方毅 ?；?/p>

內(nèi)容提要：選取滬深兩市2001年第1季度至2020年第3季度所有上市A股的季度數(shù)據(jù)，通過(guò)構(gòu)建不同資產(chǎn)誤定價(jià)水平的投資組合，揭示了中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊對(duì)資產(chǎn)誤定價(jià)影響的非對(duì)稱性效應(yīng)。實(shí)證研究結(jié)果表明，在各個(gè)時(shí)期下，宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊對(duì)不同資產(chǎn)誤定價(jià)水平下投資組合績(jī)效的影響均具有非對(duì)稱效應(yīng)，且宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期正向沖擊的影響效果要大于負(fù)向沖擊。此外，相較于資產(chǎn)誤定價(jià)水平為零的股票，宏觀經(jīng)濟(jì)的超預(yù)期正向沖擊對(duì)資產(chǎn)價(jià)格被嚴(yán)重高估或低估的股票影響程度較小，因此市場(chǎng)上出現(xiàn)的資產(chǎn)誤定價(jià)現(xiàn)象并不完全是宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期發(fā)展引發(fā)的結(jié)果，而更有可能是由股票市場(chǎng)自身的特征所導(dǎo)致的。基于此，進(jìn)一步提出繼續(xù)深化改革金融市場(chǎng)進(jìn)程、規(guī)范和完善金融市場(chǎng)體系等政策建議。

一、 引 言

資產(chǎn)誤定價(jià)是指股票價(jià)格偏離其內(nèi)在基礎(chǔ)價(jià)值的現(xiàn)象，是資本市場(chǎng)中長(zhǎng)期存在的異象之一。資產(chǎn)誤定價(jià)的出現(xiàn)使得資產(chǎn)價(jià)格不能真實(shí)地反映其價(jià)值，從而誤導(dǎo)了市場(chǎng)參與者的投資判斷，不利于資本市場(chǎng)內(nèi)資本的有效配置，阻礙了金融市場(chǎng)的平衡發(fā)展，而金融市場(chǎng)的不穩(wěn)定性最終又會(huì)引發(fā)宏觀經(jīng)濟(jì)的劇烈震蕩。目前，有關(guān)資產(chǎn)誤定價(jià)影響因素的研究，已經(jīng)成為國(guó)內(nèi)外學(xué)者和經(jīng)濟(jì)政策部門(mén)關(guān)注的熱點(diǎn)課題；其中，宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊對(duì)資產(chǎn)誤定價(jià)水平是否存在影響作用，其是否助推了資產(chǎn)誤定價(jià)的產(chǎn)生等問(wèn)題一直是存在爭(zhēng)議的話題。在國(guó)外現(xiàn)有的研究中，部分學(xué)者認(rèn)為宏觀經(jīng)濟(jì)是資產(chǎn)誤定價(jià)產(chǎn)生的內(nèi)在驅(qū)動(dòng)力，他們提出當(dāng)宏觀經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度高于無(wú)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)提供的實(shí)際回報(bào)率(Aoki，2014)，或市場(chǎng)參與者對(duì)未來(lái)經(jīng)濟(jì)具有良好預(yù)期(Hommes等，2008)時(shí)，資產(chǎn)價(jià)格偏離內(nèi)在基礎(chǔ)價(jià)值的現(xiàn)象就會(huì)產(chǎn)生。

但是值得注意的是，不同國(guó)家之間因市場(chǎng)發(fā)展程度的差異導(dǎo)致宏觀經(jīng)濟(jì)信息對(duì)資本市場(chǎng)的影響效果及其內(nèi)在作用機(jī)制各有不同。區(qū)別于國(guó)外較為成熟的金融市場(chǎng)，中國(guó)股票市場(chǎng)作為新興金融市場(chǎng)的代表具有以下特點(diǎn)：市場(chǎng)中缺乏經(jīng)驗(yàn)的個(gè)體投資者所占的比重較高，個(gè)體投資者易受市場(chǎng)情緒的影響，在股市交易的過(guò)程中具有明顯的投機(jī)成分和非理性特征(Kumar和Lee，2006)。同時(shí)由于中國(guó)股票市場(chǎng)起步較晚，股市的運(yùn)作仍處在規(guī)范和完善的過(guò)程中，對(duì)股市的監(jiān)管力度有待加強(qiáng)，市場(chǎng)中可能存在信息披露不足或操縱價(jià)格等違規(guī)行為。這些市場(chǎng)因素可能導(dǎo)致中國(guó)股市微觀結(jié)構(gòu)與宏觀經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)相背離，出現(xiàn)股市逆經(jīng)濟(jì)周期運(yùn)行的現(xiàn)象。在此背景下，中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊與金融市場(chǎng)中資產(chǎn)誤定價(jià)之間究竟存在什么樣的關(guān)系，宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊是否影響以及如何影響資產(chǎn)誤定價(jià)等問(wèn)題值得深入探討，這對(duì)于正確認(rèn)知股市泡沫、有效監(jiān)管金融市場(chǎng)、保證現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)與金融發(fā)展持續(xù)平穩(wěn)運(yùn)行等方面具有重要意義。

