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論文摘要：本文選用2003.1-2009.12期間上證市場(chǎng)交易所選取的20支股票的月收益率數(shù)據(jù)，通過(guò)bjs檢驗(yàn)驗(yàn)證capm模型在上證市場(chǎng)的有效性�，F(xiàn)實(shí)結(jié)果與capm模型嚴(yán)重不符，這不僅體現(xiàn)上證市場(chǎng)的不成熟，也體現(xiàn)capm模型的假設(shè)條件與現(xiàn)實(shí)差距太大，因此capm模型在實(shí)際應(yīng)用時(shí)應(yīng)謹(jǐn)慎對(duì)待其有效性。
論文關(guān)鍵詞：資本資產(chǎn)定價(jià)模型,實(shí)證檢驗(yàn),有效性
　　資本資產(chǎn)定價(jià)模型簡(jiǎn)介
　　從Markowitz和Tobin提出資產(chǎn)組合理論開(kāi)始，現(xiàn)代資本理論迅速發(fā)展，其中最重要的理論包括了Sharp、Lintner和Mossin發(fā)展的資本資產(chǎn)定價(jià)模型（CAPM）。該定價(jià)模型提出高期望收益往往和高風(fēng)險(xiǎn)相關(guān)聯(lián)。簡(jiǎn)單來(lái)說(shuō)，資產(chǎn)超過(guò)無(wú)風(fēng)險(xiǎn)利率的預(yù)期超額收益率與以β值度量的資產(chǎn)面臨的未分散的市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)線性相關(guān)。
　　盡管資本資產(chǎn)定價(jià)理論在現(xiàn)代資產(chǎn)定價(jià)理論中一直占領(lǐng)著統(tǒng)治地方，但是由于CAPM模型是在一組苛刻的假設(shè)條件下建立的，一直不斷出現(xiàn)一些實(shí)證研究的成果對(duì)資本資產(chǎn)定價(jià)模型的有效性提出了質(zhì)疑。國(guó)外有Tinic、West和Basu,國(guó)內(nèi)有阮濤、林少宮和李和金、李湛，結(jié)果表明，不論美國(guó)股市還是中國(guó)股市都不支持嚴(yán)格的CAPM模型。
　　2實(shí)證檢驗(yàn)
　　2.1樣本數(shù)據(jù)選取
　　本文選取2003.1-2009.12作為研究時(shí)間段，該時(shí)間段體現(xiàn)了熊市和典型牛市的波動(dòng)特征。選取的樣本是從上證股票市場(chǎng)隨機(jī)挑選的20只股票，利用其在樣本時(shí)間段的84個(gè)月度收益率數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。在此不選取日度數(shù)據(jù)或周度數(shù)據(jù)是由于相對(duì)的高頻數(shù)據(jù)導(dǎo)致了噪聲數(shù)據(jù)的使用，有損系數(shù)估計(jì)的效率。另外，用上證綜合指數(shù)的月收益率作為市場(chǎng)組合收益率（數(shù)據(jù)均來(lái)自CCER經(jīng)濟(jì)金融研究數(shù)據(jù)庫(kù)），并將各個(gè)時(shí)間段對(duì)應(yīng)的一年期定期存款利率作為無(wú)風(fēng)險(xiǎn)利率（數(shù)據(jù)來(lái)自中國(guó)人民銀行），實(shí)際運(yùn)算中將年利率換算成月利率。
　　2.2檢驗(yàn)方法
　　對(duì)CAPM模型的實(shí)證檢驗(yàn)方法有很多，本文選用Black、Jenson和Scholes的方法（簡(jiǎn)稱(chēng)BJS檢驗(yàn)）進(jìn)行分析檢驗(yàn)。
　　第一步利用2006.1-2008.12的月數(shù)據(jù)估計(jì)單個(gè)股票的β系數(shù)，系數(shù)值通過(guò)單個(gè)股票月度收益率對(duì)市場(chǎng)組合月收益率的回歸來(lái)估計(jì)。如下式：
　　R-R=a+β(R-R)+e(1)
　　其中，
　　R股票i在t時(shí)刻的月收益率（i=1,2,…,20）;R代表無(wú)風(fēng)險(xiǎn)收益率；R是市場(chǎng)組合在t時(shí)刻的月收益率；β是對(duì)股票i的β系數(shù)估計(jì)；e是誤差項(xiàng)。
　　第二步則是將股票按照β系數(shù)大小排序，將20支股票分為10組，每組包含兩只股票，每只股票賦相同權(quán)重，并利用2003.1-2005.12的樣本數(shù)據(jù)計(jì)算組合的月收益率，組合月收益率取組合內(nèi)股票收益率的算術(shù)平均。然后通過(guò)組合月收益率對(duì)市場(chǎng)組合月收益率回歸估計(jì)組合的β系數(shù)：
　　R-R=a+β(R-R)+e(2)
　　其中，
　　R股票組合p在t時(shí)刻的月收益率（i=1,2,…,20）;R代表無(wú)風(fēng)險(xiǎn)收益率；R是市場(chǎng)組合在t時(shí)刻的月收益率；β是對(duì)股票組合p的β系數(shù)估計(jì)；e是誤差項(xiàng)。
　　第三步利用2009.1-2009.12的組合月平均收益率對(duì)上步得出的組合β值進(jìn)行橫截面回歸，對(duì)收益與系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn):
　　R=γ+γβ+ε(3)
　　其中，R為組合的月平均收益率；β為組合的β系數(shù)；ε為誤差項(xiàng)。
　　3實(shí)證結(jié)果及分析
　　在置信水平95%下，利用等式（1）對(duì)股票的β值進(jìn)行估計(jì)（見(jiàn)表1），表中β系數(shù)的估計(jì)值均通過(guò)t檢驗(yàn)，估計(jì)值顯著，利用其大小排序分為10組股票。
　　表1單個(gè)股票的β值估計(jì)
　　

