投資者風(fēng)險(xiǎn)厭惡、有限理性與股票市場(chǎng)階段性走勢(shì)

鄭曉亞 劉 飛 肖 瑩

（1.上海財(cái)經(jīng)大學(xué) 博士后流動(dòng)站 上海 200433；2.特華博士后科研工作站 北京100029；3.中國(guó)建設(shè)銀行 遼寧分行 遼寧 沈陽(yáng)110001）

一、引言

在我國(guó)經(jīng)濟(jì)由計(jì)劃向市場(chǎng)轉(zhuǎn)軌的大背景下，證券市場(chǎng)從無(wú)到有，在摸索與挫折中不斷前行，能夠取得目前的規(guī)模和成績(jī)實(shí)屬難能可貴。作為市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的重要組成部分，時(shí)至今日，我國(guó)股票市場(chǎng)已走過(guò)了20余年的發(fā)展歷程，市場(chǎng)發(fā)展已渡過(guò)了“摸著石頭過(guò)河”的實(shí)驗(yàn)階段，步入不斷自我修正和完善的改革階段。作為股票市場(chǎng)改革與創(chuàng)新的有效切入點(diǎn)，其價(jià)格形成機(jī)制一直以來(lái)是理論界、市場(chǎng)監(jiān)管者和投資者探討的熱點(diǎn)問(wèn)題。

從微觀經(jīng)濟(jì)理論來(lái)看，市場(chǎng)投資者的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避傾向決定其交易行為。交易行為則是流通市場(chǎng)供需關(guān)系的直接體現(xiàn)，其作為市場(chǎng)價(jià)格形成機(jī)制的重要組成部分直接對(duì)市場(chǎng)中產(chǎn)品的價(jià)格構(gòu)成造成影響。故以證券市場(chǎng)為紐帶，投資者對(duì)待風(fēng)險(xiǎn)的態(tài)度與股市走勢(shì)之間存在必然的聯(lián)系。本文嘗試?yán)枚糠椒ㄟx取的分段樣本和能夠有效刻畫(huà)代表性經(jīng)濟(jì)個(gè)人風(fēng)險(xiǎn)偏好的C-CAPM模型擴(kuò)展形式打通這一聯(lián)系，以期為未來(lái)深入探尋我國(guó)股票市場(chǎng)的價(jià)格形成機(jī)制進(jìn)行一些基礎(chǔ)性的工作。

二、理論基礎(chǔ)與文獻(xiàn)評(píng)述

股權(quán)資產(chǎn)定價(jià)定量研究始于Markowitz于1952年［1］提出均值方差模型，其首次將投資收益與風(fēng)險(xiǎn)這一對(duì)密不可分的因素聯(lián)系在了一起。不過(guò)，具體的實(shí)證方法在均值方差模型中并未明確界定，各項(xiàng)指標(biāo)為實(shí)踐領(lǐng)域相關(guān)指標(biāo)的“高度概括”，使得后續(xù)學(xué)者的研究在參數(shù)選取和實(shí)證檢驗(yàn)上存在較大差異，難以得出一致性和可比較性的實(shí)證結(jié)果。針對(duì)Markowitz模型的缺陷，Sharpe（1964）［2］，Lintner（1965）［3］提出CAPM模型，不僅明確了 Markowitz模型中風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)最優(yōu)組合的確定方法，還將資產(chǎn)的價(jià)格內(nèi)生化為代表性投資者風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避系數(shù)和資產(chǎn)組合協(xié)方差的函數(shù)。

盡管CAPM模型是Markowitz模型的深化，并首次從投資者偏好的角度對(duì)股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)進(jìn)行了解釋?zhuān)瑸檎页銎溆绊憴C(jī)理打下了理論基礎(chǔ)。但在實(shí)證研究中，CAPM模型的表現(xiàn)亦如Markowitz模型，同樣不盡如人意。如Reinganum（1981）［4］，Lakonishok和 Shapiro（1986）［5］等實(shí)證結(jié)果挑戰(zhàn)了CAPM模型的基本結(jié)論，即資產(chǎn)收益率與β系數(shù)并不成正比。為此，西方學(xué)界從探索和完善理論模型的角度出發(fā)，圍繞早期CAPM模型進(jìn)行了各類(lèi)改進(jìn)，以期通過(guò)模型完善更好地?cái)M合現(xiàn)實(shí)。其中，Ross（1976）［6］在CAPM均衡價(jià)格模型的基礎(chǔ)上，以股票之間收益的相互關(guān)系和套利行為在市場(chǎng)均衡中的作用為切入點(diǎn)，提出了APT模型。雖然該模型在模型設(shè)定上優(yōu)于CAPM模型，但其和CAPM模型一樣，研究的對(duì)象是單期收益問(wèn)題。而Merton（1969［7］，1973［8］）提出的ICAPM 模型首次將伊藤積分引入了經(jīng)濟(jì)分析理論模型中，開(kāi)創(chuàng)了在連續(xù)時(shí)間范疇下對(duì)最優(yōu)資產(chǎn)組合和資產(chǎn)定價(jià)進(jìn)行分析的方法。Lucas（1978）［9］和 Breeden（1979）［10］則進(jìn)一步在前人研究的基礎(chǔ)上，把ICAPM模型與傳統(tǒng)的CAPM模型聯(lián)系起來(lái)，首次在定價(jià)模型中對(duì)資產(chǎn)和消費(fèi)間的關(guān)系進(jìn)行了探討，提出了C-CAPM模型，并由此確立了資本定價(jià)領(lǐng)域兼具一般性和統(tǒng)一性的分析框架（劉少波，2010）［11］。盡管 C-CAPM 模型被認(rèn)為是過(guò)去20—30年中金融資產(chǎn)定價(jià)領(lǐng)域的重要進(jìn)步之一，但標(biāo)準(zhǔn)C-CAPM模型無(wú)法解釋美國(guó)市場(chǎng)的歷史股權(quán)溢價(jià)水平（Mehra和Prescott，1985）［12］和無(wú)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)收益率（Weil，1989）［13］。

