中國家電行業(yè)股票市場(chǎng)的實(shí)證研究
——基于Fama-French五因子模型分析

崔麗芳 陳喜強(qiáng)

（廣州大學(xué)松田學(xué)院，廣東 廣州 511370；廣州大學(xué)，廣東 廣州 510006）

一、問題的提出

對(duì)股票投資組合收益率決定因素的研究一直是資本資產(chǎn)定價(jià)研究領(lǐng)域的重要議題，自從Fama &French于1992年提出三因子模型和2015年提出五因子模型后，這兩個(gè)模型很快被學(xué)術(shù)界廣泛接受，但同時(shí)，對(duì)于這兩個(gè)模型在不同國家的適用性也引起廣泛的探討，具有較大的爭(zhēng)議性。不同的國家，資本市場(chǎng)發(fā)展水平、投資者交易信念、信息環(huán)境都不盡相同，加上產(chǎn)業(yè)發(fā)展的成熟情況不同，相同的因子在不同的國家解釋能力就有所差異?；诖?，本文擬結(jié)合我國的行業(yè)發(fā)展情況、資本市場(chǎng)的發(fā)展水平、我國投資者投資行為模式的改變來研究FF五因子模型在我國的適用性，從中找出更適合我國產(chǎn)業(yè)的因子模型。

中國的產(chǎn)業(yè)發(fā)展特性決定資產(chǎn)定價(jià)的模式。以制造業(yè)為例，從1990年至2007年，中國制造業(yè)發(fā)展迅速，但發(fā)展方式以粗放型為主。2008 年的金融危機(jī)對(duì)中國制造業(yè)市場(chǎng)需求造成極大的沖擊，不少制造業(yè)產(chǎn)能過剩，市場(chǎng)面臨更為激烈的競(jìng)爭(zhēng)。由此引申出來的問題是：在中國制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)過程中，F(xiàn)F五因子模型對(duì)家電行業(yè)資本市場(chǎng)的資產(chǎn)定價(jià)適用性如何？哪些因子對(duì)家電制造業(yè)資產(chǎn)定價(jià)起到?jīng)Q定性作用？對(duì)這些問題的研究，有利于更好把握制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的現(xiàn)實(shí)意義。

二、文獻(xiàn)回顧

關(guān)于市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)因子的研究，有學(xué)者認(rèn)為市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)因子在不同時(shí)期的顯著性會(huì)不一樣。Fama &French（1992）進(jìn)行三因子模型的構(gòu)建時(shí)認(rèn)為股票的收益率與β 系數(shù)不存在可靠的相關(guān)關(guān)系。有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)在成熟的資本市場(chǎng)，市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)因子β系數(shù)具有不顯著性。李志冰等（2017）則發(fā)現(xiàn)，2006 年至2007 年中國的股改改變投資者的投資風(fēng)格，在股改前，市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)非常顯著，股改后，市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)因子就變得不顯著，可以被其他因子解釋。

關(guān)于賬面市值比因子和盈利因子的研究，F(xiàn)ama&French（1992）認(rèn)為股票的收益率與公司權(quán)益規(guī)模之間存在顯著關(guān)系，與賬面市值比因子相比，規(guī)模因子更具顯著性，但盈利因子對(duì)預(yù)測(cè)收益卻沒有貢獻(xiàn)。Fama &French（2015）發(fā)現(xiàn)盈利因子的顯著性不會(huì)因?yàn)楣疽?guī)模較小而減弱，與賬面市值比因子相比而言，盈利因子具有更強(qiáng)的解釋能力。杜威望和肖曙光（2018）研究發(fā)現(xiàn)，在我國股票市場(chǎng)，盈利因子和投資因子更具顯著性，賬面市值比與月度收益率之間呈現(xiàn)倒“U”型關(guān)系。我國投資者更偏好于投資賬面市值比適中的股票，以規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)和獲取相對(duì)較高的收益率。趙勝民等（2016）發(fā)現(xiàn)我國股票市場(chǎng)的市值效應(yīng)和價(jià)值效應(yīng)非常明顯，而股票組合的收益會(huì)隨公司的盈利能力的提高而下降。

