CAPM及其衍生模型在上海A股市場(chǎng)的實(shí)證分析

曾惠

[摘要]文章除了對(duì)Fama和French三因素模型，即市場(chǎng)因素、規(guī)模因素及價(jià)值因素進(jìn)行實(shí)證研究外，還在三因素的基礎(chǔ)上加了一個(gè)動(dòng)量定價(jià)因子，探索Carhart四因素模型對(duì)中國股市的慣性與反轉(zhuǎn)現(xiàn)象的解釋能力，即對(duì)股票由慣性與反轉(zhuǎn)效應(yīng)帶來的超額收益率與市場(chǎng)資產(chǎn)組合、公司規(guī)模、賬面市場(chǎng)價(jià)值比和股價(jià)動(dòng)量的關(guān)系問題進(jìn)行了實(shí)證研究。

[關(guān)鍵詞]FF三因素模型；Carhart四因素；實(shí)證研究

[DOI]10.13939/j.cnki.zgsc.2016.01.110

1 導(dǎo)論與文獻(xiàn)綜述

1.1 研究意義和創(chuàng)新

早期的實(shí)證研究中，我國學(xué)者多選用經(jīng)典的CAPM模型進(jìn)行實(shí)證分析，實(shí)證結(jié)果模型與中國股市數(shù)據(jù)的擬合較好。但因?yàn)榻?jīng)典的CAMP模型未能解釋基本面效應(yīng)、日期效應(yīng)等異象，所以國內(nèi)學(xué)者與專家逐步研究資本定價(jià)模型的多種擴(kuò)展范式。如楊折和陳展輝（2003）使用FF三因素模型、王敬和張董（2006）使用BAPM模型、黃學(xué)軍（2007）基于CCAPM模型對(duì)中國股市數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。但是，用周數(shù)據(jù)來研究FF三因素是否適用于上海A股市場(chǎng)和用Carchart四因素模型來研究上海A股市場(chǎng)的論文較少，本文相對(duì)于前人有以下的創(chuàng)新：

（1）用周數(shù)據(jù)來研究FF三因素模型是否適用于上海A股市場(chǎng)；

（2）用Carchart四因素模型研究上海A股市場(chǎng)；

（3）用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的手段來檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖诙嘀毓簿€性、異方差、序列自相關(guān)等虛假回歸；

（4）研究Carchart四因素模型時(shí)用了一個(gè)月的排序期、半年的排序期、一年的排序期，便于比較短中長(zhǎng)周期動(dòng)量因素。

1.2 國內(nèi)外相關(guān)研究成果回顧

在多因素資本資產(chǎn)定價(jià)模型構(gòu)建方面，最具影響力的是FF的三因素模型。二人在研究經(jīng)典的CAPM模型的成果后，發(fā)現(xiàn)CAPM模型出現(xiàn)許多市場(chǎng)異象，僅靠市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)貝塔是不能做出解釋的。FF（1993）在綜合考慮了眾多變量的聯(lián)合作用后，將公司規(guī)模、賬面市值比引入解釋變量中，提出了包括規(guī)模和凈市值比的新模型，并運(yùn)用美國股票市場(chǎng)數(shù)據(jù)，證明了三因素模型（即市場(chǎng)、規(guī)模、價(jià)值三因素）能夠解釋70%～80%的美國股票收益率的變化。Carhart（1997）觀察到在股市上一直存在的動(dòng)量現(xiàn)象，將動(dòng)量因子引入到FF三因子模型中，建立了 Carhart四因子定價(jià)模型，新模型是對(duì)FF三因素模型所欠缺的動(dòng)量解釋的有力補(bǔ)充，提高了 FF三因素模型對(duì)股票收益變動(dòng)的解釋能力。

