曹慧+王靜

【摘 要】 運(yùn)用葡萄酒行業(yè)個(gè)股的周收益率數(shù)據(jù)，考察葡萄酒行業(yè)個(gè)股？茁系數(shù)的穩(wěn)定性。以單因素模型（SIM）為基礎(chǔ)，運(yùn)用一元線性回歸法估計(jì)？茁系數(shù)并運(yùn)用SPSS軟件對(duì)回歸過(guò)程進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)。通過(guò)對(duì)？茁系數(shù)時(shí)間序列的描述性統(tǒng)計(jì)分析及ADF檢驗(yàn)得出：第一，從長(zhǎng)期來(lái)看，自上市以來(lái)葡萄酒行業(yè)個(gè)股的？茁系數(shù)較為穩(wěn)定，長(zhǎng)期投資者可以將？茁系數(shù)作為投資決策的依據(jù);第二，從短期來(lái)看，近5年葡萄酒行業(yè)個(gè)股的？茁系數(shù)不太穩(wěn)定且其波動(dòng)趨勢(shì)也不盡相同，？茁系數(shù)對(duì)短期投資者而言參考價(jià)值不是特別大;第三，葡萄酒行業(yè)各個(gè)股票的？茁系數(shù)時(shí)間序列是平穩(wěn)的，這為投資者進(jìn)行個(gè)股？茁系數(shù)的預(yù)測(cè)提供了可靠依據(jù)。

【關(guān)鍵詞】 ？茁系數(shù); 葡萄酒行業(yè); 穩(wěn)定性; ADF檢驗(yàn)

中圖分類(lèi)號(hào)：F832.48 ?文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A ?文章編號(hào)：1004-5937（2014）34-0102-06

？茁系數(shù)也稱(chēng)為貝塔系數(shù)（Beta Coefficient），用以度量一種證券或一個(gè)投資證券組合相對(duì)總體市場(chǎng)的波動(dòng)性，是一種風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)。從20世紀(jì)70年代開(kāi)始，國(guó)內(nèi)外許多學(xué)者對(duì)貝塔系數(shù)的穩(wěn)定性進(jìn)行了研究。對(duì)于單只股票的貝塔系數(shù)是否穩(wěn)定，或者有哪些時(shí)變規(guī)律，眾多學(xué)者的研究表述不一。國(guó)外有學(xué)者認(rèn)為，在一定條件下，？茁系數(shù)穩(wěn)定性提高，如Marshall E.Blume（1971）（1975），但國(guó)外大部分學(xué)者認(rèn)為？茁系數(shù)呈現(xiàn)不穩(wěn)定性，如Fabozzi和Francis（1978），Robert D.Brooks等（1998）。國(guó)內(nèi)絕大多數(shù)研究者認(rèn)為？茁系數(shù)呈現(xiàn)不穩(wěn)定：有些研究者認(rèn)為無(wú)論是單只股票還是股票組合，貝塔系數(shù)都不具穩(wěn)定性，如沈藝峰、洪錫熙（1999）;有些研究者則認(rèn)為隨著上市時(shí)間的加長(zhǎng)，股票貝塔系數(shù)越來(lái)越不穩(wěn)定，如靳云匯、李學(xué)（2000）;還有些研究者認(rèn)為從長(zhǎng)期來(lái)講，大多數(shù)股票的貝塔系數(shù)不穩(wěn)定，其穩(wěn)定性在證券法實(shí)施以后變低了，而股票組合可以增加貝塔系數(shù)的穩(wěn)定性，如蘇衛(wèi)東、張世英（2002）。有些學(xué)者研究認(rèn)為？茁系數(shù)呈現(xiàn)穩(wěn)定性，如高鴻禎、郭濟(jì)敏（1999）;還有一些學(xué)者則認(rèn)為？茁系數(shù)在短期內(nèi)呈現(xiàn)穩(wěn)定性，如趙景文（2005）。本文旨在對(duì)葡萄酒行業(yè)單只股票的？茁系數(shù)穩(wěn)定性進(jìn)行研究分析。

一、？茁系數(shù)的計(jì)算依據(jù)

（一）模型的選取

資本資產(chǎn)定價(jià)模型（Capital Asset Pricing Model 簡(jiǎn)稱(chēng)CAPM）是由美國(guó)學(xué)者夏普（William Sharpe，1964）、林特勒（John Lintner，1965）和莫辛（Jan Mossin，1966）等人在投資組合理論的基礎(chǔ)上提出的，在投資學(xué)中占有很重要的地位，并在投資決策和公司理財(cái)中得到了廣泛運(yùn)用。但在實(shí)證研究中，通常不用資本資產(chǎn)定價(jià)模型來(lái)估計(jì)證券的？茁值，而是用單因素模型。這是因?yàn)镃APM的假設(shè)條件太多，模型過(guò)于理想化，并且對(duì)市場(chǎng)的有效性有很高的要求，而我國(guó)證券市場(chǎng)尚不能滿(mǎn)足CAPM的假設(shè)條件。宋曉杰（2003）在《夏普單指數(shù)模型對(duì)我國(guó)股票市場(chǎng)的適用性分析》中，通過(guò)理論評(píng)估和事后檢驗(yàn)，得出結(jié)論：?jiǎn)我蛩啬Ｐ偷膽?yīng)用效果比較好。因此本文以單因素模型為基礎(chǔ)。