其他因子的研究集中于動(dòng)量因子和流動(dòng)性因子的影響。國內(nèi)外學(xué)者在動(dòng)量效應(yīng)是否存在、是否穩(wěn)定、是否與其他因子相關(guān)等方面都有較大爭(zhēng)議，對(duì)流動(dòng)性因子的研究結(jié)果也存在較大爭(zhēng)議。Chan &Faff（2005）通過研究澳大利亞股票市場(chǎng)，發(fā)現(xiàn)換手率代表的流動(dòng)性因子能夠帶來價(jià)值。田利輝等（2014）以換手率代表流動(dòng)性因子，發(fā)現(xiàn)流動(dòng)性因子不顯著。

FF 五因子模型中的因子在不同的國家，其解釋力能力不一樣。國內(nèi)大多研究FF五因子模型對(duì)中國整個(gè)股票市場(chǎng)的適用性。由于中國整個(gè)股票市場(chǎng)的特性是由眾多不同資產(chǎn)的產(chǎn)業(yè)個(gè)性疊加的結(jié)果，這種特征具有整體性，但缺乏對(duì)整體市場(chǎng)中不同個(gè)體產(chǎn)業(yè)特性的解釋。中國產(chǎn)業(yè)具有多元性，產(chǎn)業(yè)發(fā)展的外在條件和內(nèi)在路徑的差異性使得不同因子帶來不同的影響，從而對(duì)不同產(chǎn)業(yè)資產(chǎn)定價(jià)的解釋力具有差異性。為了更好把握影響因子對(duì)不同產(chǎn)業(yè)資產(chǎn)定價(jià)的影響，除了需要探討整體股票市場(chǎng)之外，還需要分行業(yè)探討股票市場(chǎng)中不同因子帶來的影響。本文嘗試運(yùn)用FF五因子模型對(duì)中國制造業(yè)中具有典型代表意義的家電行業(yè)進(jìn)行實(shí)證分析，以期為中國制造業(yè)資本市場(chǎng)的資產(chǎn)定價(jià)提供實(shí)證依據(jù)和經(jīng)驗(yàn)借鑒。

三、FF 五因子模型在中國家電行業(yè)股票市場(chǎng)的實(shí)證分析

（一）因子構(gòu)建及其效應(yīng)分析

1.FF模型及其因子構(gòu)建。Fama &French（2015）提出的五因子模型如方程（1）所示。

（1）式中，Rit為投資組合預(yù)期回報(bào)率，Rft為無風(fēng)險(xiǎn)收益率，Rmt為市場(chǎng)組合的預(yù)期收益率，（Rmt-Rft）是風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)因子。

SMB是規(guī)模因子，本文分別使用總市值和流通市值來構(gòu)造規(guī)模因子，通過對(duì)家電股按季度從小到大對(duì)流通市值進(jìn)行排序，將所有季度樣本等分為S、2、3、B四部分（按季度股票樣本的25%、50%、75%三個(gè)分節(jié)點(diǎn)進(jìn)行劃分），使用S 部分樣本股票的月度超額投資收益率減去B部分樣本股票的月度超額投資收益率，得到小規(guī)模市值股票的超額收益率就是規(guī)模因子。用相同的方式構(gòu)造總市值的規(guī)模因子。

HML 是賬面市值比因子，本文使用每股凈資產(chǎn)除以每股市值作為賬面市值比的值，通過對(duì)家電股按季度從高賬面市值比到低賬面市值比進(jìn)行排列，等分為H、2、3、L 四部分（按季度股票樣本的25%、50%、75%三個(gè)分節(jié)點(diǎn)進(jìn)行劃分），并用高賬面市值比這部分的投資收益率H 減去低賬面市值比這部分的投資收益率L，得出賬面市值比（H-L）的超額投資收益率，由此得到賬面市值比因子。

RMW 是盈利能力因子，盈利能力因子的計(jì)算主要將股票按季度的凈資產(chǎn)收益率由高到低進(jìn)行排列，然后等分為HR（高利率）、2、3、LR（低利率）四部分（按季度股票樣本的25%、50%、75%三個(gè)分節(jié)點(diǎn)進(jìn)行劃分），用HR 這部分的股票投資收益率減去LR 這部分的股票投資收益率，得到的超額收益率就是盈利因子。

