期限利差(UTS) 和市場組合收益率。違約價差和期限利差是反映宏觀經(jīng)濟周期的重要宏觀經(jīng)濟變量。

違約價差(URP)是AA級10年期公司債券收益率與10年期國債收益率之差：(2)Chen等將違約價差的變化定義為Baa級10年期公司債券收益率與10年期國債收益率之差。由于國內(nèi)的債券評級標準與國際標準存在某些差異，我們將具備AA級評級的公司債券視同Baa級10年期公司債券。

URP(t)=AA(t)-LGB(t)

(6)

其中,AA級10年期公司債券收益率是非頂級評級并且不可轉(zhuǎn)換的企業(yè)債組合的收益率。URP(t) 形式上并不是嚴格意義上的增長率，而是兩條收益率序列的差。但由于URP(t) 高度序列不相關(guān)，本文仍然將其作為重要的宏觀經(jīng)濟變量納入考察范圍。

期限利差(UTS)是1年期的國債收益率與10年期國債收益率之差：

UTS(t)=LGB(t)-TB(t-1)

(7)

其中，TB是1年期銀行活期存款基準利率。同樣的，在風險中性條件下E[UTS(t)|t-1]也必須嚴格等于零。該變量測量了長期國債的未到期收益率。消費是ICAPM模型中的重要狀態(tài)變量，模型假設(shè)總消費的變化率反映了效用最大化的代表投資者面對的投資機會集的變化，因此，構(gòu)成了股票市場中系統(tǒng)性風險的來源。本文也使用了實際消費增長率(CG)作為反映宏觀經(jīng)濟運行狀況的因子之一。除此之外，本文還引入了原油價格，原油價格是否影響股票市場收益率和資產(chǎn)定價是存在爭議的。為了檢驗這一命題，以及評估使用大宗商品市場價格替換其他宏觀經(jīng)濟變量的可行性，本文使用南華工業(yè)品價格指數(shù)(COM)作為反映生產(chǎn)過程中投入的變量。

在已有文獻中，工業(yè)用電量月度同比增長率(Power)和企業(yè)中長期貸款同比增長率(Loans)作為工業(yè)總產(chǎn)出的替代變量，這么做的目的在于工業(yè)用電量數(shù)據(jù)真實可靠，測量誤差較小，而銀行貸款目前仍是中國企業(yè)最重要的融資方式，是反映企業(yè)投資行為的理想替代變量。房地產(chǎn)投融資指標在最近十年是影響中國家庭及個人投資行為的重要外生因素，也是反映經(jīng)濟運行景氣程度的重要先行指標。因此，本文使用房地產(chǎn)開發(fā)投資額同比(HS)作為反映房地產(chǎn)投融資活躍程度的宏觀經(jīng)濟變量。

本文的主要目標是檢驗宏觀經(jīng)濟變量與股票收益率之間的關(guān)系，但由于大多數(shù)宏觀經(jīng)濟變量在時間序列上具有平滑和高度平穩(wěn)的特性，在較短的時期內(nèi)，這些變量并不能夠捕捉股票市場中的所有信息。與宏觀經(jīng)濟變量相比，市場指數(shù)收益率(RMKT(t))帶有很強的噪聲，并且兩者之間弱相關(guān)，那么市場指數(shù)收益率就可以彌補這一部分缺失的信息。但將市場指數(shù)收益率納入變量集也會讓我們更容易找到橫截面上資產(chǎn)組合收益率與市場組合收益率序列之間的強關(guān)聯(lián)，而不是其他宏觀經(jīng)濟因子。

