股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)與投資者交易行為
——基于1992年至2012年中國(guó)資本市場(chǎng)的國(guó)際比較

鄭曉亞，劉 飛

(1.中國(guó)建設(shè)銀行股份有限公司，北京 100033；2.廣州農(nóng)商銀行，廣東 廣州 510623)

股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)與投資者交易行為
——基于1992年至2012年中國(guó)資本市場(chǎng)的國(guó)際比較

鄭曉亞1，劉 飛2

(1.中國(guó)建設(shè)銀行股份有限公司，北京 100033；2.廣州農(nóng)商銀行，廣東 廣州 510623)

采用歷史法分階段、分樣本測(cè)算了中國(guó)資本市場(chǎng)1992年至2012年的股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)，并將測(cè)算結(jié)果與成熟市場(chǎng)國(guó)家組以及新興市場(chǎng)國(guó)家組的溢價(jià)進(jìn)行了橫向比較。結(jié)果顯示：中國(guó)資本市場(chǎng)體現(xiàn)出一個(gè)典型新興國(guó)家市場(chǎng)的特質(zhì)，就平均水平而言市場(chǎng)高溢價(jià)和高波動(dòng)性并存。一方面體現(xiàn)出中國(guó)市場(chǎng)在短期暴漲區(qū)間對(duì)投資者有著巨大的吸引力，另一方面也代表著中國(guó)的市場(chǎng)投資者與成熟市場(chǎng)國(guó)家投資者相比，既承擔(dān)著更多的風(fēng)險(xiǎn)，也存在著更為急功近利的投資交易行為。

股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)；無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)收益率；股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)收益率；投資者交易行為

一、引言

縱觀我國(guó)以股票市場(chǎng)為代表的證券市場(chǎng)歷史沿革，可發(fā)現(xiàn)我國(guó)市場(chǎng)在短短20余年的時(shí)間里已取得了的突飛猛進(jìn)的發(fā)展。一方面，市場(chǎng)規(guī)模高速擴(kuò)張，A股上市企業(yè)數(shù)量由1992年的54家增加到2012年的1 612家，2012年的市場(chǎng)總市值在1992年的基礎(chǔ)上擴(kuò)容235.52倍，同期比較，流通市值增幅高達(dá)115 415.92%；另一方面，股票市場(chǎng)的社會(huì)影響力不斷提升，越來越多的普通民眾和投資主體選擇進(jìn)入股票市場(chǎng)參與投資，A股開戶數(shù)量從有統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的1998年起基本保持一個(gè)穩(wěn)定的增勢(shì)。盡管我國(guó)證券市場(chǎng)發(fā)展迅猛，但通過經(jīng)驗(yàn)觀察可發(fā)現(xiàn)圍繞市場(chǎng)的疑問仍有很多。對(duì)投資者而言，投資證券市場(chǎng)是否能夠得到合理的風(fēng)險(xiǎn)補(bǔ)償？對(duì)社?；饋碚f，我國(guó)證券市場(chǎng)是否是一個(gè)穩(wěn)定的收益來源？這些問題或許可以借助研究股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)得到初步的答案。

股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)，是以股票為代表的股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)收益率與無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)收益率的差額。從現(xiàn)代微觀金融的基本原理來看，風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)的內(nèi)涵是投資者投資于風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)所要求的超額回報(bào)。此前，國(guó)內(nèi)研究已發(fā)現(xiàn)股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)在我國(guó)市場(chǎng)存在的證據(jù)，如廖理和汪毅慧(2003)[1]利用各類測(cè)算方法全面衡量了我國(guó)1997年到2001年間的A股市場(chǎng)的股權(quán)溢價(jià)水平，結(jié)論是利用與美國(guó)市場(chǎng)溢價(jià)調(diào)整的方法測(cè)算出的我國(guó)股權(quán)溢價(jià)水平為6.38%，利用我國(guó)一年期國(guó)債回購(gòu)利率計(jì)算得出的溢價(jià)水平為6.78%，利用一年期定期存款利率為無風(fēng)險(xiǎn)利率得到的溢價(jià)水平為8.29%；朱世武、鄭淳(2003)[2]在考慮交易成本的情況下得出1995年2月至2002年12月間我國(guó)市場(chǎng)溢價(jià)幾何均值2.11%；程兵、張曉軍(2004)[3]利用盈利增長(zhǎng)模型、股利貼現(xiàn)模型、幾何平均法等三種方法測(cè)算了我國(guó)1997年1月至2001年12月的股權(quán)溢價(jià)，不同方法得出的溢價(jià)水平在-18.07%～9.22%之間。由此可見，測(cè)算期間的選擇對(duì)溢價(jià)測(cè)算結(jié)果的影響較大。對(duì)此，文章以我國(guó)股票市場(chǎng)元年——1992年為溢價(jià)衡量的起始點(diǎn)，研究至2012年的年頻和月頻股權(quán)溢價(jià)水平，以期得到更為完整和穩(wěn)健的測(cè)算結(jié)果。

