李 欣

（安徽工業(yè)大學(xué)，安徽 馬鞍山 243000）

一、引言及文獻(xiàn)回顧

傳統(tǒng)的投資組合理論認(rèn)為，只有系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)需要得到風(fēng)險(xiǎn)補(bǔ)償，而像特質(zhì)波動(dòng)率等非系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)可以通過投資組合消除，不需要風(fēng)險(xiǎn)補(bǔ)償。然而現(xiàn)實(shí)的金融市場(chǎng)并不是完全有效市場(chǎng)，由于賣空限制，風(fēng)險(xiǎn)偏好和信息不對(duì)稱等原因，有一部分非系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)無法分散，會(huì)影響投資者的預(yù)期收益水平，而部分無法分散的風(fēng)險(xiǎn)與預(yù)期收益之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系被稱為特質(zhì)波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)?；贔ama-French三因素模型，結(jié)合我國(guó)股票市場(chǎng)的實(shí)際，用流通市值比代替賬面市值比對(duì)我國(guó)滬深A(yù)股特質(zhì)波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)的存在性進(jìn)行研究。

特質(zhì)波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)于資產(chǎn)組合預(yù)期收益的作用，不同的學(xué)者之間存在分歧，一部分學(xué)者認(rèn)為特質(zhì)波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)與股票的預(yù)期收益率成正相關(guān)關(guān)系。Black,Jensen和Scholes(1972)通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)特質(zhì)波動(dòng)率影響股票的預(yù)期收益，這與資本資產(chǎn)定價(jià)模型中的非系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)不影響收益的結(jié)論相悖[1]。Merton(1987)認(rèn)為，由于信息不對(duì)稱和投資者信息分析能力水平的差異，投資者更傾向于投資于自己所熟知的證券，并期望更高的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)。Merton從供求的角度說明了特質(zhì)波動(dòng)率和股票預(yù)期收益之間存在正相關(guān)關(guān)系[2]。Goetzmann&Kumar(2004)經(jīng)過研究發(fā)現(xiàn)，由于投資者的教育經(jīng)歷和風(fēng)險(xiǎn)偏好等各種現(xiàn)實(shí)因素的限制，投資者不可能通過充分的投資組合對(duì)特質(zhì)波動(dòng)率進(jìn)行有效的分散，因此對(duì)于無法分散的特質(zhì)波動(dòng)率，投資者期待更高的風(fēng)險(xiǎn)補(bǔ)償，即Goetzmann等認(rèn)為特質(zhì)波動(dòng)率和預(yù)期收益率之間存在正向的比例關(guān)系[3]。也有一部分學(xué)者認(rèn)為特質(zhì)波動(dòng)率與股票預(yù)期收益成負(fù)相關(guān)關(guān)系，即股票市場(chǎng)存在“特質(zhì)波動(dòng)率之謎”。Ang et al.（2006,2009）基于 Fama-French 模型，研究美國(guó)股票市場(chǎng)的特質(zhì)波動(dòng)率，發(fā)現(xiàn)特質(zhì)波動(dòng)率和股票的預(yù)期收益之間存在明顯的負(fù)相關(guān)性，而且這種相關(guān)性在加入多個(gè)風(fēng)險(xiǎn)控制因子后并沒有減弱，說明這種負(fù)相關(guān)性是普遍存在的[4][5]。Guo和Savickas(2010)利用CAPM模型，發(fā)現(xiàn)特質(zhì)波動(dòng)率和股票收益橫截面存在負(fù)相關(guān)關(guān)系[6]。影響特質(zhì)波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)的原因主要有兩個(gè)，其一是私有信息。Lee等（2002）公司信息透明程度是影響股價(jià)波動(dòng)的重要原因。信息越透明，股票特質(zhì)波動(dòng)越大，反之股價(jià)中含有更大的噪聲信息，股票特質(zhì)波動(dòng)小[7]。其二是錯(cuò)誤定價(jià)。Boehme（2009）股票市場(chǎng)更多的體現(xiàn)樂觀主義的信息，而忽視了悲觀主義的信息，導(dǎo)致了股票價(jià)格被高估[8]。我國(guó)學(xué)者對(duì)于股市的特質(zhì)波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)的研究主要從賣空限制和異質(zhì)信念兩方面入手進(jìn)行。楊華蔚和韓立巖（2009）經(jīng)過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，由于中國(guó)股票市場(chǎng)缺乏賣空限制，股價(jià)更多的體現(xiàn)樂觀投資者的行為，導(dǎo)致收益率被高估，這是形成特質(zhì)波動(dòng)率的重要原因[9]。李竹薇（2014）利用HP濾波法發(fā)現(xiàn)，特質(zhì)波動(dòng)率對(duì)股票截面收益的作用在不同的期限有不同的表現(xiàn)，在長(zhǎng)期，特質(zhì)波動(dòng)率與股票收益成正比例關(guān)系,在短期，特質(zhì)波動(dòng)率與股票收益成反比例關(guān)系[10]。劉維奇和邢紅衛(wèi)等（2014）基于Fama-MacBeth三因子模型，對(duì)我國(guó)股市“特質(zhì)波動(dòng)率之謎”的存在性進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)投資者對(duì)于某些股票的偏好是形成特質(zhì)波動(dòng)率的主要原因[11]。熊和平和劉京軍等（2018）基于分位數(shù)回歸模型對(duì)我國(guó)滬深A(yù)股進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)在不同的分位數(shù)水平上，特質(zhì)波動(dòng)率和股票預(yù)期收益之間呈現(xiàn)不同的相關(guān)性，在低分位水平下特質(zhì)波動(dòng)率與股票預(yù)期收益呈負(fù)相關(guān)關(guān)系,而在高分位水平下特質(zhì)波動(dòng)率則與股票預(yù)期收益之間呈顯著正相關(guān)關(guān)系[12]。本文選取2006年1月至2019年3月上海和深圳證券交易所的所有上市A股為研究樣本，利用Fama-French三因子模型對(duì)我國(guó)特質(zhì)波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)的存在性進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)我國(guó)A股市場(chǎng)不存在“特質(zhì)波動(dòng)率之謎”，特質(zhì)波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)于股票截面收益的影響是正向的，而這種相關(guān)性不受其他因素的影響。