為了回答以上問(wèn)題，本文通過(guò)構(gòu)建不同資產(chǎn)誤定價(jià)水平的投資組合，并運(yùn)用非對(duì)稱性回歸模型，深入分析了在中國(guó)以中小投資者為主體的情緒驅(qū)動(dòng)型股票市場(chǎng)中宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊對(duì)資產(chǎn)誤定價(jià)形成前后的作用機(jī)制，同時(shí)考察了宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊與不同資產(chǎn)誤定價(jià)之間存在的非對(duì)稱性影響的特征差異。本文的研究一方面豐富了現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)資產(chǎn)誤定價(jià)現(xiàn)象的理論探討，具有一定的理論意義；另一方面對(duì)于創(chuàng)新和完善宏觀調(diào)控，保持中國(guó)金融穩(wěn)定與宏觀經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展具有實(shí)踐意義。

二、 文獻(xiàn)綜述

有關(guān)資產(chǎn)誤定價(jià)與宏觀經(jīng)濟(jì)關(guān)系的文獻(xiàn)中，Tirole(1985)采用包含資本積累和各種類型租金的世代交疊模型，闡述了資產(chǎn)價(jià)格泡沫存在的充分必要條件。他認(rèn)為，泡沫擠出了生產(chǎn)性儲(chǔ)蓄，其增長(zhǎng)速度無(wú)法超過(guò)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度，因此泡沫的存在取決于無(wú)泡沫經(jīng)濟(jì)中漸進(jìn)增長(zhǎng)率和利率之間的比較。在此基礎(chǔ)上，Grossman和Yanagawa(1993)進(jìn)一步分析了內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型下資產(chǎn)價(jià)格泡沫產(chǎn)生的機(jī)制，他們提出，資產(chǎn)泡沫可以存在于具有內(nèi)生增長(zhǎng)的經(jīng)濟(jì)體中需要滿足以下兩個(gè)條件：一是泡沫不太大，二是無(wú)泡沫經(jīng)濟(jì)中的均衡增長(zhǎng)率超過(guò)利率。Caballero和Hammour(2002)以19世紀(jì)80年代和19世紀(jì)90年代的美國(guó)為案例，分析了投機(jī)性經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中催生資產(chǎn)價(jià)格泡沫的過(guò)程。他們將這種現(xiàn)象解釋為一種基于對(duì)未來(lái)投資資金的樂(lè)觀態(tài)度的基礎(chǔ)上，具有低效率資本成本的高估均衡，且高估均衡可能以股市泡沫的形式出現(xiàn)。與傳統(tǒng)的非生產(chǎn)性資產(chǎn)泡沫不同，該模型中的泡沫鼓勵(lì)實(shí)際投資，促進(jìn)長(zhǎng)期儲(chǔ)蓄，并可能出現(xiàn)在動(dòng)態(tài)有效的經(jīng)濟(jì)體中。Aoki等(2014)通過(guò)構(gòu)建一個(gè)經(jīng)濟(jì)模型，得出了當(dāng)無(wú)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)提供的實(shí)際回報(bào)率低于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率時(shí)，資產(chǎn)價(jià)格泡沫均衡存在的結(jié)論。以上學(xué)者均從經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的角度出發(fā)，認(rèn)為一部分儲(chǔ)蓄形成資產(chǎn)投入，從而使得市場(chǎng)資產(chǎn)價(jià)格偏離實(shí)際基礎(chǔ)價(jià)值。

