方毅 ?；?/p>

內(nèi)容提要：選取滬深兩市2001年第1季度至2020年第3季度所有上市A股的季度數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建不同資產(chǎn)誤定價水平的投資組合，揭示了中國宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊對資產(chǎn)誤定價影響的非對稱性效應(yīng)。實證研究結(jié)果表明，在各個時期下，宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊對不同資產(chǎn)誤定價水平下投資組合績效的影響均具有非對稱效應(yīng)，且宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期正向沖擊的影響效果要大于負(fù)向沖擊。此外，相較于資產(chǎn)誤定價水平為零的股票，宏觀經(jīng)濟(jì)的超預(yù)期正向沖擊對資產(chǎn)價格被嚴(yán)重高估或低估的股票影響程度較小，因此市場上出現(xiàn)的資產(chǎn)誤定價現(xiàn)象并不完全是宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期發(fā)展引發(fā)的結(jié)果，而更有可能是由股票市場自身的特征所導(dǎo)致的?；诖?，進(jìn)一步提出繼續(xù)深化改革金融市場進(jìn)程、規(guī)范和完善金融市場體系等政策建議。

一、 引 言

資產(chǎn)誤定價是指股票價格偏離其內(nèi)在基礎(chǔ)價值的現(xiàn)象，是資本市場中長期存在的異象之一。資產(chǎn)誤定價的出現(xiàn)使得資產(chǎn)價格不能真實地反映其價值，從而誤導(dǎo)了市場參與者的投資判斷，不利于資本市場內(nèi)資本的有效配置，阻礙了金融市場的平衡發(fā)展，而金融市場的不穩(wěn)定性最終又會引發(fā)宏觀經(jīng)濟(jì)的劇烈震蕩。目前，有關(guān)資產(chǎn)誤定價影響因素的研究，已經(jīng)成為國內(nèi)外學(xué)者和經(jīng)濟(jì)政策部門關(guān)注的熱點(diǎn)課題；其中，宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊對資產(chǎn)誤定價水平是否存在影響作用，其是否助推了資產(chǎn)誤定價的產(chǎn)生等問題一直是存在爭議的話題。在國外現(xiàn)有的研究中，部分學(xué)者認(rèn)為宏觀經(jīng)濟(jì)是資產(chǎn)誤定價產(chǎn)生的內(nèi)在驅(qū)動力，他們提出當(dāng)宏觀經(jīng)濟(jì)增長速度高于無風(fēng)險資產(chǎn)提供的實際回報率(Aoki，2014)，或市場參與者對未來經(jīng)濟(jì)具有良好預(yù)期(Hommes等，2008)時，資產(chǎn)價格偏離內(nèi)在基礎(chǔ)價值的現(xiàn)象就會產(chǎn)生。

但是值得注意的是，不同國家之間因市場發(fā)展程度的差異導(dǎo)致宏觀經(jīng)濟(jì)信息對資本市場的影響效果及其內(nèi)在作用機(jī)制各有不同。區(qū)別于國外較為成熟的金融市場，中國股票市場作為新興金融市場的代表具有以下特點(diǎn)：市場中缺乏經(jīng)驗的個體投資者所占的比重較高，個體投資者易受市場情緒的影響，在股市交易的過程中具有明顯的投機(jī)成分和非理性特征(Kumar和Lee，2006)。同時由于中國股票市場起步較晚，股市的運(yùn)作仍處在規(guī)范和完善的過程中，對股市的監(jiān)管力度有待加強(qiáng)，市場中可能存在信息披露不足或操縱價格等違規(guī)行為。這些市場因素可能導(dǎo)致中國股市微觀結(jié)構(gòu)與宏觀經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)相背離，出現(xiàn)股市逆經(jīng)濟(jì)周期運(yùn)行的現(xiàn)象。在此背景下，中國宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊與金融市場中資產(chǎn)誤定價之間究竟存在什么樣的關(guān)系，宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊是否影響以及如何影響資產(chǎn)誤定價等問題值得深入探討，這對于正確認(rèn)知股市泡沫、有效監(jiān)管金融市場、保證現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)與金融發(fā)展持續(xù)平穩(wěn)運(yùn)行等方面具有重要意義。

