異質(zhì)信念、賣空限制與股票收益
——基于中國(guó)證券市場(chǎng)的分析

朱宏泉， 余　江， 陳　林

(西南交通大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院， 成都 610031)

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異質(zhì)信念、賣空限制與股票收益
——基于中國(guó)證券市場(chǎng)的分析

朱宏泉， 余江， 陳林

(西南交通大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院， 成都 610031)

本文通過(guò)構(gòu)建換手率分離模型計(jì)算未預(yù)期交易量，并以此作為異質(zhì)信念的度量指標(biāo)，探討其對(duì)股票收益的解釋能力. 依據(jù)異質(zhì)信念程度高低分組發(fā)現(xiàn)，異質(zhì)信念越大的股票組合當(dāng)期收益越高、未來(lái)一期收益越低，這一差異對(duì)小規(guī)模公司股票最為明顯；將異質(zhì)信念引入CAPM和Fama-French三因子模型，得到異質(zhì)信念對(duì)股票當(dāng)期收益的影響顯著為正、對(duì)未來(lái)一期收益的影響顯著為負(fù)；在進(jìn)一步考慮了流動(dòng)性、動(dòng)量效應(yīng)等因素后，結(jié)論依然成立；但針對(duì)2010年后允許賣空的股票，異質(zhì)信念對(duì)股票未來(lái)一期收益的影響不再顯著. 本文基于中國(guó)證券市場(chǎng)的制度環(huán)境，一方面驗(yàn)證了Miller理論的有效性，同時(shí)也發(fā)現(xiàn)引入賣空機(jī)制能在一定程度上減弱異質(zhì)信念導(dǎo)致的資產(chǎn)定價(jià)偏差.

異質(zhì)信念； 股票收益； 賣空限制； 換手率分離； 中國(guó)證券市場(chǎng)

0　引　言

信念即為主觀概率，它包括先驗(yàn)和后驗(yàn)兩類信念. 先驗(yàn)信念是人們已有的知識(shí)儲(chǔ)備和看待客觀世界的方式，后驗(yàn)信念是在新信息進(jìn)入之后與先驗(yàn)信念結(jié)合而形成的主觀條件概率. 傳統(tǒng)的資本資產(chǎn)定價(jià)理論(CAPM)忽視主觀概率的存在，假設(shè)投資者具有同質(zhì)性.

同質(zhì)性假定暗含兩個(gè)前提：一是所有信息對(duì)所有投資者免費(fèi)且同時(shí)到達(dá)，二是所有投資者處理信息的方式相同[1]. 這種同質(zhì)性假定忽略了真實(shí)世界中事物間普遍存在的差異特征和不同環(huán)境下人們認(rèn)知的差異性，如個(gè)體間原有的知識(shí)儲(chǔ)備(先驗(yàn)信念)、獲取信息的渠道與速度、對(duì)信息的解讀、風(fēng)險(xiǎn)承受能力，等等. 這些差異均可能導(dǎo)致投資者在同一時(shí)點(diǎn)上對(duì)同一資產(chǎn)有著不同的判斷和預(yù)期，從而產(chǎn)生異質(zhì)信念(heterogeneous beliefs). 因此，異質(zhì)信念無(wú)疑是更接近現(xiàn)實(shí)的假設(shè). 異質(zhì)信念也被稱為投資者意見(jiàn)分歧或意見(jiàn)差異[2-4].

經(jīng)典的CAPM假定投資者具有同質(zhì)性，對(duì)資產(chǎn)的預(yù)期收益相同. 而在現(xiàn)實(shí)世界中投資者常常因?yàn)樾畔⒌臐u進(jìn)流動(dòng)、有限注意和先驗(yàn)信念的異質(zhì)性，導(dǎo)致對(duì)未來(lái)的預(yù)期存在差異[3]. 早在1977年，Miller[5]就對(duì)異質(zhì)信念如何影響資產(chǎn)定價(jià)進(jìn)行了研究. Miller通過(guò)均衡分析得到，在異質(zhì)信念和賣空限制的共同作用下，投資者對(duì)未來(lái)預(yù)期的差異將影響股票的均衡價(jià)格. 由于投資者的看多意見(jiàn)可以通過(guò)買入行為相對(duì)容易地表達(dá)，而看空意見(jiàn)由于賣空限制無(wú)法通過(guò)交易自由表述. 因此，股票價(jià)格更多地反映了看多投資者的觀點(diǎn)，導(dǎo)致股票價(jià)格相對(duì)其內(nèi)在價(jià)值被高估. 在賣空限制下，當(dāng)市場(chǎng)參與者異質(zhì)信念越大時(shí)，股票被高估的程度也越大，導(dǎo)致股票當(dāng)期價(jià)格走高、未來(lái)收益減小. 即投資者異質(zhì)信念程度與股票當(dāng)期收益正相關(guān)、與未來(lái)收益負(fù)相關(guān).

