□文/杜寒玉

（天津財(cái)經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院 天津）

［提要］本文選取2009年5月至2019年4月滬深A(yù)股市場(chǎng)月度收益率數(shù)據(jù)，對(duì)Fama-French五因子模型中的盈利因子與投資因子在我國(guó)股市的定價(jià)能力進(jìn)行實(shí)證研究。研究發(fā)現(xiàn)：我國(guó)股市存在盈利效應(yīng)和投資效應(yīng)。盈利效應(yīng)表現(xiàn)為股票收益率隨著公司盈利能力的增強(qiáng)而升高，且在規(guī)模越大的公司股票中表現(xiàn)越明顯；投資效應(yīng)表現(xiàn)不明顯，主要表現(xiàn)為投資水平最為激進(jìn)的公司的股票收益率出現(xiàn)下跌。我國(guó)股市中盈利因子具有較強(qiáng)的定價(jià)能力；投資因子具有定價(jià)能力，但不穩(wěn)定。

一、文獻(xiàn)綜述

股票預(yù)期收益率由哪些因素決定是資產(chǎn)定價(jià)領(lǐng)域中的重要一環(huán)，國(guó)際上對(duì)該領(lǐng)域的研究始終由資本市場(chǎng)發(fā)達(dá)國(guó)家所主導(dǎo)；而較之發(fā)達(dá)國(guó)家的百年資本市場(chǎng)史，我國(guó)股市經(jīng)歷時(shí)間較短。隨著我國(guó)多層次資本市場(chǎng)的不斷完善與開放，我國(guó)資本市場(chǎng)的定價(jià)模式如何？市場(chǎng)定價(jià)是否有效？

國(guó)際資本市場(chǎng)中的資產(chǎn)定價(jià)模型發(fā)展較為成熟。Sharpe（1964）等學(xué)者在投資組合理論基礎(chǔ)之上提出資本資產(chǎn)定價(jià)模型（CAPM）。Fama和French（1993）在CAPM基礎(chǔ)之上加入規(guī)模因子與價(jià)值因子，提出經(jīng)典的三因子模型。經(jīng)過大量學(xué)者檢驗(yàn)，F(xiàn)ama-French三因子模型在我國(guó)股市具有一定的適用性。隨著實(shí)證金融的發(fā)展，大量異象與因子被“挖掘”。Hou等（2015）根據(jù)Tobin的q理論和公司金融學(xué)中的凈現(xiàn)值原則，提出包含市場(chǎng)因子、投資因子、規(guī)模因子和盈利因子的q因子模型。Fama和French（2015）受現(xiàn)金流量貼現(xiàn)理論與公司價(jià)值理論啟發(fā)，將盈利和投資兩個(gè)因子加入到他們的三因子模型中，提出Fama-French五因子模型?？梢姡顿Y與盈利的定價(jià)能力在美國(guó)股市已達(dá)成共識(shí)，但在我國(guó)卻不盡然。趙勝民等（2016）、馬勇等（2019）發(fā)現(xiàn)盈利因子和投資因子是冗余因子，認(rèn)為Fama-French三因子模型比Fama-French五因子模型更優(yōu)。高春亭等（2016）認(rèn)為盈利因子和投資因子具有定價(jià)能力。綜上，學(xué)界基本認(rèn)同F(xiàn)ama-French三因子模型在我國(guó)股市的有效性，對(duì)于Fama-French五因子模型中的盈利與投資兩個(gè)因子的有效性爭(zhēng)論較多。

本文運(yùn)用2009年5月至2019年4月中國(guó)A股市場(chǎng)月度收益率數(shù)據(jù)，基于前人對(duì)盈利、投資兩個(gè)因子有效性的分歧，研究盈利因子與投資因子在我國(guó)股市的定價(jià)能力?？蔀橥顿Y者的投資決策、基金的績(jī)效評(píng)價(jià)和監(jiān)管部門的監(jiān)管方向提供借鑒。

二、理論基礎(chǔ)

Fama和French（2015）根據(jù)公司市值估值模型推導(dǎo)出股票收益率可由三個(gè)公司基本面因素：賬面市值比、盈利能力和投資水平來解釋。并選取的代表盈利和投資的代理變量加入到Fama-French三因子模型中，構(gòu)建了如下五因子模型：