文章研究的主要貢獻(xiàn)在于在前人研究的基礎(chǔ)上拓展橫向比較的維度，在國(guó)際視角下將我國(guó)溢價(jià)水平和波動(dòng)性與其他國(guó)家市場(chǎng)進(jìn)行比較，借助不同的參照系對(duì)我國(guó)市場(chǎng)的歷史溢價(jià)提供更為完整的詮釋，透視我國(guó)市場(chǎng)投資者與其他國(guó)家市場(chǎng)投資者在交易行為上的異同。

二、我國(guó)股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)的測(cè)算

就概念來說，股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)的一般含義[4]是股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)收益率與無風(fēng)險(xiǎn)證券收益率的差額，代表了投資者投資于風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)所要求的超額回報(bào)。由于概念簡(jiǎn)潔明了，故其計(jì)算原理也較為直觀，可用公式正式表達(dá)為：

ERPt=Re,t-Rf,t

(1)

在股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)收益率的測(cè)算方面：考慮數(shù)據(jù)可得性和代表性，以申萬A股指數(shù)的發(fā)布時(shí)間為界進(jìn)一步將研究期間分為1992年1月至1999年12月和2000年1月至2012年12月兩個(gè)部分。對(duì)第一個(gè)研究區(qū)間，采用CSMAR數(shù)據(jù)庫的A股市場(chǎng)樣本股收益率；由于申萬A股指數(shù)的樣本容量更大，第二研究區(qū)間以其期初與期末數(shù)值為基礎(chǔ)得到股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)收益率。

在無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)收益率的測(cè)算方面：在國(guó)債回購(gòu)市場(chǎng)建立并真正存在大量短期國(guó)債的活躍交易以前，筆者從短債數(shù)據(jù)的可得性和代表性地角度出發(fā)，認(rèn)為應(yīng)選取定期存款利率作為無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)收益率的替代變量。所以，文章在2004年6月以前將選擇一年期國(guó)債回購(gòu)利率，而之后，選擇比定期存款利率具代表性的銀行間國(guó)債回購(gòu)利率作為無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)收益率的測(cè)算依據(jù)，由于銀行間債券回購(gòu)市場(chǎng)的產(chǎn)品包括從1日期回購(gòu)R01到1年期回購(gòu)到R1Y，共計(jì)11種產(chǎn)品。其中6月回購(gòu)期以下的短期回購(gòu)產(chǎn)品雖存在活躍交易，但其利率水平與貨幣市場(chǎng)的同業(yè)拆借類產(chǎn)品利率更為接近。故從WIND數(shù)據(jù)庫中選取其中R6M及以上期限的產(chǎn)品，共計(jì)3種回購(gòu)產(chǎn)品①，得到各自的月度收益率②，乘以相應(yīng)的月交易量并進(jìn)行加總后，除以各產(chǎn)品的年交易量得到債券回購(gòu)市場(chǎng)1月以上產(chǎn)品的年平均收益率，以此收益率序列作為2004年以后的無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)名義收益率。

進(jìn)一步從國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站得到我國(guó)從1992年至2012年的通貨膨脹率。利用通脹率數(shù)據(jù)對(duì)前文測(cè)算出的股權(quán)資產(chǎn)名義收益率和無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)收益率進(jìn)行調(diào)整，得到各年度實(shí)際收益率的數(shù)值和對(duì)應(yīng)的股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)水平。具體測(cè)算結(jié)果如表1所示③。

表1中，變量均以百分比形式列示。其中IR代表通貨膨脹率；NER代表股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的名義收益率，RER為其經(jīng)過通脹因素調(diào)整后的實(shí)際值，計(jì)算方法為：

(2)

公式2中，t=1,2,…，21；NFR代表無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)名義收益率，RFR為其經(jīng)過通脹因素調(diào)整后的實(shí)際值，計(jì)算公式同上；NERP代表名義股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)， 計(jì)算方法為：

NERPt=NERt-NFRt

(3)

RERP是由實(shí)際收益率測(cè)算出的股權(quán)溢價(jià)水平，應(yīng)等于RER-RFR。由于被減項(xiàng)RER與減項(xiàng)RFR均扣除了相同的通脹因素，故作為結(jié)果的RERP應(yīng)與通脹因素?zé)o關(guān)，從理論上說如下等式應(yīng)成立：

RERPt=NERPt=NERt-NFRt

(4)