近年來，資本資產(chǎn)定價(jià)模型的多種范式，逐漸被應(yīng)用于中國數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)中。韓海容和吳國鼎（2011）以滬深股市1993—2008年剔除了金融類股的所有A股數(shù)據(jù)為樣本，研究了股票動(dòng)量因素、反轉(zhuǎn)因素和換手率等股票交易信息對(duì)股票收益橫截面的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)股票的三個(gè)月短期反轉(zhuǎn)因素對(duì)股票橫截面收益的影響是明顯的，股票的換手率對(duì)股票橫截面收益的影響同樣是顯著的。王濤（2012）以滬深股市2004年7月—2011年7月這七年的所有A股為樣本，對(duì)FF三因子模型及其添加市盈率因子的擴(kuò)展模型做了驗(yàn)證。發(fā)現(xiàn)了市場(chǎng)因子規(guī)模因子和賬面市值比因子以及市盈率因子對(duì)股票的收益都有一定的解釋能力。其中市場(chǎng)因子和規(guī)模因子的解釋能力最為顯著。許光輝（2013）考察了在三種不同市場(chǎng)行情下CAPM與BAPM模型的適用性差異，結(jié)果發(fā)現(xiàn)“牛市”及“熊市”中BAPM解釋市場(chǎng)收益更為有效，而“平衡市”中CAPM更為適用。

2 資本資產(chǎn)定價(jià)模型對(duì)上海A股市場(chǎng)的實(shí)證分析

2.1 樣本股票選取

本文實(shí)證數(shù)據(jù)選擇上海A股市場(chǎng)自2009年5月—2013年4月的周交易數(shù)據(jù)作為研究的樣本，數(shù)據(jù)來源于CSMAR國泰安數(shù)據(jù)服務(wù)中心的股票系列和公司系列研究數(shù)據(jù)庫。關(guān)于研究時(shí)間區(qū)間的選取，基于兩點(diǎn)考慮：一是2009年之后的股票波動(dòng)性較小，避免了數(shù)據(jù)的大起大落，讓數(shù)據(jù)保持相對(duì)的平穩(wěn)；二是這段時(shí)間區(qū)間是距離現(xiàn)在最近的區(qū)間，保持?jǐn)?shù)據(jù)的新鮮性?？偟膩砜瓷献CA股市場(chǎng)經(jīng)過20多年的成長(zhǎng)，它的交易數(shù)據(jù)和其他信息能夠在很大程度上反映中國資本市場(chǎng)的基本情況。

2.2 投資組合和FF三因素模型的SMB、HML因子的構(gòu)造

賬面市值比（BE/ME）等于股票的賬面價(jià)值（BE）除以股票總市值（ME），賬面價(jià)值（BE）是股票賬面價(jià)值數(shù)據(jù)來自于CSMAR中國上市公司財(cái)務(wù)報(bào)表中的資產(chǎn)負(fù)債表的所有者權(quán)益合計(jì)項(xiàng)目。在資產(chǎn)定價(jià)中，F(xiàn)ama和French（1995）認(rèn)為股市中存在的賬面市值比效應(yīng)（價(jià)值效應(yīng)）是對(duì)價(jià)值型股票承擔(dān)當(dāng)前風(fēng)險(xiǎn)的補(bǔ)償。參照其做法，根據(jù)變量A股總市值（ME）和賬面市值比（BE/ME），將股票劃分為9個(gè)組合。本文劃分投資組合的具體方法是：

自2009年5月—2013年4月，根據(jù)每年4月30 日股票的總市值（ME）把所有股票分為三類：大公司占25%，中等公司占40%和小公司占35%。這樣分類的主要依據(jù)是為了使小公司的數(shù)量比大公司多，因此在對(duì)每年4月30日（2009—2013）的賬面價(jià)值從高到低進(jìn)行排序后，前 25%的公司為大公司，后 35%的公司為小公司，其余的為中等公司占 40%。每年按 BE/ME 從高到低排序后，分成高（30%）、中（40%）、低（30%）三組。BE 為t-1 年會(huì)計(jì)年度末的每個(gè)上市公司所有者權(quán)益合計(jì)項(xiàng)目，ME 為 t-1 年 12 月末的上市公司所有股票的市場(chǎng)價(jià)值（包括流通股和非流通股），因此，我們可以構(gòu)造 9個(gè)組合（s/L，s/M，s/H，m/L，m/M，m/H，b/L，b/M，b/H）。對(duì)每月分別計(jì)算所選上市公司的加權(quán)月回報(bào)率。9個(gè)組合通過簡(jiǎn)單算術(shù)平均法，得出SMB和HML因子，具體計(jì)算公式如下：