單因素模型為：Ri t=ai+？茁iRm ?t+ei t ? （1）

其中：Ri t表示股票i在時(shí)間t時(shí)的實(shí)際收益率;Rm t表示市場(chǎng)組合在時(shí)間t時(shí)的實(shí)際收益率;ai表示截距項(xiàng);？茁i表示股票i貝塔系數(shù)，它衡量的是系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn);ei t表示隨機(jī)誤差項(xiàng)，該隨機(jī)誤差項(xiàng)的期望值為0。

雖然從嚴(yán)格意義上講，資本資產(chǎn)定價(jià)模型中的？茁值與單因素模型中的？茁值是有區(qū)別的，前者相對(duì)于整個(gè)市場(chǎng)組合而言，后者相對(duì)于某個(gè)市場(chǎng)指數(shù)而言，但是在實(shí)際操作中，由于不能確切知道市場(chǎng)組合的構(gòu)成，所以一般用市場(chǎng)指數(shù)來(lái)代替，因此可以用單因素模型所得出的？茁值來(lái)代替資本資產(chǎn)定價(jià)模型中的？茁值。又因?yàn)椴恢劳顿Y者的預(yù)測(cè)值，所以只能根據(jù)歷史數(shù)據(jù)對(duì)一定時(shí)期內(nèi)的？茁值進(jìn)行估算，并把它當(dāng)作CAPM中的？茁的預(yù)測(cè)值來(lái)使用。

（二）研究對(duì)象及數(shù)據(jù)來(lái)源

本文的研究對(duì)象為葡萄酒行業(yè)單只股票，分別是：中葡股份（600084）、張?jiān)（000865）、通葡股份（600365）和莫高股份（600543）。

在實(shí)證研究中，通常使用股票市場(chǎng)指數(shù)代替市場(chǎng)組合，又由于本文研究對(duì)象中的4只股票均為中國(guó)股市A股股票，有3只股票（中葡股份、通葡股份、莫高股份）屬于上海A股，1只股票（張?jiān)）屬于深圳A股，故選取A股指數(shù)作為市場(chǎng)組合。

本文所用的原始數(shù)據(jù)取自南京證券鑫易通綜合服務(wù)平臺(tái)。

（三）數(shù)據(jù)的截取區(qū)間

在計(jì)算？茁值的過(guò)程中，涉及到數(shù)據(jù)時(shí)間段的截取。其遵循的原則是該時(shí)間段所計(jì)算的？茁值應(yīng)該是最能反映現(xiàn)存風(fēng)險(xiǎn)的？茁值，在這段時(shí)間里，公司的杠桿和業(yè)務(wù)結(jié)構(gòu)應(yīng)該相對(duì)穩(wěn)定。因此，本文在計(jì)算？茁值時(shí)選擇一年（12個(gè)月或48周）為時(shí)間段，分別計(jì)算4只股票自上市以來(lái)到2012年各年度的？茁值。其有效年份的？茁個(gè)數(shù)分別為：中葡股份（600084）15個(gè)、張?jiān)（000865）12個(gè)、通葡股份（600365）12個(gè)和莫高股份（600543）9個(gè)。

（四）收益率計(jì)算頻率的選取及計(jì)算

理論上，計(jì)算頻率越短，計(jì)算的收益率結(jié)果越精確，也更能反映真實(shí)情況。目前，許多大型投資公司采用月數(shù)據(jù)來(lái)計(jì)算？茁值，也采用周數(shù)據(jù)。因此，本文將抽樣選取一只股票，分別采用周數(shù)據(jù)和月數(shù)據(jù)計(jì)算？茁值，結(jié)合回歸直線對(duì)數(shù)據(jù)的擬合優(yōu)度進(jìn)行比較，選擇更合適的收益率計(jì)算頻率。

個(gè)股及市場(chǎng)組合的收益率計(jì)算公式：

本期收益率=（本期收盤(pán)價(jià)-上期收盤(pán)價(jià)）/上期收盤(pán)價(jià) （2）

（五）？茁值的計(jì)算方法：回歸分析法

利用證券特征線，采用回歸分析法，擬合葡萄酒行業(yè)單只股票收益率與以A股指數(shù)為依據(jù)的市場(chǎng)組合收益率的回歸方程：

yi=ai+bix ? （3）

其中：yi為股票i月（或周）收益率;x為市場(chǎng)組合月（或周）收益率;ai為回歸方程截距;bi為回歸系數(shù)，也是特征線的斜率，即單只股票的？茁值。