二、數(shù)據(jù)來源和模型設(shè)定

（一）樣本來源和數(shù)據(jù)處理

本文以上海證券交易所和深證證券交易所所有上市A股為研究對(duì)象。由于我國(guó)于2005年進(jìn)行了全面的股權(quán)改革。所以本文的樣本區(qū)間為2007年1月至2019年3月。共159個(gè)樣本數(shù)據(jù)。為了降低非流通股票在加權(quán)過程中的影響，本文所有數(shù)據(jù)都進(jìn)行總市值加權(quán)處理，所有數(shù)據(jù)均來自銳思數(shù)據(jù)庫。

樣本選取如下：ST、*ST由于股價(jià)波動(dòng)幅度過大，予以剔除，同時(shí)剔除已經(jīng)停牌退市的股票；以中國(guó)人民銀行公布的三個(gè)月定期存款利率進(jìn)行月度處理后的數(shù)據(jù)為無風(fēng)險(xiǎn)利率。為保證數(shù)據(jù)的有效性，只保留月交易量大于等于10天的股票數(shù)據(jù)。

本文以投資組合的月超額收益率作為被解釋變量，投資組合的月超額收益率等于投資組合的月收益率減去月無風(fēng)險(xiǎn)利率。其中月度無風(fēng)險(xiǎn)利率按照中國(guó)人民銀行公布的三個(gè)月定期存款利率經(jīng)折算后得到的同期月存款利率。所有數(shù)據(jù)分別按照市值規(guī)模以及賬面市值比各分為五組，交叉分組共25組，市場(chǎng)溢價(jià)因子（MKT）通過股票市場(chǎng)投資組合的月超額收益率衡量，具體公式為：

（其中RMT是市場(chǎng)累計(jì)月收益率，RFT是通過央行公布的三個(gè)月定期存款利率月處理數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)算。）

將上海和深圳所有上市A股按照市值的大小分為兩組，大市值組合（B）和小市值組合（S）；根據(jù)賬面市值比分為三組，高賬面市值比（H），中等賬面市值比（M）和低賬面市值比（L）。分組完成后，計(jì)算 SMB（小規(guī)模市值投資組合減去大規(guī)模市值投資組合）和HML（高賬面市值比的投資組合減去低賬面市值比的投資組合）。

具體公式如下：

本文基于Fama-French三因子模型，以回歸結(jié)果的殘差項(xiàng)的標(biāo)準(zhǔn)差作為特質(zhì)波動(dòng)率的代理變量，回歸方程如下：