SMB=S/H+S/M+S/L3-B/H+B/M+B/L3

HML=B/H+S/H2-B/L+S/L2

SMB通過系列計(jì)算，排除了賬面市值比的影響，只保留了規(guī)模這個(gè)風(fēng)險(xiǎn)因子對(duì)回報(bào)率的影響，可以看出小規(guī)模股票與大規(guī)模股票在收益率上的差別。HML因子剔除了每周市值因素對(duì)收益率差別的影響，只考慮賬面市值比高低對(duì)組合收益率的影響。SMB是影響被解釋變量的規(guī)模因素；HML是影響被解釋變量的價(jià)值因素。在實(shí)證研究中，根據(jù)模型對(duì)樣本數(shù)據(jù)的擬合優(yōu)度，市場(chǎng)超額回報(bào)率、SMB和HML的回歸系數(shù)和顯著情況，來具體考察上海A股的基本特征和演變規(guī)律。

2.3 CARHART四因素模型的動(dòng)量因子MD的構(gòu)造

Carhart在FF三因素模型的基礎(chǔ)上，增加了動(dòng)量因子MD，對(duì)FF三因素模型做了有效的補(bǔ)充。按照動(dòng)量效應(yīng)，制定動(dòng)量策略，就是通過有效的投資組合，以達(dá)到在股市中獲利的目的。同時(shí)后來的研究表明，排序期的不同，動(dòng)量因子對(duì)股票收益率的效應(yīng)也會(huì)產(chǎn)生變動(dòng)。Jegdaeehs和Timtna（1993，2001）的研究結(jié)果顯示，過去3～12個(gè)月表現(xiàn)好或者差的股票在接下來的3～12個(gè)月內(nèi)繼續(xù)表現(xiàn)好或者差，利用這一現(xiàn)象所構(gòu)建的動(dòng)量組合會(huì)有持續(xù)的異常收益（稱為動(dòng)量收益）。因此，為檢驗(yàn)我國上海A股中的動(dòng)量效應(yīng)和反轉(zhuǎn)效應(yīng)，依據(jù)排序期的不同，構(gòu)造三個(gè)動(dòng)量因子MD1、MD2和MD3。

上述模型中，動(dòng)能因子MD1指的是我國上海A股股票中，一個(gè)月表現(xiàn)最佳與最差30%的股票第t周的周收益率的差值的均值，即MD1的排序期為一個(gè)月，屬于短期范圍內(nèi)。MD1測(cè)度的是反轉(zhuǎn)效應(yīng)對(duì)我國上海A股股票收益率的影響；動(dòng)能因子MD2指的是我國上海A股股票中，半年表現(xiàn)最佳與最差30%的股票第t周的周收益率的差值的均值，即MD2的排序期為半年，屬于中期范圍內(nèi)。MD2測(cè)度的是動(dòng)量效應(yīng)對(duì)我國上海A股股票收益率的影響；動(dòng)能因子MD3指的是我國上海A股股票中，半年表現(xiàn)最佳與最差30%的股票第t周的周收益率的差值的均值，即MD2的排序期為一年，屬于長(zhǎng)期范圍內(nèi)。MD3測(cè)度的是動(dòng)量效應(yīng)對(duì)我國上海A股股票收益率的影響。