介于標(biāo)準(zhǔn)C-CAPM模型在應(yīng)用層面的局限性，本文借鑒 Abel（1990［14］，2008［15］），將實(shí)證表現(xiàn)較為理想的消費(fèi)慣性函數(shù)引入標(biāo)準(zhǔn)C-CAPM模型，以期通過(guò)豐富模型信息得到兼具穩(wěn)健性與解釋力的實(shí)證結(jié)果。

三、模型構(gòu)建

慣性代表個(gè)人對(duì)反復(fù)刺激產(chǎn)生的心理反饋。經(jīng)濟(jì)學(xué)家們認(rèn)為，對(duì)消費(fèi)者而言，反復(fù)刺激將削減其對(duì)刺激的感覺(jué)，故當(dāng)期消費(fèi)水平產(chǎn)生的效用與近期的消費(fèi)水平的變化相比，近期消費(fèi)的變化對(duì)效用的影響更為重要（熊和平，2005）［16］。部分西方學(xué)者們將這一因素加入C-CAPM模型效用函數(shù)的設(shè)定中。消費(fèi)慣性的考慮因素可分為內(nèi)部消費(fèi)慣性和外部消費(fèi)慣性兩種①外部消費(fèi)慣性相關(guān)研究如 Campbell和Cochrane（1999）［17］等；內(nèi)部消費(fèi)慣性相關(guān)研究如Sundaresan（1989）［18］，Constantinides（1990）［19］等。；而在標(biāo)準(zhǔn)模型中由當(dāng)期消費(fèi)決定的效用函數(shù)里引入消費(fèi)慣性變量的方法也有比例式和差額式兩類(lèi)②比例式相關(guān)研究如 Abel（1990）［14］；差額式相關(guān)研究見(jiàn) Constantinides（1990）［19］，Campbell和 Cochrane（1999［17］，2000［20］）等。。本文借鑒比例式的消費(fèi)慣性效用函數(shù)設(shè)定方法，考慮外部消費(fèi)慣性對(duì)模型進(jìn)行擴(kuò)展。

在一般預(yù)期效用函數(shù)的基礎(chǔ)上將代表性經(jīng)濟(jì)人t期的效用設(shè)定為

理性的代表性經(jīng)濟(jì)個(gè)人應(yīng)通過(guò)選擇自己的即期消費(fèi)水平ct，以最大化條件期望效用 Et（Ut）。

其中β代表時(shí)間貼現(xiàn)因子；ct＋i表示代表性經(jīng)濟(jì)個(gè)人t＋i期的消費(fèi)；zy＋i表示代表性經(jīng)濟(jì)個(gè)人t＋i期的偏好變量。進(jìn)一步通過(guò)如下表達(dá)式為zt賦以具體的含義

令yt為t期從資產(chǎn)取得的收入，假設(shè)代表性經(jīng)濟(jì)個(gè)人當(dāng)期將這一收入全部轉(zhuǎn)化為消費(fèi)。則在消費(fèi)者同質(zhì)的情況下，有ct＝Ct＝y(tǒng)t。設(shè)xt＋1代表消費(fèi)增長(zhǎng)，則為：

xt＋1＝ct＋1/ct＝Ct＋1/Ct＝y(tǒng)t＋1/yt。由式（2），則對(duì)zt有。

具體將習(xí)慣形成效用函數(shù)以比例形式設(shè)定為

通過(guò)求解效用的一階偏導(dǎo)，得到代表性經(jīng)濟(jì)個(gè)人t期的邊際消費(fèi)

考慮代表性經(jīng)濟(jì)個(gè)人t期減少1單位消費(fèi)Ct購(gòu)買(mǎi)一單位收益率為Ri，t＋1的金融資產(chǎn)i，并在t＋1期賣(mài)出該資產(chǎn)進(jìn)行消費(fèi)，Ct＋1的增量為Ri，t＋1。可得到如下的歐拉方程