在Miller[5]靜態(tài)模型的基礎(chǔ)上，部分學(xué)者對(duì)其進(jìn)行了擴(kuò)展. Harrison和Kreps[6]、Basak[2]提出了基于異質(zhì)信念的動(dòng)態(tài)資產(chǎn)定價(jià)模型. 在國(guó)內(nèi)，張維和張永杰[4]基于均值—方差分析，通過(guò)引入投資者風(fēng)險(xiǎn)厭惡假設(shè)，提出了基于異質(zhì)信念的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)定價(jià)模型，在理論上證明了資產(chǎn)價(jià)格的高估程度與市場(chǎng)中樂(lè)觀者和悲觀者的比例相關(guān). 陸靜等[7]基于異質(zhì)信念和賣空限制，從理論上探討了A股與H股市場(chǎng)分割的股價(jià)異象.

在實(shí)證方面，Diether等[8]利用分析師預(yù)測(cè)分歧作為異質(zhì)信念代理指標(biāo)，探討了異質(zhì)信念對(duì)股票收益的影響. 結(jié)果顯示分析師預(yù)測(cè)分歧越大，股票當(dāng)期的收益越高、未來(lái)收益越低，該現(xiàn)象在小公司股票和過(guò)去一年表現(xiàn)較差的股票中尤其明顯. 在默認(rèn)投資者存在異質(zhì)信念的前提下，Chen等[9]側(cè)重賣空限制的程度差異對(duì)股價(jià)未來(lái)的影響，結(jié)果顯示賣空限制越強(qiáng)，其未來(lái)收益也越低. Boehme等[10]同時(shí)將異質(zhì)信念和賣空限制兩個(gè)因素納入分析框架，發(fā)現(xiàn)只有在賣空限制和異質(zhì)信念共同作用下才會(huì)導(dǎo)致當(dāng)期股價(jià)高估、未來(lái)收益走低. 即賣空限制是異質(zhì)信念對(duì)股價(jià)產(chǎn)生影響的基礎(chǔ). 俞紅海等[11]通過(guò)實(shí)證驗(yàn)證了在中國(guó)市場(chǎng)上投資者意見(jiàn)分歧導(dǎo)致IPO首日的高回報(bào).

雖然以上文獻(xiàn)已經(jīng)驗(yàn)證了Miller[5]理論的正確性，但在異質(zhì)信念的測(cè)度指標(biāo)上依然存在分歧. 雖然分析師預(yù)測(cè)分歧是大多實(shí)證分析中常用來(lái)測(cè)度異質(zhì)信念的指標(biāo)，但它存在以下兩方面的缺陷. 第一，不是所有的投資者都會(huì)根據(jù)分析師的預(yù)測(cè)進(jìn)行決策，分析師預(yù)測(cè)分歧只代表了職業(yè)經(jīng)理人的信念差異，不代表市場(chǎng)中所有投資者的實(shí)際判斷，特別是在中國(guó)證券市場(chǎng)，這一問(wèn)題更加突出. 在中國(guó)證券市場(chǎng)，個(gè)體投資者仍是市場(chǎng)的投資主體. 雖然分析師隊(duì)伍在最近幾年有了快速的發(fā)展，但相比美國(guó)等發(fā)達(dá)市場(chǎng)，仍有較大的差距. 到目前為止，分析師的預(yù)測(cè)對(duì)象仍未覆蓋所有上市公司. 第二，分析師預(yù)測(cè)分歧含有不確定性. 如分析師出于自身利益考慮，發(fā)布的盈余預(yù)測(cè)普遍高估，導(dǎo)致分析師預(yù)測(cè)分歧作為異質(zhì)信念的度量存在偏差[12, 13].

此外，研究者還以換手率、買賣價(jià)差、超額收益波動(dòng)率作為異質(zhì)信念的測(cè)度指標(biāo)，但這些指標(biāo)在一定程度上均存在缺陷. 買賣價(jià)差常被用來(lái)度量信息不對(duì)稱和資產(chǎn)流動(dòng)性[14, 15]，而超額收益波動(dòng)率更多地包含了由信息、風(fēng)險(xiǎn)引起的波動(dòng)，用它作為異質(zhì)信念的代理變量難以讓人信服[16]. 促使換手率變化的因素包括：市場(chǎng)信息、公司特質(zhì)信念及投資者外生的流動(dòng)性需求，而投資者異質(zhì)信念只是導(dǎo)致股票交易的原因之一[17,18]. 因此以換手率作為異質(zhì)信念的代理指標(biāo)也會(huì)存在偏差.