此外，Hommes等(2008)通過(guò)設(shè)計(jì)一個(gè)受控的實(shí)驗(yàn)環(huán)境，分析了資產(chǎn)誤定價(jià)產(chǎn)生的內(nèi)在驅(qū)動(dòng)力；他們提出：市場(chǎng)參與者對(duì)未來(lái)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的良好預(yù)期推動(dòng)了資產(chǎn)價(jià)格偏離基礎(chǔ)價(jià)值，說(shuō)明宏觀經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)面的正反饋預(yù)期機(jī)制是資產(chǎn)誤定價(jià)產(chǎn)生的重要影響因素。顧鵬(2015)認(rèn)為宏觀經(jīng)濟(jì)中產(chǎn)出超預(yù)期的正面沖擊促進(jìn)了實(shí)體經(jīng)濟(jì)資產(chǎn)支出的增加，提高了市場(chǎng)參與者對(duì)未來(lái)經(jīng)濟(jì)前景的樂(lè)觀預(yù)期，從而驅(qū)使股票價(jià)格向上偏離其基礎(chǔ)價(jià)值；其中，產(chǎn)出指標(biāo)通常用GDP表示。周念林(2014)以美國(guó)金融市場(chǎng)為例，提出過(guò)度金融化的市場(chǎng)是促使資產(chǎn)價(jià)格泡沫拉升型膨脹的重要因素。鄧創(chuàng)等(2016)通過(guò)實(shí)證結(jié)果表明，宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊對(duì)金融穩(wěn)定性具有穩(wěn)定的影響作用。張一等(2017)以美國(guó)、德國(guó)、法國(guó)、英國(guó)和中國(guó)股票市場(chǎng)為對(duì)象展開(kāi)實(shí)證研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)宏觀經(jīng)濟(jì)的外部沖擊會(huì)顯著地影響羊群行為特征，進(jìn)而作用于金融市場(chǎng)，從而導(dǎo)致資產(chǎn)誤定價(jià)等現(xiàn)象的出現(xiàn)。

另一方面，部分學(xué)者認(rèn)為宏觀經(jīng)濟(jì)與資產(chǎn)價(jià)格之間沒(méi)有顯著的影響作用。錢(qián)小安(1998)提出，與發(fā)達(dá)國(guó)家市場(chǎng)相比，中國(guó)股票市場(chǎng)尚不完善，市場(chǎng)中存在大量的非理性投資，股票價(jià)格變化易受預(yù)期、投機(jī)因素或操縱價(jià)格的影響；因此宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)與資產(chǎn)價(jià)格的相關(guān)性較弱，同時(shí)二者之間相互關(guān)系的穩(wěn)定性也較弱。孫華妤和馬躍(2003)采取動(dòng)態(tài)滾動(dòng)式的計(jì)量檢驗(yàn)方法分析了宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)與股票市場(chǎng)之間的關(guān)系，實(shí)證結(jié)果表明股市市值與GDP之間的聯(lián)系是不連貫的(時(shí)有時(shí)無(wú))、不正常的(比如存在泡沫時(shí)可能表現(xiàn)出負(fù)向關(guān)系，等等)。孫洪慶和鄧瑛(2009)研究了中國(guó)股市與宏觀經(jīng)濟(jì)及貨幣政策之間的協(xié)整關(guān)系，結(jié)果證明中國(guó)股市和GDP之間完全沒(méi)有協(xié)整關(guān)系，他們認(rèn)為股票市場(chǎng)出現(xiàn)這種反周期現(xiàn)象的主要原因?yàn)楣墒幸?guī)模較小、投機(jī)色彩濃重、與宏觀經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)相背離。顧鵬(2014)通過(guò)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)：在創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)中，宏觀經(jīng)濟(jì)的超預(yù)期沖擊對(duì)股票收益率沒(méi)有顯著的影響作用，原因可能是創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)中投機(jī)性更強(qiáng)，存在更為明顯的羊群效應(yīng)行為。張?bào)阃竦?2020)認(rèn)為股票未來(lái)價(jià)格主要受股票自身的特征變量，包括歷史漲跌幅、換手率、成交量、市凈率和市盈率等因素的影響。