通過(guò)如上歐拉方程可得到隨機(jī)貼現(xiàn)因子，令Mt＋1代表隨機(jī)貼現(xiàn)因子SDF，則

將式（6）代入式（5），即可得到本模型歐拉方程的具體形式。

在假設(shè)存在外部消費(fèi)習(xí)慣的情況下，令τ≥0，κ＝0，則股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)收益率的無(wú)條件期望表達(dá)式可寫(xiě)為

無(wú)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)收益率的無(wú)條件期望表達(dá)式則為

二者之差為股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)的無(wú)條件期望表達(dá)式。與標(biāo)準(zhǔn)C-CAPM模型的股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)決定公式進(jìn)行比對(duì)可以發(fā)現(xiàn)，通過(guò)引入習(xí)慣消費(fèi)因子τ這一新的狀態(tài)變量，定價(jià)式包含了更多信息，使股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)不再等于風(fēng)險(xiǎn)厭惡系數(shù)與消費(fèi)增長(zhǎng)波動(dòng)率的簡(jiǎn)單乘積，能夠在一定程度上改善標(biāo)準(zhǔn)C-CAPM模型解釋力不足的問(wèn)題。

四、數(shù)據(jù)處理與實(shí)證方法

（一）樣本選取與分段處理

研究所需樣本包括股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)實(shí)際收益率序列、無(wú)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)實(shí)際收益率序列和消費(fèi)增長(zhǎng)率序列。筆者選取如上三個(gè)變量從1992年1月至2012年12月共計(jì)756個(gè)月度數(shù)據(jù)序列作為樣本。其中，股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)實(shí)際收益率的計(jì)算采用的是衡量整體A股市場(chǎng)表現(xiàn)的申萬(wàn)指數(shù)；采用一年期整存整取定期存款利率作為無(wú)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)收益率的替代變量，數(shù)據(jù)來(lái)源為WIND數(shù)據(jù)庫(kù)和CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。

利用B-P多重結(jié)構(gòu)性斷點(diǎn)檢驗(yàn)的方法，判定結(jié)構(gòu)性突變因素，進(jìn)而利用檢驗(yàn)得出的結(jié)構(gòu)性斷點(diǎn)和一個(gè)先驗(yàn)斷點(diǎn)為全局樣本劃定五個(gè)分段區(qū)間：1992年1月至1995年12月為SRM1；1996年1月至2001年7月為SR2；2001年8月至2005年11月為SR3；2005年12月至2009年6月為SR4；2009年7月至2012年12月為SR5；全樣本區(qū)間為T(mén)（M）。其中SR1，SR2，SR4為牛市區(qū)間；SR3，SR5為熊市區(qū)間。

（二）實(shí)證方法

傳統(tǒng)的計(jì)量方法如最小二乘法OLS和極大似然法MLE均要求數(shù)據(jù)服從正態(tài)分布或在分布已知的情況下才能得到穩(wěn)健的參數(shù)估計(jì)結(jié)果。在C-CAPM模型實(shí)證研究領(lǐng)域，部分研究者在假定消費(fèi)增長(zhǎng)率和各相關(guān)資產(chǎn)收益率的聯(lián)合分布服從正態(tài)分布的前提下使用最小二乘法進(jìn)行實(shí)證分析。但是，有西方學(xué)者從數(shù)據(jù)本身出發(fā)，發(fā)現(xiàn)消費(fèi)增長(zhǎng)和資產(chǎn)收益的聯(lián)合分布并非服從對(duì)數(shù)正態(tài)分布，由此，采用約束條件較強(qiáng)的計(jì)量方法對(duì)C-CAPM模型進(jìn)行實(shí)證研究的結(jié)果可靠性遭到廣泛質(zhì)疑。

合理估計(jì)方法的選擇應(yīng)建立在對(duì)實(shí)證研究所需的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行考察的前提下。應(yīng)用Shapiro-Wilk正態(tài)性檢驗(yàn)法對(duì)相關(guān)變量進(jìn)行檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果（表1）顯示，多數(shù)樣本具備正態(tài)性的假設(shè)被拒絕。在樣本序列存在非正態(tài)性的情況下，可行的實(shí)證研究辦法之一是利用對(duì)數(shù)據(jù)條件要求較小的方法。廣義矩估計(jì)可在數(shù)據(jù)分布未知的情況下利用樣本矩中的方程估計(jì)得到總體的未知參數(shù)，與傳統(tǒng)方法相比其具備幾點(diǎn)優(yōu)勢(shì)：第一，無(wú)需對(duì)數(shù)據(jù)的分布進(jìn)行嚴(yán)格限制；第二，不需要隨機(jī)誤差項(xiàng)的分布信息，故允許隨機(jī)誤差項(xiàng)存在異方差和序列相關(guān)；第三，無(wú)需對(duì)高階矩陣進(jìn)行求逆運(yùn)算。所以，該方法回避了最小二乘法（OLS）、極大似然法（MLE）和工具變量法（IV）的局限性。對(duì)于本文樣本而言，這一方法無(wú)疑更具可行性和有效性。