Garfinkel和Sokobin[18]首次提出了利用未預(yù)期交易量作為異質(zhì)信念的替代指標(biāo)，并基于該指標(biāo)分析盈余慣性. Garfinkel[19]通過(guò)對(duì)比分析得到未預(yù)期交易量比其它指標(biāo)(如分析師意見(jiàn)差異、買賣價(jià)差、超額收益波動(dòng)率)能更好地刻畫異質(zhì)信念. 借鑒他們的思想，本文建立換手率分離模型并從中提取投資者異質(zhì)信念信息. 但與他們工作不同的是：他們將每日原始收益率作為信息的反映，并以此為基礎(chǔ)分離換手率；但作者注意到股票收益除了受市場(chǎng)因素影響外，公司規(guī)模和價(jià)值也是重要的影響因子[20]. 因此，本文首先基于Fama-French三因子模型[21]擬合股票收益率，以區(qū)分出與市場(chǎng)、規(guī)模和價(jià)值因子相關(guān)的收益，同時(shí)將其它因素對(duì)收益的影響歸到殘差中；其次，根據(jù)交易對(duì)收益的沖擊估計(jì)出預(yù)期交易和未預(yù)期交易，未預(yù)期交易即是投資者異質(zhì)信念的測(cè)度.

實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)：異質(zhì)信念程度低的股票組合在未來(lái)一個(gè)月的收益顯著高于其它組合，且這一差異對(duì)小公司最為明顯；在同時(shí)考慮了規(guī)模和價(jià)值因素的情況下，“小公司—價(jià)值股—異質(zhì)信念程度低”的股票組合未來(lái)一個(gè)月的平均收益(3.09%)遠(yuǎn)高于“大公司—成長(zhǎng)股—異質(zhì)信念程度高”的股票組合的收益(0.43%). 為了進(jìn)一步驗(yàn)證異質(zhì)信念是影響資產(chǎn)定價(jià)的重要因素，在CAPM和Fama-French三因子模型中引入異質(zhì)信念因子，得到異質(zhì)信念因子與股票當(dāng)期收益正相關(guān)、與未來(lái)收益負(fù)相關(guān)，且均在1%水平下顯著. 在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，即使再加入流動(dòng)性和動(dòng)量反轉(zhuǎn)等影響因素，無(wú)論是時(shí)間序列回歸、還是截面回歸，異質(zhì)信念均對(duì)股票當(dāng)期和未來(lái)一期的收益有顯著的影響. 當(dāng)賣空限制被取消后，異質(zhì)信念對(duì)股票當(dāng)期收益仍有顯著影響，對(duì)未來(lái)一期收益的影響不再顯著.

相對(duì)于現(xiàn)有的工作，本文的貢獻(xiàn)主要有三方面：1)方法上的創(chuàng)新. 一方面基于Fama-French三因子模型構(gòu)建換手率分離模型，計(jì)算未預(yù)期交易量，并以此作為異質(zhì)信念的測(cè)度；另一方面，將構(gòu)建的異質(zhì)信念指標(biāo)加入CAPM、Fama-French三因子模型，和進(jìn)一步考慮了流動(dòng)性、動(dòng)量效應(yīng)因素的多變量模型，探討異質(zhì)信念的資產(chǎn)定價(jià)能力與信息增量提供能力. 結(jié)果表明，本文構(gòu)建的異質(zhì)信念度量指標(biāo)，無(wú)論在統(tǒng)計(jì)上、還是在經(jīng)濟(jì)上均是顯著影響資產(chǎn)定價(jià)的重要因素，具有信息增量提供能力. 2)基于中國(guó)證券市場(chǎng)，探討了異質(zhì)信念與股票收益的相關(guān)性，實(shí)證檢驗(yàn)了張維和張永杰[4]、陸靜等[7]理論模型的有效性. 3)放松賣空限制后，異質(zhì)信念對(duì)股票未來(lái)一期的收益不再具有顯著的解釋能力，表明引入賣空機(jī)制能在一定程度上減弱異質(zhì)信念導(dǎo)致的定價(jià)偏差，提高證券市場(chǎng)的效率. 本文的研究方法與結(jié)果既豐富了資產(chǎn)定價(jià)理論，同時(shí)對(duì)投資者、市場(chǎng)監(jiān)管者在投資決策、政策制定時(shí)也具有參考價(jià)值.

1　異質(zhì)信念測(cè)度指標(biāo)

為了從交易活動(dòng)中分離出異質(zhì)信念的度量指標(biāo)，文獻(xiàn)[17,18]認(rèn)為：投資者的交易活動(dòng)主要由三方面的因素引起：1)投資者外生的流動(dòng)性需求；2)信息沖擊，既有市場(chǎng)層面的信息，同時(shí)也有公司層面的特質(zhì)信息；3)投資者的意見(jiàn)差異(異質(zhì)信念). 流動(dòng)性需求和信息沖擊促成的交易可通過(guò)換手率分離模型進(jìn)行預(yù)測(cè)，而未被模型預(yù)測(cè)的部分即是投資者的異質(zhì)信念. 為此，本文首先基于Fama-French三因子模型擬合個(gè)股的日收益

(Ri, j-Rf, j)=αi+βi(RM, j-Rf, j)+

siSMBj+hiHMLj+εi, j

(1)

在對(duì)交易(用換手率測(cè)度)進(jìn)行分離時(shí)，在每個(gè)月，以前36個(gè)月的數(shù)據(jù)估計(jì)方程(2)，得到參數(shù)用于計(jì)算該月中每日的預(yù)期交易. 換手率分離方程如下

(2)

