第四章 资本资产定价模型的实证检验
1n (4.8) rRPt=n?iti?12、横截面检验
确定了?系数之后，就可以作为检验的输入变量对单个股票或组合的?系数与其平均收益率再进行一次回归，并进行相应的检验。结合第三期数据采用横截面的数据，回归方程如下：
RPi= ?0+?1Pi+i （4.9） 更进一步，为说明超额收益仅由系统风险测度，在上面的方程中加入非系统风险成分?（为（2）式残差项的标准差），得到：
Pi??RP?=
i0+?1?P
i
+?2?P+??P+?i23ii （4.10）
对于横截面的CAPM检验，按照(4.10)式，Famat和Macbet在其1973年的章中给出了CAPM实证检验的含义[40]：
（1）·如果资产期望收益E[ri]／(E[Rp])与其系统风险?／(?)的关系是
ip线性的，则有?=0。
2（2）·在一个投资者回避风险的市场,资产期望收益与其系统风险正相关，即有?>0，且?=E(rm)-rf。
11（3）·由于非系统风险可通过持有多项资产消除掉，根据CAPM非系统风险不会得到补偿，因此有?=0。此外，还有?等于无风险收益率。
30
4.3 实证结果
1、样本期内上证指数的特征
（1）样本期内上证指数的数字特征
18
20151050-5-10-15-20图4.2上证综合指数在样本期间的周收益率
第四章 资本资产定价模型的实证检验
表4.1 样本期上证A股指数及其收益率的数字特征 序列 均值 中位数 最大值 最小值 图4.1上证A股指数在样本期间2005.1.1-2010.12.31的周数据序列
19
标准差 2005/01/07 2005/04/08 2005/07/08 2005/09/30 2005/12/30 2006/03/31 2006/06/30 2006/09/22 2006/12/22 2007/03/23 2007/06/15 2007/09/07 2007/12/07 2008/02/29 2008/05/23 2008/08/15 2008/11/14 2009/02/13 2009/05/08 2009/07/31 2009/10/23 2010/01/15 2010/04/16 2010/07/09 2010/09/30 2010/12/24
第四章 资本资产定价模型的实证检验
指数 收益率（%） 2982 2947 6124 26.032 998 -13.432 257 7.111 0．965 0.237
（2）ADF单位根检验
表4.2 Dickey-Fuller 单位根检验 序列 ADF统计量 1%临界值 5%临界值 10%临界值 指数 -2.324 -3.765 -2.542 -2.583 收益率（%） -5.234 -3.765 -2.942 -3.583 表4.2给出了Dickey-Fuller单位根检验，由于指数序列的ADF统计量分别大于三个临界值，所以指数序列是一个非平稳序列；而收益率序列的ADF统计量分别小于三个临界值，所以收益率序列是一个平稳序列。
2、CAPM模型“二次回归”的实证结果
利用第一期的样本数据，根据一次回归方程(4.6)进行回归，计算出样本股票的?系数（见表4.3）。在现实的投资组合管理中，如果我们得到了相关股票的?值，我们可以有一个比较好的运用。如果市场的行情处于牛市上升的时段，我们可以对资产组合采取进攻型调整策略，增加投资资产组合中高?值的股票而减少低?值的股票，以获取更高的收益率；如果市场处于熊市下降的通道时，我们可以对投资组合采取防御型调整策略，增加投资组合中低?值的股票而减少高?值的股票，尽量减少市场处于下跌时而给投资组合带来的损失。
表4.3 个股?回归结果
?值 ?值 股票代码 股票名称 股票代码 股票名称 600004 600009 600015 600036 600051 600062 600072 600110 600119 600183 600239 600261 600310 600331 600350 600371 600409 600432 600502
白云山 上海机场 华夏银行 中海发展 宁波联合 双鹤药业 中船股份 中科英华 长江投资 生益科技 云南城投 阳光照明 桂东电力 宏达股份 山东高速 万向德农 三友化工 吉恩镍业 安徽水利 0.6756 0.7643 0.6130 0.8178 0.9876 0.5380 0.6574 1.5421 1.0543 1.0111 0.8765 1.6543 0.6423 0.7215 0.6542 0.5432 1.5432 0.7653 0.9843 20
600736 600054 600821 600694 600055 600089 600710 600066 600803 600069 600637 600810 600651 600600 600820 600725 600809 600826 600731 苏州高新 黄山旅游 津劝业 大商股份 万东医疗 特变电工 常林股份 宇通客车 威远生化 银鸽投资 广电信息 神马实业 飞乐音响 青岛啤酒 隧道股份 云维股份 山西汾酒 兰生股份 湖南海利 1.0094 0.8175 1.3570 0.8304 1.6532 0.7642 0.9874 0.8050 0.8082 1.0123 0.4535 0.8016 1.0423 1.0033 0.5732 0.6379 0.8753 1.1261 1.1411 第四章 资本资产定价模型的实证检验