為了回答以上問題，本文通過構(gòu)建不同資產(chǎn)誤定價水平的投資組合，并運(yùn)用非對稱性回歸模型，深入分析了在中國以中小投資者為主體的情緒驅(qū)動型股票市場中宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊對資產(chǎn)誤定價形成前后的作用機(jī)制，同時考察了宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊與不同資產(chǎn)誤定價之間存在的非對稱性影響的特征差異。本文的研究一方面豐富了現(xiàn)有文獻(xiàn)對資產(chǎn)誤定價現(xiàn)象的理論探討，具有一定的理論意義；另一方面對于創(chuàng)新和完善宏觀調(diào)控，保持中國金融穩(wěn)定與宏觀經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展具有實踐意義。

二、 文獻(xiàn)綜述

有關(guān)資產(chǎn)誤定價與宏觀經(jīng)濟(jì)關(guān)系的文獻(xiàn)中，Tirole(1985)采用包含資本積累和各種類型租金的世代交疊模型，闡述了資產(chǎn)價格泡沫存在的充分必要條件。他認(rèn)為，泡沫擠出了生產(chǎn)性儲蓄，其增長速度無法超過經(jīng)濟(jì)增長速度，因此泡沫的存在取決于無泡沫經(jīng)濟(jì)中漸進(jìn)增長率和利率之間的比較。在此基礎(chǔ)上，Grossman和Yanagawa(1993)進(jìn)一步分析了內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長模型下資產(chǎn)價格泡沫產(chǎn)生的機(jī)制，他們提出，資產(chǎn)泡沫可以存在于具有內(nèi)生增長的經(jīng)濟(jì)體中需要滿足以下兩個條件：一是泡沫不太大，二是無泡沫經(jīng)濟(jì)中的均衡增長率超過利率。Caballero和Hammour(2002)以19世紀(jì)80年代和19世紀(jì)90年代的美國為案例，分析了投機(jī)性經(jīng)濟(jì)增長中催生資產(chǎn)價格泡沫的過程。他們將這種現(xiàn)象解釋為一種基于對未來投資資金的樂觀態(tài)度的基礎(chǔ)上，具有低效率資本成本的高估均衡，且高估均衡可能以股市泡沫的形式出現(xiàn)。與傳統(tǒng)的非生產(chǎn)性資產(chǎn)泡沫不同，該模型中的泡沫鼓勵實際投資，促進(jìn)長期儲蓄，并可能出現(xiàn)在動態(tài)有效的經(jīng)濟(jì)體中。Aoki等(2014)通過構(gòu)建一個經(jīng)濟(jì)模型，得出了當(dāng)無風(fēng)險資產(chǎn)提供的實際回報率低于經(jīng)濟(jì)增長率時，資產(chǎn)價格泡沫均衡存在的結(jié)論。以上學(xué)者均從經(jīng)濟(jì)增長的角度出發(fā)，認(rèn)為一部分儲蓄形成資產(chǎn)投入，從而使得市場資產(chǎn)價格偏離實際基礎(chǔ)價值。

此外，Hommes等(2008)通過設(shè)計一個受控的實驗環(huán)境，分析了資產(chǎn)誤定價產(chǎn)生的內(nèi)在驅(qū)動力；他們提出：市場參與者對未來經(jīng)濟(jì)發(fā)展的良好預(yù)期推動了資產(chǎn)價格偏離基礎(chǔ)價值，說明宏觀經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)面的正反饋預(yù)期機(jī)制是資產(chǎn)誤定價產(chǎn)生的重要影響因素。顧鵬(2015)認(rèn)為宏觀經(jīng)濟(jì)中產(chǎn)出超預(yù)期的正面沖擊促進(jìn)了實體經(jīng)濟(jì)資產(chǎn)支出的增加，提高了市場參與者對未來經(jīng)濟(jì)前景的樂觀預(yù)期，從而驅(qū)使股票價格向上偏離其基礎(chǔ)價值；其中，產(chǎn)出指標(biāo)通常用GDP表示。周念林(2014)以美國金融市場為例，提出過度金融化的市場是促使資產(chǎn)價格泡沫拉升型膨脹的重要因素。鄧創(chuàng)等(2016)通過實證結(jié)果表明，宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊對金融穩(wěn)定性具有穩(wěn)定的影響作用。張一等(2017)以美國、德國、法國、英國和中國股票市場為對象展開實證研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)宏觀經(jīng)濟(jì)的外部沖擊會顯著地影響羊群行為特征，進(jìn)而作用于金融市場，從而導(dǎo)致資產(chǎn)誤定價等現(xiàn)象的出現(xiàn)。