2　數(shù)據(jù)及實(shí)證結(jié)果

2.1數(shù)據(jù)及描述性統(tǒng)計(jì)

在1996年末，日漲跌幅限制被引入到中國(guó)證券市場(chǎng). 出于數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)的一致性考慮，本文選取滬深兩市A股上市公司1997年—2014年間日度和月度交易數(shù)據(jù). 出于穩(wěn)定性考慮，剔除了股票上市后第一個(gè)月的數(shù)據(jù)和單月交易不足10天的數(shù)據(jù). 由于在截面回歸時(shí)會(huì)用到公司的財(cái)務(wù)指標(biāo)，故去除金融類上市公司. 另外，由于換手率分離模型是基于前36個(gè)月數(shù)據(jù)確定參數(shù)，故納入樣本的個(gè)股要求有不少于48個(gè)月度數(shù)據(jù). 最終樣本數(shù)為1 716家上市公司、226 361個(gè)月度數(shù)據(jù)和4 473 663條日交易數(shù)據(jù). 數(shù)據(jù)源于CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)或RESSET數(shù)據(jù)庫(kù).

表1　變量描述性統(tǒng)計(jì)

表1給出了各變量的月度統(tǒng)計(jì)特征. 其中HB和R分別為個(gè)股的月度異質(zhì)信念和收益率，RM、SMB、HML分別為月度市場(chǎng)收益、規(guī)模因子和價(jià)值因子(數(shù)據(jù)源于RESSET數(shù)據(jù)庫(kù))，ILLIQ為個(gè)股的月度不流動(dòng)性指標(biāo)(依據(jù)Amihud[23]的定義而得到. 先計(jì)算個(gè)股的日不流動(dòng)性，再計(jì)算一個(gè)月內(nèi)日數(shù)值的算術(shù)平均)，ln(ME)為年末公司總市值(單位：億)的自然對(duì)數(shù)，BM為公司的賬面市值比. 為了去除極端值對(duì)分析結(jié)果的潛在影響，HB、ILLIQ、ln(ME)、BM抹平了上下1%的數(shù)值.

表2給出了上述各變量的Pearson相關(guān)系數(shù)(括號(hào)內(nèi)為概率值). 從表中數(shù)據(jù)可知，異質(zhì)信念與股票當(dāng)月收益顯著正相關(guān)，表明投資者異質(zhì)信念程度越大，股票的收益也越高；不流動(dòng)性與收益顯著負(fù)相關(guān)，即股票的不流動(dòng)性程度越高，交易成本則越大，當(dāng)月收益就越小. 另外，相關(guān)系數(shù)還體現(xiàn)了股票收益的價(jià)值效應(yīng)和規(guī)模效應(yīng)，即R與BM顯著正相關(guān)、與ln(ME)顯著負(fù)相關(guān).

表2　Pearson相關(guān)系數(shù)

注： 表中***表示在1%的水平下顯著.

2.2基于異質(zhì)信念的投資組合策略

當(dāng)市場(chǎng)存在賣空限制時(shí)，投資者異質(zhì)信念程度越大，股票的當(dāng)期收益越高、未來(lái)收益就越低. 中國(guó)證券市場(chǎng)在長(zhǎng)達(dá)20年的時(shí)間內(nèi)均實(shí)行嚴(yán)格的賣空限制，直到2010年3月31日才開(kāi)始90只股票的融資融券試點(diǎn)，隨后逐步放開(kāi)更多股票的賣空限制. 中國(guó)證券市場(chǎng)這一特殊的制度變遷，為實(shí)證檢驗(yàn)Miller的觀點(diǎn)提供了可能. 另外，由于換手率分離模型是基于前36個(gè)月數(shù)據(jù)估計(jì)參數(shù)，因此本文主體部分截取2000年—2009年間的數(shù)據(jù)，探討賣空限制下異質(zhì)信念對(duì)資產(chǎn)定價(jià)的影響. 在3.2節(jié)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)部分，再考慮放松賣空限制后的樣本.

本節(jié)通過(guò)構(gòu)建不同投資組合，探討異質(zhì)信念程度對(duì)資產(chǎn)定價(jià)是否產(chǎn)生規(guī)律性影響. 首先，僅考慮異質(zhì)信念單一指標(biāo). 在每個(gè)月末，將有效樣本按個(gè)股在該月異質(zhì)信念程度大小均分為5組(HB1是異質(zhì)信念程度最低組，HB5是異質(zhì)信念程度最高組)，并持有組合一個(gè)月，對(duì)比不同組合在當(dāng)月和下一個(gè)月的收益是否存在差異. 表3最右側(cè)一列給出了5個(gè)組合當(dāng)月和下一個(gè)月的等權(quán)平均收益*表3、表4報(bào)告了組合的等權(quán)平均收益，也計(jì)算了按流通市值加權(quán)、總市值加權(quán)平均后的組合收益，結(jié)果無(wú)質(zhì)的差異. 出于篇幅考慮，本文中沒(méi)有列出這些數(shù)據(jù)，但可向作者索取. 后面各部分組合收益的構(gòu)建也如此.. 數(shù)據(jù)顯示，隨著異質(zhì)信念程度的增大，股票當(dāng)月收益遞增、下一個(gè)月的收益遞減. 異質(zhì)信念程度最高組比最低組(HB5-HB1)，當(dāng)月組合收益高出4.17%、下一個(gè)月的收益低出1.62%，且均在1%水平下顯著.