（其中Rit為股票i在考慮現(xiàn)金紅利再投資情況下，在第m月t日的回報(bào)率，Rft是在第m月t日的無風(fēng)險(xiǎn)利率，MKTt、SMBt和HMLt分別代表在第m月t日的市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)因子、規(guī)模因子和價(jià)值因子。αim、βim、sim和him是股票i在m月常數(shù)項(xiàng)、市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)溢出因子、規(guī)模因子和價(jià)值因子的回歸系數(shù)。εit是股票i在t日的回歸殘差。）

特質(zhì)波動(dòng)率通過Fama-French三因子模型回歸的殘差計(jì)算：

（N是股票i在第m月的交易天數(shù)。std（εit）是股票i在m月回歸殘差的標(biāo)準(zhǔn)差。）

（二）控制變量的選取

異質(zhì)信念：交易量和換手率是衡量異質(zhì)信念的常用指標(biāo)，但是由于交易量在不同規(guī)模的上市公司之間存在較大差異，所以本文以股票的月?lián)Q手率衡量異質(zhì)信念。

反轉(zhuǎn)效應(yīng)：周琳杰（2002）[13]基于深滬兩市1995-2000年的股票交易數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)為期一個(gè)月的動(dòng)量策略的超額收益顯著優(yōu)于其他期限的策略。所以本文以持有期前一個(gè)月的累計(jì)收益作為衡量股票翻轉(zhuǎn)效應(yīng)的指標(biāo)。

市盈率：市盈率是衡量上市公司股票價(jià)值的有效指標(biāo)。

（三）Fama-Macbeth截面回歸

以股票的超額收益率作為被解釋變量，以特質(zhì)波動(dòng)率、三因子回歸的系數(shù)和上述控制變量作為解釋變量，具體回歸方程如下：

三、實(shí)證結(jié)果

首先對(duì)25組不同市值和賬面市值比的超額收益率進(jìn)行描述性分析。如表1所示，在同一規(guī)模的投資分組中，賬面市值比越高的組合，其月超額收益率的均值越高。在同一賬面市值比的分組中，月超額收益率的均值隨著規(guī)模的增大而下降。由此可見，規(guī)模大小對(duì)月超額收益率有負(fù)向影響，而賬面市值比對(duì)月超額收益率有正向的影響。同時(shí)，在同一賬面市值比的組合中，月超額收益率的標(biāo)準(zhǔn)差隨著規(guī)模的增大而下降，說明低賬面市值比相較于高賬面市值比有更大的風(fēng)險(xiǎn)。

表1 25組超額收益率的描述性統(tǒng)計(jì)

如表2所示，在總市值加權(quán)的條件下，三因子都是正向指標(biāo)，市場(chǎng)溢價(jià)因子和規(guī)模因子表現(xiàn)為左偏，賬面市值比因子表現(xiàn)為右偏。規(guī)模因子對(duì)股票市場(chǎng)的平均溢價(jià)最大，為1.05%。賬面市值比因子的均值最小，為0.20%。市場(chǎng)溢價(jià)因子的波動(dòng)幅度最大，其標(biāo)準(zhǔn)差為8.64%。

表2 三因子的描述性統(tǒng)計(jì)

如表3所示，市場(chǎng)溢價(jià)因子和規(guī)模因子以及賬面市值比都是正相關(guān)關(guān)系，而規(guī)模因子和賬面市值比因子是負(fù)相關(guān)關(guān)系。雖然賬面市值比和規(guī)模因子表現(xiàn)為負(fù)相關(guān)，但是兩者的相關(guān)系數(shù)是最大的，其絕對(duì)值為0.326。

表3 三因子的相關(guān)性

如表4（1）所示，市場(chǎng)溢價(jià)因子的系數(shù)（β）在不同的規(guī)模因子和賬面市值比的組合中，均穩(wěn)定在1左右，表明市場(chǎng)溢價(jià)因子并沒有因?yàn)橐?guī)模因子和賬面市值因子的加入而被削弱。同時(shí)在所有的組合中，市場(chǎng)溢價(jià)因子都在1%的水平下顯著。

如表4（2）所示，除最大規(guī)模因子分組外，其他組合中的規(guī)模因子的系數(shù)（s）均為正數(shù)，說明規(guī)模因子與超額收益率之間基本呈現(xiàn)正相關(guān)的關(guān)系。而在最大規(guī)模因子分組中，除與最高賬面市值比組合的系數(shù)在10%的水平下顯著，其他四組均不顯著，可以忽略不計(jì)。驗(yàn)證了Fama-French三因子關(guān)于規(guī)模因子與超額收益率成正比的假設(shè)。同時(shí)可以看出在同一賬面市值比的分組下，隨著規(guī)模因子的增大，其系數(shù)會(huì)降低。