二、？茁系數(shù)的估算和檢驗(yàn)

（一）收益率計(jì)算頻率的確定

以中葡股份為例，剔除1997年以前以及2006年、2007年和2008年的無(wú)效時(shí)間后，分別采用有效的周數(shù)據(jù)和月數(shù)據(jù)計(jì)算？茁值，比較回歸直線對(duì)數(shù)據(jù)的擬合優(yōu)度，擬合優(yōu)度的判定系數(shù)為R2（如表1）。

一般情況下，某一回歸直線對(duì)所觀測(cè)數(shù)據(jù)的擬合程度用判定系數(shù)R2來(lái)衡量。由表1可以看出，以周數(shù)據(jù)為依據(jù)的回歸直線對(duì)觀測(cè)數(shù)據(jù)的擬合程度，15年中有10年優(yōu)于以月數(shù)據(jù)為依據(jù)的回歸直線對(duì)觀測(cè)數(shù)據(jù)的擬合程度，因此，在接下來(lái)的？茁系數(shù)估算過(guò)程中，收益率的計(jì)算頻率定為“周”。

（二）葡萄酒行業(yè)單只股票？茁系數(shù)的估算結(jié)果及顯著性檢驗(yàn)

利用葡萄酒行業(yè)單只股票自上市以來(lái)的有效周收益率和A股指數(shù)的周收益率，運(yùn)用SPSS軟件進(jìn)行線性回歸分析，并在0.05的顯著性水平下進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)，得出葡萄酒行業(yè)單只股票自上市以來(lái)每年的？茁系數(shù)及顯著性檢驗(yàn)的計(jì)量值（見(jiàn)表2）。

運(yùn)用F統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)回歸方程的顯著性。F的觀測(cè)值對(duì)應(yīng)顯著性的概率P值（Sig.）<？琢（0.05）時(shí)，回歸方程高度顯著。由表2可知，葡萄酒行業(yè)單只股票的回歸方程中，高度顯著的回歸方程占比分別為：中葡股份86.7%、張?jiān)83.3%、通葡股份91.7%和莫高股份100%。運(yùn)用t統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)回歸系數(shù)的顯著性。由表2可知，葡萄酒行業(yè)單只股票的回歸方程中，t的觀測(cè)值對(duì)應(yīng)顯著性概率P值（sig）<？琢（0.05），即回歸系數(shù)高度顯著的占比分別為：中葡股份86.7%、張?jiān)83.3%、通葡股份91.7%和莫高股份100%。運(yùn)用判定系數(shù)R2檢驗(yàn)回歸方程的擬合優(yōu)度。由表2可以看出回歸方程擬合優(yōu)度尚可接受。

三、？茁系數(shù)的穩(wěn)定性

（一）？茁系數(shù)的描述統(tǒng)計(jì)分析

通過(guò)SPSS對(duì)葡萄酒行業(yè)每只股票自上市以來(lái)每年的？茁系數(shù)進(jìn)行描述統(tǒng)計(jì)分析。4只股票？茁系數(shù)的方差分別為中葡股份（600084）0.117、張?jiān)（000869）0.168、通葡股份（600365）0.070和莫高股份（600543）0.074，表明葡萄酒行業(yè)單只股票？茁系數(shù)穩(wěn)定性不是很顯著。相對(duì)而言，4只股票？茁系數(shù)的穩(wěn)定性由高到低依次是通葡股份、莫高股份、中葡股份和張?jiān)。4只股票？茁系數(shù)的均值分別為中葡股份0.786、張?jiān)0.756、通葡股份1.051和莫高股份0.981。從均值可以看出，莫高股份（600543）和通葡股份（600365）的？茁系數(shù)均值接近于1，表明莫高股份（600543）和通葡股份（600365）的風(fēng)險(xiǎn)收益率和風(fēng)險(xiǎn)接近于市場(chǎng)組合平均水平。而中葡股份（600084）和張?jiān)（000869）的？茁系數(shù)均值在0.75左右，表明中葡股份（600084）和張?jiān)（000869）的風(fēng)險(xiǎn)收益率偏小于市場(chǎng)組合平均風(fēng)險(xiǎn)收益率，也意味著中葡股份（600084）和張?jiān)（000869）的風(fēng)險(xiǎn)程度略小于整個(gè)市場(chǎng)投資組合的風(fēng)險(xiǎn)。