從表1的結(jié)果比對(duì)看來，利用實(shí)際數(shù)據(jù)和采用名義數(shù)據(jù)計(jì)算出的股權(quán)溢價(jià)水平存在些許差異。筆者認(rèn)為這是由于三位以后的小數(shù)被忽略帶來的偏誤。所以，下文中涉及股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)測(cè)算結(jié)果的表述均以名義數(shù)據(jù)得出的年度股權(quán)溢價(jià)水平為準(zhǔn)，包括其算術(shù)均值和幾何均值。

表1 1992年至2012年中國(guó)股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)的測(cè)算結(jié)果

(單位：%)

此外，表中的VA代表收益率的算術(shù)均值，對(duì)任一時(shí)間區(qū)間(t1，t2)，其計(jì)算公式如下(以名義股權(quán)資產(chǎn)收益率的相關(guān)計(jì)算為例，下同)：

(5)

VG代表幾何平均收益率，相應(yīng)的計(jì)算公式為：

(6)

從測(cè)算結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，我國(guó)年度股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)的算術(shù)平均和幾何平均水平均為正值，代表就本文選取的股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)和無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的收益率而言，前者在研究區(qū)間內(nèi)超過后者。但從具體的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)來看，股權(quán)溢價(jià)水平起伏不定，隨時(shí)間變化的幅度較大。盡管全部年份股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)的算術(shù)均值為16.53%，部分年份超額收益率達(dá)到100%以上。

第一，從實(shí)際無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)收益率水平來看，在排除人民幣漲跌因素后，1992年至2012年間無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的實(shí)際平均回報(bào)率僅為0.52%，這一數(shù)據(jù)代表投資我國(guó)一年期存款或國(guó)債帶來的收益就平均而言僅能與通貨膨脹率持平。但就各年份的具體數(shù)值而言，1993年至1995年盡管一年期存款利率平均高達(dá)9.33%，但通脹率高企，除1993年為14.70%外，其余兩年均超過15%，1994甚至高達(dá)24.10%，造成這一區(qū)間的無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)實(shí)際收益率出現(xiàn)負(fù)值，平均為-7.75%；此外，在2004年、2007年、2008年、2010年和2011年，投資無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)帶來的年度收益率水平均不能戰(zhàn)勝通脹。

第二，從實(shí)際股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)收益率水平來看，平均而言，通脹因素對(duì)該收益率整體算數(shù)均值的絕對(duì)影響為-4.75%，對(duì)幾何均值的絕對(duì)影響為-4.81%，二者相差不多，但由于算術(shù)均值與幾何均值相差接近2.5倍，通脹因素對(duì)二者的相對(duì)影響程度差異顯著。此外，絕大多數(shù)年份的股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)實(shí)際收益率水平低于其相應(yīng)的名義值，但由于部分年份出現(xiàn)通貨緊縮(如1998年、1999年、2002年、2009年)，這些年的實(shí)際收益率水平高于名義收益率。

第三，從溢價(jià)水平來看，其受到股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)收益率的影響遠(yuǎn)超過無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)收益率。在所有21個(gè)數(shù)據(jù)中，正值僅為9個(gè)，負(fù)值占到全部數(shù)據(jù)量的50%以上，說明在大多數(shù)年份，我國(guó)資本市場(chǎng)投資者持有A股指數(shù)的年度收益率尚不及他們通過持有債券或一年期定期存款獲得的收益率。其中，2007年的年度溢價(jià)水平最高，達(dá)到160%以上；但緊接著的2008年出現(xiàn)了整體溢價(jià)序列的谷值，環(huán)比跌幅超過220%；此后的2009年，又再度出現(xiàn)較大幅度的反彈，年度溢價(jià)超過100%，此后的2010年和2011年跌勢(shì)再次出現(xiàn)。所以，2007年至2011年這一局部區(qū)間年度溢價(jià)水平的波幅在全局?jǐn)?shù)據(jù)中顯得尤為突出，這也符合我們對(duì)這一區(qū)間股市走勢(shì)波動(dòng)的經(jīng)驗(yàn)判斷。

三、與成熟市場(chǎng)國(guó)家溢價(jià)水平的比較

美國(guó)、英國(guó)、瑞士等發(fā)達(dá)國(guó)家擁有百年歷史的資本市場(chǎng)，使得很多西方學(xué)者能夠獲得較長(zhǎng)的測(cè)算區(qū)間，其中Schwert(1990)[5]對(duì)美國(guó)資本市場(chǎng)股權(quán)溢價(jià)的衡量范圍甚至延伸到了1802年。在諸多相關(guān)研究中，Dimson、Marsh和Staunton(2008)[6]利用DMS全球數(shù)據(jù)庫得出了針對(duì)發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體市場(chǎng)較為完整的測(cè)算結(jié)果。他們?cè)谘芯恐幸圆煌臒o風(fēng)險(xiǎn)利率為基準(zhǔn)，分別匯報(bào)了包括美國(guó)、日本在內(nèi)的17個(gè)國(guó)家1900年至2005年股權(quán)溢價(jià)的年度水平的算術(shù)均值和幾何均值。在他們研究成果的基礎(chǔ)上進(jìn)行了必要的調(diào)整，并與前文測(cè)算出的中國(guó)股權(quán)溢價(jià)年度水平的算術(shù)均值和幾何均值進(jìn)行比較，詳細(xì)結(jié)果如表2所示。