綜上所述，目前針對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊是否影響以及如何影響資產(chǎn)誤定價(jià)仍存在較大的爭(zhēng)議，且沒(méi)有形成經(jīng)典的結(jié)論。此外以往研究大多關(guān)注宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期的正面沖擊對(duì)資產(chǎn)誤定價(jià)的影響，而忽略了宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期的正向與負(fù)向沖擊對(duì)資產(chǎn)誤定價(jià)影響的非對(duì)稱性效應(yīng)。此外，考慮到資產(chǎn)實(shí)際市場(chǎng)價(jià)格偏離內(nèi)在基礎(chǔ)價(jià)值的程度不同，宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期的正向與負(fù)向沖擊對(duì)資產(chǎn)誤定價(jià)的影響也有可能具有差異。因此，本文從宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊對(duì)資產(chǎn)誤定價(jià)非對(duì)稱性效應(yīng)的角度出發(fā)，首先測(cè)算個(gè)股的資產(chǎn)誤定價(jià)程度，其次依據(jù)測(cè)算結(jié)果形成不同資產(chǎn)誤定價(jià)水平的投資組合，最后分別探究宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊在不同時(shí)期下對(duì)各個(gè)投資組合績(jī)效的非對(duì)稱性影響程度，以此捕捉宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期的正向與負(fù)向沖擊在不同階段下對(duì)不同水平資產(chǎn)誤定價(jià)影響的非對(duì)稱效應(yīng)。

三、 數(shù)據(jù)、指標(biāo)與模型

1. 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取滬深兩市所有上市A股的季度數(shù)據(jù)，樣本區(qū)間為2001年第1季度至2020年第3季度。為了保證實(shí)證結(jié)果的有效性，本文對(duì)于全部的數(shù)據(jù)進(jìn)行了以下的篩選：剔除ST(特別處理)類股票；與普通股票相比，ST類股票的漲跌幅區(qū)間收窄，其股票報(bào)價(jià)日漲跌幅限制為5%以內(nèi)。剔除PT(特別轉(zhuǎn)讓)類股票；該類股票與普通股票之間最大的差異是流通性明顯偏低。剔除金融類的股票；與非金融類股票相比，金融類股票的賬面市值比往往異常偏高，可能會(huì)對(duì)我們的實(shí)證結(jié)果造成影響。所有數(shù)據(jù)來(lái)源為銳思數(shù)據(jù)庫(kù)與wind數(shù)據(jù)庫(kù)。

2. 指標(biāo)說(shuō)明

(1) 資產(chǎn)誤定價(jià)的度量。本文基于剩余收益模型對(duì)資產(chǎn)誤定價(jià)進(jìn)行計(jì)算，該方法主要借鑒了Feltham和Ohlson(1995)構(gòu)建的剩余收益估值模型，首先需要估計(jì)股票的內(nèi)在價(jià)值，之后將該只股票的實(shí)際市場(chǎng)價(jià)值與內(nèi)在價(jià)值進(jìn)行比較求得資產(chǎn)誤定價(jià)程度，具體公式如下：

RIt+1=?10+?11RIt+?12BVt+ε1t+1

(1)

BVt+1=?22BVt+ε2t+1

(2)

(3)

Mispt=Ln(Pt/Vt)

(4)

在公式(1)中，RI代表股票的剩余收益，計(jì)算方式為剩余收益=每股收益- 貼現(xiàn)率(r)×每股凈資產(chǎn)；BV表示股票的每股凈資產(chǎn)。我們首先依據(jù)公式(1)與公式(2)計(jì)算每只股票的回歸系數(shù)，再將計(jì)算出的{?10,?11,?12,?22}代入公式(3)求得個(gè)股的內(nèi)在基礎(chǔ)價(jià)值Vt，最后取相同時(shí)間t下的股票實(shí)際市場(chǎng)價(jià)格與內(nèi)在價(jià)值Vt的對(duì)數(shù)比作為該只股票的資產(chǎn)誤定價(jià)程度，如公式(4)所示；求得的資產(chǎn)誤定價(jià)變量我們用指標(biāo)Misp來(lái)表示。

(2) 宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊的度量。為了更準(zhǔn)確探究宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期的正向與負(fù)向沖擊對(duì)于資產(chǎn)誤定價(jià)的影響，本文借鑒了李玉龍(2018)對(duì)于宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊的計(jì)算方法：首先收集整理了2001年第1季度至2020年第3季度內(nèi)中國(guó)實(shí)際GDP同比增速的季度數(shù)據(jù)，之后使用線性回歸的方法計(jì)算其長(zhǎng)期趨勢(shì)值，最終得出實(shí)際GDP同比增速與趨勢(shì)值之間的差值。在后文中，我們將求得的宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期沖擊變量記作δGDP。

3. 模型介紹

在分析宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期沖擊對(duì)資產(chǎn)誤定價(jià)的非對(duì)稱效應(yīng)時(shí)，我們參考Basu(1997)的研究思路構(gòu)建了以下的回歸模型，如公式(5)所示：

