有限套利是否影響股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)率的資產(chǎn)定價(jià)效應(yīng)

張華平，曹策遠(yuǎn)

華北水利水電大學(xué) 管理與經(jīng)濟(jì)學(xué)院，鄭州 450046

引言

經(jīng)典金融學(xué)基于理性信念和理性預(yù)期假設(shè)研究資產(chǎn)定價(jià)問(wèn)題，該理論因難以解釋眾多資產(chǎn)定價(jià)異常而遭受質(zhì)疑。行為金融學(xué)以投資者非理性和有限套利為兩大支柱，對(duì)諸多資產(chǎn)定價(jià)異象有較好解釋力。理性交易者的套利活動(dòng)受套利風(fēng)險(xiǎn)和套利成本限制[1]，錯(cuò)誤定價(jià)可能會(huì)持續(xù)存在。有限套利對(duì)股價(jià)與基本面信息比率的資產(chǎn)定價(jià)效應(yīng)[2]、投資者情緒的資產(chǎn)定價(jià)效應(yīng)[3]和最大日收益率資產(chǎn)定價(jià)效應(yīng)[4]等均具有較強(qiáng)解釋力。有限套利理論已成為資產(chǎn)錯(cuò)誤定價(jià)研究的重要理論基石。

在美國(guó)股票市場(chǎng)中，ANG et al.[5]最早發(fā)現(xiàn)高特質(zhì)性波動(dòng)率股票的平均收益率較低，并稱該現(xiàn)象為股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)率溢價(jià)之謎。后續(xù)研究發(fā)現(xiàn)，該資產(chǎn)定價(jià)之謎廣泛存在于美國(guó)之外的股票市場(chǎng)，但表現(xiàn)形式各異。還有學(xué)者把該資產(chǎn)定價(jià)異象與公司及股票特征、投資者非理性偏好、其他資產(chǎn)定價(jià)異象、市場(chǎng)摩擦等因素聯(lián)系起來(lái)，以解釋該資產(chǎn)定價(jià)異象，或者從方法選擇、樣本選擇等方面解釋研究結(jié)果的差異，但鮮有研究從有限套利視角解釋股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)率溢價(jià)之謎。中國(guó)A股市場(chǎng)的限價(jià)交易、融資融券、股指期貨等制度及個(gè)體投資者主導(dǎo)的背景特征，均是妨礙套利活動(dòng)有效性的因素，這為從有限套利視角探究股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)率溢價(jià)之謎提供現(xiàn)實(shí)基礎(chǔ)。

鑒于此，本研究立足中國(guó)制度背景特征，理論分析特質(zhì)性波動(dòng)率在中國(guó)A股市場(chǎng)的存在性，以及有限套利等因素對(duì)該資產(chǎn)定價(jià)的影響。該研究不僅可以豐富和拓展股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)率溢價(jià)之謎的相關(guān)研究，對(duì)中國(guó)A股市場(chǎng)相關(guān)制度評(píng)價(jià)和投資者教育也具有重要意義。

1 相關(guān)研究評(píng)述

1.1 股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)率的資產(chǎn)定價(jià)效應(yīng)

已有研究主要探究公司信息質(zhì)量因素對(duì)股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)率的影響。伊志宏等[6]認(rèn)為，股價(jià)同步性是衡量股票市場(chǎng)資源配置效率的重要指標(biāo)，實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)分析師報(bào)告中包含的有關(guān)公司特質(zhì)信息越多，股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)率越高，并且在信息不對(duì)稱問(wèn)題嚴(yán)重的公司中更為明顯；黃燦等[7]發(fā)現(xiàn)，內(nèi)幕交易這種非正式的信息傳遞渠道影響股價(jià)的特質(zhì)性波動(dòng)率，在信息環(huán)境較好時(shí)，內(nèi)幕交易對(duì)股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)率的正向影響降低；AABO et al.[8]認(rèn)為，股票特質(zhì)性波動(dòng)率與市場(chǎng)效率密切相關(guān)，在高效的股票市場(chǎng)中，股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)率較低。