從表中可以發(fā)現(xiàn)發(fā)達(dá)國(guó)家市場(chǎng)的股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)的兩點(diǎn)特質(zhì)：第一，溢價(jià)絕對(duì)水平超過10%的寥寥無幾，樣本國(guó)家中僅有意大利市場(chǎng)的溢價(jià)達(dá)到10.46%，法國(guó)、德國(guó)、日本等國(guó)家的溢價(jià)與這一水平較為接近，在9%～10%之間；第二，平均而言，歐洲國(guó)家市場(chǎng)的溢價(jià)水平7.02%超過以美國(guó)和加拿大為代表的北美國(guó)家的6.01%，或由于地域因素造成的市場(chǎng)集中度不同，使成熟市場(chǎng)中不同大區(qū)國(guó)家的溢價(jià)水平存在一定程度的結(jié)構(gòu)性差異。

就我國(guó)與發(fā)達(dá)國(guó)家比較的結(jié)果看來，本文利用算術(shù)均值得出的中國(guó)股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)為16.53%，與Dimson、Marsh和Staunton選取的發(fā)達(dá)國(guó)家樣本的平均水平相比，高出9.46%。筆者認(rèn)為，這一算術(shù)均值差額在一定程度上由研究區(qū)間和研究樣本的選擇所致。由于樣本數(shù)量較少，我國(guó)股市暴漲暴跌帶來的極端值對(duì)本文股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)年度測(cè)算結(jié)果帶來的影響較大，而作為減項(xiàng)的無風(fēng)險(xiǎn)利率由于在較長(zhǎng)的研究區(qū)間內(nèi)利用缺乏數(shù)據(jù)彈性的一年期定期貸款利率替代，可能在一定程度上高估了實(shí)際的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)水平。整體而言，相對(duì)高的股權(quán)溢價(jià)算術(shù)均值體現(xiàn)了我國(guó)資本市場(chǎng)在短期暴漲區(qū)間對(duì)投資者的巨大吸引力，但由于風(fēng)險(xiǎn)/收益均衡關(guān)系的存在，同時(shí)也代表著我國(guó)市場(chǎng)包含了更多的額外風(fēng)險(xiǎn)。

表2 中國(guó)年度股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)水平與發(fā)達(dá)國(guó)家的比較

(全局樣本) (單位：%)

表注釋：(1)以商業(yè)票據(jù)為無風(fēng)險(xiǎn)利率計(jì)算的股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)；(2)以國(guó)債利率為無風(fēng)險(xiǎn)利率計(jì)算的股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)；(3)我國(guó)股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)-比較國(guó)股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)

此外，與算術(shù)均值相比，4.19%的幾何均值或許更能代表我國(guó)實(shí)際的股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)水平。一方面，幾何均值的計(jì)算方法決定了其能夠消除極端值帶來的影響；另一方面實(shí)際計(jì)算結(jié)果包含在以商業(yè)票據(jù)為基礎(chǔ)計(jì)算的4.72%和以債券為無風(fēng)險(xiǎn)利率計(jì)算的3.89%的范圍內(nèi)，故利用幾何均值的方法測(cè)算出的結(jié)果與發(fā)達(dá)國(guó)家的平均水平更為接近。此外，對(duì)我國(guó)市場(chǎng)利用算術(shù)平均法與幾何平均法測(cè)算結(jié)果間的差異接近4倍，而發(fā)達(dá)國(guó)家市場(chǎng)平均的差別則不到2倍。整體發(fā)達(dá)國(guó)家市場(chǎng)股權(quán)溢價(jià)的算術(shù)均值與幾何均值之間差距為2.35%，而筆者測(cè)算出的我國(guó)股權(quán)溢價(jià)，二者間的差異高達(dá)12.34%。