表1 小規(guī)模股票組合超額收益率-大規(guī)模股票組合超額收益率后的月度超額平均收益率情況

CMA 是投資因子，指的是投資水平低的股票組合與投資水平高的股票組合的超額收益率之差。本文將股票按總資產(chǎn)增長(zhǎng)率由高到低進(jìn)行排序，并等分為HC和LC兩部分（按季度股票樣本的50%作為節(jié)點(diǎn)進(jìn)行劃分。這里之所以沒有等分為四部分，是因?yàn)楦哔Y產(chǎn)增長(zhǎng)率部分必然是高投資部分，但是低資產(chǎn)增長(zhǎng)率部分的股票除了是低投資以外，也有大概率是低盈利，甚至是負(fù)利潤(rùn)，因此這里僅分為兩部分），用HC減去LC所得出的超額收益率就是投資因子。

2.數(shù)據(jù)來源及說明。根據(jù)Wind數(shù)據(jù)庫的行業(yè)劃分標(biāo)準(zhǔn)，使用2010年6月至2019年6月的中國家電行業(yè)上市公司的月度數(shù)據(jù)和季度數(shù)據(jù)，以上個(gè)季度末各指標(biāo)的分位點(diǎn)來分組，確定下一個(gè)季度的各股票組合。

主要使用七個(gè)變量的數(shù)據(jù)。第一，Rit：家電行業(yè)上市公司投資組合月收益率。第二，Rmt：市場(chǎng)組合月收益率，使用上證指數(shù)月收益率來衡量市場(chǎng)組合月收益率。第三，Rft：無風(fēng)險(xiǎn)收益率，以中國人民銀行公布的一年期定期存款基準(zhǔn)利率除以12作為無風(fēng)險(xiǎn)月收益率。第四，市值：使用流通市值作為季度市值變量。第五，賬面市值比：使用上市公司每季度末的所有者權(quán)益與每季度末的總市值的比值作為季度賬面市值比變量。第六，盈利能力：使用每季度末的凈資產(chǎn)收益率作為盈利能力變量。第七，投資水平：使用每季度末總資產(chǎn)增長(zhǎng)率作為季度投資水平的變量。

3.因子效應(yīng)分析

（1）規(guī)模因子效應(yīng)分析。本文使用2010年6月至2019年6月數(shù)據(jù)進(jìn)行規(guī)模因子構(gòu)造，形成規(guī)模因子時(shí)間序列，對(duì)這個(gè)時(shí)間序列進(jìn)行統(tǒng)計(jì)性描述分析，分析結(jié)果如表1和表2所示。

由表1 可以看出：第一，以總市值為規(guī)模變量和以流通市值為規(guī)模變量構(gòu)造的規(guī)模因子的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果基本一致，流通市值的效果更為明顯一些。與總市值相比，流通市值下的小規(guī)模公司的投資收益率要好于總市值下的小規(guī)模公司的投資收益率。因此后面的所有分析將以流通市值作為規(guī)模變量。第二，從近10 年的數(shù)據(jù)來看，家電行業(yè)小規(guī)模股票投資組合的投資收益率減去大規(guī)模股票投資組合的投資收益率的月平均超額收益率為負(fù)值，說明小規(guī)模的股票與大規(guī)模股票相比沒有明顯的超額收益。第三，2010年小規(guī)模效應(yīng)明顯，2011 年至2014 年小規(guī)模效應(yīng)不明顯，2014年至2015年小規(guī)模效應(yīng)又變得明顯，2016年至2019 年，小規(guī)模效應(yīng)又變得不是很明顯?？赡艿脑蚴牵菏紫龋袊墒杏泻苊黠@的系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)，2011年至2013年期間，中國股市處于熊市階段，期間以避險(xiǎn)為主，投資者更傾向于抗風(fēng)險(xiǎn)能力較強(qiáng)的企業(yè)，所以小規(guī)模效應(yīng)不明顯；2014 年至2015 年，中國股市處于上漲階段，這時(shí)投資者的投機(jī)性比較強(qiáng)，更傾向于小規(guī)模企業(yè)，從而形成較為明顯的小規(guī)模效應(yīng)。其次，中國股市的投資者逐步走向成熟，2016年至2018 年，傳統(tǒng)制造業(yè)尤其是家電行業(yè)處于一個(gè)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)激烈的階段，優(yōu)勝劣汰的市場(chǎng)行為導(dǎo)致制造業(yè)企業(yè)趨于集中，大企業(yè)更具優(yōu)勢(shì)，因此小規(guī)模效應(yīng)變得不明顯。由表2可以看出，規(guī)模因子時(shí)間序列的平均值為-0.0054，直接證明不存在小規(guī)模效應(yīng)。