很多學(xué)者研究特質(zhì)性波動(dòng)率效應(yīng)在全球主要股票市場(chǎng)中的存在性問(wèn)題。ANG et al.[5]證明特質(zhì)性波動(dòng)率與下期股票收益率之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，在控制流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)、交易量、交易成本等潛在解釋變量和多個(gè)與股票收益率相關(guān)的公司特征變量后，特質(zhì)性波動(dòng)率效應(yīng)仍然穩(wěn)健。特質(zhì)性波動(dòng)率與收益率的關(guān)系被證明存在于多個(gè)國(guó)際市場(chǎng)中[9]。特質(zhì)性波動(dòng)率溢價(jià)之謎是指特質(zhì)性波動(dòng)率能負(fù)向影響未來(lái)股票收益的現(xiàn)象。因?yàn)樵摤F(xiàn)象與投資者能夠通過(guò)構(gòu)建最充分的資產(chǎn)組合分散非系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)而只能對(duì)系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)要求風(fēng)險(xiǎn)補(bǔ)償?shù)慕?jīng)典資產(chǎn)定價(jià)理論相違背，并且該負(fù)相關(guān)關(guān)系與風(fēng)險(xiǎn)-報(bào)酬間應(yīng)該存在正相關(guān)關(guān)系的理論預(yù)期相反。因?yàn)榛谑袌?chǎng)完全、無(wú)摩擦假設(shè)的傳統(tǒng)資產(chǎn)定價(jià)理論，預(yù)測(cè)預(yù)期特質(zhì)性波動(dòng)率與預(yù)期收益率之間不存在相關(guān)性；即使是基于市場(chǎng)不完全、投資者面臨投資摩擦、不能充分分散投資組合的假設(shè)，預(yù)期特質(zhì)性波動(dòng)率與預(yù)期收益率之間也應(yīng)存在正相關(guān)關(guān)系[10]。UMUTLU[11]構(gòu)建全球范圍內(nèi)的特質(zhì)性波動(dòng)率指標(biāo)，發(fā)現(xiàn)全球范圍內(nèi)的特質(zhì)性波動(dòng)率指標(biāo)與市場(chǎng)收益率之間并不存在穩(wěn)健的顯著性關(guān)系；QADAN et al.[12]利用1990年至2016年美國(guó)股市的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)在考慮了其他風(fēng)險(xiǎn)因素后，市場(chǎng)整體波動(dòng)率的增加(降低)后特質(zhì)性波動(dòng)率與未來(lái)收益率之間傾向于存在負(fù)(正)相關(guān)關(guān)系；YANG et al.[9]發(fā)現(xiàn)，高異常特質(zhì)性波動(dòng)率的股票未來(lái)的期望收益率顯著較高，這意味著信息風(fēng)險(xiǎn)具有資產(chǎn)定價(jià)效應(yīng)。

還有學(xué)者研究特質(zhì)性波動(dòng)率定價(jià)效應(yīng)在中國(guó)A股市場(chǎng)的存在性。熊偉等[13]實(shí)證發(fā)現(xiàn)，中國(guó)證券市場(chǎng)的特質(zhì)性波動(dòng)率與截面預(yù)期收益呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，且該異象不能由公司規(guī)模、換手率、交易量等已知定價(jià)因子解釋，賣空機(jī)制是導(dǎo)致特質(zhì)性波動(dòng)率異象的主要原因；楊亞仙等[14]認(rèn)為，特質(zhì)性波動(dòng)率之謎產(chǎn)生的主要原因是投資者異質(zhì)性信念的存在以及投資者對(duì)彩票類股票的偏好。賣空限制和投資者異質(zhì)性信念的共同作用，導(dǎo)致資產(chǎn)價(jià)格被高估，從而降低未來(lái)的收益率。李竹薇等[15]構(gòu)建月滾動(dòng)已實(shí)現(xiàn)特質(zhì)性波動(dòng)率作為度量特質(zhì)性波動(dòng)率的標(biāo)準(zhǔn)，通過(guò)橫截面回歸的研究方法對(duì)中國(guó)股票市場(chǎng)是否存在特質(zhì)性波動(dòng)率異象進(jìn)行實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)該異象穩(wěn)定地存在于中國(guó)A股市場(chǎng)，并認(rèn)為特質(zhì)性波動(dòng)率與股票截面收益率之間的正負(fù)關(guān)系取決于長(zhǎng)期特質(zhì)性波動(dòng)率與短期特質(zhì)性波動(dòng)率的相對(duì)作用程度；虞文微等[16]研究發(fā)現(xiàn)，特質(zhì)性波動(dòng)率與預(yù)期收益率之間呈現(xiàn)出顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，并利用雙重差分模型，證實(shí)開(kāi)展融資融券能夠降低異質(zhì)性信念和特質(zhì)性波動(dòng)率水平，通過(guò)傾向得分匹配檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)該負(fù)向關(guān)系仍然顯著存在；熊和平等[17]利用OLS回歸殘差估計(jì)和GARCH(1,1)加權(quán)平均兩種方法估計(jì)特質(zhì)性波動(dòng)率，并利用Fama-MacBeth橫截面回歸法研究特質(zhì)性波動(dòng)率與預(yù)期股票回報(bào)之間的關(guān)系，證明特質(zhì)性波動(dòng)率與預(yù)期股票回報(bào)率之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