式（1）中：Rit-Rft為在t期股票組合i的超額收益率，下文稱之為L(zhǎng)HS（Left-Hand-Side）投資組合。αi是截距項(xiàng)；βi用來測(cè)度系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)；Rmt-Rft為市場(chǎng)因子，SMBt為規(guī)模因子，HMLt為價(jià)值因子，RMWt為盈利因子，CMAt為投資因子。以上五個(gè)因子下文稱之為RHS（Right-Hand-Side）因子組合。εit是回歸殘差項(xiàng)。βi、si、hi、ri和ci表示股票組合在各個(gè)因子上的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)程度。本文根據(jù)以上模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

三、數(shù)據(jù)處理與組合構(gòu)建

（一）數(shù)據(jù)處理。公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)和股票收益率數(shù)據(jù)來自國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫，研究樣本選取2009年5月至2019年4月A股股票月收益率。無風(fēng)險(xiǎn)利率選擇一年期銀行定期存款利率（%）。本文依次剔除：（1）IPO后前六個(gè)月的數(shù)據(jù)（包括上市當(dāng)月）。（2）ST等被交易所特殊標(biāo)記的股票。（3）賬面價(jià)值為負(fù)的股票。（4）金融類公司股票。（5）年度停牌天數(shù)超過20天的股票該年份數(shù)據(jù)。（6）累計(jì)停牌日大于200天的股票。

（二）LHS投資組合構(gòu)造。在每年4月底，將樣本中股票獨(dú)立地按照t-1年12月底的流通市值大小分成5個(gè)規(guī)模組合，再獨(dú)立地按照t-1年12月底的賬面市值比高低分成5個(gè)組合，然后按照規(guī)模-賬面市值比（Size-B/M）交叉分組，得到25個(gè)投資組合。規(guī)模-利潤(rùn)（Size-OP），規(guī)模-投資（Size-Inv）的分組方式同理，營(yíng)業(yè)利潤(rùn)取t-1年12月底的營(yíng)業(yè)利潤(rùn)總額除以所有者權(quán)益合計(jì)；投資取t-1年12月底相對(duì)于t-2年12月底的總資產(chǎn)增長(zhǎng)率。在研究區(qū)間內(nèi)計(jì)算各個(gè)組合的流通市值加權(quán)月收益率與無風(fēng)險(xiǎn)利率之差，得到各組平均月超額收益率。

分組結(jié)果顯示，股票收益率隨著規(guī)模的增大而下降，我國(guó)股市規(guī)模效應(yīng)明顯；股票收益率隨著賬面市值比的升高而上升，我國(guó)股市價(jià)值效應(yīng)明顯。除規(guī)模小組外，其他規(guī)模組的平均超額收益率隨著公司盈利能力的增強(qiáng)而上升，即盈利效應(yīng)。規(guī)模小組則表現(xiàn)出了隨著盈利能力的增強(qiáng)，平均超額收益率反而下降的趨勢(shì)。公司投資水平與平均超額收益率的關(guān)系并不明顯，但投資水平最為激進(jìn)的股票組合的平均超額收益率出現(xiàn)了斷崖式下降。在規(guī)模小組中，表現(xiàn)出隨著投資水平愈發(fā)激進(jìn)，平均超額收益率下降的趨勢(shì)，即投資效應(yīng)。在規(guī)模大組中則表現(xiàn)出反向的投資效應(yīng)，即平均超額收益率隨著投資水平的愈發(fā)激進(jìn)而上升。綜上，我國(guó)股市存在盈利效應(yīng)，且在大規(guī)模股票中更加明顯。投資效應(yīng)不明顯，表現(xiàn)出帶有翹尾的反向投資效應(yīng)。

（三）RHS因子組合的構(gòu)造。因子構(gòu)造方式采用2×3交叉分組。在每年4月底，把樣本中的股票獨(dú)立地按照流通市值的50%分位數(shù)分成規(guī)模小組（S）和規(guī)模大組（B）。再把樣本中全部股票獨(dú)立地根據(jù)賬面市值比、盈利能力和投資水平的30%、70%分位數(shù)分成三組，得到賬面市值比低（L）、中（N）和高（H）三組；盈利能力弱（W）、一般（N）和強(qiáng)（R）三組；投資水平激進(jìn)（A）、中性（N）和保守（C）三組，最后用規(guī)模分組分別與賬面市值比分組、盈利能力分組、投資水平分組進(jìn)行交叉分組。因子構(gòu)造方式見表1。（表1）