在比較了絕對(duì)值后，進(jìn)一步分析我國(guó)市場(chǎng)與發(fā)達(dá)國(guó)家市場(chǎng)股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)的波動(dòng)性差異。表3列出了我國(guó)以及發(fā)達(dá)國(guó)家市場(chǎng)年度股權(quán)溢價(jià)序列的標(biāo)準(zhǔn)差。其中，我國(guó)的年度序列標(biāo)準(zhǔn)差高達(dá)62.64%，與發(fā)達(dá)國(guó)家市場(chǎng)的同類指標(biāo)相比，二者平均標(biāo)準(zhǔn)差的數(shù)值差異高達(dá)39.85%。具體到各國(guó)數(shù)據(jù)中，與我國(guó)差異相對(duì)較小的德國(guó)、意大利和日本，其兩組標(biāo)準(zhǔn)差中的高者也僅為33.49%、32.09%和33.06%，與我國(guó)相比差異仍然顯著。如以股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)的標(biāo)準(zhǔn)差作為衡量市場(chǎng)波動(dòng)性的替代指標(biāo)，我國(guó)證券市場(chǎng)與發(fā)達(dá)國(guó)家相比無疑波動(dòng)更為劇烈，二者的股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)盡管在長(zhǎng)期均值回歸趨勢(shì)上存在同質(zhì)性，但在波動(dòng)性上無疑具備較大的異質(zhì)性。

表3 我國(guó)年度股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)標(biāo)準(zhǔn)差與發(fā)達(dá)國(guó)家的比較

(全局樣本) (單位：%)

表注釋：(1)以商業(yè)票據(jù)為無風(fēng)險(xiǎn)利率計(jì)算的股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)標(biāo)準(zhǔn)差；(2)以國(guó)債利率為無風(fēng)險(xiǎn)利率計(jì)算的股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)標(biāo)準(zhǔn)差；(3)我國(guó)股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)標(biāo)準(zhǔn)差-比較國(guó)兩組股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)序列標(biāo)準(zhǔn)差中的高者

整體來說，與發(fā)達(dá)國(guó)家市場(chǎng)的比較結(jié)果顯示，我國(guó)資本市場(chǎng)體現(xiàn)出一個(gè)典型新興市場(chǎng)的特質(zhì)，這類市場(chǎng)與成熟金融市場(chǎng)相比：第一，平均股權(quán)溢價(jià)水平更高；第二，短期投資回報(bào)率更大；第三，整體市場(chǎng)的波動(dòng)性更強(qiáng)。把中國(guó)資本市場(chǎng)的股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)放入新興國(guó)家組中進(jìn)行比較，以期在相對(duì)“同質(zhì)化”的比較中，發(fā)現(xiàn)二者間存在的共性與差異。

四、與新興市場(chǎng)國(guó)家溢價(jià)水平的比較

與發(fā)達(dá)國(guó)家市場(chǎng)相比，新興國(guó)家市場(chǎng)的股權(quán)溢價(jià)水平無疑與我國(guó)市場(chǎng)的溢價(jià)水平更具可比性。由于新興資本市場(chǎng)與我國(guó)情況類似，成立時(shí)間均較晚，以年度數(shù)據(jù)為樣本數(shù)據(jù)量過少，故只能利用月度數(shù)據(jù)進(jìn)行比較。筆者通過Salomons和Grootveld(2003)[7]取得以2001年12月為止，起始時(shí)間不同的各發(fā)展中國(guó)家股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)的完整月度數(shù)據(jù)，結(jié)合在第二部分中測(cè)算得到的以我國(guó)A股市場(chǎng)整體收益率為主要基礎(chǔ)的中國(guó)股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)在近似區(qū)間的同期水平，對(duì)二者進(jìn)行比較。具體比較結(jié)果如表4所示。此外，為確保與Salomons和Grootveld的測(cè)算區(qū)間保持一致，我國(guó)股權(quán)溢價(jià)月度數(shù)據(jù)時(shí)段選取為1993年11月至2001年12月，筆者據(jù)此得到股權(quán)溢價(jià)的算術(shù)均值和其他描述性統(tǒng)計(jì)指標(biāo)。此外，由于Salomons和Grootveld的數(shù)據(jù)來源是世界銀行的IFC數(shù)據(jù)庫，故具體的測(cè)算結(jié)果與本文在表1中的測(cè)算結(jié)果存在些許不同，但這一差異并不顯著，筆者認(rèn)為對(duì)本文最終的比較結(jié)論影響有限④。