表1 主要變量S-W正態(tài)性檢驗(yàn)結(jié)果

（三）工具變量選取與平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為解決模型中存在的內(nèi)生性問(wèn)題，可通過(guò)在矩條件中加入工具變量的方法進(jìn)行輔助回歸。因估計(jì)的有限樣本對(duì)工具變量的選取敏感，故如何尋找合適的工具變量是輔助估計(jì)的重要問(wèn)題。但由于目前對(duì)工具變量的選擇并沒(méi)有一致且統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)，各類(lèi)嘗試設(shè)立標(biāo)準(zhǔn)的研究均在某些局部問(wèn)題上受到其他學(xué)者的挑戰(zhàn)和質(zhì)疑。在相關(guān)方法并不成熟的情況下，借鑒前人方法選取工具變量組。本文選取經(jīng)濟(jì)意義較強(qiáng)的上證綜合指數(shù)、深證綜合指數(shù)進(jìn)入變量組，并以整體A股市場(chǎng)收益率的替代變量滬深300指數(shù)作為補(bǔ)充，將以上變量作為工具變量組IVG1。第二組工具變量的選擇借鑒肖俊喜、王慶石（2005）［21］，以各變量的一階滯后構(gòu)成IVG2，如表2所示。

為防止回歸關(guān)系不能夠真實(shí)的反映被解釋變量和解釋變量之間的均衡關(guān)系，實(shí)證估計(jì)前需對(duì)樣本進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本文采用DF-GLS單位根檢驗(yàn)法，結(jié)果顯示在5%的通常顯著性水平下，各數(shù)據(jù)序列平穩(wěn)（檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)附錄1）。

表2 工具變量組

五、實(shí)證結(jié)果

在公式（5）和（6）的基礎(chǔ)上考慮外部消費(fèi)慣性，令τ≥0，κ＝0，同時(shí)替換xt，則歐拉方程可寫(xiě)為

根據(jù)如上矩條件可知待估未知參數(shù)向量為θ1＝（α，β，τ）′。其中，α為風(fēng)險(xiǎn)厭惡系數(shù)；β為時(shí)間貼現(xiàn)因子；τ代表消費(fèi)慣性參數(shù)。利用EVIEWS 6.0軟件進(jìn)行廣義矩估計(jì)，分別加入工具變量組IV1和IV2進(jìn)行輔助，參估結(jié)果如表3所示。

在全局和各月度數(shù)據(jù)樣本區(qū)間中，工具變量組IVG1的過(guò)度識(shí)別J統(tǒng)計(jì)量取值在12.280 5至14.865 9之間，拒絕存在過(guò)度識(shí)別的零假設(shè)的概率值P的取值區(qū)間在0.796 2至0.948 0；利用工具變量組IVG2對(duì)同一模型和數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)，J統(tǒng)計(jì)量取值在11.738 3至14.323 7之間，P值在第一組的基礎(chǔ)上有所提高，取值在0.828 6和0.970 4的范圍內(nèi)。整體而言，檢驗(yàn)結(jié)果拒絕零假設(shè)，表明在一定顯著性水平下不存在過(guò)度識(shí)別。

在利用工具變量組IVG1的參數(shù)估計(jì)結(jié)果中，相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)厭惡系數(shù)α的估計(jì)值的取值范圍在-0.654 6至0.968 4之間，在SR1和SR4中符號(hào)出現(xiàn)反轉(zhuǎn)。除區(qū)間SR1外，均在1%的顯著性水平下拒絕統(tǒng)計(jì)量為0的零假設(shè)，整體可認(rèn)為在95%置信度下變量的估計(jì)值顯著。時(shí)間貼現(xiàn)因子估計(jì)量的取值范圍在 0.702 7 和1.101 4之間，在全局樣本區(qū)間 M（T）和子樣本區(qū)間SR1中的T檢驗(yàn)結(jié)果顯示，可分別在5%和10%的顯著性水平下拒絕零假設(shè)，其余樣本區(qū)間均可在顯著性水平為1%的情況下認(rèn)為統(tǒng)計(jì)量不為零；消費(fèi)習(xí)慣參數(shù)估計(jì)量 的范圍為0.442 1至0.652 3，在不同樣本區(qū)間中，可在5%和10%的顯著性水平下接受該統(tǒng)計(jì)量。