2.4 描述性分析

經(jīng)統(tǒng)計(jì)分析后發(fā)現(xiàn)，2009年5月—2013年4月這四年，選取的上海A股公司總數(shù)平均為700個(gè)左右，在相同的賬面市值比下，大規(guī)模的公司總數(shù)小于小規(guī)模的公司總數(shù)。本文實(shí)證中對(duì)6組解釋變量——市場(chǎng)超額收益率（RM-Rf）、規(guī)模因子SMB、價(jià)值因子HML、動(dòng)量因子MD1、動(dòng)量因子MD2和動(dòng)量因子MD3進(jìn)行相關(guān)性檢驗(yàn)。經(jīng)檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)，六個(gè)變量?jī)蓛勺兞康南嚓P(guān)關(guān)系較弱，有幾組變量的相關(guān)性為負(fù)相關(guān)，只有SMB和MD3、HML和MD3這兩組相關(guān)關(guān)系超過0.5，可以避免在回歸中的共線性問題。對(duì)市場(chǎng)超額收益率（RM-Rf）、規(guī)模因了SMB、價(jià)值因子HML、動(dòng)量因子MD1、動(dòng)量因子MD2和動(dòng)量因子MD3，進(jìn)行ADF單位根根檢驗(yàn)，以檢驗(yàn)序列是否平穩(wěn)。檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)，所檢驗(yàn)的9組因變量和6個(gè)自變量都不存在單位根，以避免將幾個(gè)變量進(jìn)行回歸時(shí)因非平穩(wěn)性而造成的統(tǒng)計(jì)上的偏差。因此可以對(duì)被解釋變量和解釋變量進(jìn)行回歸。

3 模型的比較和分析

3.1 經(jīng)典CAPM模型的實(shí)證分析

3.1.1 計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)

首先，從經(jīng)濟(jì)意義上看：回歸模型可以看出解釋變量的系數(shù)為正數(shù)，說明市場(chǎng)因素所代表的系統(tǒng)與組合的收益率成正相關(guān)序列關(guān)系，符合資本資產(chǎn)定價(jià)模型中β值的含義，即市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)越高，股票的預(yù)期收益率也高，解釋變量系數(shù)β的t統(tǒng)計(jì)值都大于16，而臨界值to，d（205）=2.34，這說明解釋變量系數(shù)顯著不為0，市場(chǎng)組合超額收益率對(duì)股票的收益有較強(qiáng)的影響。若置信水平為10%，9個(gè)組合有3個(gè)通過顯著性檢驗(yàn)；若置信水平為5%，9個(gè)組合只有1個(gè)通過顯著性檢驗(yàn)。大部分截距項(xiàng)系數(shù)不能拒絕為0的原假設(shè)，有一部分截距項(xiàng)系數(shù)顯著不為0，說明可能存在其他因子對(duì)模型產(chǎn)生影響。

其次，從統(tǒng)計(jì)推斷檢驗(yàn)上看：在9次回歸中可決系數(shù)均在0.5以上，大部分?jǐn)?shù)值在0.5～0.8，只有1個(gè)組合的可決系數(shù)超過0.9，說明資本資產(chǎn)定價(jià)模型CAPM模型對(duì)上海A股市場(chǎng)組合收益率的解釋力不算很強(qiáng)。

最后，從計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)的角度來看，異方差檢驗(yàn)的結(jié)果表明由于是模型OLS回歸采用的是時(shí)間序列數(shù)據(jù)，并且樣本觀測(cè)值比較多，這里采用White檢驗(yàn)法檢驗(yàn)異方差是否存在。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，9次回歸檢驗(yàn)中，只有1次通過了異方差檢驗(yàn)。所以從總體來說，模型明顯存在異方差。從自相關(guān)問題的檢驗(yàn)采用LM檢驗(yàn)法進(jìn)行檢驗(yàn)，顯著性水平為0.05，檢驗(yàn)結(jié)果顯示，9組中全部組合的回歸不存在自相關(guān)，說明該模型具備良好的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)和預(yù)測(cè)功能。

3.2 基于 FF三因素模型的實(shí)證分析

模型二將市場(chǎng)因素和其他兩個(gè)因素聯(lián)合起來，共同解釋了股票組合的超額收益率。經(jīng)檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)，市場(chǎng)組合超額收益率的系數(shù)β值全接近于1，表示雖然9個(gè)股票組合的規(guī)模和賬面市值比特征不同，但是從長(zhǎng)期來看它們面臨的系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)可能趨于一個(gè)相同的穩(wěn)定值。