1.2 影響股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)率資產(chǎn)定價(jià)效應(yīng)的因素

許多研究嘗試解釋該謎團(tuán)，已有研究揭示了特質(zhì)性波動(dòng)率影響下期股票收益率的內(nèi)在經(jīng)濟(jì)機(jī)制。第1類研究考慮特質(zhì)性波動(dòng)率資產(chǎn)定價(jià)效應(yīng)是否為相關(guān)公司特征的代理變量，包括彩票類支付[18]、未預(yù)期盈余、中小投資者交易比例、月收益率反轉(zhuǎn)因子、非流動(dòng)性、不確定性、平均方差貝塔系數(shù)和未預(yù)期盈余[19]。第2類研究探究方法選擇、股票收益率分布特征的影響[20]。ZAREMBA et al.[21]的研究表明，特質(zhì)性波動(dòng)率溢價(jià)的性質(zhì)取決于股票是被高估還是被低估，收益率分布的數(shù)學(xué)特征能夠解釋該資產(chǎn)定價(jià)異象；BERGBRANT et al.[22]認(rèn)為已有特質(zhì)性波動(dòng)率代理變量種類多、噪音大，基于通過(guò)基礎(chǔ)診斷測(cè)試的差異化EGARCH模型產(chǎn)生的樣本外特質(zhì)性波動(dòng)率預(yù)測(cè)值組合，作為特質(zhì)性波動(dòng)率的代理變量噪音少，并發(fā)現(xiàn)特質(zhì)性波動(dòng)率存在正向溢價(jià)。第3類研究探究特質(zhì)性波動(dòng)率資產(chǎn)定價(jià)效應(yīng)的成因。股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)率與下期股票收益率之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系可能源于短期收益率反轉(zhuǎn)效應(yīng)、投資者彩票類股票偏好、不對(duì)稱性套利和預(yù)期異質(zhì)性偏度[23]。SON et al.[24]發(fā)現(xiàn)，韓國(guó)股票市場(chǎng)中存在特質(zhì)性波動(dòng)率溢價(jià)，累計(jì)前景理論揭示的投資者極端高收益率偏好可解釋該資產(chǎn)定價(jià)異象；LI et al.[25]的研究表明，特質(zhì)性波動(dòng)率承載了經(jīng)濟(jì)不確定性信息，這是其具有資產(chǎn)定價(jià)效應(yīng)的原因。

可以看出，已有研究基于成熟資本市場(chǎng)環(huán)境，探究特質(zhì)性波動(dòng)率的影響因素、溢價(jià)效應(yīng)及其成因?；谥袊?guó)A股市場(chǎng)的研究在特質(zhì)性波動(dòng)率溢價(jià)效應(yīng)的存在性方面并未達(dá)成共識(shí)，在特質(zhì)性波動(dòng)率溢價(jià)成因方面的研究多從公司特征、方法選擇的影響，以及特質(zhì)性波動(dòng)率溢價(jià)與其他已知資產(chǎn)定價(jià)之間的關(guān)系視角探究，鮮有從市場(chǎng)套利機(jī)制有效性視角展開(kāi)研究。本研究從有限套利視角，基于中國(guó)特殊制度背景構(gòu)建有限套利指標(biāo)，探究中國(guó)A股市場(chǎng)特質(zhì)性波動(dòng)率溢價(jià)的存在性及其成因。