表3　按規(guī)模、異質(zhì)信念程度分組，各組合的平均收益

注： 表中***、**分別表示在1%和5%的顯著水平下顯著.

表2中的數(shù)據(jù)顯示，公司的規(guī)模和價(jià)值既與股票的收益相關(guān)，同時(shí)也與投資者的意見(jiàn)差異相關(guān). 因此，為了控制公司的規(guī)模、價(jià)值對(duì)股票收益的潛在影響，在按異質(zhì)信念程度分組前，先按公司的規(guī)模和價(jià)值分組.

在每個(gè)月末，先按公司規(guī)模(以上一年末個(gè)股總市值度量)將有效樣本從小到大均分為5組(S1是公司規(guī)模最小組，S5是公司規(guī)模最大組)，在每個(gè)規(guī)模組中再按異質(zhì)信念程度大小均分為5組(H1是異質(zhì)信念最低組，H5是異質(zhì)信念最高組)，總共得到25個(gè)組合，每個(gè)組合持有一個(gè)月. 表3給出了這25個(gè)組合在當(dāng)月(Panel A)和下一個(gè)月(Panel B)的平均收益. 表3中的數(shù)據(jù)表明，在控制了公司的規(guī)模后，異質(zhì)信念程度的高低對(duì)股票當(dāng)月和下一個(gè)月的收益均存在顯著影響. 對(duì)各個(gè)規(guī)模組合，異質(zhì)信念程度越高，股票當(dāng)月收益越高、下一個(gè)月收益越低，最高組與最低組(HB5-HB1)當(dāng)月收益的差異介于2.25%～4.74%，下一個(gè)月收益的差異介于-2.47%～-0.51%，在1%水平下顯著(在規(guī)模最大組，兩組間下一個(gè)月收益的差異為負(fù)但不顯著)，這一現(xiàn)象對(duì)小公司最為明顯. 小規(guī)模公司當(dāng)月收益之差為4.74%，下一個(gè)月收益之差為-2.47%，大于其它規(guī)模組的收益差異. 這一結(jié)果，在一定程度上與股票流動(dòng)性相關(guān). 表2的數(shù)據(jù)顯示公司規(guī)模與股票的不流動(dòng)性顯著負(fù)相關(guān)(-0.352)，公司規(guī)模越大其股票的流動(dòng)性越好. 韋立堅(jiān)等[24]指出較高的流動(dòng)性水平意味著較低的交易成本，從而刺激投資者交易. 交易能促使相關(guān)信息更快地融入股價(jià)，從而減弱異質(zhì)信念的影響.

由于價(jià)值型股票比成長(zhǎng)型股票具有更高的收益. 因此，為了控制價(jià)值效應(yīng)對(duì)股票收益的影響，與表3的分組方式相似，在每個(gè)月末先按公司規(guī)模由小到大排序?qū)颖揪譃?組，在每個(gè)規(guī)模組合中再按公司的價(jià)值指標(biāo)(以賬面市值比度量)由小到大均分為3組；在這9個(gè)組合的基礎(chǔ)上，按異質(zhì)信念程度由低到高再均分為3組，共得到27個(gè)股票組合，每個(gè)組合持有一個(gè)月. 表4給出了各個(gè)組合在當(dāng)月(Panel A)和下一個(gè)月(Panel B)的平均收益. 從表4中數(shù)據(jù)可知：在控制了規(guī)模和價(jià)值因素后，異質(zhì)信念對(duì)股票當(dāng)月和下月的收益仍具有顯著影響. 異質(zhì)信念程度高的股票組合，其當(dāng)月收益顯著地高于異質(zhì)信念程度低的組合的收益，但對(duì)下一個(gè)月收益的影響呈相反的關(guān)系.

表4　按規(guī)模、價(jià)值和異質(zhì)信念程度分組，各組合的平均收益

注：表中***、**、*分別表示在1%、5%或10%的水平下顯著.

綜上所述，若僅根據(jù)個(gè)股每月異質(zhì)信念程度的高低構(gòu)建投資組合，持有一月后低異質(zhì)信念組與高異質(zhì)信念組股票收益之差(HB1-HB5)為1.62%；若同時(shí)考慮規(guī)模因素和價(jià)值因素，“小公司—價(jià)值股—異質(zhì)信念程度低”的組合未來(lái)一個(gè)月的平均收益(3.09%)顯著地高于“大公司—成長(zhǎng)股—異質(zhì)信念程度高”的組合的收益(0.43%).

