2023年-国内资本资产定价模型的分析报告.docx

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1、对中国国内上市公司的资本资产定价模型的分析报告一、理论介绍资本资产定价模型，即Sharpe （1964）, Lintner （1965）和Black （1972）建立的简捷、 完美的线性资产定价模型CAPM （又称SLB模型），是金融学和财务学的最重要的理论基石之 -o CAPM模型假定投资者能够以无风险收益率借贷，其形式为：E R, i =R,f+B , im （E-R, f）,（1）Cov R, i, R, mB , im =（2）Var R, mRLi,R,f分别为资产i的收益率，市场组合的收益率和无风险资产的收益率。由于CAPM从理论上说明在有效率资产组合中，B描述了任一项资产的系统风

2、险（非系 统风险已经在分散化中相互冲消掉了），任何其它因素所描述的风险都为B所包容。因此对 CAPM的检验实际是验证3是否具有对收益的完全解释能力。资本资产定价模型（CAPM）在理论上是严格的，但是在实际中长期存在着实证研究对它的 偏离和质疑，其原因主要是资本资产定价模型的一组假设条件过于苛刻而远离市场实际。本 次分析报告旨在通过对随机抽样的中国上市公司的收益率的分析，考察在中国的股市环境下, CAPM是否仍然适用。二、数据来源本文在CSMAR大型股票市场数据库中随机选取了 1995年1月到2001年 12月的100支股票（存为名叫rtndata的EXCEL文件），作为对中国股票市场的 模拟。

3、同时还收集了同时期中国银行的年利率（取名为rf）作为无风险利率，并 通过各股票的流通股本对上海、深圳两个市场A股的综合指数进行加权（取名为mr2）o在SAS中建立数据集，其中各列指标分别为各股票的月收益率（为处理方便，股票名 称已改为yl-ylOO）、中国银行的年利率rf （本次报告没有将rf转换成月无风险收益率，因 为这一差异将反映在系数上，且为倍数关系，对结果没有实质性影响）和以流通股进行加权 （因为本次报告计算的是市场收益率）的上海、深圳两个市场A股的综合指数mr2。本次报告采用的CAPM模型为：弓=7。+%夕+与，/ = 12J00。三、方法及步骤1,在SAS中以libname命令设定

4、新库，名为finance。程序为： libname finance * G:financertndata *; run;2,采用means过程（也可以用univariate过程）对这100支股票做初步的均值分析， 初步得出各股票的样本均值等数据。程序为：proc means data=finance.rtndata;var yl-ylOO;run;3,采用corr过程对随机抽取的若干支股票进行相关分析，以判断中国股票市场的相关 性。程序如下：proc corr data=finance.rtndata cov;var y23 y67;where stkcd=l99512 and stkcd=1

5、99512 and stkcd=199801 and stkcd betasq 和_RMSE_的线性函数(因篇幅关系，程序和结果略)。三、结果及讨论从以上结果来看，当只取B值作为解释变量进行回归时，可以认为中国股市的平均收益 率符合CAPM模型，但是在分别加入了 B八2 ( B -square)和残差之后，从回归过程和检 验中发现股票的超额月收益率并不是B和B-2的线性模型。但是，在只用B对原来的数据进行回归时，mean值为-0.01, (p值0.0185),也就是说， 中国股市的超额收益率为负值,这可能并不符合实际。利用rand()函数随机抽取了三支股票， 用TTEST过程检验，程序为：pr

6、oc ttest data=finance.rtndata;var y23; run; quit;得到这三支股票的mean值分别为0.0115 (p值为0.3711)、0.0247 (p值为0.0950)和 0.0267 (p值为0.1609),均不为。或负值，这说明原来的回归过程还不能很好地拟合中国的 股票市场，即，单纯考虑8因素的CAPM模型不能很好地解释中国股票市场的数据。另外， 在回归模型中，p值显得过大，超过置信水平很多，这也说明单纯用这几个解释变量无法很 好地解释中国股票市场的超额收益率。为了考察究竟需要多少个因子(factor)才能解释中国股票的超额收益率，对原来的 100支股票

7、的超额收益率数据进行因子分析。程序为：proc factor data=finance.rtndata;var yl-ylOO; run; quit；结果显示：16 factors will be retained by the MINEIGEN criterion.即，至少需要 16个因子 (factor)才能比较好地解释中国股票市场的超额收益率数据。由于没有其他的收益率数据， 因此未能继续求解。四、其他假定本次报告没有将rf转换成月无风险收益率（将原数据除以1200）,因为这一差异将反映 在系数上，且为倍数关系，对结果没有实质性影响。在回归过程中，由于计算的是市场收益率，所以在回归过程中只

8、考虑了流通股，因此采 用mr2,即用流通股本对上海、深圳两个市场A股的综合指数进行加权。五、结论通过以上验证，CAPM模型不能很好的解释中国股票市场。主要原因可能是由于我国 股票市场的建立较晚，监管不够规范，还不是一个有效市场，可能存在以下因素影响了回归 的结果：首先，我国股票市场的无效率。这表现为资金的拥有者可以通过操盘来控制股票价格, 从而获得超额的收益率。同时，在我国的股市上，通过内幕信息来赚取超额收益的例子也屡 见不鲜。这些现象的存在均不符合CAPM应用的前提假设，因此会导致回归模型无解释力。其次，中国股市在此期间由于政策性原因发生过重大变化。1995年股市低迷，期间的 重要事件包括：

9、实行T+1交易；“327”国债期货事件；暂停国债期货交易等；1996年股 市稳步上升，除两次降息外年内无重大事件发生；1997年股市有升有降，期间许多重大事 件发生：1996年底的涨跌幅限制、提高印花税、严禁国企、上市公司炒股、禁止银行资金 入市、证券投资基金管理办法颁布等。最后，由于我们采用了银行活期存款的年利率作为无风险收益率，但是，中国银行的利 率是非市场化利率，不能代表无风险收益率，这也不符合CAPM的假设，对回归结果会有 影响。主要参考文献Fama, E. F. and J. D. MacBeth (1973), Risk, Return, and Equilibrium: Empi

10、rical Tests, Journal of Political Economy, Vol. 81, No. 3, pp607-636.Fama, E. F. and K. R. French (1992), The Cross-Section of Expected Stock Returns, Journal of Finance, Vol. 47, No. 2, pp 427-465.Pettengill G. N., S. Sundaram and I. Mathur, (1995), The Conditional Relation between Beta andReturns, Journal of Financial and Quantitative Analysis, Vol. 30, No. 1, ppl01- l 16.