2 制度背景、理論分析和研究假設(shè)

在中國(guó)特殊制度背景下，投資者很可能高估高特質(zhì)性波動(dòng)率股票。非理性的個(gè)體投資者是中國(guó)A股市場(chǎng)的主體，《中國(guó)證券登記結(jié)算統(tǒng)計(jì)年鑒2018》顯示，2018年末中國(guó)證券市場(chǎng)投資者有13 398.30萬(wàn)戶，其中自然人投資者為13 362.21萬(wàn)戶，這說(shuō)明自然人投資者是中國(guó)證券市場(chǎng)的主體。一方面，自然人投資者并不具備構(gòu)建完美資產(chǎn)組合分散特質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)的能力和條件，卻會(huì)對(duì)承擔(dān)的特質(zhì)性波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)要求報(bào)酬率。另一方面，自然人投資者很可能對(duì)高特質(zhì)性波動(dòng)率股票形成非理性預(yù)期，致使此類股票被錯(cuò)誤定價(jià)。王美今等[26]利用央視看盤(pán)指數(shù)構(gòu)建投資者情緒指數(shù)，發(fā)現(xiàn)它是一個(gè)影響股票均衡價(jià)格的系統(tǒng)因子；葉建華[27]通過(guò)研究發(fā)現(xiàn)，中國(guó)A股市場(chǎng)中投資者具有“賭徒謬誤”的心理特質(zhì)，也就是高估好結(jié)果發(fā)生的概率。高特質(zhì)性波動(dòng)率具有更高的風(fēng)險(xiǎn)，可能給投資者帶來(lái)潛在的超額收益率。自然人投資者構(gòu)成的市場(chǎng)很可能高估高特質(zhì)性波動(dòng)率股票，這也意味著被高估的股票在價(jià)值回歸時(shí)產(chǎn)生較低收益率。尹海員等[28]發(fā)現(xiàn)，中國(guó)股票市場(chǎng)的日內(nèi)投資者情緒能正向預(yù)測(cè)股票市場(chǎng)運(yùn)行。因此，可以合理預(yù)期中國(guó)A股市場(chǎng)存在特質(zhì)性波動(dòng)率溢價(jià)現(xiàn)象。

套利機(jī)制是非完美市場(chǎng)環(huán)境下確保資產(chǎn)價(jià)格有效的關(guān)鍵機(jī)制，但套利風(fēng)險(xiǎn)和套利成本的存在可能降低套利活動(dòng)效率，致使市場(chǎng)錯(cuò)誤定價(jià)持續(xù)存在。存在套利限制時(shí)，股票發(fā)生錯(cuò)誤定價(jià)會(huì)吸引理性投資者進(jìn)行套利交易，并在后期市場(chǎng)價(jià)格回歸至內(nèi)在價(jià)值的過(guò)程中獲取套利收益。但現(xiàn)實(shí)中的基本面風(fēng)險(xiǎn)、噪音交易者風(fēng)險(xiǎn)、同步性風(fēng)險(xiǎn)等套利風(fēng)險(xiǎn)，以及套利交易成本、賣空限制等因素都會(huì)妨礙套利交易。DE LONG et al.[1]的研究表明，噪音交易者的交易導(dǎo)致價(jià)格進(jìn)一步偏離基本價(jià)值是重要的套利風(fēng)險(xiǎn)；SHLEIFER et al.[29]認(rèn)為，當(dāng)市場(chǎng)價(jià)格持續(xù)性偏離其基本價(jià)值時(shí)，需要資金的套利活動(dòng)仍將會(huì)變得無(wú)效果。交易成本(或者是低股票流動(dòng)性)提高了執(zhí)行套利策略的成本并降低套利策略的吸引力。交易限制包括短期賣空限制以及其他類型的交易障礙，會(huì)妨礙套利者對(duì)市場(chǎng)錯(cuò)誤定價(jià)機(jī)會(huì)的利用。在面臨高水平的信息不確定性程度時(shí)，套利者會(huì)具有較低的意愿實(shí)施套利活動(dòng)。鑒于這些障礙因素會(huì)降低套利機(jī)制的作用，市場(chǎng)錯(cuò)誤定價(jià)會(huì)持續(xù)存在并且市場(chǎng)并不會(huì)即刻實(shí)現(xiàn)有效運(yùn)行。