2.3時(shí)間序列分析

表3和表4的統(tǒng)計(jì)結(jié)果表明，無(wú)論是否控制公司的規(guī)模與價(jià)值，投資者的異質(zhì)信念均是影響股票收益的重要因素. 在這部分，基于時(shí)間序列，在資產(chǎn)定價(jià)模型中引入異質(zhì)信念因子，進(jìn)一步檢驗(yàn)結(jié)果的有效性.

由于CAPM和Fama-French三因子模型是最基礎(chǔ)、最常用的資產(chǎn)定價(jià)模型，眾多的改進(jìn)工作均是基于這兩個(gè)模型而擴(kuò)展，如文獻(xiàn)[25, 26]. 因此，本文也沿用這一思想，構(gòu)建以下多變量回歸模型，以檢驗(yàn)異質(zhì)信念的定價(jià)能力.

(Ri,t-Rf,t)=αi+βi(RM,t-Rf,t)+

γiHBi,t+ηiHBi,t-1+εi,t

(3)

(Ri,t-Rf,t)=αi+βi(RM,t-Rf,t)+siSMBt+

hiHMLt+γiHBi,t+ηiHBi,t-1+εi,t

(4)

對(duì)每只股票，基于其月收益率時(shí)間序列，分別估計(jì)CAPM、Fama-French三因子模型、方程(3)和方程(4)，得到各自變量的回歸系數(shù)，以及截距項(xiàng)、調(diào)整殘差平方和(Adj-R2)，然后計(jì)算所有股票的回歸系數(shù)、截距項(xiàng)和調(diào)整殘差平方和的均值、T統(tǒng)計(jì)量，結(jié)果如表5所示.

表5　異質(zhì)信念對(duì)股票收益的影響—時(shí)間序列回歸(I)

注： 表中***、**、*分別表示在1%、5%或10%的水平下顯著.

從表5中CAPM和Fama-French三因子模型的估計(jì)結(jié)果可知：市場(chǎng)收益、規(guī)模因子和價(jià)值因子，對(duì)個(gè)股收益均有顯著的影響. CAPM對(duì)個(gè)股收益的平均解釋力度為48.91%，而Fama-French三因子模型的平均解釋力度為55.52%. 當(dāng)加入同期投資者的異質(zhì)信念(HBt)，其回歸系數(shù)在1%水下顯著為正. 在CAPM模型中，HBt系數(shù)的均值為1.073，在Fama-French三因子模型中，HBt系數(shù)的均值為0.997. 表明投資者異質(zhì)信念程度每增加一個(gè)單位，股票的當(dāng)期收益會(huì)增加1.073%或0.997%. 若加入前一個(gè)月的異質(zhì)信念(HBt-1)，其對(duì)股票收益的影響則顯著為負(fù). HBt-1在CAPM模型中回歸系數(shù)的均值為-0.577，在Fama-French三因子模型中回歸系數(shù)的均值為-0.510. 表明當(dāng)期投資者異質(zhì)信念程度每增加一個(gè)單位，股票未來(lái)一個(gè)月的收益平均會(huì)減少0.577%或0.510%. 將當(dāng)期和前一期異質(zhì)信念同時(shí)加入回歸模型，結(jié)論依然成立. 這些結(jié)果進(jìn)一步驗(yàn)證了投資者異質(zhì)信念程度越大，股票當(dāng)期的收益就越大、未來(lái)一期的收益也就越小. 另外，在加入異質(zhì)信念指標(biāo)后，模型的擬合優(yōu)度(Adj-R2)均有提高. 表明投資者異質(zhì)信念在市場(chǎng)、規(guī)模和價(jià)值因子之上，還有信息增量提供能力.

3　穩(wěn)健性檢驗(yàn)

3.1考慮流動(dòng)性因素的進(jìn)一步分析

現(xiàn)有文獻(xiàn)[26, 27]表明，流動(dòng)性也是影響資產(chǎn)收益的重要因素. 資產(chǎn)的流動(dòng)性越好，交易成本就越低，投資者要求的回報(bào)也就越小. 當(dāng)其它條件不變時(shí)，資產(chǎn)未來(lái)的收益也就越低. 關(guān)于股票的流動(dòng)性，本文采用Amihud[23]的不流動(dòng)性指標(biāo)(ILLIQ)測(cè)度. 由于該測(cè)度指標(biāo)基于日數(shù)據(jù)計(jì)量，因而可適用于較長(zhǎng)時(shí)間分析，且在測(cè)度資產(chǎn)的流動(dòng)性和預(yù)測(cè)資產(chǎn)未來(lái)的收益時(shí)，具有很好的擬合效果[28].

表6　異質(zhì)信念對(duì)股票收益的影響—時(shí)間序列回歸(II)

注： 表中***、**、*分別表示在1%、5%或10%的水平下顯著.