與Chen等[7]僅僅使用市值作為唯一排序標準不同，本文構(gòu)造檢驗資產(chǎn)投資組合的過程依舊以Fama和French[11]為參考，使用A股上市公司的年報和收益率數(shù)據(jù)，對所有股票按照兩種以上的公司特征雙向排序，構(gòu)造了96個待檢驗的資產(chǎn)投資組合。如在構(gòu)造規(guī)模-賬面市值比2×3組合時，我們將第t年6月末的公司市值定義為公司規(guī)模，賬面市值比則為上一會計年度公司的股權(quán)賬面價值除以上一年12月末的公司市值；將所有上市公司按規(guī)模從小到大進行排列，并取中位數(shù)，將所有上市公司分為兩組。之后在每個組內(nèi)的股票按照賬面市值比由低到高分為3組，最終組成6個投資組合；以此分組依據(jù)，計算出每個投資組合內(nèi)的平均收益率(按總市值加權(quán))。需要注意的是，我們會在每年6月使用當年度新的年報數(shù)據(jù)重復上述過程，新一年度的6個投資組合并假設(shè)投資者持有一年。

為了與被解釋變量的時間長度相匹配，橫截面回歸中的被解釋變量由2007年5月到2017年12月滬深兩市的全部A股按公司基本面特征排序得到的組合月度收益率數(shù)據(jù)構(gòu)成。為了排除一些上市公司股票的異常波動影響，樣本中剔除了ST公司。股票數(shù)據(jù)從銳思(RESSET)金融數(shù)據(jù)庫中提取。

根據(jù)Lewellen等[12]對橫截面上資產(chǎn)定價模型檢驗的建議，本文使用了盡可能多的資產(chǎn)組合作為檢驗資產(chǎn)，目的在于回歸檢驗中制造更多噪音，同時加入了行業(yè)月度收益率，這樣可以更全面地代表中國A股市場，保持整體性。這96個資產(chǎn)組合包括了按照公司特征雙向交叉和三向交叉排序得到的組合，本文選擇公司特征包括：公司規(guī)模、賬面市值比、ROA(資產(chǎn)回報率)、動量和AG(資本增長率)，并對其按照二等分、三等分和四等分等操作，交叉得到若干個投資組合的月度收益率時間序列，分別為規(guī)模-賬面市值比2×3組合、規(guī)模-ROA2×3組合、規(guī)模-動量2×2組合、規(guī)模-AG2×3組合、規(guī)模-動量-AG排序2×4×4組合、規(guī)模-動量-ROA排序2×3×3組合、規(guī)模-賬面市值比-AG排序2×4×2組合，以及農(nóng)林牧漁業(yè)、采礦業(yè)、制造業(yè)、電力、熱力、燃氣及水生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)、建筑業(yè)、批發(fā)和零售業(yè)、交通運輸、倉儲和郵政業(yè)、住宿和餐飲業(yè)、信息傳輸、軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)、金融業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)、租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)、科學研究和技術(shù)服務(wù)業(yè)、水利、環(huán)境和公共設(shè)施管理業(yè)、文化、體育和娛樂業(yè)和綜合行業(yè)的月度收益率。另外，居民服務(wù)、修理和其他服務(wù)業(yè)以及衛(wèi)生和社會工作業(yè)由于觀測區(qū)間過短而被剔除。

表1和表2分別介紹了各個宏觀經(jīng)濟因子的描述性統(tǒng)計和相關(guān)系數(shù)。其中，除了未預期通貨膨脹率與預期通貨膨脹率之間相關(guān)系數(shù)較高之外，其他因子之間的相關(guān)系數(shù)均在一個可接受范圍內(nèi)，這與兩個通貨膨脹率因子之間的構(gòu)造方式有關(guān)。

表1 宏觀經(jīng)濟因子的描述性統(tǒng)計

表2 宏觀經(jīng)濟指標之間的相關(guān)系數(shù)