首先，就新興市場(chǎng)國(guó)家與發(fā)達(dá)國(guó)家的市場(chǎng)波動(dòng)性進(jìn)行比較。新興市場(chǎng)國(guó)家包括中國(guó)、印度、泰國(guó)等國(guó)家在內(nèi)的亞洲國(guó)家組，拉美國(guó)家組和包括部分歐洲、中東和非洲國(guó)家在內(nèi)的EMEA國(guó)家組。以G7國(guó)家為比較基準(zhǔn)可以發(fā)現(xiàn)，新興市場(chǎng)國(guó)家股權(quán)溢價(jià)的標(biāo)準(zhǔn)差和極差與成熟市場(chǎng)存在顯著差異。一方面，新興國(guó)家月度股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)的標(biāo)準(zhǔn)差平均為11.78%，與G7國(guó)家相比，差異達(dá)到7.4%，差額已接近G7國(guó)家實(shí)際值的2倍；另一方面，從極差來看，新興市場(chǎng)國(guó)家的區(qū)間溢價(jià)波動(dòng)幅度達(dá)到85.66%，而比較基準(zhǔn)僅為29.58%，二者之間差異接近3倍。據(jù)此可以認(rèn)為，新興國(guó)家市場(chǎng)的波動(dòng)性顯著高于以G7國(guó)家為代表的發(fā)達(dá)國(guó)家，這一部分的比較結(jié)果再次映證了前文關(guān)于新興市場(chǎng)特質(zhì)的論斷。

其次，就我國(guó)資本市場(chǎng)與其他同類國(guó)家市場(chǎng)的波動(dòng)性進(jìn)行比較。在測(cè)算區(qū)間中，我國(guó)市場(chǎng)股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)的極大值為117.89%，極小值為-33.14%，代表我國(guó)的溢價(jià)極差達(dá)到150%。通過比較其他新興市場(chǎng)國(guó)家數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)，我國(guó)溢價(jià)不僅峰值最高，且極差也顯著高于其他國(guó)家。除我國(guó)外，新興市場(chǎng)國(guó)家中極差最大的是韓國(guó)，溢價(jià)極差為102.03%，僅為我國(guó)同類指標(biāo)的三分之二。從溢價(jià)標(biāo)準(zhǔn)差來看，我國(guó)市場(chǎng)接近16%的標(biāo)準(zhǔn)差水平無疑也在各新興國(guó)家中居首，可以發(fā)現(xiàn)，與我國(guó)這一指標(biāo)較為接近的是印度尼西亞和巴基斯坦，分別為14.38%和15.44%，從市場(chǎng)規(guī)模和發(fā)展程度而言，這兩國(guó)市場(chǎng)均與我國(guó)市場(chǎng)不具備可比性。整體而言，考察區(qū)間內(nèi)指標(biāo)間的比較結(jié)果顯示，我國(guó)以A股市場(chǎng)為代表的證券市場(chǎng)波動(dòng)性在所有樣本新興市場(chǎng)國(guó)家中排在第一位。

此外，在各類考察指標(biāo)中，可以發(fā)現(xiàn)我國(guó)股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)序列的峰度顯著大于其他比較對(duì)象。文章測(cè)度的峰度值為30.58，而Salomons和Grootveld的計(jì)算結(jié)果為25.96，兩相比較下可以排除本文測(cè)算有誤的可能性。如前文所述，峰度代表的是厚尾特征。如此之高的峰度值差異或代表測(cè)算期間內(nèi)，我國(guó)股權(quán)溢價(jià)極端值出現(xiàn)的概率與其他國(guó)家相比要大得多，在一定程度上佐證了前面關(guān)于我國(guó)市場(chǎng)波動(dòng)性的相對(duì)水平的判斷。總而言之，通過與發(fā)達(dá)國(guó)家

表4 我國(guó)月度股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)與其他國(guó)家、地區(qū)和經(jīng)濟(jì)組織的比較(局部樣本)

國(guó)家、地區(qū)或經(jīng)濟(jì)組織ERP算術(shù)均值(%)方差(%)峰度偏度中位數(shù)(%)極大值(%)極小值(%)中國(guó)(1)0.8015.8330.584.25-0.43117.89-33.14印度0.348.110.531.330.0234.90-24.71印度尼西亞-0.6814.380.462.23-1.4454.35-40.57韓國(guó)0.5111.241.174.97-0.8068.02-34.01馬來西亞-0.9213.151.154.17-1.0253.14-31.80巴基斯坦-1.3415.441.325.25-1.2155.22-33.40菲律賓-0.149.520.703.78-0.8135.45-35.65泰國(guó)1.2813.320.631.870.1552.76-36.11拉美國(guó)家(2)0.0710.420.383.01-0.5346.47-34.41EMEA國(guó)家(3)-0.507.01-1.093.010.9014.96-28.75G7國(guó)家(4)0.304.38-0.531.320.4011.62-17.96

表注釋：(1)以本文月度數(shù)據(jù)為基準(zhǔn)計(jì)算；(2)拉美樣本國(guó)家包括阿根廷、智利、哥倫比亞、秘魯、委內(nèi)瑞拉、巴西、墨西哥；(3)EMEA樣本國(guó)家包括捷克、匈牙利、波蘭、俄羅斯、土耳其、埃及、以色列、南非；(4)G7國(guó)家包括美國(guó)、英國(guó)、德國(guó)、加拿大、日本、法國(guó)、意大利