Rt+k=α+φ1Rt+k-1+φ2δGDPt+k-1+βδGDPt+k+ηDt+k+γDt+kδGDPt+k+εt+k

(5)

在公式(5)中，Rt+k為t+k時(shí)期投資組合的收益率，當(dāng)k=0時(shí)，Rt代表投資組合初步形成t時(shí)期的收益率；δGDP表示宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期沖擊；D為虛擬變量，當(dāng)δGDP是負(fù)數(shù)即為宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期的負(fù)向沖擊時(shí)D取1，否則為0；系數(shù)β度量了宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期的正向沖擊對(duì)不同資產(chǎn)誤定價(jià)水平下投資組合績(jī)效的影響作用，相應(yīng)地，系數(shù)(β+γ)刻畫(huà)了宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期的負(fù)向沖擊對(duì)不同資產(chǎn)誤定價(jià)水平下投資組合績(jī)效的影響效應(yīng)；因此，當(dāng)系數(shù)γ顯著不為0時(shí)，說(shuō)明宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期正向與負(fù)向沖擊對(duì)不同資產(chǎn)誤定價(jià)水平的股票績(jī)效的影響之間具有顯著的差異，即非對(duì)稱性效應(yīng)存在。

此外，為了使得最終的結(jié)果更具有穩(wěn)健性，本文同時(shí)考慮了融資融券事件對(duì)資產(chǎn)誤定價(jià)的影響，具體的回歸方程如公式(6)所示：

Rt+k=α0+φ1Rt+k-1+φ2δGDPt+k-1+α1SMTt+k+η0Dt+k+η1SMTt+kDt+k+β0δGDPt+k+β1SMTt+kδGDPt+k+γ0Dt+kδGDPt+k+γ1Dt+kSMTt+kδGDPt+k+εt+k

(6)

在公式(6)中，SMT表示融資融券事件，在2010年3月融資融券機(jī)制正式實(shí)施之前，SMT取0，在融資融券機(jī)制實(shí)施之后，SMT取1。當(dāng)SMT=0時(shí)，系數(shù)β0描述了宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期的正向沖擊對(duì)不同資產(chǎn)誤定價(jià)水平下投資組合平均收益率的影響作用，系數(shù)(β0+γ0)度量了宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期的負(fù)向沖擊對(duì)不同資產(chǎn)誤定價(jià)水平下投資組合績(jī)效的影響作用；同樣地，當(dāng)SMT=1時(shí)，系數(shù)(β0+β1)代表宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期的正向沖擊對(duì)不同資產(chǎn)誤定價(jià)水平下投資組合表現(xiàn)的影響作用，系數(shù)(β0+β1+γ0+γ1)代表宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期的負(fù)向沖擊對(duì)不同資產(chǎn)誤定價(jià)水平下投資組合績(jī)效的影響作用。因此，若系數(shù)β1是顯著的，則說(shuō)明除融資融券事件之外，宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊對(duì)不同資產(chǎn)誤定價(jià)水平的股票績(jī)效的影響也是顯著的；若系數(shù)γ1顯著不為0，則說(shuō)明除融資融券事件之外，該影響仍具有非對(duì)稱性效應(yīng)。

四、 實(shí)證研究

1. 投資組合的構(gòu)建

在本節(jié)中，我們將依據(jù)個(gè)股的資產(chǎn)誤定價(jià)程度進(jìn)行劃分，構(gòu)建不同資產(chǎn)誤定價(jià)水平的投資組合。具體過(guò)程如下：首先，利用公式(4)依次得出滬深兩市所有上市A股的資產(chǎn)誤定價(jià)數(shù)值；其次，在每個(gè)季度末t時(shí)期，將所有股票按照資產(chǎn)誤定價(jià)從小到大的順序進(jìn)行排序，共形成基于資產(chǎn)誤定價(jià)排序的十組投資組合，用符號(hào)M1至M10表示；最后，針對(duì)每一組投資組合，分別計(jì)算其t-2、t-1、t、t+2、t+3和t+4時(shí)期的投資組合平均收益率。計(jì)算結(jié)果如表1所示。