從長(zhǎng)期來(lái)看，自上市以來(lái)葡萄酒行業(yè)單只股票的？茁系數(shù)較為穩(wěn)定，這與蘇衛(wèi)東、張世英（2002）的觀點(diǎn)較為一致。葡萄酒行業(yè)中有3只股票的？茁系數(shù)較為穩(wěn)定，分別是中葡股份（600084）、通葡股份（600365）、莫高股份（600543）（如圖1）。中葡股份歷年？茁系數(shù)直方圖中，雖有三個(gè)高點(diǎn)0.4～0.6區(qū)間、0.8～1.0區(qū)間和1.2～1.4區(qū)間，但最高的高點(diǎn)仍是0.8～1.0區(qū)間。通葡股份（600365）和莫高股份（600543）？茁系數(shù)直方圖中都只有一個(gè)高點(diǎn)，分別是1.0～1.2區(qū)間和0.8～1.0區(qū)間。理論上？茁系數(shù)是趨于1的，因此可以看出這3只股票的？茁系數(shù)較為穩(wěn)定。相對(duì)而言，張?jiān)＃?00869）？茁系數(shù)直方圖中有三個(gè)高點(diǎn)，且最高點(diǎn)在0.25～0.5區(qū)間，其？茁系數(shù)穩(wěn)定性不高。總的來(lái)說(shuō)，長(zhǎng)期葡萄酒行業(yè)單只股票的？茁系數(shù)較為穩(wěn)定。

從短期來(lái)看，近5年葡萄酒行業(yè)單只股票的？茁系數(shù)不穩(wěn)定且其波動(dòng)趨勢(shì)也不盡相同，這與趙景文（2005）的觀點(diǎn)截然相反。觀察葡萄酒行業(yè)個(gè)股？茁系數(shù)的時(shí)間序列圖（見(jiàn)圖2），近5年中葡股份（600084）2008年、2010年和2012年的？茁系數(shù)水平基本趨于一致，2009年達(dá)到最小值，2011年達(dá)到最大值;張?jiān)（000869）的？茁系數(shù)2008—2011年基本處于同一水平，在2012年大幅上揚(yáng)。從圖2中可以更直觀的看出，中葡股份（600084）和張?jiān)（000869）？茁系數(shù)的變化方向截然相反。而通葡股份（600365）和莫高股份（600543）的？茁系數(shù)近5年變化趨勢(shì)大致相同，2008—2011年變化方向及幅度基本一致，2012年變化方向卻相反。總之，同行業(yè)中個(gè)股的？茁系數(shù)變化是不同的。

（二）？茁系數(shù)的時(shí)間序列分析

通過(guò)自上市以來(lái)中葡股份（600084）、張?jiān)（000869）、通葡股份（600365）和莫高股份（600543）的？茁系數(shù)（如表2），并根據(jù)圖2可判斷葡萄酒行業(yè)個(gè)股的？茁系數(shù)序列的變化形態(tài)以及隨時(shí)間的變化趨勢(shì)。

從圖2中可以看出，中葡股份（600084）的？茁系數(shù)最大值和最小值分別出現(xiàn)于2011年和2006年;張?jiān)（000869）的？茁系數(shù)最大值和最小值分別出現(xiàn)于2012年和2010年;通葡股份（600365）的？茁系數(shù)最大值和最小值分貝出現(xiàn)于2001年和2005年;莫高股份（600543）的？茁系數(shù)最大值和最小值分別出現(xiàn)于2012年和2010年。單娟、劉濤（2011）在《？茁系數(shù)的影響因素研究綜述》中指出，？茁系數(shù)差異的影響因素主要有三大類(lèi)：宏觀經(jīng)濟(jì)因素（如經(jīng)濟(jì)周期、利率、通貨膨脹等）、公司的基本特征（如公司的規(guī)模、財(cái)務(wù)結(jié)構(gòu)等）和公司的行業(yè)類(lèi)別及所歸屬的經(jīng)濟(jì)部門(mén)。葡萄酒行業(yè)4只股票？茁系數(shù)的最小值出現(xiàn)在2008年的前后兩年。究其原因，可能是2008年金融危機(jī)對(duì)股市的影響，葡萄酒行業(yè)個(gè)股對(duì)各類(lèi)經(jīng)濟(jì)變量的反應(yīng)程度降低，其？茁系數(shù)也隨之減小。最大值的出現(xiàn)，可能是由于公司本身規(guī)模和財(cái)務(wù)結(jié)構(gòu)的改善，提高了該公司對(duì)各類(lèi)經(jīng)濟(jì)變量的反應(yīng)程度，從而？茁系數(shù)也隨之增大。正是由于各類(lèi)因素對(duì)？茁系數(shù)的影響，？茁系數(shù)折疊時(shí)間序列圖中所體現(xiàn)的葡萄酒行業(yè)個(gè)股的？茁系數(shù)循環(huán)波動(dòng)并沒(méi)有趨同，且其周期性也不太明顯，更多顯示波動(dòng)的隨機(jī)性。所以，由散點(diǎn)圖可以粗略判斷葡萄酒行業(yè)個(gè)股？茁系數(shù)的時(shí)間序列是平穩(wěn)的。

考慮到對(duì)下一年？茁系數(shù)發(fā)展趨勢(shì)的預(yù)測(cè)，接下來(lái)需要對(duì)葡萄酒行業(yè)個(gè)股？茁系數(shù)的時(shí)間序列平穩(wěn)性進(jìn)行ADF檢驗(yàn)。