模型二中，s值代表市值因子SMB的斜率。從橫向看，斜率系數(shù)值在9個(gè)股票組合中都是正數(shù)，說明股票的收益率與規(guī)模因子SMB呈正相關(guān)關(guān)系。從縱向看，控制賬面市值比因素后，s值的大小隨著股票組合市值的減小而不斷地增大。聯(lián)合這兩個(gè)趨勢(shì)，可見賬面市值比最高和市值最小的股票組合其s值最高，為1.104243，其t統(tǒng)計(jì)量也是表現(xiàn)顯著的，說明這組股票的超額回報(bào)率對(duì)規(guī)模風(fēng)險(xiǎn)尤其敏感。h值代表賬面市值比因子HML的斜率，經(jīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，當(dāng)市值一定時(shí)，它的值隨著賬面市值比的增高而不斷增大，這在代表市值最高股票組合的三行h值中表現(xiàn)十分明顯，這說明隨著賬面市值比效應(yīng)在市值高且賬面市值比也高的組合中比較顯著。此外，在賬面市值比最高的3個(gè)組合中，h值隨市值的下降而減小，說明市值較大的公司股票收益率對(duì)價(jià)值效應(yīng)尤其敏感。經(jīng)修正后的可決系數(shù)都在0.8以上，高于0.9的有7個(gè)。比起模型一的回歸結(jié)果提高了很多，說明規(guī)模和賬面市值比因素解釋了部分市場(chǎng)因素?zé)o法代表的風(fēng)險(xiǎn)。在顯著性水平為0.05情況下，F(xiàn)0.05（2，205）=3.04，檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)的F統(tǒng)計(jì)值均遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過了這個(gè)臨界值，說明模型整體的擬合程度很好?？偟恼f來，市場(chǎng)組合的超額收益率、市值因素和賬面市值比因素這三大因素聯(lián)合起來，能夠在很大的精確度上解釋股票組合超額收益率的變動(dòng)。

檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，市場(chǎng)因素的斜率β的t值都在35以上，最高達(dá)到54.46957，這與模型一的回歸結(jié)果比，有一定程度的提高，市場(chǎng)組合超額收益率毫無疑問仍然具有顯著性，也說明市場(chǎng)因素對(duì)股票組合收益率的影響依然很大，其他兩個(gè)解釋變量的引入并沒有降低它的顯著度，反而使它的t統(tǒng)計(jì)量總體上變得更高。9組s的t值分布情況顯得比較復(fù)雜，但是高于臨界值1.81 的一共有7個(gè)，說明總的來看，s的估計(jì)是顯著的，規(guī)模因素能在大多數(shù)情況下對(duì)股票的回報(bào)率有顯著影響。經(jīng)檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)賬面市值比系數(shù)h的t值全部高于臨界值，說明賬面市值比因素能對(duì)股票組合的收益率變化起明顯作用。總的來看，三個(gè)解釋變量的參數(shù)估計(jì)的t統(tǒng)計(jì)量比起模型1和模型2都有較大的提高，說明單個(gè)解釋變量對(duì)股票組合的超額收益率存在顯著影響。

3.2.1 計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)

對(duì)于異方差檢驗(yàn)，采用White方法檢驗(yàn)，在顯著性水平為5%下，發(fā)現(xiàn)所檢驗(yàn)的9個(gè)組合都不存在異方差。這表明模型二在減小異方差方面比模型一有極大的改善。這表明被解釋變量SMB和SML加強(qiáng)了模型的解釋能力；對(duì)于自相關(guān)檢驗(yàn)，由于DW檢驗(yàn)法無法檢驗(yàn)高階相關(guān)，本文采用LM統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)法進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果表明，在顯著性水平為5%下，存在自相關(guān)的組合有4個(gè)，說明超過的回歸結(jié)果是有效的。