表1 不同時(shí)期下投資組合收益率

在表1中，M1為資產(chǎn)誤定價(jià)最低10%下的投資組合，即資產(chǎn)價(jià)格被嚴(yán)重低估組；M10為資產(chǎn)誤定價(jià)最高10%下的投資組合，即資產(chǎn)價(jià)格被嚴(yán)重高估組；M5表示資產(chǎn)誤定價(jià)數(shù)值近似為0的投資組合，該組合下的股票實(shí)際市場(chǎng)價(jià)值接近于其內(nèi)在基礎(chǔ)價(jià)值。從表中可以看出，在投資組合形成的前兩個(gè)季度t-2時(shí)期至t時(shí)期中，相較于M5和M10，M1投資組合的平均收益率更低：例如在t-2時(shí)期，M1-M10與M1-M5代表的收益率差值均為-0.025；在t時(shí)期，M1-M10與M1-M5的數(shù)值分別降至-0.046與-0.028，且所有數(shù)據(jù)均在1%的顯著性水平下顯著。在投資組合形成后的四個(gè)季度里，資產(chǎn)價(jià)格被高估組即M10投資組合的平均收益率開(kāi)始迅速下降，在t+3時(shí)期，M1與M10之間的差值高達(dá)0.033(t統(tǒng)計(jì)值=3.337)，此時(shí)M10與M5之間的差值為-0.023(t統(tǒng)計(jì)值=-2.748)；該結(jié)果說(shuō)明與較低資產(chǎn)誤定價(jià)投資組合相比，在t時(shí)期被劃分至資產(chǎn)價(jià)格高估組M10的股票在未來(lái)具有更差的表現(xiàn)。綜上所述，我們利用資產(chǎn)誤定價(jià)指標(biāo)構(gòu)建的投資組合可以很好地區(qū)分不同未來(lái)表現(xiàn)的股票，該結(jié)果是可靠有效的。

2. 宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊對(duì)不同資產(chǎn)誤定價(jià)組合的回歸結(jié)果

(1) 投資組合形成前。為了研究宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊在不同時(shí)期下對(duì)不同資產(chǎn)誤定價(jià)水平下的投資組合非對(duì)稱性效應(yīng)，我們采用公式(5)所示的回歸方程，首先分析當(dāng)k=-2、-1與0時(shí)，即投資組合形成前的一段時(shí)間內(nèi)宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊對(duì)各個(gè)資產(chǎn)誤定價(jià)水平的投資組合績(jī)效的影響程度。

表2 投資組合形成前的回歸結(jié)果

續(xù)表

在表2中，R1為上文中構(gòu)建的資產(chǎn)誤定價(jià)被嚴(yán)重低估組M1投資組合的平均收益率；R10 代表資產(chǎn)誤定價(jià)被嚴(yán)重高估組M1投資組合的平均收益率；R5表示M5投資組合的平均收益率。β為不同資產(chǎn)誤定價(jià)水平的投資組合績(jī)效對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期正向沖擊的反應(yīng)系數(shù)，γ代表非對(duì)稱性效應(yīng)系數(shù)，(β+γ)/β表示投資組合績(jī)效對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期正向與負(fù)向沖擊反應(yīng)的比率。

從表中可以看出，在各個(gè)時(shí)期k=-2、-1、0下，對(duì)于不同資產(chǎn)誤定價(jià)程度的投資組合R1、R5、R10，宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期正向沖擊的反應(yīng)系數(shù)β在5%的顯著性水平下均是顯著為正的；對(duì)于非對(duì)稱性效應(yīng)系數(shù)γ，除k=-2時(shí)期R10回歸方程中的系數(shù)γ不顯著外，其余時(shí)期下該系數(shù)均是顯著為負(fù)的，同時(shí)宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期正向與負(fù)向沖擊反應(yīng)比率(β+γ)/β在各個(gè)時(shí)期下均為正且小于1；以上結(jié)果說(shuō)明，宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊對(duì)各個(gè)資產(chǎn)誤定價(jià)水平下股票績(jī)效的影響均存在非對(duì)稱性效應(yīng)，且宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期正向沖擊的影響效果要大于負(fù)向沖擊。