和新興市場(chǎng)國(guó)家的比較能夠總結(jié)出，我國(guó)股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)的高波動(dòng)性是一個(gè)尤為顯著的特征。

五、分析與結(jié)論

就一般意義上來說，投資者交易行為是流通市場(chǎng)供需關(guān)系的直接體現(xiàn)，其作為市場(chǎng)價(jià)格形成機(jī)制的重要組成部分直接對(duì)市場(chǎng)中產(chǎn)品的價(jià)格即股票價(jià)格指數(shù)構(gòu)成影響，而股票價(jià)格指數(shù)的漲跌是本文中股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)的重要組成部分。由此，以證券市場(chǎng)為紐帶，筆者認(rèn)為投資者交易行為與股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)之間存在必然的聯(lián)系。我國(guó)的溢價(jià)高企與高波動(dòng)性并存的現(xiàn)狀無疑與我國(guó)投資者的特性及其影響下的交易行為息息相關(guān)。

就我國(guó)的情況而言，上海證券交易所和深圳證券交易所分別于1990年12月19日和1991年7月10日成立，標(biāo)志著我國(guó)規(guī)范的證券市場(chǎng)于20世紀(jì)90年代初期正式形成。時(shí)至今日，其發(fā)展也不過二十余年的時(shí)間。在發(fā)展的早期階段，由于機(jī)構(gòu)投資者的不足，我國(guó)股市的投資主體以中、小散戶居多。這部分投資者多以自有非財(cái)產(chǎn)性收入積累的有限財(cái)富來進(jìn)行投資，且在當(dāng)時(shí)的市場(chǎng)環(huán)境下投資者缺乏融資能力，所以，一方面?zhèn)€體入市資金量普遍偏小，造成的是整體市場(chǎng)投資者的風(fēng)險(xiǎn)承受能力相對(duì)較弱；而于此同時(shí)，在市場(chǎng)波動(dòng)劇烈的大環(huán)境下，投資股票市場(chǎng)“一夜暴富”的個(gè)案不斷出現(xiàn)，攀比心理的存在使中小投資者期望借助入市獲取巨額回報(bào)。

筆者認(rèn)為，正是以上兩個(gè)不同方向的外在刺激使我國(guó)投資者出現(xiàn)損失厭惡且急功近利的心理特征。一方面，投資者擔(dān)心本已有限的財(cái)產(chǎn)進(jìn)一步遭受損失而頻繁地對(duì)所持股票進(jìn)行績(jī)效評(píng)價(jià)，結(jié)果卻只是越來越多地感受到損失的發(fā)生，從而不斷地加劇損失厭惡的程度；而股票市場(chǎng)作為風(fēng)險(xiǎn)投資渠道，其所固有的高度波動(dòng)性往往容易使實(shí)際的投資結(jié)果與投資者的事前期望產(chǎn)生偏離，從而令多數(shù)投資者感到失望。一旦因投資決策失誤而造成損失，他們就會(huì)怨天尤人，從而加劇了其損失厭惡心理；另一方面，急功近利的心理特征導(dǎo)致“羊群效應(yīng)”和盲目投資的出現(xiàn)。由于我國(guó)股票市場(chǎng)走入人們生活的時(shí)間并不算長(zhǎng)，因此多數(shù)中小投資者對(duì)股市的收益和風(fēng)險(xiǎn)缺乏有效的認(rèn)識(shí)，在沒有對(duì)股市的風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行一個(gè)較為全面和清晰的了解。他們大多對(duì)股票收益抱有過高的期望，自入市之日起，就在企盼著高額的回報(bào)，希望能夠一夜致富。而投資信息和投資能力的缺乏使他們不得不尋求“莊家”的幫助，形成我國(guó)股市散戶“跟莊成風(fēng)”的獨(dú)有景象。可以發(fā)現(xiàn)，在機(jī)構(gòu)投資者出現(xiàn)并不斷成熟后，這一跡象有所緩解。與中、小散戶相比，機(jī)構(gòu)投資者無論是從資金量還是從融資能力上來看，都有著絕對(duì)的優(yōu)勢(shì)。但筆者認(rèn)為，機(jī)構(gòu)投資者盡管抗風(fēng)險(xiǎn)能力更強(qiáng)，但由于諸多因素的存在使其損失厭惡和急功近利的程度或許并不比個(gè)體投資者低多少。一方面，機(jī)構(gòu)投資者作為市場(chǎng)投資主體，其“體量”較大的特質(zhì)無疑具備兩面性：盡管資金的充裕能為其提供寶貴的抗風(fēng)能力，但由于我國(guó)整體金融市場(chǎng)發(fā)展和開放程度的局限性，機(jī)構(gòu)投資者進(jìn)行投資組合可選擇的余地有限，故其同樣面臨著與個(gè)體投資者相近的市場(chǎng)損失概率和收益波動(dòng)性。在這種情況下，一旦由于市場(chǎng)向著不利的方向運(yùn)行導(dǎo)致?lián)p失發(fā)生，機(jī)構(gòu)投資者虧損的絕對(duì)數(shù)額遠(yuǎn)非個(gè)體投資者所能比較，所以，對(duì)于機(jī)構(gòu)投資者而言，其損失厭惡程度也絕不比散戶低；另一方面，我國(guó)股市在市場(chǎng)規(guī)范和體制建設(shè)等方面存在一定的缺陷，如上市公司監(jiān)控不嚴(yán)，相關(guān)的法律法規(guī)不健全，信息披露機(jī)制不完善等，盡管這些不足在發(fā)展過程中不可避免，但卻使得機(jī)構(gòu)投資者缺乏一個(gè)適宜的長(zhǎng)期投資環(huán)境造成其不得不選擇進(jìn)入市場(chǎng)短期套利，其結(jié)果是機(jī)構(gòu)的投資交易行為也體現(xiàn)出了急功近利的特征。

