流動性風(fēng)險資產(chǎn)定價模型

趙園

【摘要】本文對相關(guān)文獻(xiàn)進行回顧和總結(jié)，推導(dǎo)出基于流動性風(fēng)險的資本資產(chǎn)定價模型，并選取上證綜合指數(shù)為代表，利用ARCH類模型對上海股市流動性風(fēng)險溢價做了實證分析。

【關(guān)鍵詞】流動性風(fēng)險；流動性水平；資產(chǎn)定價

一、引言

資本資產(chǎn)定價理論是在投資組合理論基礎(chǔ)上發(fā)展起來的，至今在金融理論中占有核心地位，但近幾十年的研究表明現(xiàn)實中很多現(xiàn)象無法用傳統(tǒng)的理論所解釋，因此流動性資產(chǎn)定價理論開始成為研究的熱點。傳統(tǒng)的理論忽略了流動性對資產(chǎn)定價的影響，以往的研究多集中于流動性水平下的資產(chǎn)定價問題，事實上流動性與資產(chǎn)定價關(guān)系的研究劃分為流動性水平和流動性風(fēng)險兩個方面。因而有必要對這些有關(guān)流動性風(fēng)險資產(chǎn)定價的研究進行梳理，以期對而后的相關(guān)研究發(fā)展有所借鑒。

二、文獻(xiàn)綜述

早期對流動性與資產(chǎn)定價關(guān)系的研究均注重于流動性與股票回報之間的關(guān)系。最早以Amihud和Mendelson（1986）的研究為代表，引入買賣價差作為衡量流動性的指標(biāo)。對流動性和資產(chǎn)收益率之間的關(guān)系進行實證研究的也是Amihud和Mendelson（1986），從微觀角度出發(fā)，創(chuàng)造性地提出流動性溢價理論。

Haugen和Baker（1996）用Russell3000股指成分股的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)換手率與股票收益率之間存在顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。以Acharyan和Pedersen（2003）為代表的學(xué)者開始關(guān)注流動性風(fēng)險與資產(chǎn)定價的關(guān)系，在傳統(tǒng)的CAPM的基礎(chǔ)上進行了流動性調(diào)整，將流動性風(fēng)險分解成三個部分，構(gòu)造了四模型，并用非流動性比率進行分析，發(fā)現(xiàn)流動性風(fēng)險存在風(fēng)險溢價。

中國的證券市場對流動性風(fēng)險的研究尚處于不成熟的階段，主要是借鑒國外的研究模型和方法。國內(nèi)學(xué)者，如王春峰、韓冬和蔣祥林（2002），蘇冬蔚、麥元勛（2004）、羅登躍（2007）等的研究，并未區(qū)分流動性水平和流動性風(fēng)險的不同之處。韓冬認(rèn)為流動性風(fēng)險指投資者由于市場流動性缺乏產(chǎn)生的交易成本上升和交易困難。羅登躍等（2007）則對流動性風(fēng)險的數(shù)理本質(zhì)做出概括，指出流動性風(fēng)險的度量依賴于流動性水平變量。蘇冬蔚，麥元勛（2004）直接將換手率作為流動性的度量指標(biāo)，卻忽略了國內(nèi)股票市場高投機性，炒作盛行的特征。

目前較完整解釋流動性風(fēng)險溢價的理論模型是Acharya和Pedersen的流動性調(diào)整的資產(chǎn)定價模型（LCAPM），條件期望總收益為：

其中：。此式表明資產(chǎn)i的預(yù)期超額收益是其預(yù)期非流動性成本加上四個值乘以風(fēng)險溢價，這四個值和資產(chǎn)收益及流動性風(fēng)險有關(guān)。與傳統(tǒng)的CAPM相比，LCAPM除了考慮資產(chǎn)i的系統(tǒng)風(fēng)險外還考慮了其他三種流動性風(fēng)險。