3.3 基于CARHART四因素模型的實(shí)證分析

其中，MD1排序期為1個(gè)月，MD2排序期為6個(gè)月，MD3排序期為1年。經(jīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，當(dāng)加入MD1作為動(dòng)量因子進(jìn)行四因素模型回歸后，在顯著性水平為5%下，截距項(xiàng)顯著的個(gè)數(shù)依舊為1個(gè)，調(diào)整的擬合優(yōu)度卻提高了，由三因子的平均可調(diào)整系數(shù)91.84%提高到平均91.88%，MD1系數(shù)只有2個(gè)負(fù)數(shù)，且通過顯著性檢驗(yàn)的只有3個(gè)，其中通過檢驗(yàn)的有1個(gè)負(fù)數(shù)和2個(gè)正數(shù)，說明MD1因子對(duì)股價(jià)的短期動(dòng)量反轉(zhuǎn)起到的解釋作用不大。當(dāng)加入MD2作為動(dòng)量因子進(jìn)行四因素模型回歸后，調(diào)整的擬合優(yōu)度表現(xiàn)良好，均達(dá)到91.89%。，在顯著性水平為5%下，不過截距項(xiàng)表現(xiàn)沒有改善，只有1個(gè)顯著不等于0，MD2因子系數(shù)大部分顯著，9個(gè)中有5個(gè)顯著。MD1系數(shù)只有2個(gè)負(fù)數(shù)，其他都是正數(shù)，說明MD2因子對(duì)股價(jià)的中期慣性起到了較強(qiáng)的解釋作用。當(dāng)加入MD3作為動(dòng)量因子進(jìn)行四因素模型回歸后，調(diào)整的擬合優(yōu)度表現(xiàn)良好，均達(dá)到92.30%。在顯著性水平為5%下，不過截距項(xiàng)表現(xiàn)沒有改善，只有1個(gè)顯著不等于0，MD3因子系數(shù)大部分顯著，9個(gè)中有7個(gè)顯著。MD1系數(shù)全部是正數(shù)，說明MD3因子對(duì)股價(jià)的長(zhǎng)期慣性起到了很強(qiáng)的解釋作用。

3.3.1 回歸結(jié)果計(jì)量分析

首先，對(duì)四因素模型MD1的White異方差檢驗(yàn)和自相關(guān)問題進(jìn)行檢驗(yàn)，可以發(fā)現(xiàn)，在顯著性水平為5%下，發(fā)現(xiàn)所檢驗(yàn)的5個(gè)組合都不存在異方差，有4個(gè)組合存在異方差，模型4（MD1）異方差檢驗(yàn)結(jié)果表明大部分組合不存在異方差。采用LM檢驗(yàn)法進(jìn)行檢驗(yàn)，顯著性水平為5%下，檢驗(yàn)的9組中有3個(gè)組合的回歸存在自相關(guān)，說明模型4（MD1）不存在自相關(guān)。

其次，對(duì)四因素模型MD2的White異方差檢驗(yàn)和自相關(guān)問題進(jìn)行檢驗(yàn)，可以發(fā)現(xiàn)，在顯著性水平為5%下，發(fā)現(xiàn)5個(gè)組合都不存在異方差，有4個(gè)組合存在異方差，模型4（MD2）異方差檢驗(yàn)結(jié)果與模型4（MD1）一樣。自相關(guān)問題的檢驗(yàn)；用LM檢驗(yàn)法進(jìn)行檢驗(yàn)，假設(shè)顯著性水平為0.05，檢驗(yàn)結(jié)果顯示，9組中有6個(gè)組合的回歸不存在自相關(guān)（模型4（MD1）4個(gè)），說明模型4（MD2）不存在自相關(guān)。

最后，對(duì)四因素模型MD3的White異方差檢驗(yàn)和自相關(guān)問題進(jìn)行檢驗(yàn)，可以發(fā)現(xiàn)，在顯著性水平為5%下，發(fā)現(xiàn)9個(gè)組合都不存在異方差，表明模型4（MD3）不存在異方差。相比模型4（MD1）和模型4（MD2），模型擬合效果更好。用LM檢驗(yàn)法進(jìn)行檢驗(yàn)，假設(shè)顯著性水平為0.05，檢驗(yàn)結(jié)果顯示，9組中有7個(gè)組合的回歸不存在自相關(guān)，說明模型4（MD3）不存在自相關(guān)。相比模型4（MD1）和模型4（MD2），模型擬合效果更好。