五、實證結(jié)果與分析

由于篇幅所限，在第一步時間序列回歸中，宏觀經(jīng)濟指標的整體顯著性較低，在96個投資組合中，期限利差因子在68個組合中通過了顯著性檢驗，其余四個因子通過顯著性檢驗的組數(shù)均未通過半數(shù)，出現(xiàn)這種現(xiàn)象可能的解釋是工業(yè)增加值同比因子、預期通貨膨脹因子、未預期通貨膨脹因子以及違約價差因子均不能解釋股票收益率在時間序列上的變化，或者說這四個因子在時間序列分析上對股票收益率的預測能力較弱。而期限利差因子對股票收益率的預測能力強于其他四個因子，這反映了利率水平對股票收益率變化的影響。因此, 我們需要進行第二步截面回歸, 檢查因子載荷的水平不同是否導致各股票組合平均收益率水平不同。 由于在第一步的時間序列回歸中,所有的因子都或多或少表現(xiàn)出顯著性，在第二步中，本文以每組收益率序列的平均值作為被解釋變量, 采用第一步中得到的回歸系數(shù)作為解釋變量進行橫截面回歸檢驗。表3給出的是第二步橫截面回歸的結(jié)果，表3中的模型2是Fama-French三因子模型的估計結(jié)果，其中只有規(guī)模因子顯著。在接下來的分析中，我們主要將其作為其他宏觀經(jīng)濟多因子模型的參照。

根據(jù)表3的結(jié)果顯示，模型3是包含全部宏觀經(jīng)濟因子的中國A股市場的宏觀多因子定價模型，具體表現(xiàn)形式如下，其中，除了南華工業(yè)品指數(shù)(COM)未通過顯著性水平檢驗之外，其余的因子均在1%的顯著性水平上通過了t檢驗，其中，未預期通貨膨脹率(UI)的t值高達13.440。這與其他文獻得到的結(jié)論相一致，Boons等[13]使用美國市場數(shù)據(jù)同樣發(fā)現(xiàn)通貨膨脹率因子在橫截面上可以成為定價因子。在國內(nèi)的股票市場，UI代理的通貨膨脹率風險也是影響橫截面上收益率差異的系統(tǒng)性風險。這一點具有普適性。

Rt=α-0.014FIP+0.021FUI-0.008FDEI-0.002FURP-0.006FUTS-0.068FCG-0.003FCOM+εt

(8)

從符號上看，只有未預期通貨膨脹率(UI)的因子風險溢價是正的，其敏感系數(shù)的月度估計值是0.021，這說明未預期通貨膨脹率是投資者需要規(guī)避的系統(tǒng)性風險。而工業(yè)增加值同比(IP)、違約價差(URP)、期限利差(UTS)、預期通貨膨脹率(DEI)和總消費增長率(CG)等都為投資者提供了一定程度上的對沖，即投資者持有對這些因子具有高風險暴露程度的組合有利于其跨期消費平滑。其中，總消費增長率因子提供的對沖達到每月0.068。同時，大部分因子在橫截面回歸中顯著，而且其定價誤差在96個組合上顯著為零，除了模型9之外的所有宏觀因子模型在GRS檢驗中的表現(xiàn)要比Fama-French三因子模型(模型2)更優(yōu)異。

表3 宏觀經(jīng)濟多指標模型實證結(jié)果

注：小括號內(nèi)是相應(yīng)的 t 值，中括號內(nèi)給出的GRS統(tǒng)計量的P值。*表示在 10% 的顯著性水平上顯著；**表示在 5% 的顯著性水平上顯著；***表示在 1% 顯著性水平上顯著。(表4同)

為了尋找更為精簡的因子結(jié)構(gòu)，模型3—模型9逐漸減少因子個數(shù)。比較模型3和模型4，當大宗商品指數(shù)收益率因子(COM)被剔除后，GRS統(tǒng)計量達到最高值2.330。模型6進一步將與非預期通貨膨脹率(UI)高度負相關(guān)的預期通貨膨脹率(DEI)剔除后，其在橫截面上的表現(xiàn)并沒有發(fā)生顯著變化,其因子結(jié)構(gòu)最為精簡，并且符合經(jīng)濟學直覺：結(jié)合前文中貼現(xiàn)現(xiàn)金流模型，我們可以將未預期通貨膨脹率(UI)和工業(yè)增加值同比(IP)的顯著性歸結(jié)于它們對期望現(xiàn)金流變化的影響。期望現(xiàn)金流對名義和實際的宏觀經(jīng)濟變量的變動都比較敏感。例如，期望通貨膨脹率的變動將會影響名義的期望現(xiàn)金流，以及名義利率。如果經(jīng)濟體中所有資產(chǎn)的定價都是名義的，那么價格水平的非預期變動將對所有資產(chǎn)的定價產(chǎn)生系統(tǒng)性的影響。只要貼現(xiàn)率或者風險溢價并不捕捉工業(yè)產(chǎn)出變動，期望的實際產(chǎn)出變動將影響現(xiàn)金流當下的價值，這也是通過影響資產(chǎn)在未來產(chǎn)生的現(xiàn)金流實現(xiàn)的。