另一方面，部分學(xué)者認(rèn)為宏觀經(jīng)濟(jì)與資產(chǎn)價格之間沒有顯著的影響作用。錢小安(1998)提出，與發(fā)達(dá)國家市場相比，中國股票市場尚不完善，市場中存在大量的非理性投資，股票價格變化易受預(yù)期、投機(jī)因素或操縱價格的影響；因此宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)與資產(chǎn)價格的相關(guān)性較弱，同時二者之間相互關(guān)系的穩(wěn)定性也較弱。孫華妤和馬躍(2003)采取動態(tài)滾動式的計量檢驗方法分析了宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)與股票市場之間的關(guān)系，實證結(jié)果表明股市市值與GDP之間的聯(lián)系是不連貫的(時有時無)、不正常的(比如存在泡沫時可能表現(xiàn)出負(fù)向關(guān)系，等等)。孫洪慶和鄧瑛(2009)研究了中國股市與宏觀經(jīng)濟(jì)及貨幣政策之間的協(xié)整關(guān)系，結(jié)果證明中國股市和GDP之間完全沒有協(xié)整關(guān)系，他們認(rèn)為股票市場出現(xiàn)這種反周期現(xiàn)象的主要原因為股市規(guī)模較小、投機(jī)色彩濃重、與宏觀經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)相背離。顧鵬(2014)通過實證研究發(fā)現(xiàn)：在創(chuàng)業(yè)板市場中，宏觀經(jīng)濟(jì)的超預(yù)期沖擊對股票收益率沒有顯著的影響作用，原因可能是創(chuàng)業(yè)板市場中投機(jī)性更強(qiáng)，存在更為明顯的羊群效應(yīng)行為。張筱婉等(2020)認(rèn)為股票未來價格主要受股票自身的特征變量，包括歷史漲跌幅、換手率、成交量、市凈率和市盈率等因素的影響。

綜上所述，目前針對宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊是否影響以及如何影響資產(chǎn)誤定價仍存在較大的爭議，且沒有形成經(jīng)典的結(jié)論。此外以往研究大多關(guān)注宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期的正面沖擊對資產(chǎn)誤定價的影響，而忽略了宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期的正向與負(fù)向沖擊對資產(chǎn)誤定價影響的非對稱性效應(yīng)。此外，考慮到資產(chǎn)實際市場價格偏離內(nèi)在基礎(chǔ)價值的程度不同，宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期的正向與負(fù)向沖擊對資產(chǎn)誤定價的影響也有可能具有差異。因此，本文從宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊對資產(chǎn)誤定價非對稱性效應(yīng)的角度出發(fā)，首先測算個股的資產(chǎn)誤定價程度，其次依據(jù)測算結(jié)果形成不同資產(chǎn)誤定價水平的投資組合，最后分別探究宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊在不同時期下對各個投資組合績效的非對稱性影響程度，以此捕捉宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期的正向與負(fù)向沖擊在不同階段下對不同水平資產(chǎn)誤定價影響的非對稱效應(yīng)。

三、 數(shù)據(jù)、指標(biāo)與模型

1. 數(shù)據(jù)來源

本文選取滬深兩市所有上市A股的季度數(shù)據(jù)，樣本區(qū)間為2001年第1季度至2020年第3季度。為了保證實證結(jié)果的有效性，本文對于全部的數(shù)據(jù)進(jìn)行了以下的篩選：剔除ST(特別處理)類股票；與普通股票相比，ST類股票的漲跌幅區(qū)間收窄，其股票報價日漲跌幅限制為5%以內(nèi)。剔除PT(特別轉(zhuǎn)讓)類股票；該類股票與普通股票之間最大的差異是流通性明顯偏低。剔除金融類的股票；與非金融類股票相比，金融類股票的賬面市值比往往異常偏高，可能會對我們的實證結(jié)果造成影響。所有數(shù)據(jù)來源為銳思數(shù)據(jù)庫與wind數(shù)據(jù)庫。