檢驗(yàn)假設(shè)：

零假設(shè)H0：d=0，即存在一單位根，則序列非平穩(wěn)。備擇假設(shè)H1：d<0，則序列平穩(wěn)。

檢驗(yàn)式形式：

模型1：？駐Xt=？啄Xt-1+■λi？駐Xt-i+？著t

模型2：？駐Xt=？琢+？啄Xt-1+■λi？駐Xt-i+？著t

模型3：？駐Xt=？琢+？漬t+？啄Xt-1+■λi？駐Xt-i+？著t

其中？駐Xt表示序列Xt的一階差分，t表示時(shí)間，？著t為白噪聲過(guò)程，？琢、？漬、？啄和λ均為參數(shù)。模型1不包含常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)，模型2僅包含常數(shù)項(xiàng)，模型3包含常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)。實(shí)際檢驗(yàn)時(shí)從模型3開(kāi)始，然后模型2、模型1。何時(shí)檢驗(yàn)拒絕零假設(shè)，即原序列不存在單位根，為平穩(wěn)序列，何時(shí)檢驗(yàn)停止;否則，就要繼續(xù)檢驗(yàn)，直到檢驗(yàn)完模型1為止。檢驗(yàn)結(jié)果如表3。

從表3可以看出，中葡股份？茁系數(shù)序列與模型3檢驗(yàn)式對(duì)應(yīng)的單位根統(tǒng)計(jì)量ADF=-3.618017小于10%顯著水平臨界值-3.342253，因此拒絕原假設(shè)，即沒(méi)有單位根，該序列式是平穩(wěn)的;張?jiān) ？茁系數(shù)序列與模型2檢驗(yàn)式對(duì)應(yīng)的單位根統(tǒng)計(jì)量ADF=-2.738410小于10%顯著水平臨界值-2.728985，因此拒絕原假設(shè)，即沒(méi)有單位根，該序列式是平穩(wěn)的;通葡股份？茁系數(shù)序列與模型3檢驗(yàn)式對(duì)應(yīng)的單位根統(tǒng)計(jì)量ADF= -4.249256小于5%顯著水平臨界值-3.933364，因此拒絕原假設(shè)，即沒(méi)有單位根，該序列式是平穩(wěn)的;莫高股份？茁系數(shù)序列與模型2檢驗(yàn)式對(duì)應(yīng)的單位根統(tǒng)計(jì)量ADF=-4.012580小于5%顯著水平臨界值-3.403313，因此拒絕原假設(shè)，即沒(méi)有單位根，該序列式是平穩(wěn)的。所以，自上市以來(lái)葡萄酒行業(yè)單只股票的？茁系數(shù)時(shí)間序列是較平穩(wěn)的。這對(duì)？茁系數(shù)的預(yù)測(cè)有很重要的意義。

四、結(jié)束語(yǔ)

本文運(yùn)用Excel、SPSS、EViews等統(tǒng)計(jì)軟件，根據(jù)葡萄酒行業(yè)單只股票自上市以來(lái)的周收益率，估算了個(gè)股的？茁系數(shù)并通過(guò)對(duì)？茁系數(shù)時(shí)間序列進(jìn)行描述統(tǒng)計(jì)分析和ADF檢驗(yàn)判斷其穩(wěn)定性，結(jié)果顯示：

1.從長(zhǎng)期來(lái)看，自上市以來(lái)葡萄酒行業(yè)單只股票的？茁系數(shù)較為穩(wěn)定。雖然有個(gè)別股票？茁系數(shù)穩(wěn)定性不是很高，但總的來(lái)說(shuō)，長(zhǎng)期葡萄酒行業(yè)單只股票的？茁系數(shù)較為穩(wěn)定，因此長(zhǎng)期投資者可以將？茁系數(shù)作為投資決策的依據(jù)。

2.從短期來(lái)看，近5年葡萄酒行業(yè)單只股票的？茁系數(shù)不太穩(wěn)定且其波動(dòng)趨勢(shì)也不盡相同，因此？茁系數(shù)對(duì)短期投資者而言參考的價(jià)值不是特別大。研究者在接下來(lái)的研究中可以對(duì)短期葡萄酒行業(yè)單只股票的？茁系數(shù)不穩(wěn)定的影響因素作進(jìn)一步分析。

3.經(jīng)過(guò)對(duì)葡萄酒行業(yè)各個(gè)股票的？茁系數(shù)時(shí)間序列的ADF檢驗(yàn)，得知？茁系數(shù)時(shí)間序列是平穩(wěn)的，這為投資者進(jìn)行個(gè)股？茁系數(shù)的預(yù)測(cè)以及研究者對(duì)？茁系數(shù)預(yù)測(cè)的研究都提供了可靠的依據(jù)?！?/p>

【參考文獻(xiàn)】

[1] Blume ?M ?E. ?On ?the assessment of risk[J]. The Journal of Finance，1971，26（1）：1-10.