已有實(shí)證研究表明，有限套利理論能解釋一些中國(guó)A股市場(chǎng)中的資產(chǎn)定價(jià)異象。葉建華等[30]以中國(guó)A股上市公司作為樣本，發(fā)現(xiàn)在有限套利程度高的樣本中，資產(chǎn)增長(zhǎng)異象更明顯；GU et al.[31]以2002年至2012年中國(guó)A股上市公司為樣本，發(fā)現(xiàn)在有限套利嚴(yán)重的公司中，特質(zhì)性波動(dòng)率異象更明顯；黃苑等[32]研究表明，動(dòng)量因子在中國(guó)股票市場(chǎng)具有顯著的定價(jià)效應(yīng)，漲跌停制度通過(guò)漲跌停頻率與動(dòng)量因子的交織效應(yīng)影響股票定價(jià)，有限套利理論和有限關(guān)注行為對(duì)該資產(chǎn)定價(jià)效應(yīng)具有很好的解釋力。

高特質(zhì)性波動(dòng)率股票低于預(yù)期收益率的市場(chǎng)表現(xiàn)既是對(duì)有效市場(chǎng)的挑戰(zhàn)，也給套利交易者提供了套利機(jī)會(huì)，但交易成本、交易風(fēng)險(xiǎn)和交易制度限制等有限套利因素能妨礙套利者利用這些錯(cuò)誤定價(jià)機(jī)會(huì)。當(dāng)賣空受到高度限制時(shí)，有限套利對(duì)高估股票的影響更明顯。一方面，禁止賣空意味著悲觀投資者難以通過(guò)賣空交易影響資產(chǎn)價(jià)格，股價(jià)更多受樂(lè)觀投資者交易的影響，致使股價(jià)在更大程度上被高估。另一方面，賣空機(jī)制改變了投資者僅能通過(guò)股票上漲獲利的狀況，有助于加快公司負(fù)面信息融入股價(jià)的速度，提高市場(chǎng)的定價(jià)效率[33]，并加大公司股價(jià)的下行壓力[34]。在非理性投資者偏好異質(zhì)性波動(dòng)并導(dǎo)致股價(jià)被高估時(shí)，套利交易者難以通過(guò)賣空交易及時(shí)矯正錯(cuò)誤定價(jià)，這意味著被高估的股票很可能在未來(lái)期間發(fā)生更大幅度價(jià)值回歸。因此，本研究預(yù)期，在有限套利程度高的公司中，股價(jià)異質(zhì)性波動(dòng)率與下期股票收益率之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系更強(qiáng)；在有限套利程度較低時(shí)，套利者的套利活動(dòng)更加有效，股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)率負(fù)向溢價(jià)應(yīng)該在有限套利程度低的樣本中更弱。

基于上述背景，本研究認(rèn)為，在中國(guó)特殊制度背景下，投資者既不可能構(gòu)建充分的資產(chǎn)組合，也不可能完全理性，特質(zhì)性波動(dòng)率應(yīng)該具有資產(chǎn)定價(jià)效應(yīng)；套利機(jī)制的有效程度可能降低，這意味著有限套利對(duì)特質(zhì)性波動(dòng)率的資產(chǎn)定價(jià)效應(yīng)應(yīng)該具有較強(qiáng)的解釋力?；诖耍狙芯刻岢黾僭O(shè)。

H1在中國(guó)A股市場(chǎng)，特質(zhì)性波動(dòng)率具有資產(chǎn)定價(jià)效應(yīng)。

H2在中國(guó)特殊制度背景下，有限套利理論對(duì)該資產(chǎn)定價(jià)異象具有一定的解釋力。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 樣本設(shè)計(jì)

本研究以1993年至2019年中國(guó)A股市場(chǎng)所有上市公司為樣本，股票日、月交易數(shù)據(jù)來(lái)源于CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)，日、月度三因子數(shù)據(jù)、股票融資融券交易數(shù)據(jù)來(lái)源于RESSET金融研究數(shù)據(jù)庫(kù)。剔除金融類公司樣本、極端值樣本和數(shù)據(jù)缺失樣本，最終得到341 867條有效樣本觀測(cè)值。