表1 RHS 2×3因子組合構(gòu)造一覽表

（四）因子描述性統(tǒng)計(jì)。由因子描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果可知，市場(chǎng)因子的平均值為0.56%，標(biāo)準(zhǔn)差為7.20，大于其他因子的標(biāo)準(zhǔn)差，反映了我國(guó)股市波動(dòng)劇烈的特征。SMB因子的平均值為0.69%，在所有因子平均值的絕對(duì)值中最高，說明我國(guó)股市規(guī)模效應(yīng)明顯。HML因子平均值的絕對(duì)值最小，為0.09%。RMW、CMA因子的平均值相對(duì)較小，分別為-0.18%、0.13%，說明我國(guó)股市盈利效應(yīng)、投資效應(yīng)較弱。

四、實(shí)證分析

（一）平穩(wěn)性檢驗(yàn)。為防止數(shù)據(jù)不平穩(wěn)給回歸分析帶來偽回歸問題，本文通過PP檢驗(yàn)判別時(shí)間序列是否平穩(wěn)。結(jié)果表明，五因子PP檢驗(yàn)的Z（t）統(tǒng)計(jì)量均位于-3.68～-4.66之間，均小于1%顯著性水平下的臨界值（-3.50），表明時(shí)間序列相對(duì)平穩(wěn)。各個(gè)LHS投資組合同樣在1%顯著性水平下通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

（二）投資組合回歸分析。在2009年5月至2019年4月的

120個(gè)月中，使用2×3構(gòu)造的三因子和五因子對(duì)5×5LHS投資組合采用Newey-West估計(jì)法的普通最小二乘法進(jìn)行時(shí)間序列回歸，因篇幅限制，本文僅列示Size-B/M組合回歸結(jié)果。（表2）

表2 Size-B/M組合回歸結(jié)果一覽表

由表2可得，Size-B/M分組的截距項(xiàng)α在5%和10%的顯著性水平下，三因子模型分別有5個(gè)和8個(gè)顯著，五因子模型分別各有5個(gè)顯著，說明五因子模型在解釋股票收益率上更具優(yōu)勢(shì)。RMW因子的系數(shù)r差異較小，在5%顯著性水平下，有4個(gè)顯著；在10%顯著性水平下，有8個(gè)顯著。CMA因子的系數(shù)c沒有顯著變化幅度與趨勢(shì)，在5%顯著性水平下，有6個(gè)顯著；在10%顯著性水平下，有10個(gè)顯著。

在Size-OP分組中，五因子模型中截距項(xiàng)α顯著的個(gè)數(shù)少于三因子模型，五因子的解釋力度同樣優(yōu)于三因子。RMW因子的系數(shù)r變化幅度較明顯，系數(shù)隨著盈利能力的增強(qiáng)逐漸上升，表現(xiàn)出明顯的盈利效應(yīng)，且在規(guī)模越大的組中，系數(shù)變化幅度越大，說明盈利效應(yīng)在規(guī)模大組中表現(xiàn)更顯著。在5%顯著性水平下，系數(shù)有13個(gè)顯著；在10%顯著性水平下，系數(shù)有17個(gè)顯著，說明RMW因子對(duì)于股票收益率的解釋能力較強(qiáng)。CMA因子的系數(shù)c沒有顯著變化幅度與趨勢(shì)，在5%顯著性水平下，系數(shù)有7個(gè)顯著；在10%顯著性水平下，系數(shù)有8個(gè)顯著，說明CMA因子對(duì)股票收益率的解釋能力較弱。

在Size-Inv分組中，五因子模型中截距項(xiàng)α顯著的個(gè)數(shù)同樣少于三因子模型。RMW因子的系數(shù)r變化幅度較弱，在5%顯著性水平下，有3個(gè)顯著；在10%顯著性水平下，有5個(gè)顯著。CMA因子的系數(shù)c變化幅度顯著。在投資保守組中系數(shù)均顯著為正，在投資激進(jìn)組中系數(shù)呈現(xiàn)斷崖式下跌，說明投資效應(yīng)顯著。在5%顯著性水平下，系數(shù)有12個(gè)顯著；在10%顯著性水平下，系數(shù)有14個(gè)顯著，說明CMA因子對(duì)股票收益率具有解釋能力。綜上，根據(jù)不同的分組回歸可得，五因子模型優(yōu)于三因子模型，盈利因子和投資因子具有定價(jià)能力。