2. 指標(biāo)說明

(1) 資產(chǎn)誤定價的度量。本文基于剩余收益模型對資產(chǎn)誤定價進(jìn)行計算，該方法主要借鑒了Feltham和Ohlson(1995)構(gòu)建的剩余收益估值模型，首先需要估計股票的內(nèi)在價值，之后將該只股票的實際市場價值與內(nèi)在價值進(jìn)行比較求得資產(chǎn)誤定價程度，具體公式如下：

RIt+1=?10+?11RIt+?12BVt+ε1t+1

(1)

BVt+1=?22BVt+ε2t+1

(2)

(3)

Mispt=Ln(Pt/Vt)

(4)

在公式(1)中，RI代表股票的剩余收益，計算方式為剩余收益=每股收益- 貼現(xiàn)率(r)×每股凈資產(chǎn)；BV表示股票的每股凈資產(chǎn)。我們首先依據(jù)公式(1)與公式(2)計算每只股票的回歸系數(shù)，再將計算出的{?10,?11,?12,?22}代入公式(3)求得個股的內(nèi)在基礎(chǔ)價值Vt，最后取相同時間t下的股票實際市場價格與內(nèi)在價值Vt的對數(shù)比作為該只股票的資產(chǎn)誤定價程度，如公式(4)所示；求得的資產(chǎn)誤定價變量我們用指標(biāo)Misp來表示。

(2) 宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊的度量。為了更準(zhǔn)確探究宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期的正向與負(fù)向沖擊對于資產(chǎn)誤定價的影響，本文借鑒了李玉龍(2018)對于宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊的計算方法：首先收集整理了2001年第1季度至2020年第3季度內(nèi)中國實際GDP同比增速的季度數(shù)據(jù)，之后使用線性回歸的方法計算其長期趨勢值，最終得出實際GDP同比增速與趨勢值之間的差值。在后文中，我們將求得的宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期沖擊變量記作δGDP。

3. 模型介紹

在分析宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期沖擊對資產(chǎn)誤定價的非對稱效應(yīng)時，我們參考Basu(1997)的研究思路構(gòu)建了以下的回歸模型，如公式(5)所示：

Rt+k=α+φ1Rt+k-1+φ2δGDPt+k-1+βδGDPt+k+ηDt+k+γDt+kδGDPt+k+εt+k

(5)

在公式(5)中，Rt+k為t+k時期投資組合的收益率，當(dāng)k=0時，Rt代表投資組合初步形成t時期的收益率；δGDP表示宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期沖擊；D為虛擬變量，當(dāng)δGDP是負(fù)數(shù)即為宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期的負(fù)向沖擊時D取1，否則為0；系數(shù)β度量了宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期的正向沖擊對不同資產(chǎn)誤定價水平下投資組合績效的影響作用，相應(yīng)地，系數(shù)(β+γ)刻畫了宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期的負(fù)向沖擊對不同資產(chǎn)誤定價水平下投資組合績效的影響效應(yīng)；因此，當(dāng)系數(shù)γ顯著不為0時，說明宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期正向與負(fù)向沖擊對不同資產(chǎn)誤定價水平的股票績效的影響之間具有顯著的差異，即非對稱性效應(yīng)存在。

此外，為了使得最終的結(jié)果更具有穩(wěn)健性，本文同時考慮了融資融券事件對資產(chǎn)誤定價的影響，具體的回歸方程如公式(6)所示：

Rt+k=α0+φ1Rt+k-1+φ2δGDPt+k-1+α1SMTt+k+η0Dt+k+η1SMTt+kDt+k+β0δGDPt+k+β1SMTt+kδGDPt+k+γ0Dt+kδGDPt+k+γ1Dt+kSMTt+kδGDPt+k+εt+k

(6)

在公式(6)中，SMT表示融資融券事件，在2010年3月融資融券機(jī)制正式實施之前，SMT取0，在融資融券機(jī)制實施之后，SMT取1。當(dāng)SMT=0時，系數(shù)β0描述了宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期的正向沖擊對不同資產(chǎn)誤定價水平下投資組合平均收益率的影響作用，系數(shù)(β0+γ0)度量了宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期的負(fù)向沖擊對不同資產(chǎn)誤定價水平下投資組合績效的影響作用；同樣地，當(dāng)SMT=1時，系數(shù)(β0+β1)代表宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期的正向沖擊對不同資產(chǎn)誤定價水平下投資組合表現(xiàn)的影響作用，系數(shù)(β0+β1+γ0+γ1)代表宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期的負(fù)向沖擊對不同資產(chǎn)誤定價水平下投資組合績效的影響作用。因此，若系數(shù)β1是顯著的，則說明除融資融券事件之外，宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊對不同資產(chǎn)誤定價水平的股票績效的影響也是顯著的；若系數(shù)γ1顯著不為0，則說明除融資融券事件之外，該影響仍具有非對稱性效應(yīng)。