另一方面，違約價差(URP)和期限利差(UTS)的變動通過影響折現(xiàn)率變動決定股票的價格。因而在A股市場，未預期通貨膨脹率以及實際工業(yè)增加值都是投資者真正需要擔心的系統(tǒng)性風險來源，但并不是唯一的風險來源。因為由違約價差(URP)和期限利差(UTS)代理的折現(xiàn)率風險也可以成為定價因子，將這兩個因子剔除后的模型9在橫截面上解釋能力的大幅下降印證了這一點。

表4將市場因子與除總消費增長率(CG)和南華工業(yè)品指數(shù)(COM)之外的多個宏觀因子與市場因子(mkt-rf)組成兩(或者多)因子模型，并且加入了代表中國經(jīng)濟運行特點的三個變量：工業(yè)用電量月度同比(Power)、企業(yè)中長期貸款增長率(Loans)和房地產(chǎn)開發(fā)投資額同比(HS)，這類模型設(shè)置是基于Merton提出的ICAPM，假設(shè)資產(chǎn)收益率服從條件正態(tài)分布，得到一個多因子模型：市場因子構(gòu)成其中一個因子，狀態(tài)變量構(gòu)成其他因子。后者可以滿足投資者對沖未來的投資機會集變動風險的需要。

比較模型1和模型2，剔除了商品因子(南華工業(yè)品價格指數(shù)COM)顯著提高了橫截面的解釋能力，模型2的GRS統(tǒng)計量從1.723提高到1.911，但是違約價差(URP)不再顯著，自然地，在模型3中將違約價差(URP)剔除。由于預期通貨膨脹率因子(DEI)與非預期通貨膨脹率因子(UI)高度相關(guān)，在模型4中將預期通貨膨脹率因子(DEI)刪掉，宏觀經(jīng)濟因子逐步減至4個，GRS統(tǒng)計量進一步提高至2.098。模型5將消費增長率因子(CG)剔除后，模型解釋能力并沒有發(fā)生顯著變化。但如果將期限價差(UTS)這一反映期限結(jié)構(gòu)斜率的因子排除后，模型6對橫截面的解釋能力銳減。因此，可以看出模型4的定價誤差最小，代表著最精簡的定價因子結(jié)構(gòu)：

Rt=0.008FRm-0.028FYP+0.023FUI-0.007FUTS-0.051FCG+εt

(9)

模型7和模型8將模型4和模型5中的工業(yè)增加值同比(IP)替換成反映中國工業(yè)經(jīng)濟活躍程度的宏觀經(jīng)濟因子：工業(yè)用電量月度同比(Power)、企業(yè)中長期貸款增長率(Loans)和房地產(chǎn)開發(fā)投資額當月同比 (HS)。模型7的表達式:

Rt=0.025FUI-0.007FUTS-0.042FPower+εt

(10)

模型8的表達式:

Rt=0.013FUI-0.004FUTS-0.051FCG-0.041FPower-0.042FLoans+0.035FHS+εt

(11)

模型7與模型8中加入了新的代表中國經(jīng)濟特點的新變量之后，雖然新加入的因子通過了顯著性檢驗，但GRS統(tǒng)計量卻比模型4和模型5的結(jié)果低，定價能力略差于最優(yōu)的模型4和模型5。