如表4（3）所示，除個(gè)別組合外，賬面市值比因子的系數(shù)均為負(fù)數(shù)，說明超額收益率隨著賬面市值比的增加而減小。這與Fama-French三因子模型關(guān)于賬面市值比喻超額收益率成正比的假設(shè)相悖。而且在不同的規(guī)模因子下，都有表現(xiàn)不顯著的賬面市值比。

由于我國(guó)存在賬面美化的成分，可能導(dǎo)致賬面市值比失真的現(xiàn)象，所以本文以流通市值比代替賬面市值比，進(jìn)行三因子回歸。

表4 多元線性回歸結(jié)果（1）βim

首先對(duì)規(guī)模因子和通市值比進(jìn)行相關(guān)性檢驗(yàn)，結(jié)果如表5所示，規(guī)模因子和流通市值比的相關(guān)系數(shù)為負(fù)，與規(guī)模因子和賬面市值比的相關(guān)系數(shù)的方向一致，且規(guī)模因子和流通市值比的相關(guān)系數(shù)為-0.018，顯著小于規(guī)模因子和賬面市值比的相關(guān)系數(shù)。

表5 規(guī)模因子和流通市值比的相關(guān)性

如表6所示，選擇賬面市值比的情況下，只有市場(chǎng)溢價(jià)因子的回歸系數(shù)是顯著的，而規(guī)模因子和賬面市值比因子均不顯著。而在選擇流通市值比的情況下，規(guī)模因子在5%的水平下顯著，市場(chǎng)溢價(jià)因子和流通市值比在1%的水平下顯著。所以選擇流通市值比作為三因子模型的因子，比選擇賬面市值比因子更加適合我國(guó)股票市場(chǎng)的實(shí)際情況。

表6 賬面市值比和流通市值比較分析

在進(jìn)行截面回歸之前，先進(jìn)行前期的相關(guān)檢驗(yàn)。如表7所示，在7個(gè)維度下，特征值均不為0，而且條件指數(shù)均除了第7個(gè)維度外，特征值均小于30，說明變量之間不存在共線性問題。

如表8所示，P值等于0.000,8，顯著小于0.05，拒絕原假設(shè)，不存在異方差問題。

如表9所示，BG檢驗(yàn)的P值為0.008,4，在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，即序列存在自相關(guān)問題。

由于序列存在自相關(guān)問題，本文用Newey-West來進(jìn)行修正。如表10所示，特質(zhì)波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)、市場(chǎng)溢價(jià)因子、規(guī)模因子和流通市值比因子都在1%的水平下顯著。特質(zhì)波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)、市場(chǎng)溢價(jià)因子和流通市值比因子與股票的月超額收益率表現(xiàn)為負(fù)相關(guān)的關(guān)系，規(guī)模因子與股票的月超額收益率表現(xiàn)為正相關(guān)的關(guān)系，而這種關(guān)系并沒有因?yàn)榧尤霌Q手率、前一個(gè)月的累計(jì)收益和市盈率而發(fā)生改變。說明他們對(duì)于股票截面收益的影響是穩(wěn)健的，不受外部效應(yīng)的影響。

四、結(jié)論

本文利用我國(guó)A股市場(chǎng)的月股票數(shù)據(jù)為樣本，對(duì)我國(guó)股票市場(chǎng)特質(zhì)波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)股票截面收益的影響進(jìn)行分析，并檢驗(yàn)了其穩(wěn)健性。以經(jīng)過月處理的三因子回歸殘差為特質(zhì)波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)，利用Fama-MacBeth對(duì)特質(zhì)波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)和股票的月超額收益率進(jìn)行回歸分析，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，兩者存在顯著的正相關(guān)性。說明我國(guó)A股市場(chǎng)不存在“特質(zhì)波動(dòng)率之謎”，隨后加入賣空限制、反轉(zhuǎn)效應(yīng)和市盈率三個(gè)控制變量后，發(fā)現(xiàn)對(duì)特質(zhì)波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)的回歸系數(shù)基本沒有影響。所以我國(guó)特質(zhì)波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)股票超額收益率的影響是正向的，且這種正相關(guān)性不受外部因素的影響。

表7 共線性檢驗(yàn)

表8 異方差檢驗(yàn)

表9 自相關(guān)檢驗(yàn)

表10 Fama-Macbeth截面回歸結(jié)果