（三）模型有效性檢驗(yàn)。本文采取GRS檢驗(yàn)和Fama-French截距項(xiàng)檢驗(yàn)兩種方式檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷挠行浴RS檢驗(yàn)認(rèn)為資產(chǎn)定價(jià)模型的解釋能力隨著GRS統(tǒng)計(jì)量的下降而增強(qiáng)。Fama-French截距項(xiàng)檢驗(yàn)綜合考慮了回歸模型的截距項(xiàng)和投資組合收益率的偏離程度，包括三個(gè)檢驗(yàn)指標(biāo)。為對(duì)N個(gè)投資組合回歸截距項(xiàng)αi的絕對(duì)值取均值為投資組合i橫截面超額收益率離差的絕對(duì)值的平均值為投資組合i橫截面超額收益率的標(biāo)準(zhǔn)差。以上兩種檢驗(yàn)方法判斷模型有效性的標(biāo)準(zhǔn)總結(jié)為：四個(gè)檢驗(yàn)值越小，資產(chǎn)定價(jià)模型解釋能力越強(qiáng)。表3列示了不同的因子組合對(duì)5×5分組的LHS投資組合回歸的檢驗(yàn)結(jié)果。（表3）

表3 GRS檢驗(yàn)結(jié)果一覽表

由表3可知，每個(gè)面板中五因子模型的四個(gè)檢驗(yàn)值均小于三因子模型，說明五因子模型在我國(guó)股市更優(yōu)。在每個(gè)組合中，僅加入投資因子的四個(gè)檢驗(yàn)值要大于或等于僅加入盈利因子的檢驗(yàn)值，說明盈利因子的解釋能力強(qiáng)于投資因子。在Size-B/M組合和Size-OP組合中，五因子模型的四個(gè)檢驗(yàn)值要小于在三因子模型基礎(chǔ)之上僅加入盈利因子的值，投資因子具有定價(jià)能力。但在Size-Inv組合中，五因子模型的GRS值要大于僅加入盈利因子的值，投資因子似乎沒有增加模型的解釋力度。說明雖然五因子模型在各個(gè)檢驗(yàn)指標(biāo)上表現(xiàn)均優(yōu)于三因子模型，但投資因子解釋能力不穩(wěn)定。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)。為了檢驗(yàn)以上結(jié)論的穩(wěn)健性，本文對(duì)LHS投資組合與RHS因子組合采用不同的分組方式，進(jìn)行GRS檢驗(yàn)和Fama-French截距項(xiàng)檢驗(yàn)。其中，LHS投資組合采用2×4×4分組；RHS因子組合采用2×2分組。結(jié)果表明，GRS檢驗(yàn)和Fama-French截距項(xiàng)檢驗(yàn)不依賴于分組方式的不同，具有盈利因子與投資因子的五因子模型更加適用于我國(guó)股市。

五、結(jié)論

本文以2009年5月至2019年4月中國(guó)A股市場(chǎng)月度收益率數(shù)據(jù)為樣本，研究上市公司盈利因子、投資因子在我國(guó)股市的定價(jià)能力，得到結(jié)論如下：（1）我國(guó)股市具有盈利效應(yīng)和投資效應(yīng)。盈利效應(yīng)表現(xiàn)為股票收益率隨著公司盈利能力的增強(qiáng)而升高，且在規(guī)模越大的股票中表現(xiàn)越明顯；投資效應(yīng)表現(xiàn)最弱，主要表現(xiàn)為投資水平最為激進(jìn)的公司的股票收益率出現(xiàn)下跌。（2）在解釋股票橫截面收益率上，盈利因子、投資因子的定價(jià)能力依次下降。盈利因子具有較強(qiáng)的定價(jià)能力，投資因子的定價(jià)能力并不穩(wěn)定。相較于Fama-French三因子模型，包括盈利因子與投資因子的Fama-French五因子模型更加有效。