三、模型的建立

我國股市波動劇烈，上證綜指在2008年到2012年短短5年內(nèi)就經(jīng)歷了一輪強周期（從2008年的1665點到2009年的3478點，再到2012年的1995點）。許多股價序列都具有時變方差（Time-varying Variance）的特征，為了刻畫這一特征，2003年諾貝爾經(jīng)濟學(xué)家獲得者Engle于1982年提出了自回歸條件異方差模型，即ARCH模型。Boleslaw（1986）進一步提出了廣義自回歸條件方差，即GARCH模型。此后，模型不斷地得到改進，形成了ARCH族模型。

本文利用ARCH檢驗、GARCH模型研究了股指之間的長期均衡關(guān)系及短期波動差異。

四、實證分析

1.數(shù)據(jù)說明

本文使用滬市2008/01/02～2012/12/05共5年的數(shù)據(jù)，總計1200個收盤價，原始數(shù)據(jù)來自分析家股票分析系統(tǒng)。對上證指數(shù)流動性溢價現(xiàn)象進行實證研究。收益率使用對數(shù)收益率為日收盤價；用Amicus（2002）的非流動性指標(biāo)ILLIQ來度量流動性狀況：為第t日的成交金額。本文實證結(jié)果是用EVIEWS7.2完成。

2.結(jié)果及結(jié)論

對上證收益率（對數(shù)收益率）數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性分析，由結(jié)果可知P值很小，且ADF統(tǒng)計值在1%，5%及10%的顯著水平下，單位根檢驗的臨界值分別為-3.435595，-2.863744及-2.567994，檢驗統(tǒng)計量值為-34.84275，遠(yuǎn)小于相應(yīng)的DW臨界值，從而拒絕H0，表明2008年1月2日到2012年12月05日的對數(shù)收益率為平衡時間序列，不存在單位根。

用EVIEWS中的VIEW-CORRELOGRAM生成自相關(guān)圖，滯后階數(shù)為25，通過自相關(guān)圖可以看出，上證收益率具有自相關(guān)性。

進而我們對上證綜指日收益的條件異方差性進行統(tǒng)計檢驗，得表1。

從表2可以看出，LM檢驗中pro=0對數(shù)收益率序列存在明顯的ARCH效應(yīng)，可以建立ARCH類模型。由模型定階，可以在ARMA（p，q）中，分別選?。╬，q）為（1，1），（2，2），（3，3），（3，4）幾個數(shù)據(jù)進行模型估計，觀察各模型的P值和T統(tǒng)計量。

MA Backcast：1

Variable Coefficient Std.Error t-Statistic Prob.

AR（1） -0.726302 0.236526 -3.036881 0.0024

MA（1） 0.751734 0.224061 3.355494 0.0008

MA Backcast：1 2

Variable Coefficient Std.Error t-Statistic Prob.

AR（2） -0.671700 0.487731 -1.377193 0.1687

MA（2） 0.658066 0.495379 1.328410 0.1843

MA Backcast：1 3

Variable Coefficient Std.Error t-Statistic Prob.

AR（3） -0.777338 0.182647 -4.255969 0.0000

MA（3） 0.784241 0.180648 4.341275 0.0000

MA Backcast：0 3

Variable Coefficient Std.Error t-Statistic Prob.

AR（3） 0.037955 0.026467 1.434032 0.1518

MA（4） 0.015213 0.026500 0.574080 0.5660

由模型可知：盡管收益率與4種風(fēng)險變量的相關(guān)系數(shù)的絕對值均比較小，但顯著不為0；重要的是，收益率與系統(tǒng)風(fēng)險、流動性風(fēng)險共性呈正相關(guān)關(guān)系、而與收益率對市場非流動性的敏感性、非流動性對市場收益的敏感性呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，這與前面的理論分析是一致的；4種風(fēng)險變量之間的相關(guān)系數(shù)絕對值較大，說明變量間存在共線性，這與Acharya和Pedersen（2003）的理論分析及實證研究結(jié)果是一致的。

五、結(jié)束語

本文提出了一個四元均值GARCH（1，1）模型，對上海股票市場收益率與四種風(fēng)險變量以及Achary和Pedersen（2003）提出的三種流動性風(fēng)險的溢價狀況進行了實證研究，結(jié)果表明存在系統(tǒng)風(fēng)險溢價和流動性風(fēng)險溢價，驗證了理論分析。

參考文獻(xiàn)

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