表3 消費(fèi)慣性效用函數(shù)擴(kuò)展C-CAPM模型的估計(jì)結(jié)果

在利用工具變量組IVG2的參數(shù)估計(jì)結(jié)果中，、和的值 域范圍分 別 為：［-0.756 8，1.375 6］，［0.614 2，0.964 4］和 ［0.377 9，0.557 5］，其中在各區(qū)間的取值與前面的估計(jì)結(jié)果一樣，在部分區(qū)間存在負(fù)值，估計(jì)值和的變化不大，其中的值域落入［0，1］的合理區(qū)間內(nèi)。參數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果顯示，各估計(jì)量顯著性有所提升，除SR1中的［0，1］外，絕大部分可在5%以上的顯著性水平下拒絕統(tǒng)計(jì)量為零的原假設(shè)。整體而言，針對(duì)基于消費(fèi)慣性效用函數(shù)擴(kuò)展的C-CAPM模型的廣義距估計(jì)不存在過(guò)度識(shí)別，各統(tǒng)計(jì)量在合理的顯著性水平下顯著。

第一，過(guò)度識(shí)別的判別結(jié)果表明，以該模型作為定價(jià)基礎(chǔ)在一定程度上是有效的。此外，本文由于選取了數(shù)量不一的工具變量組，并對(duì)不同組別的估計(jì)結(jié)果進(jìn)行了匯報(bào)，通過(guò)二者間的比對(duì)可以發(fā)現(xiàn)，過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)的J統(tǒng)計(jì)量的p值隨著工具組中的工具變量數(shù)目的增加而變大，在某種程度上代表一個(gè)爭(zhēng)議較小的定價(jià)原則在實(shí)證檢驗(yàn)中基本成立，即代表性經(jīng)濟(jì)個(gè)人所掌握的信息越多越能夠更為有效地對(duì)資產(chǎn)進(jìn)行定價(jià)。

第二，就統(tǒng)計(jì)意義而言，相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)厭惡系數(shù)的估計(jì)結(jié)果 在一般的顯著性水平下均是顯著的，且就合理性而言 的取值范圍滿足C-CAPM模型的一般假定。此外，在SR1和SR4中為負(fù)值，而在其他區(qū)間中取值為正。從經(jīng)濟(jì)學(xué)理論來(lái)看，常數(shù)相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)厭惡系數(shù)α取正值時(shí)；代表模型設(shè)定的效用函數(shù)為風(fēng)險(xiǎn)厭惡的，而當(dāng)α為負(fù)值時(shí)，代表性經(jīng)濟(jì)個(gè)人的效用函數(shù)體現(xiàn)出的是風(fēng)險(xiǎn)偏愛(ài)。所以，本文實(shí)證結(jié)果中相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)厭惡系數(shù)α符號(hào)在各區(qū)間中出現(xiàn)的反轉(zhuǎn)或代表我國(guó)投資者的風(fēng)險(xiǎn)偏好屬性在不同的時(shí)間維度中發(fā)生著本質(zhì)性變化。這一點(diǎn)與西方成熟市場(chǎng)的研究結(jié)論存在一定的差異。具體來(lái)看，SR1代表的是1992年1月至1995年12月，正是我國(guó)股票市場(chǎng)設(shè)立的初始階段，這一期間我國(guó)股市中發(fā)生的經(jīng)驗(yàn)事實(shí)是，我國(guó)新股民投資股票市場(chǎng)的熱情尤為高漲，一股難求、排隊(duì)購(gòu)股的現(xiàn)象在滬深兩地屢見(jiàn)不鮮；由于交易監(jiān)管措施的不完善，這一期間的市場(chǎng)行情不斷出現(xiàn)暴漲暴跌；如以期間的起始點(diǎn)，即1992年1月為標(biāo)準(zhǔn)，SR1整體的市場(chǎng)行情整體代表的是漲勢(shì)。SR4代表2005年12月至2009年6月，這一期間股市行情大起大落，以2005年12月為標(biāo)準(zhǔn)，整體而言仍代表的是漲勢(shì)?？梢园l(fā)現(xiàn)，相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)厭惡系數(shù)α符號(hào)為負(fù)的期間同樣也是股市波動(dòng)較大且整體表現(xiàn)出漲勢(shì)的階段，在這些時(shí)段，我國(guó)的股民更多地體現(xiàn)出了風(fēng)險(xiǎn)偏愛(ài)者的特征。此外，考慮其他三個(gè)α為正值的區(qū)間，可以發(fā)現(xiàn)，同樣整體代表一波漲勢(shì)的SR2中的風(fēng)險(xiǎn)厭惡系數(shù)估計(jì)值在模型中均低于代表跌勢(shì)的SR3和SR5。可認(rèn)為在1996年1月至2001年7月期間，盡管我國(guó)投資者體現(xiàn)出了一定的風(fēng)險(xiǎn)厭惡，但厭惡的程度不及熊市期間的水平。由此，筆者認(rèn)為，在我國(guó)市場(chǎng)中，投資者風(fēng)險(xiǎn)厭惡的程度與股票市場(chǎng)的漲跌周期息息相關(guān)，投資者的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度也在市場(chǎng)變化中不斷“切換”。