表4 加入新指標后的宏觀經(jīng)濟多指標模型實證結(jié)果

綜合表3與表4給出的橫截面回歸結(jié)果，可以得到以下幾個結(jié)論：第一，絕大部分的宏觀經(jīng)濟因子可以作為系統(tǒng)性風險來源成為定價因子。其中，工業(yè)增加值同比(IP)、非預期通貨膨脹率(UI)、預期通貨膨脹率(DEI)、違約價差(URP)、期限利差(UTS)在兩類模型中均保持穩(wěn)健的顯著性，工業(yè)增加值同比(IP)捕捉了整體市場預期現(xiàn)金流的變動，通貨膨脹率因子既能影響預期現(xiàn)金流的變化也能影響實際折現(xiàn)率的變化，期限利差(UTS)代表的是無風險利率的期限結(jié)構(gòu)，與違約價差(URP)共同通過折現(xiàn)率影響資產(chǎn)的價格。綜上所述，宏觀經(jīng)濟因子的風險溢價符合股利貼現(xiàn)模型給出的經(jīng)濟學直覺。第二，兩類多因子定價模型中找到的最優(yōu)因子結(jié)構(gòu)的定價誤差比Fama-French三因子模型更低，這說明了Fama-French三因子模型中的規(guī)模因子和價值因子可以被宏觀經(jīng)濟多因子替代。第三，CAPM中的市場因子在所有的模型中均不顯著，并且將其加入純宏觀經(jīng)濟因子模型中反而降低了對橫截面差異的解釋能力，因此，市場因子的解釋效力也可以被其他宏觀經(jīng)濟因子取代。第四，新加入的三個因子——工業(yè)用電量月度同比(Power)、企業(yè)中長期貸款增長率 (Loans)和房地產(chǎn)開發(fā)投資額當月同比 (HS)并沒有顯著提高對未來現(xiàn)金流變化的解釋效力，但在模型中均通過了顯著性檢驗，表明這三個因子也可以作為解釋股票橫截面差異的定價因子。

六、結(jié) 論

本文研究了國內(nèi)主要宏觀經(jīng)濟指標是否可以作為定價因子決定股票資產(chǎn)的期望收益率，參考了Chen等[7]提出的經(jīng)典宏觀五因子模型，構(gòu)造了工業(yè)增加值同比、非預期通貨膨脹率、預期通貨膨脹率、信用價差、期限利差、總消費增長率和大宗商品指數(shù)收益率等七個宏觀經(jīng)濟指標作為風險因子的宏觀多因子定價模型。結(jié)果顯示，除大宗商品指數(shù)收益率外的六個宏觀經(jīng)濟因子在橫截面回歸中均通過了顯著性檢驗。與Chen等[7]結(jié)論類似，除了大宗商品指數(shù)收益率之外的宏觀經(jīng)濟因子都能系統(tǒng)地決定股票資產(chǎn)的期望收益率。其中，非預期通貨膨脹率解釋效力最為顯著，且具有正向的風險價格。

以工業(yè)增加值同比、非預期通貨膨脹率、信用價差、期限利差和總消費增長率為解釋變量的多因子模型具有比Fama-French三因子模型更低的定價誤差和對股票收益率橫截面差異有更強的解釋效力。引入可以反映國內(nèi)經(jīng)濟活躍程度的三個特殊因子之后，結(jié)果顯示工業(yè)用電量月度同比(Power)、企業(yè)中長期貸款增長率(Loans)和房地產(chǎn)開發(fā)投資額同比(HS)可以成為傳統(tǒng)工業(yè)增加值的替代變量，但并沒有顯著改善模型的解釋效力。這些因子決定股票資產(chǎn)的期望收益率的途徑與股利貼現(xiàn)模型給出的模型預測是一致的。另外，經(jīng)典的市場因子在所有多因子模型中都是統(tǒng)計不顯著的，也不能改善模型對橫截面差異的解釋能力，因此，并沒有提供比宏觀經(jīng)濟因子模型更多的定價信息。綜上所述，宏觀經(jīng)濟因子構(gòu)成的因子結(jié)構(gòu)比Fama-French三因子所代表的基本面因子結(jié)構(gòu)更好地解釋了期望收益率在橫截面上的差異，并具有更豐富的經(jīng)濟學含義。