4 研究結(jié)論

本文系統(tǒng)地闡述了國內(nèi)外關(guān)于CAPM模型的研究成果和CAPM模型的幾種拓展范式。根據(jù)樣本股賬面市值比和流動(dòng)市值的大小，將上證A股2009年5月—2013年4月的周收益率數(shù)據(jù)劃分為九組投資組合，分別依據(jù)CAPM模型、Fama-French三因素模型、Carhart四因素模型對(duì)上證A股進(jìn)行實(shí)證分析。本文通過比較回歸模型的擬合結(jié)果、各特征變量的t值和回歸系數(shù)，檢驗(yàn)了CAPM模型及各種范式在我國上海A股市場(chǎng)的適用性，再具體分析規(guī)模效應(yīng)、價(jià)值效應(yīng)和動(dòng)量效應(yīng)對(duì)我國上海A股股票收益的影響。本文得出的結(jié)論如下：

（1）CAMP模型對(duì)我國上海A股市場(chǎng)部分有效，但截距系數(shù)部分不接近于零和調(diào)整的可決系數(shù)不高，表明市場(chǎng)組合超額收益率不能作為影響股票收益書的全部因素。貝塔值在不同股票組合模型一的時(shí)間序列回歸結(jié)果中總是接近1，表明在我國上海A股市場(chǎng)不同規(guī)模和賬面市值比特征的股票回報(bào)率差別主要不在于它們對(duì)市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)的敏感度，應(yīng)當(dāng)存在其他因素能更好地解釋股票回報(bào)率的差異。

（2）通過對(duì)模型一和模型二的回歸分析，發(fā)現(xiàn)由市場(chǎng)組合超額收益率、規(guī)模因素和賬面市值比因素聯(lián)合組成的模型二對(duì)我國上海A股市場(chǎng)個(gè)股收益率波動(dòng)的解釋能力最強(qiáng)。其中，調(diào)整的可決系數(shù)普遍提高，9組F值只有1組沒有通過顯著性檢驗(yàn)，市場(chǎng)組合超額收益率、規(guī)模因素、賬面市值比因素的系數(shù)大部分都通過顯著性檢驗(yàn)。異方差和自相關(guān)檢驗(yàn)的通過率高，模型的預(yù)測(cè)精度可以保證，可以用這個(gè)模型預(yù)測(cè)股票的收益率。

（3）Carhart四因素模型的動(dòng)量因子MD1沒有提升模型的解釋力，動(dòng)量因子MD2提高了模型解釋能力，動(dòng)量因子MD3更明顯提高了模型解釋能力。表明我國上海A股市場(chǎng)在短期不存在反轉(zhuǎn)的動(dòng)量因素，在中長(zhǎng)期存在慣性的動(dòng)量因素。

參考文獻(xiàn)：

[1]韓海容，吳國鼎.中國股市股票交易信息與股票橫截面收益研究[J].金融理論與實(shí)踐，2011（1）.

[2]丁琳，劉文俊.中國滬市資本資產(chǎn)定價(jià)模型的實(shí)證檢驗(yàn)[J].中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報(bào)，2013（4）.

[3]何惠珍.CAPM模型對(duì)我國股市的實(shí)證分析[J].學(xué)術(shù)探索，2012（6）.

[4]鄒舟，樓百均.CAPM模型在上海股票市場(chǎng)的有效性檢驗(yàn)[J].企業(yè)經(jīng)濟(jì)，2013（1）.

[5]熊燕.深圳A股主板市場(chǎng)的Fama-French三因素模型適用性研究[D].成都：西南財(cái)經(jīng)大學(xué)，2012.

[6]王愛敏.三因素模型在中國證券市場(chǎng)適用性的實(shí)證研究[D].北京：對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)，2007.

[7]王偉.三因素模型在中國資本市場(chǎng)的有效性研究[D].成都：西南財(cái)經(jīng)大學(xué)，2007.

[8]Black，R，M.Jensen & M.Scholes.The Capital Asset Pricing ModelrSome Empirical Tests[J].Studies in the Theory of Capital Markets，1972.

[9]Fama E.& MacBeth J.Risk，Return and Equilibrium：Empirical Test[J].Journal of Political Economy，1973，81（5/6）：753-755.

[10]R.Roll.A Critique of Capital Asset Pricing Theory：Part I.On the Past and Potential Testability of the Theory[J].Journal of Financial Economics，1977（3）.