第三，對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)得到的時(shí)間貼現(xiàn)因子β在一般意義上的顯著水平下是顯著的。從具體的估計(jì)值來(lái)看，盡管部分區(qū)間有大于1的情況出現(xiàn)，但所有的時(shí)間貼現(xiàn)因子估計(jì)值均大于0.5且多在1附近。這或表明，就總體而言我國(guó)的投資者偏好于當(dāng)期消費(fèi)。但是大于1的值的出現(xiàn)與定義的效用函數(shù)要求的貼現(xiàn)因子β小于1不一致。在這一問(wèn)題上，西方學(xué)者尚存爭(zhēng)議。其中，Kocherlakota（1996［22］）認(rèn)為β＞1在時(shí)間可分離的期望效用均衡增長(zhǎng)模型中存在一定的合理性。他認(rèn)為，多數(shù)資產(chǎn)定價(jià)模型中的β不僅代表了時(shí)間偏好，也涵括了對(duì)跨期替代彈性的補(bǔ)償，故其假設(shè)條件可以被放寬。筆者認(rèn)為，中國(guó)市場(chǎng)的特殊性和經(jīng)濟(jì)個(gè)人特有的性質(zhì)使其不同于發(fā)達(dá)資本市場(chǎng)國(guó)家的發(fā)展形式，這就造成了中國(guó)投資者明顯不同的行為特征，Kocherlakota從模型設(shè)定的角度出發(fā)對(duì)β＞1的現(xiàn)象進(jìn)行解釋?zhuān)@一觀點(diǎn)符合我們對(duì)中國(guó)一般民眾消費(fèi)和投資習(xí)慣的經(jīng)驗(yàn)認(rèn)識(shí)。長(zhǎng)期以來(lái)我國(guó)居民長(zhǎng)期以來(lái)對(duì)儲(chǔ)蓄存在近乎于固執(zhí)的偏愛(ài)是一個(gè)爭(zhēng)議較小的經(jīng)驗(yàn)事實(shí)。而這種固執(zhí)，無(wú)疑是有因可循的。一方面，盡管我國(guó)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長(zhǎng)帶來(lái)了居民可支配收入水平的增加，金融市場(chǎng)穩(wěn)健性的不足和市場(chǎng)區(qū)域發(fā)展的不均，導(dǎo)致增加的居民收入缺乏有效的投資出口；另一方面，我國(guó)經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展并未與社會(huì)保障體系的建設(shè)與完善同步進(jìn)行，居民生活缺乏足夠的保障，此外，諸如教育、醫(yī)療和住房等方面的基本生活支出的成本不斷提高也不斷加重著我國(guó)居民的負(fù)擔(dān)。在如上兩方面的共同作用下，我國(guó)居民為了規(guī)避這些不確定因素對(duì)自己未來(lái)的基本生活條件帶來(lái)的風(fēng)險(xiǎn)甚至是負(fù)面影響，或不得不提高自己的預(yù)防性儲(chǔ)蓄意愿，選擇更多地貯藏財(cái)富而非利用財(cái)富進(jìn)行投資與消費(fèi)。

第四，消費(fèi)習(xí)慣效用函數(shù)擴(kuò)展模型中的外生習(xí)慣參數(shù)τ在各個(gè)樣本期內(nèi)其個(gè)樣本期內(nèi)均符合理論假定，且估計(jì)值均小于1。結(jié)合估計(jì)結(jié)果在各樣本期間的數(shù)值比較，可以發(fā)現(xiàn)在整體市場(chǎng)走高的期間（SR1，SR2，SR4）代表性投資者的外生習(xí)慣在一定程度上低于熊市期（SR3，SR5）。實(shí)證結(jié)果表明，我國(guó)的代表性經(jīng)濟(jì)個(gè)人在熊市中進(jìn)行消費(fèi)所依賴(lài)的外生習(xí)慣因素要大于在牛市中所依賴(lài)的外生習(xí)慣因素。筆者認(rèn)為，這在一定程度上顯示，在牛市中，促成我國(guó)投資者增加消費(fèi)的因素或許更多來(lái)自于股票市場(chǎng)的財(cái)富效應(yīng)和消費(fèi)的“棘輪效應(yīng)”，即消費(fèi)者易于隨收入的提高增加消費(fèi)，但不易隨收入的降低而減少消費(fèi)；而在熊市中，影響我國(guó)投資者更多是一種“示范效應(yīng)”，即消費(fèi)者行為要受到周?chē)藗兿M(fèi)水準(zhǔn)的影響，會(huì)促使消費(fèi)者并不會(huì)因?yàn)楣墒猩系呢?fù)收益而減少而自己的消費(fèi)。盡管如此，各區(qū)間估計(jì)值的絕對(duì)差異并不是非常大，如上討論的因素盡管從實(shí)證結(jié)果而言客觀存在，但其絕對(duì)意義上的影響力并不顯著。