四、 實證研究

1. 投資組合的構(gòu)建

在本節(jié)中，我們將依據(jù)個股的資產(chǎn)誤定價程度進(jìn)行劃分，構(gòu)建不同資產(chǎn)誤定價水平的投資組合。具體過程如下：首先，利用公式(4)依次得出滬深兩市所有上市A股的資產(chǎn)誤定價數(shù)值；其次，在每個季度末t時期，將所有股票按照資產(chǎn)誤定價從小到大的順序進(jìn)行排序，共形成基于資產(chǎn)誤定價排序的十組投資組合，用符號M1至M10表示；最后，針對每一組投資組合，分別計算其t-2、t-1、t、t+2、t+3和t+4時期的投資組合平均收益率。計算結(jié)果如表1所示。

表1 不同時期下投資組合收益率

在表1中，M1為資產(chǎn)誤定價最低10%下的投資組合，即資產(chǎn)價格被嚴(yán)重低估組；M10為資產(chǎn)誤定價最高10%下的投資組合，即資產(chǎn)價格被嚴(yán)重高估組；M5表示資產(chǎn)誤定價數(shù)值近似為0的投資組合，該組合下的股票實際市場價值接近于其內(nèi)在基礎(chǔ)價值。從表中可以看出，在投資組合形成的前兩個季度t-2時期至t時期中，相較于M5和M10，M1投資組合的平均收益率更低：例如在t-2時期，M1-M10與M1-M5代表的收益率差值均為-0.025；在t時期，M1-M10與M1-M5的數(shù)值分別降至-0.046與-0.028，且所有數(shù)據(jù)均在1%的顯著性水平下顯著。在投資組合形成后的四個季度里，資產(chǎn)價格被高估組即M10投資組合的平均收益率開始迅速下降，在t+3時期，M1與M10之間的差值高達(dá)0.033(t統(tǒng)計值=3.337)，此時M10與M5之間的差值為-0.023(t統(tǒng)計值=-2.748)；該結(jié)果說明與較低資產(chǎn)誤定價投資組合相比，在t時期被劃分至資產(chǎn)價格高估組M10的股票在未來具有更差的表現(xiàn)。綜上所述，我們利用資產(chǎn)誤定價指標(biāo)構(gòu)建的投資組合可以很好地區(qū)分不同未來表現(xiàn)的股票，該結(jié)果是可靠有效的。

2. 宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊對不同資產(chǎn)誤定價組合的回歸結(jié)果

(1) 投資組合形成前。為了研究宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊在不同時期下對不同資產(chǎn)誤定價水平下的投資組合非對稱性效應(yīng)，我們采用公式(5)所示的回歸方程，首先分析當(dāng)k=-2、-1與0時，即投資組合形成前的一段時間內(nèi)宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊對各個資產(chǎn)誤定價水平的投資組合績效的影響程度。

表2 投資組合形成前的回歸結(jié)果

續(xù)表

在表2中，R1為上文中構(gòu)建的資產(chǎn)誤定價被嚴(yán)重低估組M1投資組合的平均收益率；R10 代表資產(chǎn)誤定價被嚴(yán)重高估組M1投資組合的平均收益率；R5表示M5投資組合的平均收益率。β為不同資產(chǎn)誤定價水平的投資組合績效對宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期正向沖擊的反應(yīng)系數(shù)，γ代表非對稱性效應(yīng)系數(shù)，(β+γ)/β表示投資組合績效對宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期正向與負(fù)向沖擊反應(yīng)的比率。