另一方面，觀察(R1-R10)回歸方程中的系數(shù)我們可以看出，在t-2時(shí)期，回歸方程(5)中的系數(shù)β=0.031(t統(tǒng)計(jì)值=3.200)，γ=-0.023(t統(tǒng)計(jì)值=-2.120)，意味著在早期宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期沖擊對(duì)資產(chǎn)價(jià)格被嚴(yán)重低估股票的影響顯著高于資產(chǎn)價(jià)格被嚴(yán)重高估的股票。但是伴隨著時(shí)間的推移，該影響在資產(chǎn)價(jià)格被嚴(yán)重低估與高估股票之間的差異越來(lái)越小，例如在k=0時(shí)期，該回歸方程中的β=-0.009(t統(tǒng)計(jì)值=-0.820)，γ=0.012(t統(tǒng)計(jì)值=1.100)。在(R1-R5)回歸方程中，在t=-1和0的時(shí)期下，系數(shù)β在10%的水平下均顯著為負(fù)，而γ顯著為正；這說(shuō)明相較于無(wú)資產(chǎn)誤定價(jià)的投資組合，資產(chǎn)價(jià)格被嚴(yán)重低估組更易受到宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期負(fù)向沖擊的影響。此外在(R10-R5)的回歸結(jié)果中，系數(shù)β在投資組合形成前的兩個(gè)季度中均為負(fù)，該結(jié)果表明與資產(chǎn)誤定價(jià)為零的股票相比，資產(chǎn)價(jià)格被嚴(yán)重高估的股票對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期正向沖擊的反應(yīng)程度較小，因此宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期的正向沖擊并不是導(dǎo)致股票的市場(chǎng)價(jià)格向上偏離內(nèi)在基礎(chǔ)價(jià)值的主要原因。

綜上所述，我們的結(jié)果與以往學(xué)者提出的“宏觀經(jīng)濟(jì)的超預(yù)期增長(zhǎng)驅(qū)使資產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)格偏離內(nèi)在基礎(chǔ)價(jià)值”的結(jié)論(Tirole，1985；Grossman和Yanagawa，1993；顧鵬，2015)有所差異。我們實(shí)證研究表明與資產(chǎn)誤定價(jià)水平為零的股票相比，宏觀經(jīng)濟(jì)的超預(yù)期沖擊對(duì)資產(chǎn)價(jià)格被嚴(yán)重高估或低估的股票影響較??；換句話說(shuō)，市場(chǎng)上出現(xiàn)的資產(chǎn)誤定價(jià)現(xiàn)象并不完全是宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期發(fā)展的結(jié)果，而有可能是由股票市場(chǎng)自身的特征所導(dǎo)致的。與國(guó)外成熟的股票市場(chǎng)相比，中國(guó)股票市場(chǎng)散戶占據(jù)的比重較大，投機(jī)色彩濃重，因此股票市場(chǎng)價(jià)值與內(nèi)在基礎(chǔ)價(jià)值之間的偏離程度更易受到投資者情緒等因素的影響(王宜峰和王燕鳴，2014；Han和Li，2017)。

(2) 投資組合形成后。表3展示了在公式(5)的回歸方程中k=2、3與4的回歸結(jié)果，體現(xiàn)了投資組合形成后的四個(gè)季度內(nèi)宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期沖擊對(duì)各個(gè)資產(chǎn)誤定價(jià)投資組合績(jī)效的影響程度。

從表3中可以看出，在投資組合形成后的四個(gè)季度內(nèi)，對(duì)于各個(gè)資產(chǎn)誤定價(jià)水平下的投資組合R1、R5與R10，宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期正向沖擊的反應(yīng)系數(shù)β和不對(duì)稱性系數(shù)γ均在5%的顯著性水平下顯著；同時(shí)，宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期正向與負(fù)向沖擊反應(yīng)比率(β+γ)/β不斷減小，表明投資組合形成后的一段時(shí)間內(nèi)，宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期負(fù)向沖擊的影響效果逐漸降低，但仍小于超預(yù)期正向沖擊的影響，非對(duì)稱性效應(yīng)依舊存在。此外，觀察(R10-R5)的回歸方程結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，在k=2與4時(shí)期，系數(shù)β均是顯著為負(fù)的，該結(jié)果說(shuō)明相較于較低資產(chǎn)誤定價(jià)水平的股票，資產(chǎn)價(jià)格被嚴(yán)重高估的股票受宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊的影響更小。

表3 投資組合形成后的回歸結(jié)果

3. 融資融券事件沖擊

自2010年起，中國(guó)股票市場(chǎng)允許進(jìn)行融資融券交易；眾多研究表明，融資融券交易降低了中國(guó)股票市場(chǎng)的賣空限制，從而降低了股票錯(cuò)誤定價(jià)，提高了股票定價(jià)效率(李志生等，2015)。因此，融資融券事件屬于影響股票價(jià)格錯(cuò)誤定價(jià)的外生事件，在本節(jié)中我們將考慮融資融券事件對(duì)資產(chǎn)誤定價(jià)的影響并在此基礎(chǔ)上進(jìn)行回歸分析，從而使得結(jié)果更具有穩(wěn)健性。