為了檢驗(yàn)當(dāng)流動(dòng)性存在時(shí)，異質(zhì)信念仍是影響股票定價(jià)的因素，在方程(3)、方程(4)中加入個(gè)股當(dāng)月和前一月的不流動(dòng)性(ILLIQt、ILLIQt-1)，重復(fù)表5的回歸. 結(jié)果如表6所示. 表6中的數(shù)據(jù)顯示，在控制了市場(chǎng)收益、規(guī)模因子、價(jià)值因子和不流動(dòng)性后，異質(zhì)信念仍對(duì)股票收益有顯著的影響. 異質(zhì)信念對(duì)股票當(dāng)月收益的影響顯著為正、對(duì)未來(lái)一個(gè)月收益的影響顯著為負(fù). 當(dāng)月不流動(dòng)性指標(biāo)前的系數(shù)顯著為負(fù)、前一個(gè)月不流動(dòng)性指標(biāo)前的系數(shù)顯著為正，表明不流動(dòng)性越大，股票當(dāng)期收益越低、未來(lái)收益越高. 另外，加入流動(dòng)性指標(biāo)后，模型的擬合優(yōu)度也有所增加.

3.2截面回歸分析

(5)

其中βi,t為個(gè)股的β系數(shù)，由個(gè)股前36個(gè)月收益基于CAPM模型計(jì)算而得到. 借鑒文獻(xiàn)[8]的方法，定義以下三個(gè)控制變量以捕捉股票收益的動(dòng)量或反轉(zhuǎn)效應(yīng). Ri,-1為個(gè)股t-1月的收益，Ri,-12:-2為個(gè)股t-12至t-2月的平均收益，Ri,-36:-13為個(gè)股t-36至t-13月的平均收益. 其它變量的定義同前.

表7給出了基于Fama-MacBeth方法[31]的回歸結(jié)果. 數(shù)據(jù)顯示，在控制了市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)、規(guī)模和價(jià)值因子，以及流動(dòng)性和動(dòng)量效應(yīng)因素后，個(gè)股當(dāng)月異質(zhì)信念程度的大小對(duì)其月度收益的影響為正、對(duì)下一個(gè)月收益的影響為負(fù)，且均在1%的水平下顯著. 另外，加入投資者異質(zhì)信念指標(biāo)后，模型的擬合度有較大的提高. 表明在中國(guó)證券市場(chǎng)上，投資者異質(zhì)信念是影響股票定價(jià)的重要因素.

表7　異質(zhì)信念對(duì)股票收益的影響—截面回歸

注： 表中***、**、*分別表示在1%、5%或10%的水平下顯著.

3.3不同時(shí)間區(qū)間的分析

前面基于我國(guó)證券市場(chǎng)2000年—2009年數(shù)據(jù)的分析，在嚴(yán)格限制賣空的市場(chǎng)環(huán)境下，驗(yàn)證了Miller[5]關(guān)于異質(zhì)信念影響資產(chǎn)定價(jià)的推斷. 即投資者的意見(jiàn)分歧越大，股票當(dāng)期的價(jià)格越高、未來(lái)收益越低. 但從2010年3月31日起，融資融券試點(diǎn)被引入我國(guó)證券市場(chǎng)，隨后逐步放開(kāi)了更多股票的賣空限制. 為了檢驗(yàn)賣空限制對(duì)投資者異質(zhì)信念、并進(jìn)而對(duì)股票收益的影響，本小節(jié)選取2011年—2014年的數(shù)據(jù)對(duì)比分析限制賣空與允許賣空的股票其異質(zhì)信念對(duì)股價(jià)的影響. 首先，在t月末依據(jù)個(gè)股在t月異質(zhì)信念程度的大小將樣本均分為5組，并持有一個(gè)月，然后再重新分組，一只股票在不同月份由于異質(zhì)信念程度的差異可能被分配到不同的組合中；其次，在每組中再按個(gè)股在當(dāng)月是否允許賣空分為2組，這樣在每個(gè)月構(gòu)建了10(5×2)個(gè)組合，并計(jì)算其組合收益. 對(duì)這10個(gè)組合的月收益率分別用CAPM或Fama-French三因子模型擬合，截距項(xiàng)表示未被市場(chǎng)、規(guī)模與價(jià)值因子解釋的超額收益[10].

表8列出了依據(jù)異質(zhì)信念程度高低和是否允許賣空構(gòu)建的10個(gè)組合在當(dāng)月(Panel A)和下一個(gè)月(Panel B)的超額收益(截距項(xiàng)). 結(jié)果顯示，對(duì)限制賣空和允許賣空的股票組合，隨著異質(zhì)信念程度的增加，組合當(dāng)月的超額收益逐漸增大，由負(fù)變?yōu)檎? 例如，對(duì)于限制賣空的股票組合，月收益經(jīng)Fama-French三因子模型擬合后，從異質(zhì)信念最低組(HB1)到最高組(HB5)，超額收益由負(fù)的-1.674%增大到正的2.405%，二者之差(HB5-HB1)在1%水平下顯著大于零. 但對(duì)比限制賣空組合與允許賣空組合可知，允許賣空組合的超額收益有較大幅度的降低.

表8　不同異質(zhì)信念程度下允許與限制賣空股票組合的超額收益

注： 表中***、**、*分別表示在1%、5%或10%的水平下顯著.