股票名稱(chēng)	β	股票名稱(chēng)	β
武鋼股份	1.538711	宇通客車(chē)	0.908576
葛洲壩	1.09803	同仁堂	0.721116
中視傳媒	0.962209	永鼎股份	0.880745
亞盛集團(tuán)	1.101715	金健米業(yè)	0.907288
菲達(dá)環(huán)保	0.661829	兩面針	1.527042
江西銅業(yè)	1.531689	中金黃金	1.290523
山鷹紙業(yè)	0.849112	南紡股份	0.900147
華聯(lián)綜超	0.881226	魯抗醫(yī)藥	0.853614
新世界	0.767021	杉杉股份	1.188925
賽馬實(shí)業(yè)	0.988985	華電能源	0.886169

分組完成，即可利用等式（2）對(duì)組合β系數(shù)進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如表2所示
　　表2組合β系數(shù)估計(jì)
　　

股票組合	股票構(gòu)成	β	標(biāo)準(zhǔn)誤差	T
1	菲達(dá)環(huán)保	0.404043	0.162576	2.485257
	同仁堂
2	新世界	0.993471	0.113355	8.764249
	山鷹紙業(yè)
3	魯抗醫(yī)藥	1.202884	0.167258	7.191775
	永鼎股份
4	華聯(lián)綜超	0.869742	0.132566	6.560797
	華電能源
5	南紡股份	1.247708	0.219467	5.685166
	金健米業(yè)
6	宇通客車(chē)	1.32813	0.159544	8.324525
	中視傳媒
7	賽馬實(shí)業(yè)	0.956819	0.169503	8.324525
	葛洲壩
8	亞盛集團(tuán)	1.102168	0.174573	6.313495
	杉杉股份
9	中金黃金	1.250703	0.223061	5.606997
	兩面針
10	江西銅業(yè)	1.251981	0.209377	5.979563
	武鋼股份

　　結(jié)果顯示，組合β估計(jì)的標(biāo)準(zhǔn)誤差較小，t檢驗(yàn)值均大于臨界t值，t檢驗(yàn)顯著，組合β顯著不為零，可繼續(xù)進(jìn)行橫截面回歸。利用等式（3）進(jìn)行橫截面回歸，得表3：
　　表3收益和系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)回歸
　　

	系數(shù)	T檢驗(yàn)值	R	F
γ	0.030970	1.833525	0.295887	3.361815
γ	0.041081	1.265182

橫截面回歸主要為檢驗(yàn)高系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)是否與高期望回報(bào)率相關(guān)聯(lián)。但結(jié)果顯示γ的t檢驗(yàn)小于t（8）=2.306，表明無(wú)風(fēng)險(xiǎn)利率不明顯異于零，意味著市場(chǎng)投機(jī)需求過(guò)大；γ系數(shù)略大于零，但t檢驗(yàn)也小于2.306，表示收益和系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)之間的正線性關(guān)系不顯著，加上F檢驗(yàn)值小于F（1，8）=5.32以及擬合優(yōu)度R=0.295887，這都表明方程擬合效果不理想，總體顯著性不夠，高系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)與高期望回報(bào)率關(guān)聯(lián)性不強(qiáng)。
　　4結(jié)論
　　實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果與資本資產(chǎn)定價(jià)模型有明顯的差異，這可能是由于選樣的偏差和樣本量大小差異造成統(tǒng)計(jì)推斷偏差從而導(dǎo)致實(shí)證結(jié)果背離資本資產(chǎn)定價(jià)模型。但主要原因應(yīng)該是資本資產(chǎn)定價(jià)模型的三大異�？量痰募僭O(shè)，嚴(yán)重脫離現(xiàn)實(shí)，在現(xiàn)實(shí)市場(chǎng)上風(fēng)險(xiǎn)偏好不同的投資者和投機(jī)者在投資決策和投資行為上差異明顯，而且由于中國(guó)證券市場(chǎng)監(jiān)管體系尚不健全，導(dǎo)致市場(chǎng)投機(jī)氣氛過(guò)重、交易及監(jiān)管成本過(guò)高，致使資本資產(chǎn)定價(jià)模型在實(shí)際應(yīng)用容易出現(xiàn)偏差，因此，基于CAPM模型在尚不成熟的上證市場(chǎng)的應(yīng)用缺乏有效性依據(jù)。但是，資本資產(chǎn)定價(jià)理論對(duì)于現(xiàn)代資本理論及應(yīng)用所獨(dú)特的引導(dǎo)作用是不容忽視的，我們?cè)趯?shí)際應(yīng)用時(shí)應(yīng)嚴(yán)謹(jǐn)對(duì)待。
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