我們利用公式(6)的回歸方程，依次分析了投資組合形成前即當(dāng)k=-2、-1和0，以及投資組合形成后k=2、3和4時(shí)融資融券事件對(duì)回歸結(jié)果的影響，具體結(jié)果如表4所示。

表4 考慮融資融券事件的回歸結(jié)果

續(xù)表

從表4中可以看出，在投資組合形成前后的各個(gè)時(shí)期下，對(duì)于不同資產(chǎn)誤定價(jià)水平下的投資組合收益率R1、R5、R10，宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期沖擊與融資融券交叉項(xiàng)(SMT*δGDP)的系數(shù)β1在10%的顯著性水平下均是顯著為負(fù)的，同時(shí)代表非對(duì)稱性效應(yīng)的系數(shù)γ1顯著為正；以上結(jié)果再次證明在融資融券事件后，宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期沖擊仍是各個(gè)資產(chǎn)誤定價(jià)水平下投資組合表現(xiàn)的重要影響因素，該影響具有非對(duì)稱性，這與上文得到的結(jié)果相一致；此外，我們的數(shù)據(jù)表明融資融券事件降低了資產(chǎn)誤定價(jià)程度以及宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊對(duì)資產(chǎn)誤定價(jià)的非對(duì)稱效應(yīng)。

五、 結(jié)論與啟示

本文選取2001年第1季度至2020年第3季度滬深兩市所有上市A股數(shù)據(jù)為樣本，基于剩余收益模型對(duì)資產(chǎn)誤定價(jià)進(jìn)行計(jì)算，以實(shí)際GDP與趨勢(shì)值之間的差值δGDP度量宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期沖擊，分別探究了宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期沖擊對(duì)不同資產(chǎn)誤定價(jià)水平的投資組合的非對(duì)稱影響，得出的主要結(jié)論如下：第一，宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期沖擊對(duì)各個(gè)資產(chǎn)誤定價(jià)水平下的投資組合績(jī)效的影響具有非對(duì)稱效應(yīng)，該效應(yīng)在投資組合形成前后的各個(gè)時(shí)期下均是顯著存在的；其中，相較于宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期的負(fù)向沖擊，正向沖擊對(duì)其的影響效果更強(qiáng)。第二，宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期沖擊并不是導(dǎo)致資產(chǎn)價(jià)格偏離內(nèi)在基礎(chǔ)價(jià)值的主要原因。實(shí)證結(jié)果表明，與資產(chǎn)誤定價(jià)水平為零的股票相比，宏觀經(jīng)濟(jì)的超預(yù)期沖擊對(duì)資產(chǎn)價(jià)格被嚴(yán)重高估或低估的股票影響更小。第三，在融資融券事件后，宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期沖擊仍對(duì)各個(gè)資產(chǎn)誤定價(jià)水平下的投資組合表現(xiàn)具有非對(duì)稱性影響，同時(shí)融資融券機(jī)制的實(shí)施降低了資產(chǎn)誤定價(jià)的水平。

我們的研究結(jié)果重點(diǎn)揭示了中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊不是直接導(dǎo)致金融市場(chǎng)資產(chǎn)誤定價(jià)現(xiàn)象產(chǎn)生的主要原因；換句話說(shuō)，市場(chǎng)上出現(xiàn)的資產(chǎn)誤定價(jià)現(xiàn)象并不完全是宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期發(fā)展的結(jié)果，而更有可能是由股票市場(chǎng)自身的特征所引發(fā)的。目前，中國(guó)股票市場(chǎng)中存在的散戶居多、投機(jī)行為活躍、市場(chǎng)監(jiān)管尚不完善等特征阻礙了股票市場(chǎng)的進(jìn)一步發(fā)展，導(dǎo)致了股票價(jià)格與實(shí)體經(jīng)濟(jì)相背離。因此，繼續(xù)全面深化改革金融市場(chǎng)進(jìn)程、規(guī)范和完善金融市場(chǎng)體系仍是促進(jìn)金融市場(chǎng)長(zhǎng)期穩(wěn)定發(fā)展的首要任務(wù)；唯有進(jìn)一步深化體制改革才能使股票價(jià)格更好地反映實(shí)體經(jīng)濟(jì)，實(shí)現(xiàn)金融和經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展的長(zhǎng)期目標(biāo)。