從表中可以看出，在各個時期k=-2、-1、0下，對于不同資產(chǎn)誤定價程度的投資組合R1、R5、R10，宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期正向沖擊的反應(yīng)系數(shù)β在5%的顯著性水平下均是顯著為正的；對于非對稱性效應(yīng)系數(shù)γ，除k=-2時期R10回歸方程中的系數(shù)γ不顯著外，其余時期下該系數(shù)均是顯著為負(fù)的，同時宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期正向與負(fù)向沖擊反應(yīng)比率(β+γ)/β在各個時期下均為正且小于1；以上結(jié)果說明，宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊對各個資產(chǎn)誤定價水平下股票績效的影響均存在非對稱性效應(yīng)，且宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期正向沖擊的影響效果要大于負(fù)向沖擊。

另一方面，觀察(R1-R10)回歸方程中的系數(shù)我們可以看出，在t-2時期，回歸方程(5)中的系數(shù)β=0.031(t統(tǒng)計值=3.200)，γ=-0.023(t統(tǒng)計值=-2.120)，意味著在早期宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期沖擊對資產(chǎn)價格被嚴(yán)重低估股票的影響顯著高于資產(chǎn)價格被嚴(yán)重高估的股票。但是伴隨著時間的推移，該影響在資產(chǎn)價格被嚴(yán)重低估與高估股票之間的差異越來越小，例如在k=0時期，該回歸方程中的β=-0.009(t統(tǒng)計值=-0.820)，γ=0.012(t統(tǒng)計值=1.100)。在(R1-R5)回歸方程中，在t=-1和0的時期下，系數(shù)β在10%的水平下均顯著為負(fù)，而γ顯著為正；這說明相較于無資產(chǎn)誤定價的投資組合，資產(chǎn)價格被嚴(yán)重低估組更易受到宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期負(fù)向沖擊的影響。此外在(R10-R5)的回歸結(jié)果中，系數(shù)β在投資組合形成前的兩個季度中均為負(fù)，該結(jié)果表明與資產(chǎn)誤定價為零的股票相比，資產(chǎn)價格被嚴(yán)重高估的股票對宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期正向沖擊的反應(yīng)程度較小，因此宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期的正向沖擊并不是導(dǎo)致股票的市場價格向上偏離內(nèi)在基礎(chǔ)價值的主要原因。

綜上所述，我們的結(jié)果與以往學(xué)者提出的“宏觀經(jīng)濟(jì)的超預(yù)期增長驅(qū)使資產(chǎn)市場價格偏離內(nèi)在基礎(chǔ)價值”的結(jié)論(Tirole，1985；Grossman和Yanagawa，1993；顧鵬，2015)有所差異。我們實證研究表明與資產(chǎn)誤定價水平為零的股票相比，宏觀經(jīng)濟(jì)的超預(yù)期沖擊對資產(chǎn)價格被嚴(yán)重高估或低估的股票影響較小；換句話說，市場上出現(xiàn)的資產(chǎn)誤定價現(xiàn)象并不完全是宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期發(fā)展的結(jié)果，而有可能是由股票市場自身的特征所導(dǎo)致的。與國外成熟的股票市場相比，中國股票市場散戶占據(jù)的比重較大，投機(jī)色彩濃重，因此股票市場價值與內(nèi)在基礎(chǔ)價值之間的偏離程度更易受到投資者情緒等因素的影響(王宜峰和王燕鳴，2014；Han和Li，2017)。

(2) 投資組合形成后。表3展示了在公式(5)的回歸方程中k=2、3與4的回歸結(jié)果，體現(xiàn)了投資組合形成后的四個季度內(nèi)宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期沖擊對各個資產(chǎn)誤定價投資組合績效的影響程度。

從表3中可以看出，在投資組合形成后的四個季度內(nèi)，對于各個資產(chǎn)誤定價水平下的投資組合R1、R5與R10，宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期正向沖擊的反應(yīng)系數(shù)β和不對稱性系數(shù)γ均在5%的顯著性水平下顯著；同時，宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期正向與負(fù)向沖擊反應(yīng)比率(β+γ)/β不斷減小，表明投資組合形成后的一段時間內(nèi)，宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期負(fù)向沖擊的影響效果逐漸降低，但仍小于超預(yù)期正向沖擊的影響，非對稱性效應(yīng)依舊存在。此外，觀察(R10-R5)的回歸方程結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，在k=2與4時期，系數(shù)β均是顯著為負(fù)的，該結(jié)果說明相較于較低資產(chǎn)誤定價水平的股票，資產(chǎn)價格被嚴(yán)重高估的股票受宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊的影響更小。