整體而言，以上兩方面心理因素的共同作用，使得我國(guó)股市中的機(jī)構(gòu)投資者和個(gè)體投資者的投資行為呈現(xiàn)出短期化的特征，入市的投機(jī)動(dòng)機(jī)尤為顯著，其導(dǎo)致的無疑一種惡心循環(huán)：一方面，在大盤走低損失出現(xiàn)時(shí)，投資者選擇做空交易避免損失的進(jìn)一步加劇，尤其是在受到系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)影響的熊市出現(xiàn)時(shí)，其交易行為對(duì)整體市場(chǎng)造成的是市場(chǎng)行情的進(jìn)一步走低；另一方面，在大盤走高投資者獲取一定的收益時(shí)，強(qiáng)烈的逐利欲望導(dǎo)致其選擇做多交易，進(jìn)一步拉動(dòng)大盤的上揚(yáng)。所以，損失厭惡和急功近利心理帶來的是投資者“追漲殺跌”的短期交易行為，在本文研究中，我國(guó)投資者的這一特質(zhì)彰顯無遺。由此也可以發(fā)現(xiàn)，我國(guó)投資者的資產(chǎn)配置方式與西方國(guó)家投資者存在顯著的不同。在成熟資本市場(chǎng)中，投資者更多將股市作為長(zhǎng)期價(jià)值投資渠道，而將低風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)作為短期投資標(biāo)的，筆者認(rèn)為這正是造成我國(guó)股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)數(shù)據(jù)特征與成熟國(guó)家市場(chǎng)數(shù)據(jù)存在本質(zhì)差異的根本原因，畢竟，過多短線交易行為帶來的結(jié)果無疑是股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)收益率的大幅波動(dòng)以及整體股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)的高企。

注 釋：

① 包括R1M、R2M、R3M、R4M、R6M、R9M和R1Y。

② 月度數(shù)據(jù)以日回購(gòu)利率為基礎(chǔ)加權(quán)計(jì)算得到。

③ 由于篇幅所限在此未列出測(cè)算結(jié)果的月頻序列，讀者如有需要可向筆者索取。

④ Salomons和Grootveld對(duì)我國(guó)市場(chǎng)的測(cè)算結(jié)果為：股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)算術(shù)均值0.67%；標(biāo)準(zhǔn)差13.87%；峰度25.96；偏度3.93；中位數(shù)-0.43%；極大值99.28%；極小值-20.93%。

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(責(zé)任編輯 吳 星)

Equity Risk Premium and Investor Behavior：from 1992 to 2012 China International Comparison Based on the Capital Market

ZHENG Xiao-ya1, LIU Fei2

(1. China Construction Bank, Beijing 100033；2. Guangzhou Rural Commercial Bank, Guangzhou, Guangdong 510623)

This paper measures the equity premium of Chinese capital market from 1992 to2012, and conducts a comparative study. The result unfolds that, as a emerging market representative, Chinese capital market shows volatility and its equity premium is high, which presents high attractiveness to investors during its short term period. This implies that the Chinese investors were experiencing more risks and possessed different investment behavior comparing with the western world.

equity risk premium; risk-free asset returns; equity returns; investor behavior

2013-12-16

國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目(11026076)。

鄭曉亞(1982—)，男，貴州貴陽人，廈門大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，現(xiàn)任職于中國(guó)建設(shè)銀行股份有限公司本部，研究方向：公司金融、投資基金。

F832.5

A

1007-6875(2014)01-0081-07