六、研究結(jié)論

從一般意義上來(lái)說(shuō)，風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避傾向考察的是投資者在承受風(fēng)險(xiǎn)的情況下出現(xiàn)的偏好特征，通常用來(lái)測(cè)量人們?yōu)榻档惋L(fēng)險(xiǎn)而進(jìn)行不同類(lèi)型的交易的意愿。在成本與風(fēng)險(xiǎn)收益的權(quán)衡過(guò)程中，厭惡風(fēng)險(xiǎn)的投資者在一定程度的損失成本下更傾向于做出低風(fēng)險(xiǎn)的投資選擇。而偏愛(ài)風(fēng)險(xiǎn)的投資者與之相反，其在相同的成本下傾向于投資高風(fēng)險(xiǎn)高回報(bào)的投資產(chǎn)品。換而言之，當(dāng)不同風(fēng)險(xiǎn)屬性的投資者對(duì)具有相同的預(yù)期回報(bào)率的投資項(xiàng)目進(jìn)行選擇時(shí)，風(fēng)險(xiǎn)厭惡者一般選擇風(fēng)險(xiǎn)較低的項(xiàng)目，而風(fēng)險(xiǎn)偏愛(ài)者則反其道而行之。所以，在現(xiàn)代微觀金融理論的范疇下，風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避傾向直接決定了投資者的交易行為。

在本文中，股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)收益率由股票收益率衡量，來(lái)源是以我國(guó)所有A股二級(jí)市場(chǎng)流通價(jià)格為基礎(chǔ)得出的指數(shù)漲跌幅。所以，A股在二級(jí)市場(chǎng)的價(jià)格直接決定了我國(guó)的股權(quán)溢價(jià)水平。作為一個(gè)流通市場(chǎng)的主要產(chǎn)品之一，股票的價(jià)格由股市的供需關(guān)系決定，而市場(chǎng)投資主體的交易行為，無(wú)疑是這一供需關(guān)系的直接體現(xiàn)，其不僅代表了市場(chǎng)的價(jià)格形成機(jī)制，也是影響我國(guó)股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)的重要因素。從西方資產(chǎn)定價(jià)領(lǐng)域的前沿視角來(lái)看，對(duì)本文實(shí)證研究結(jié)果的解讀可以行為金融理論為中心，從投資者理性與非理性交易行為的角度進(jìn)一步展開(kāi)。

（一）完全理性視角下的研究結(jié)論

從行為資產(chǎn)定價(jià)理論來(lái)看，本文C-CAPM模型設(shè)定的代表性經(jīng)濟(jì)個(gè)人無(wú)疑具備完全理性。在理性預(yù)期假定下，具有相同效用函數(shù)的理性經(jīng)濟(jì)個(gè)人在偏好、稟賦和時(shí)間等方面完全同質(zhì)的情況下尋求在股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)、無(wú)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)以及消費(fèi)間的最優(yōu)配置，模型在一般均衡時(shí)市場(chǎng)的資源配置組合也是每個(gè)人所選擇的最優(yōu)配置組合。而一般均衡的條件需要每個(gè)代表性經(jīng)濟(jì)個(gè)人在執(zhí)行交易行為前對(duì)資產(chǎn)的概率分布結(jié)構(gòu)的看法一致，即對(duì)每項(xiàng)資產(chǎn)收益的均值、方差，甚至協(xié)方差的估計(jì)都一致。更為重要的是，為實(shí)現(xiàn)一般均衡，理性的代表性經(jīng)濟(jì)個(gè)人應(yīng)該不僅能夠無(wú)障礙地獲取市場(chǎng)信息，且信息本身也能夠保證其對(duì)市場(chǎng)變量或經(jīng)濟(jì)指標(biāo)未來(lái)的發(fā)展變化做出最優(yōu)且無(wú)差異的預(yù)測(cè)，由此引導(dǎo)其作出不存在系統(tǒng)性偏差的交易行為和資源配置決策。

如假設(shè)我國(guó)投資者完全理性，他們能夠合理辨識(shí)自己能夠獲取的各類(lèi)信息并借此引導(dǎo)自己正確地執(zhí)行交易，結(jié)合本文研究，可以發(fā)現(xiàn)投資者交易行為所依據(jù)的信息并不充分。本文研究表明，我國(guó)投資者風(fēng)險(xiǎn)厭惡的程度與股票市場(chǎng)的漲跌周期息息相關(guān)，由此可以推知：我國(guó)投資者更多地依據(jù)股市本身相對(duì)短期的漲跌趨勢(shì)對(duì)市場(chǎng)進(jìn)行預(yù)測(cè)并調(diào)整自己對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的態(tài)度，進(jìn)而決定自己在不同市場(chǎng)行情下的交易行為。在完全理性假設(shè)下，投資者可利用一切可利用的信息做出無(wú)偏的最優(yōu)投資決策，所以問(wèn)題可能由于真實(shí)市場(chǎng)中的信息不完全或不完善帶來(lái)。簡(jiǎn)而言之，要么是理性投資者在缺乏完整信息的情況下得出了有偏的判斷，要么是其依據(jù)錯(cuò)誤的信息得出了錯(cuò)誤的預(yù)測(cè)結(jié)果。