Panel B給出了組合下一個(gè)月的超額收益，雖然大部分超額收益已不再顯著，但對(duì)于限制賣空的組合，其超額收益依然與異質(zhì)信念程度呈負(fù)相關(guān)關(guān)系. 異質(zhì)信念最高組與最低組收益之差(HB5-HB1)，無(wú)論是用CAPM還是Fama-French三因子模型擬合，對(duì)于限制賣空的組合，其超額收益顯著為負(fù)，但對(duì)于允許賣空的組合，其超額收益雖然仍為負(fù)，但不顯著. 表明異質(zhì)信念對(duì)限制賣空股票未來(lái)收益的影響依然存在，但對(duì)允許賣空股票未來(lái)的收益，影響已不顯著.

4　結(jié)束語(yǔ)

本文基于未預(yù)期交易量的思想構(gòu)建換手率分離模型，以獲取投資者對(duì)股票價(jià)值的意見(jiàn)分歧(即異質(zhì)信念). 從交易活動(dòng)中直接分離出投資者異質(zhì)信念，一方面確保了獲取的異質(zhì)信念已轉(zhuǎn)化為實(shí)際交易并對(duì)資產(chǎn)價(jià)格變化產(chǎn)生影響，同時(shí)也避免了其他外生的異質(zhì)信念度量指標(biāo)在測(cè)度投資者的意見(jiàn)差異時(shí)，存在信息不全或信息重疊的問(wèn)題. 在此基礎(chǔ)上，進(jìn)一步探討投資者異質(zhì)信念程度高低對(duì)股票收益的解釋能力. 得到以下結(jié)論.

首先，依據(jù)異質(zhì)信念程度高低分組發(fā)現(xiàn)：異質(zhì)信念越大的股票組合，當(dāng)期收益越高、未來(lái)一期收益越低，且這一差異對(duì)小規(guī)模公司股票最為明顯；在控制了公司的規(guī)模、價(jià)值因素后，“小公司—價(jià)值股—異質(zhì)信念程度低”的組合未來(lái)一月的平均收益顯著高于“大公司—成長(zhǎng)股—異質(zhì)信念程度高”的組合的收益.

其次，從資產(chǎn)定價(jià)的視角，實(shí)證檢驗(yàn)了異質(zhì)信念是影響資產(chǎn)定價(jià)的重要因子. 在CAPM和Fama-French三因子模型中引入異質(zhì)信念指標(biāo)，無(wú)論是時(shí)間序列回歸、還是截面回歸，均表明異質(zhì)信念程度的高低與股票當(dāng)期收益顯著正相關(guān)、與未來(lái)一期收益顯著負(fù)相關(guān). 當(dāng)進(jìn)一步控制了流動(dòng)性和動(dòng)量因子、以及賣空限制對(duì)資產(chǎn)定價(jià)的影響后，異質(zhì)信念仍是影響資產(chǎn)定價(jià)的重要因子，且有信息增量提供能力.

最后，本文驗(yàn)證了放松賣空限制后，由于投資者的看空意愿能夠通過(guò)賣空交易在市場(chǎng)中表達(dá)，因而當(dāng)期異質(zhì)信念程度與未來(lái)股票收益的相關(guān)性顯著減弱.

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Heterogeneous beliefs, short-sale constraints and stock returns:Evidence from China

ZHUHong-quan,YUJiang,CHENLin

School of Economics and Management, Southwest Jiaotong University, Chengdu 610031, China

The paper develops a turnover-decomposition model to extract unexpected trading volumes from trading activities, and uses it as the proxy of investors’ heterogeneous beliefs to explore the explanatory power on stock returns in Chinese stock markets. The results show that the stocks with a high (low) degree of heterogeneous beliefs have higher (lower) current stock prices and lower (higher) future returns. This difference is most obvious for small companies. While adding the heterogeneous beliefs factor into the CAPM and Fama-French three-factor model, the paper derives results which show that heterogeneous beliefs has significantly positive impacts on current stock returns and significant negative effects on future stock returns. The results remain the same even if liquidity, momentum, and other factors are included into the CAPM and Fama-French three-factor model. If the ban on short-selling for subset of stocks is lifted, however, the heterogeneous beliefs do not have significant explanatory powers on the future return for the subset stocks. The results support the validity of Miller’s theory.

heterogeneous beliefs; stock returns; short-sale constraints; turnover-decomposition model; China stock market

2013-08-28；

2015-08-01.

國(guó)家自然科學(xué)基金資助項(xiàng)目(71171170； 71273040； 71473206)； 高等學(xué)校博士學(xué)科點(diǎn)專項(xiàng)科研基金(博導(dǎo)類)資助項(xiàng)目(20120184110021)； “服務(wù)科學(xué)與創(chuàng)新”四川省重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室資助項(xiàng)目(KL1310).

朱宏泉(1963—)， 男， 四川墊江人， 教授， 博士生導(dǎo)師. Email: hqzhu@home.swjtu.edu.cn

F830.9； F832.5

A

1007-9807(2016)07-0115-12