600537 2.0753 600075 1.3213 海通集团 新疆天业 600567 0.4321 600741 0.4321 三鹰纸业 巴士股份 600657 0.7843 600671 1.2051 信达地产 天目药业 600693 0.4536 600635 0.7653 东百集团 大众公用 600028 0.7654 600805 0.8643 中国石化 瑞达投资 600789 1.0865 600719 0.5421 鲁抗医药 大连热电 600802 1.7654 600697 0.4325 福建水泥 欧亚集团 600822 0.4531 600748 0.7643 上海物贸 上实发展 600967 0.5432 600866 0.8753 北方创业 星湖科技 600986 0.5464 600073 0.6532 科达股份 上海梅林 601008 0.7642 600770 1.6542 连云港 综艺股份 601111 1.0532 600098 1.9743 中国国航 广州控股 600981 1.6543 600601 1.9753 江苏开元 方正科技 600963 0.7642 600819 0.8735 岳阳纸业 耀皮玻璃 600877 0.6532 600730 0.4313 中国嘉陵 中国高科 600797 1.6532 600675 0.5642 浙大网新 中华企业 600767 1.7653 600085 1.0475 运盛实业 同仁堂 600726 0.7642 600713 0.7654 华电能源 南京医药 600690 0.9843 600668 0.8235 青岛海尔 尖峰集团 600639 0.7864 600729 0.8763 浦东金桥 重庆白货 600510 0.4314 600641 1.6532 黑牡丹 申能股份 600449 0.4321 600621 0.8673 赛马实业 上海金陵 600392 0.7542 600723 0.5642 太工天成 西单商场 600343 2.3214 600756 0.5732 航天动力 浪潮软件 600246 0.7652 600839 0.8753 万通地产 四川长虹 600200 1.5432 600667 0.6753 江苏吴中 太极实业 600068 0.7653 600079 1.8643 葛洲坝 人福科技 600054 0.7623 600088 0.5421 黄山旅游 中视传媒 600036 0.8763 600761 0.5564 招商银行 安徽合力 600021 0.5421 600664 1.0965 上海电力 哈药集团 600010 0.7653 600674 1.0878 包钢股份 川投控股 计算出组合收益率后，利用第二期数据按照(4.7)式对市场组合平均收益率和市场平均收益率进行时间序列回归，估计各组合的?。
表4.4 各组合的?估计值
1 2 3 4 5 组合 1.034753 0.974332 1.023443 0.923384 1.003832 ? T 16.34455 17.54433 21.37482 15.27344 19.83721 利用第三期数据，对(4.9)(4.10)式进行拟合。（4.9）式回归结果如表4.5所示：
表4.5方程（4.9）的回归结果
21
第四章 资本资产定价模型的实证检验
均值 01标准差 0.22584 0.27334 t -1.743811 0.965443 p 0.1795 0.4055 ?? -0.39382 0.0026389 由(4.9)回归结果可知，各回归系数的p值相对来说都比较大。这说明统计系数都不显著，回归的自变量对因变量解释力较差。
表4.6方程（4.10）的回归结果 ?1 ?0 ?2 ?3 均值 标准差 T p 由（4.10）式的回归结果可知各回归系数的p值都小0.05，这说明统计系数都显著。分析结果表明：
(1)?为正表明股票的收益率与其系统风险呈线性关系不成立，这与CAPM
2-10.44128 0.412391 -25.31889 0.0251 26.144128 1.041370 25.10570 0.0253 -15.74249 0.640305 -24.58593 0.0259 -9.6323303 0.541000 -17.80462 0.0357 理论不相符，表明组合收益率与β值之间不存在明显的线性关系。
(2)?大于0表明上海股市系统性风险与收益存在正相关关系，这与CAPM
1理论是相符合的，表明股票的系统性风险在股票定价中起了一定的作用。但是的值与E(rm)–rf不相符，这与CAPM理论的相关结果不符合。
(3)在加入
?1?P后，?的值为0.96254与0值相去甚远，这说明市场外的其他
3风险因素在股票定价中起着不可忽视的作用。对于式（4.9）（4.10），均有?0<0。即无风险收益率是负数，这表明目前在中国的股票市场上，投资者涉足股票市场参与股票交易活动中的投机需求大于投资需求，投资者关注的不是资本的时间价值，而是追求股票价格差所带来的高收益。
以上的实证分析表明，上海证券市场还不是一个成熟的有效的市场，β值不能显著性地成为收益率的解释因素，市场之外的因素在证券定价中起到了不可忽视的作用。β值与股票收益率的相关性较不稳定，说明上海股票市场存在较大的投机性。在目前的市场环境中，投资者在投资过程中不能很好地通过投资组合来有效地降低风险，即现阶段要想仅仅凭借利用CAPM对中国证券市场上市公司股票风险——收益关系进行精确度量来作为指导投资决策的法则尚不可行。证券市场的成熟有效还有待时日，用CAPM对中国股票进行定价的有效性尚不够强。
22