表3 投資組合形成后的回歸結(jié)果

3. 融資融券事件沖擊

自2010年起，中國股票市場允許進(jìn)行融資融券交易；眾多研究表明，融資融券交易降低了中國股票市場的賣空限制，從而降低了股票錯誤定價，提高了股票定價效率(李志生等，2015)。因此，融資融券事件屬于影響股票價格錯誤定價的外生事件，在本節(jié)中我們將考慮融資融券事件對資產(chǎn)誤定價的影響并在此基礎(chǔ)上進(jìn)行回歸分析，從而使得結(jié)果更具有穩(wěn)健性。

我們利用公式(6)的回歸方程，依次分析了投資組合形成前即當(dāng)k=-2、-1和0，以及投資組合形成后k=2、3和4時融資融券事件對回歸結(jié)果的影響，具體結(jié)果如表4所示。

表4 考慮融資融券事件的回歸結(jié)果

續(xù)表

從表4中可以看出，在投資組合形成前后的各個時期下，對于不同資產(chǎn)誤定價水平下的投資組合收益率R1、R5、R10，宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期沖擊與融資融券交叉項(SMT*δGDP)的系數(shù)β1在10%的顯著性水平下均是顯著為負(fù)的，同時代表非對稱性效應(yīng)的系數(shù)γ1顯著為正；以上結(jié)果再次證明在融資融券事件后，宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期沖擊仍是各個資產(chǎn)誤定價水平下投資組合表現(xiàn)的重要影響因素，該影響具有非對稱性，這與上文得到的結(jié)果相一致；此外，我們的數(shù)據(jù)表明融資融券事件降低了資產(chǎn)誤定價程度以及宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊對資產(chǎn)誤定價的非對稱效應(yīng)。

五、 結(jié)論與啟示

本文選取2001年第1季度至2020年第3季度滬深兩市所有上市A股數(shù)據(jù)為樣本，基于剩余收益模型對資產(chǎn)誤定價進(jìn)行計算，以實際GDP與趨勢值之間的差值δGDP度量宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期沖擊，分別探究了宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期沖擊對不同資產(chǎn)誤定價水平的投資組合的非對稱影響，得出的主要結(jié)論如下：第一，宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期沖擊對各個資產(chǎn)誤定價水平下的投資組合績效的影響具有非對稱效應(yīng)，該效應(yīng)在投資組合形成前后的各個時期下均是顯著存在的；其中，相較于宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期的負(fù)向沖擊，正向沖擊對其的影響效果更強(qiáng)。第二，宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期沖擊并不是導(dǎo)致資產(chǎn)價格偏離內(nèi)在基礎(chǔ)價值的主要原因。實證結(jié)果表明，與資產(chǎn)誤定價水平為零的股票相比，宏觀經(jīng)濟(jì)的超預(yù)期沖擊對資產(chǎn)價格被嚴(yán)重高估或低估的股票影響更小。第三，在融資融券事件后，宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期沖擊仍對各個資產(chǎn)誤定價水平下的投資組合表現(xiàn)具有非對稱性影響，同時融資融券機(jī)制的實施降低了資產(chǎn)誤定價的水平。

我們的研究結(jié)果重點(diǎn)揭示了中國宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊不是直接導(dǎo)致金融市場資產(chǎn)誤定價現(xiàn)象產(chǎn)生的主要原因；換句話說，市場上出現(xiàn)的資產(chǎn)誤定價現(xiàn)象并不完全是宏觀經(jīng)濟(jì)超預(yù)期發(fā)展的結(jié)果，而更有可能是由股票市場自身的特征所引發(fā)的。目前，中國股票市場中存在的散戶居多、投機(jī)行為活躍、市場監(jiān)管尚不完善等特征阻礙了股票市場的進(jìn)一步發(fā)展，導(dǎo)致了股票價格與實體經(jīng)濟(jì)相背離。因此，繼續(xù)全面深化改革金融市場進(jìn)程、規(guī)范和完善金融市場體系仍是促進(jìn)金融市場長期穩(wěn)定發(fā)展的首要任務(wù)；唯有進(jìn)一步深化體制改革才能使股票價格更好地反映實體經(jīng)濟(jì)，實現(xiàn)金融和經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展的長期目標(biāo)。