[2] Blume M E. Betas and their regression tendencies[J]. The Journal of Finance， 1975， 30（3）：785-795.

[3] Fabozzi，F(xiàn).J.，F(xiàn)rancis，J.C. Beta as a random coefficient[J].Journal Financial and Quantitative Analysis，1978，13（l）：101-116.

[4] Robert ?D.Brooks， Robert W. Faff， Mohamed Ariff. An investigation into the extent of Beta instability in the Singapore stock market[J]. Pacific-Basin Finance Journal，1998（6）：87-101.

[5] 沈藝峰，洪錫熙.我國(guó)股票市場(chǎng)貝塔系數(shù)的穩(wěn)定性檢驗(yàn)[J].廈門(mén)大學(xué)學(xué)報(bào)（哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版），1999 （4）： 62-68.

[6] 靳云匯，李學(xué).中國(guó)股市？茁系數(shù)的實(shí)證研究[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2000（1）：18-23.

[7] 蘇衛(wèi)東，張世英.上海股市？茁系數(shù)的穩(wěn)定性檢驗(yàn)[J].預(yù)測(cè)，2002，21（2）：44-46.

[8] 高鴻楨，郭濟(jì)敏.上海股票市場(chǎng)？茁系數(shù)穩(wěn)定性的實(shí)證研究[J].中國(guó)經(jīng)濟(jì)問(wèn)題，1999（2）：29-33.

[9] 趙景文. 中國(guó) A 股股票相鄰兩期？茁系數(shù)穩(wěn)定性的 Chow 檢驗(yàn)[J].數(shù)理統(tǒng)計(jì)與管理，2005，24（6）：107-112.

[10] 宋曉杰.夏普單指數(shù)模型對(duì)我國(guó)股票市場(chǎng)的適用性分析[J].吉林工程技術(shù)師范學(xué)院學(xué)報(bào)，2003（8）：61-64.

[11] 單娟，劉濤.？茁系數(shù)的影響因素研究綜述[J].中國(guó)證券期貨，2011（6）：157-158.

考慮到對(duì)下一年？茁系數(shù)發(fā)展趨勢(shì)的預(yù)測(cè)，接下來(lái)需要對(duì)葡萄酒行業(yè)個(gè)股？茁系數(shù)的時(shí)間序列平穩(wěn)性進(jìn)行ADF檢驗(yàn)。

檢驗(yàn)假設(shè)：

零假設(shè)H0：d=0，即存在一單位根，則序列非平穩(wěn)。備擇假設(shè)H1：d<0，則序列平穩(wěn)。

檢驗(yàn)式形式：

模型1：？駐Xt=？啄Xt-1+■λi？駐Xt-i+？著t

模型2：？駐Xt=？琢+？啄Xt-1+■λi？駐Xt-i+？著t

模型3：？駐Xt=？琢+？漬t+？啄Xt-1+■λi？駐Xt-i+？著t

其中？駐Xt表示序列Xt的一階差分，t表示時(shí)間，？著t為白噪聲過(guò)程，？琢、？漬、？啄和λ均為參數(shù)。模型1不包含常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)，模型2僅包含常數(shù)項(xiàng)，模型3包含常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)。實(shí)際檢驗(yàn)時(shí)從模型3開(kāi)始，然后模型2、模型1。何時(shí)檢驗(yàn)拒絕零假設(shè)，即原序列不存在單位根，為平穩(wěn)序列，何時(shí)檢驗(yàn)停止;否則，就要繼續(xù)檢驗(yàn)，直到檢驗(yàn)完模型1為止。檢驗(yàn)結(jié)果如表3。

從表3可以看出，中葡股份？茁系數(shù)序列與模型3檢驗(yàn)式對(duì)應(yīng)的單位根統(tǒng)計(jì)量ADF=-3.618017小于10%顯著水平臨界值-3.342253，因此拒絕原假設(shè)，即沒(méi)有單位根，該序列式是平穩(wěn)的;張?jiān) ？茁系數(shù)序列與模型2檢驗(yàn)式對(duì)應(yīng)的單位根統(tǒng)計(jì)量ADF=-2.738410小于10%顯著水平臨界值-2.728985，因此拒絕原假設(shè)，即沒(méi)有單位根，該序列式是平穩(wěn)的;通葡股份？茁系數(shù)序列與模型3檢驗(yàn)式對(duì)應(yīng)的單位根統(tǒng)計(jì)量ADF= -4.249256小于5%顯著水平臨界值-3.933364，因此拒絕原假設(shè)，即沒(méi)有單位根，該序列式是平穩(wěn)的;莫高股份？茁系數(shù)序列與模型2檢驗(yàn)式對(duì)應(yīng)的單位根統(tǒng)計(jì)量ADF=-4.012580小于5%顯著水平臨界值-3.403313，因此拒絕原假設(shè)，即沒(méi)有單位根，該序列式是平穩(wěn)的。所以，自上市以來(lái)葡萄酒行業(yè)單只股票的？茁系數(shù)時(shí)間序列是較平穩(wěn)的。這對(duì)？茁系數(shù)的預(yù)測(cè)有很重要的意義。