表2 小規(guī)模-大規(guī)模月度超額平均收益率描述統(tǒng)計(jì)分析（2010年6月～2019年6月）

（2）賬面市值比因子效應(yīng)分析。運(yùn)用時(shí)間序列數(shù)據(jù)，根據(jù)賬面市值比因子構(gòu)建方法，得到表3和表4。

從表3 可以看出，第一，2010 年至2013 年的賬面市值比效應(yīng)不是很明顯，2014年以后，賬面市值比效應(yīng)就很明顯。2010年至2019年的月超額收益率高達(dá)1.132%，年平均超額收益率高達(dá)15.6%。2014 年至2016 年的月超額收益率高達(dá)1.9%，年平均超額收益率高達(dá)22.8%。第二，賬面市值比與股票超額收益率之間的關(guān)系呈現(xiàn)倒“U”型關(guān)系，也就是隨著賬面市值比的上升，股票組合的超額收益率隨之升高，但是隨著賬面市值比的進(jìn)一步上升，股票組合的投資收益率會(huì)下降，賬面市值比因子的這一特征與杜威望和肖曙光（2018）的研究結(jié)果相一致。

表3 賬面市值比效應(yīng)、盈利因子、投資因子月超額投資收益率

表4 單因子投資組合投資收益率

（3）盈利因子效應(yīng)和投資因子效應(yīng)分析。從表3可以看出，近10 年來，存在著明顯的盈利能力效應(yīng)，高利潤(rùn)的股票可以帶來高投資收益率，月超額收益率可以達(dá)到1.18%，年超額投資收益率可以達(dá)到14.16%。從表4可以看出，高盈利的股票組合比低盈利的股票組合的超額投資收益率更明顯。投資因子效應(yīng)沒有賬面市值比因子和盈利因子明顯。

（4）組合因子的平均月度超額收益率分析。從上面分析可以發(fā)現(xiàn)，賬面市值比因子和盈利因子的效應(yīng)最為顯著，因此，本文將兩個(gè)因子進(jìn)行組合，分析其超額收益率情況。首先將股票的賬面市值比由高到低進(jìn)行排序，再將所有季度樣本等分為HM、2M、3M、LM四部分（按季度股票樣本的25%、50%、75%三個(gè)分節(jié)點(diǎn)進(jìn)行劃分），然后將每部分的股票組合按凈資產(chǎn)收益率由高到低進(jìn)行排列，并等分為R（高盈利股票組合）和L（低盈利股票組合）兩部分，這樣總共得到8組投資組合，分別為HM-HR、HM-LR、2M-HR、2M-LR、3M-HR、3M-LR、LM-HR、LM-LR，如表5所示。

表5 賬面市值比—盈利組合月超額收益率

從表5可以看出，高盈利投資組合比低盈利投資組合的投資收益率要高，高賬面市值比組合比低賬面市值比組合的投資收益率高。賬面市值比效應(yīng)呈現(xiàn)倒“U”型特性。

（二）FF五因子模型在中國家電行業(yè)股票市場(chǎng)的實(shí)證檢驗(yàn)

1.因子的冗余性檢驗(yàn)。通過使用其他因子對(duì)剩余因子進(jìn)行回歸，由回歸方程的截距項(xiàng)是否顯著來判斷剩余因子是否冗余，如果截距項(xiàng)不顯著，且近似于零，那么說明該剩余因子可以被其他因子解釋。反之，則相反。計(jì)算結(jié)果如表6所示。

表6 因子的冗余性檢驗(yàn)

從表6 的冗余性檢驗(yàn)來看，僅有賬面市值比（HML）因子的截距項(xiàng)顯著不為0，而規(guī)模因子和投資因子則顯著為0，與前面的分析結(jié)果相一致。