（二）有限理性視角下的研究結(jié)論

在完全理性理框架之外，同樣可在行為資產(chǎn)定價(jià)理論框架下對(duì)本文實(shí)證結(jié)果進(jìn)行分析和討論。在有限理性的框架下，諾貝爾獎(jiǎng)得主Kahneman和Treversky（1979）［23］從個(gè)體偏好出發(fā)對(duì)傳統(tǒng)的以 Neumann和 Morgenstern（1944）［24］偏好定義為基礎(chǔ)的期望效用理論進(jìn)行了改進(jìn)，其核心假設(shè)建立在經(jīng)驗(yàn)研究基礎(chǔ)之上，來(lái)源于對(duì)現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)中個(gè)體行為的觀察，即人們?cè)诿鎸?duì)財(cái)富增加時(shí)傾向于規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)；而在財(cái)富減少時(shí)會(huì)選擇偏愛(ài)風(fēng)險(xiǎn)。同時(shí)，具備這種心理特征的經(jīng)濟(jì)個(gè)體存在損失厭惡，在收益與損失的兩相權(quán)衡下，他們會(huì)認(rèn)為損失是難以接受的。

Barberis，Huang和Santos（2001）［25］將前景理論應(yīng)用到資產(chǎn)定價(jià)研究領(lǐng)域。他們?cè)谀Ｐ椭胁⑽赐暾捎肒ahneman和Treversky的價(jià)值函數(shù)，而是重點(diǎn)考察損失厭惡特征對(duì)資產(chǎn)定價(jià)的影響，其效用函數(shù)中即包括了一般C-CAPM模型中的消費(fèi)，也包括了金融資產(chǎn)的波動(dòng)。加入后者即為個(gè)人投資業(yè)績(jī)與風(fēng)險(xiǎn)厭惡系數(shù)以及市場(chǎng)交易行為之間建立起了聯(lián)系。如果前期投資收益較好，代表性經(jīng)濟(jì)個(gè)人會(huì)傾向偏愛(ài)風(fēng)險(xiǎn)，其中暗含的假設(shè)是，前期的投資收益能夠?yàn)榧雌诘臐撛谕顿Y損失提供緩沖；而如果前期投資收益差，則代表性經(jīng)濟(jì)個(gè)人會(huì)體現(xiàn)出風(fēng)險(xiǎn)厭惡的特征，與投資風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)相比，會(huì)選擇風(fēng)險(xiǎn)較低資產(chǎn)的資產(chǎn)進(jìn)行投資，由此，也帶來(lái)了交易行為的變化。

本文盡管采用的模型不盡相同，但月頻數(shù)據(jù)環(huán)境下得出的實(shí)證結(jié)果無(wú)疑為前景理論在中國(guó)市場(chǎng)中找到了證據(jù)。前文已描述，在市場(chǎng)行情的階段性變化中，我國(guó)投資者的風(fēng)險(xiǎn)厭惡系數(shù)同樣發(fā)生著變化，且在分段時(shí)間下的市場(chǎng)漲跌中體現(xiàn)出了本質(zhì)性的差異。如以前景理論的思想進(jìn)行解釋?zhuān)菊履Ｐ椭械耐顿Y者前期如通過(guò)整體A股市場(chǎng)的漲勢(shì)獲取了風(fēng)險(xiǎn)投資收益，其在即期將“調(diào)低”自己的風(fēng)險(xiǎn)厭惡系數(shù)，在呈現(xiàn)不斷上揚(yáng)趨勢(shì)的分段區(qū)間中，投資者的風(fēng)險(xiǎn)厭惡系數(shù)不斷縮減，最終體現(xiàn)出風(fēng)險(xiǎn)偏愛(ài)的特征，這一過(guò)程的事證出現(xiàn)在樣本區(qū)間SR1和SR4中。而在整體為跌勢(shì)的SR3和SR5區(qū)間中，風(fēng)險(xiǎn)厭惡系數(shù)與市場(chǎng)行情之間的調(diào)整過(guò)程出現(xiàn)逆轉(zhuǎn)，直觀體現(xiàn)即是出現(xiàn)正值的風(fēng)險(xiǎn)厭惡系數(shù)。從本文模型中設(shè)定的預(yù)期效用函數(shù)的意義來(lái)說(shuō)，

本文風(fēng)險(xiǎn)厭惡系數(shù)的估計(jì)結(jié)果可認(rèn)為是一個(gè)“異象”，而前景理論無(wú)疑能夠利用投資者交易行為背后的心理特征對(duì)該“異象”提供合理有效的解釋。未來(lái)的研究工作可在借鑒西方成熟研究成果的基礎(chǔ)上，結(jié)合我國(guó)投資者的特性構(gòu)造以該理論為框架的資產(chǎn)定價(jià)模型，探討以收益率或波動(dòng)性為代表的市場(chǎng)內(nèi)生因素對(duì)我國(guó)市場(chǎng)投資者的偏好、效用以及投資行為的影響。

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