四、結(jié)束語(yǔ)

本文運(yùn)用Excel、SPSS、EViews等統(tǒng)計(jì)軟件，根據(jù)葡萄酒行業(yè)單只股票自上市以來(lái)的周收益率，估算了個(gè)股的？茁系數(shù)并通過(guò)對(duì)？茁系數(shù)時(shí)間序列進(jìn)行描述統(tǒng)計(jì)分析和ADF檢驗(yàn)判斷其穩(wěn)定性，結(jié)果顯示：

1.從長(zhǎng)期來(lái)看，自上市以來(lái)葡萄酒行業(yè)單只股票的？茁系數(shù)較為穩(wěn)定。雖然有個(gè)別股票？茁系數(shù)穩(wěn)定性不是很高，但總的來(lái)說(shuō)，長(zhǎng)期葡萄酒行業(yè)單只股票的？茁系數(shù)較為穩(wěn)定，因此長(zhǎng)期投資者可以將？茁系數(shù)作為投資決策的依據(jù)。

2.從短期來(lái)看，近5年葡萄酒行業(yè)單只股票的？茁系數(shù)不太穩(wěn)定且其波動(dòng)趨勢(shì)也不盡相同，因此？茁系數(shù)對(duì)短期投資者而言參考的價(jià)值不是特別大。研究者在接下來(lái)的研究中可以對(duì)短期葡萄酒行業(yè)單只股票的？茁系數(shù)不穩(wěn)定的影響因素作進(jìn)一步分析。

3.經(jīng)過(guò)對(duì)葡萄酒行業(yè)各個(gè)股票的？茁系數(shù)時(shí)間序列的ADF檢驗(yàn)，得知？茁系數(shù)時(shí)間序列是平穩(wěn)的，這為投資者進(jìn)行個(gè)股？茁系數(shù)的預(yù)測(cè)以及研究者對(duì)？茁系數(shù)預(yù)測(cè)的研究都提供了可靠的依據(jù)?！?/p>

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[6] 靳云匯，李學(xué).中國(guó)股市？茁系數(shù)的實(shí)證研究[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2000（1）：18-23.

[7] 蘇衛(wèi)東，張世英.上海股市？茁系數(shù)的穩(wěn)定性檢驗(yàn)[J].預(yù)測(cè)，2002，21（2）：44-46.

[8] 高鴻楨，郭濟(jì)敏.上海股票市場(chǎng)？茁系數(shù)穩(wěn)定性的實(shí)證研究[J].中國(guó)經(jīng)濟(jì)問(wèn)題，1999（2）：29-33.

[9] 趙景文. 中國(guó) A 股股票相鄰兩期？茁系數(shù)穩(wěn)定性的 Chow 檢驗(yàn)[J].數(shù)理統(tǒng)計(jì)與管理，2005，24（6）：107-112.

[10] 宋曉杰.夏普單指數(shù)模型對(duì)我國(guó)股票市場(chǎng)的適用性分析[J].吉林工程技術(shù)師范學(xué)院學(xué)報(bào)，2003（8）：61-64.

[11] 單娟，劉濤.？茁系數(shù)的影響因素研究綜述[J].中國(guó)證券期貨，2011（6）：157-158.

考慮到對(duì)下一年？茁系數(shù)發(fā)展趨勢(shì)的預(yù)測(cè)，接下來(lái)需要對(duì)葡萄酒行業(yè)個(gè)股？茁系數(shù)的時(shí)間序列平穩(wěn)性進(jìn)行ADF檢驗(yàn)。

檢驗(yàn)假設(shè)：

零假設(shè)H0：d=0，即存在一單位根，則序列非平穩(wěn)。備擇假設(shè)H1：d<0，則序列平穩(wěn)。

檢驗(yàn)式形式：

模型1：？駐Xt=？啄Xt-1+■λi？駐Xt-i+？著t

模型2：？駐Xt=？琢+？啄Xt-1+■λi？駐Xt-i+？著t

模型3：？駐Xt=？琢+？漬t+？啄Xt-1+■λi？駐Xt-i+？著t

其中？駐Xt表示序列Xt的一階差分，t表示時(shí)間，？著t為白噪聲過(guò)程，？琢、？漬、？啄和λ均為參數(shù)。模型1不包含常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)，模型2僅包含常數(shù)項(xiàng)，模型3包含常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)。實(shí)際檢驗(yàn)時(shí)從模型3開(kāi)始，然后模型2、模型1。何時(shí)檢驗(yàn)拒絕零假設(shè)，即原序列不存在單位根，為平穩(wěn)序列，何時(shí)檢驗(yàn)停止;否則，就要繼續(xù)檢驗(yàn)，直到檢驗(yàn)完模型1為止。檢驗(yàn)結(jié)果如表3。