2.FF 五因子模型估計(jì)結(jié)果分析。本文使用EV?EIWS 對(duì)Fama-French 五因子模型中上述組合因子的8 個(gè)投資組合（HM-HR、HM-LR、2M-HR、2M-LR、3M-HR、3M-LR、LM-HR、LM-LR）進(jìn)行擬合估計(jì)，得到FF五因子回歸結(jié)果，如表7所示。從表7的結(jié)果可以看出：風(fēng)險(xiǎn)因子有8 個(gè)系數(shù)顯著，賬面市值比因子有4個(gè)系數(shù)顯著，盈利因子有4個(gè)系數(shù)顯著，而規(guī)模因子只有2 個(gè)系數(shù)顯著，投資因子只有1 個(gè)系數(shù)的擬合結(jié)果在10%水平下顯著。模型的擬合優(yōu)度R2值處于37.72%～62.39%之間。

四、FF 五因子模型的改進(jìn)及其在中國家電行業(yè)股票市場(chǎng)的檢驗(yàn)

（一）FF五因子模型的改造

FF五因子模型在中國家電行業(yè)股票市場(chǎng)中的運(yùn)用表明，只有風(fēng)險(xiǎn)因子顯著，規(guī)模因子、投資因子均不顯著，賬面市值比因子和盈利因子變得不夠顯著，在8個(gè)因子的擬合參數(shù)中，有4個(gè)是顯著的，其余4個(gè)不顯著。本文認(rèn)為主要是以下兩個(gè)方面原因?qū)е拢旱谝?，由于賬面市值比與股票超額收益率之間呈現(xiàn)倒“U”型特點(diǎn)，導(dǎo)致賬面市值比因子的顯著性減弱。高賬面市值比投資組合能獲得超額收益是因?yàn)樾袠I(yè)、公司本身經(jīng)營出現(xiàn)問題等非系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)導(dǎo)致組合中的股票被低估，而企業(yè)的基本面其實(shí)并未改變。因此該類股票后期估值被修復(fù)的概率較大。賬面市值比呈現(xiàn)倒“U”型表示，賬面市值比最高的那組投資組合并不能夠獲得超額收益，是因?yàn)檫@部分組合（如HM組）的股票，其基本面本身就很差，估值低，所以就不存在估值被修復(fù)的過程。第二，由于賬面市值比因子與盈利因子存在相關(guān)性，賬面市值比因子對(duì)投資組合超額收益率的作用被盈利因子所吸收，抑或盈利因子對(duì)投資組合超額收益率的作用被賬面市值比因子所吸收，導(dǎo)致賬面市值比因子和盈利因子的顯著性減弱。因此，對(duì)FF五因子模型進(jìn)行改造，使用單位估值盈利能力因子RMP（凈資產(chǎn)收益率除以PB值的值）來替代賬面市值比因子和盈利因子，一是消除一個(gè)因子被另一個(gè)因子“吸收”的現(xiàn)象，二是RMP 指標(biāo)比賬面市值比指標(biāo)更能體現(xiàn)股票被低估的情況，能更好地解釋股票市場(chǎng)存在超額投資收益的現(xiàn)象。

表7 八個(gè)組合F-F五因子回歸結(jié)果匯總

使用單位估值盈利能力因子RMP替代賬面市值比和盈利因子之后，得到模型（2），模型（2）中，各變量的含義與模型（1）相同。

無論是因子效應(yīng)和冗余效應(yīng)分析，還是FF 五因子模型綜合分析，投資因子和規(guī)模因子都不顯著。構(gòu)建模型（3）和模型（4），模型（3）保留規(guī)模因子、刪除投資因子，模型（4）刪除投資因子和規(guī)模因子。

（二）改進(jìn)后模型的因子構(gòu)造及因子效應(yīng)分析

對(duì)RMP 的單因子效應(yīng)進(jìn)行分析，檢驗(yàn)是否存在倒“U”型的特征。RMP因子構(gòu)造將股票按其“凈資產(chǎn)收益率除以PB值”的值由高到低進(jìn)行排列，將所有季度樣本等分為HRMP、2RMP、3RMP、LRMP四部分（按季度股票樣本的25%、50%、75%三個(gè)分節(jié)點(diǎn)進(jìn)行劃分），構(gòu)建四組投資組合。使用HRMP 這部分的股票投資組合超額收益率減去LRMP 這部分的股票投資組合的超額收益率，所得到的差就是RMP因子的值。對(duì)RMP 因子進(jìn)行效應(yīng)分析，得到結(jié)果為RMP 值越高的投資組合的月超額收益率越高，RMP 值越低的投資組合的月超額收益率越低，如表8所示。