從表3可以看出，中葡股份？茁系數(shù)序列與模型3檢驗(yàn)式對(duì)應(yīng)的單位根統(tǒng)計(jì)量ADF=-3.618017小于10%顯著水平臨界值-3.342253，因此拒絕原假設(shè)，即沒(méi)有單位根，該序列式是平穩(wěn)的;張?jiān) ？茁系數(shù)序列與模型2檢驗(yàn)式對(duì)應(yīng)的單位根統(tǒng)計(jì)量ADF=-2.738410小于10%顯著水平臨界值-2.728985，因此拒絕原假設(shè)，即沒(méi)有單位根，該序列式是平穩(wěn)的;通葡股份？茁系數(shù)序列與模型3檢驗(yàn)式對(duì)應(yīng)的單位根統(tǒng)計(jì)量ADF= -4.249256小于5%顯著水平臨界值-3.933364，因此拒絕原假設(shè)，即沒(méi)有單位根，該序列式是平穩(wěn)的;莫高股份？茁系數(shù)序列與模型2檢驗(yàn)式對(duì)應(yīng)的單位根統(tǒng)計(jì)量ADF=-4.012580小于5%顯著水平臨界值-3.403313，因此拒絕原假設(shè)，即沒(méi)有單位根，該序列式是平穩(wěn)的。所以，自上市以來(lái)葡萄酒行業(yè)單只股票的？茁系數(shù)時(shí)間序列是較平穩(wěn)的。這對(duì)？茁系數(shù)的預(yù)測(cè)有很重要的意義。

四、結(jié)束語(yǔ)

本文運(yùn)用Excel、SPSS、EViews等統(tǒng)計(jì)軟件，根據(jù)葡萄酒行業(yè)單只股票自上市以來(lái)的周收益率，估算了個(gè)股的？茁系數(shù)并通過(guò)對(duì)？茁系數(shù)時(shí)間序列進(jìn)行描述統(tǒng)計(jì)分析和ADF檢驗(yàn)判斷其穩(wěn)定性，結(jié)果顯示：

1.從長(zhǎng)期來(lái)看，自上市以來(lái)葡萄酒行業(yè)單只股票的？茁系數(shù)較為穩(wěn)定。雖然有個(gè)別股票？茁系數(shù)穩(wěn)定性不是很高，但總的來(lái)說(shuō)，長(zhǎng)期葡萄酒行業(yè)單只股票的？茁系數(shù)較為穩(wěn)定，因此長(zhǎng)期投資者可以將？茁系數(shù)作為投資決策的依據(jù)。

2.從短期來(lái)看，近5年葡萄酒行業(yè)單只股票的？茁系數(shù)不太穩(wěn)定且其波動(dòng)趨勢(shì)也不盡相同，因此？茁系數(shù)對(duì)短期投資者而言參考的價(jià)值不是特別大。研究者在接下來(lái)的研究中可以對(duì)短期葡萄酒行業(yè)單只股票的？茁系數(shù)不穩(wěn)定的影響因素作進(jìn)一步分析。

3.經(jīng)過(guò)對(duì)葡萄酒行業(yè)各個(gè)股票的？茁系數(shù)時(shí)間序列的ADF檢驗(yàn)，得知？茁系數(shù)時(shí)間序列是平穩(wěn)的，這為投資者進(jìn)行個(gè)股？茁系數(shù)的預(yù)測(cè)以及研究者對(duì)？茁系數(shù)預(yù)測(cè)的研究都提供了可靠的依據(jù)?！?/p>

【參考文獻(xiàn)】

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[6] 靳云匯，李學(xué).中國(guó)股市？茁系數(shù)的實(shí)證研究[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2000（1）：18-23.

[7] 蘇衛(wèi)東，張世英.上海股市？茁系數(shù)的穩(wěn)定性檢驗(yàn)[J].預(yù)測(cè)，2002，21（2）：44-46.

[8] 高鴻楨，郭濟(jì)敏.上海股票市場(chǎng)？茁系數(shù)穩(wěn)定性的實(shí)證研究[J].中國(guó)經(jīng)濟(jì)問(wèn)題，1999（2）：29-33.

[9] 趙景文. 中國(guó) A 股股票相鄰兩期？茁系數(shù)穩(wěn)定性的 Chow 檢驗(yàn)[J].數(shù)理統(tǒng)計(jì)與管理，2005，24（6）：107-112.

[10] 宋曉杰.夏普單指數(shù)模型對(duì)我國(guó)股票市場(chǎng)的適用性分析[J].吉林工程技術(shù)師范學(xué)院學(xué)報(bào)，2003（8）：61-64.

[11] 單娟，劉濤.？茁系數(shù)的影響因素研究綜述[J].中國(guó)證券期貨，2011（6）：157-158.