表8 RMP因子投資組合月平均超額收益率

從表8可以看出，高R/PB值的股票投資組合的月平均超額收益為0.0167，低R/PB 值的股票投資組合的月超額收益率為-0.0012，而其套利投資組合即買入最高R/PB組合，而賣出低R/PB組合，可獲得套利投資組合的月投資收益率為1.79%，年投資收益率為21.48%，表8的數(shù)據(jù)顯示，RMP因子不存在倒“U”型特征。

（三）模型的擬合回歸分析

使用EVEIWS 對(duì)改造后的模型（2）、模型（3）、模型（4）進(jìn)行四個(gè)投資組合HRMP、2RMP、3RMP、LRMP的擬合估計(jì)，得到表9、表10和表11。

在表7 中，模型（1）的擬合優(yōu)度范圍為R2值處于37.72%～62.39%之間，從表9可以看出，在保持原有規(guī)模因子和投資因子的情況下，模型（2）的擬合優(yōu)度范圍為R2值處于51.12%～71.02%之間，修改后的模型擬合優(yōu)度增強(qiáng)。因子越少，擬合優(yōu)度越低。從表11 中可以看出，在模型（4）中，即使沒有規(guī)模因子和投資因子，其擬合優(yōu)度范圍也在47.56%～70.55%之間，并不比模型（1）的擬合度差。而模型（2）、模型（3）和模型（4）的RMP因子的擬合參數(shù)的顯著性卻高很多，其擬合的4個(gè)參數(shù)都具顯著性。

表9 模型（2）回歸結(jié)果匯總

表10 模型（3）回歸結(jié)果匯總

表11 模型（4）回歸結(jié)果匯總

比較模型（2）和模型（3）的擬合效果，投資因子仍然不顯著，其對(duì)擬合優(yōu)度的貢獻(xiàn)有限，僅提高擬合優(yōu)度0.0001至0.0037。比較模型（3）和模型（4），規(guī)模因子的加入在一定程度上提高模型的擬合優(yōu)度，最高可以提高0.032，說明模型中對(duì)投資組合超額收益起主要解釋作用的因子是單位估值盈利能力RMP 指標(biāo)，規(guī)模因子對(duì)小部分股票的超額收益率有一定的解釋作用。在家電行業(yè)中，規(guī)模因子的作用不具有普遍性，模型（3）和模型（4）更適用于解釋中國家電行業(yè)股票市場(chǎng)的資產(chǎn)定價(jià)因子分析。改進(jìn)后的模型對(duì)中國家電行業(yè)股票市場(chǎng)定價(jià)具有更強(qiáng)的解釋力。

五、研究結(jié)論

第一，無論是對(duì)單因子的效應(yīng)分析、因子的冗余性分析還是對(duì)FF 五因子模型的擬合分析，都得到一致性的結(jié)論：規(guī)模因子和投資因子不顯著。第二，賬面市值比因子和盈利因子在單一因子效應(yīng)分析中顯著，但在FF 五因子模型分析中，存在兩因子相互“吸收”的現(xiàn)象，導(dǎo)致兩個(gè)因子擬合的8 個(gè)參數(shù)中，僅有4個(gè)參數(shù)顯著。第三，考慮到賬面市值比效應(yīng)主要是對(duì)低估值的股票進(jìn)行估值修復(fù)產(chǎn)生，通過對(duì)FF 五因子模型進(jìn)行改造，使用單位估值盈利能力因子RMP 替代賬面市值比因子和盈利因子，實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果表明：改造后的模型不僅提升因子參數(shù)的顯著性，而且提高模型的擬合度，改造后的模型（3）和模型（4）對(duì)中國家電行業(yè)股票市場(chǎng)定價(jià)具有更強(qiáng)的解釋力。第四，市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)因子顯著，中國股票市場(chǎng)投資過程中的羊群效應(yīng)仍然很明顯，而單位估值盈利能力因子RMP顯著，說明中國股票市場(chǎng)投資者的投資理念發(fā)生轉(zhuǎn)變，由風(fēng)險(xiǎn)投資為主轉(zhuǎn)向價(jià)值投資為主，投資者更注重估值及企業(yè)的基本面情況。