3.2 變量設(shè)計(jì)

3.2.1 收益率指標(biāo)

被解釋變量為個(gè)股在(t+1)月的收益率指標(biāo)，根據(jù)資產(chǎn)定價(jià)研究的基本慣例，本研究設(shè)計(jì)3個(gè)被解釋變量，從不同角度考察股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)率對(duì)股票收益率的影響。具體變量定義如下：

(1)毛收益率，定義i為股票，t為月，Ri,t+1為毛收益率，等于i股票在(t+1)月的收益率。

(2)三因子調(diào)整超額收益率，定義TARi,t+1為三因子調(diào)整超額收益率，等于i股票在(t+1)月的風(fēng)險(xiǎn)收益率減去由FAMA et al.[35]的三因子模型預(yù)測(cè)的風(fēng)險(xiǎn)收益率。

(3)超額收益率，定義ARi,t+1為超額收益率，等于i股票在(t+1)月的風(fēng)險(xiǎn)收益率減去由資本資產(chǎn)定價(jià)模型預(yù)測(cè)的風(fēng)險(xiǎn)收益率。

根據(jù)資產(chǎn)定價(jià)研究的基本慣例，本研究在資產(chǎn)組合分析時(shí)用Ri,t+1和TARi,t+1作為計(jì)算資產(chǎn)組合收益率的變量，在回歸分析時(shí)用ARi,t+1作為被解釋變量。

3.2.2 股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)率的測(cè)量

本研究借鑒ANG et al.[5]的方法，用FAMA et al.[35]的三因子模型計(jì)算t月個(gè)股日風(fēng)險(xiǎn)收益率殘差的標(biāo)準(zhǔn)差測(cè)量i股票t月的特質(zhì)性波動(dòng)率(Ivoi,t)。計(jì)算步驟為：①以月度內(nèi)日數(shù)據(jù)估計(jì)(1)式，并據(jù)此估算個(gè)股日風(fēng)險(xiǎn)收益率的殘差εi,d，d為交易日；②根據(jù)(2)式和εi,d計(jì)算Ivoi,t。

用于估計(jì)個(gè)股日風(fēng)險(xiǎn)收益率殘差的模型為

(1)

i股票t月的股票特質(zhì)性波動(dòng)率為

Ivoi,t=std(εi,d)

(2)

3.2.3 有限套利的測(cè)量

本研究基于4個(gè)單項(xiàng)指標(biāo)測(cè)量有限套利程度。

(1)AMIHUD[36]股票非流動(dòng)性指標(biāo)。該指標(biāo)體現(xiàn)了股票價(jià)格對(duì)市場(chǎng)交易量的敏感程度，是測(cè)量股票流動(dòng)性的反向指標(biāo)。計(jì)算方法為

(3)

其中，Amhi,t為股票非流動(dòng)性指標(biāo)，Di,t為i股票t月的交易天數(shù)，Voli,d為交易金額。股票流動(dòng)性越弱，交易對(duì)價(jià)格的沖擊度越大，投資者實(shí)施套利交易的潛在成本越高。

(2)股票漲跌停次數(shù)。中國(guó)A股市場(chǎng)于1996年12月6日起對(duì)正常交易股票實(shí)施10%漲跌幅限制，于1998年4月起對(duì)特別交易股票實(shí)施5%漲跌幅限制。KIM et al.[37]認(rèn)為，限制股票價(jià)格的交易制度會(huì)妨礙股市中的均衡價(jià)格發(fā)現(xiàn)。本研究用月度內(nèi)個(gè)股的漲跌停次數(shù)測(cè)量套利受限程度，漲跌停次數(shù)越多說(shuō)明該股票的套利受限程度越高。

(3)融資融券交易的活躍程度。2010年中國(guó)A股市場(chǎng)引入融資融券交易制度，投資者可對(duì)部分股票實(shí)施融資融券交易。JONES et al.[38]和BAE et al.[39]認(rèn)為，賣空成本影響賣空者賣空交易的獲利程度；NEZAFAT et al.[40]認(rèn)為，金融危機(jī)期間，美國(guó)政府為穩(wěn)定股價(jià)而采取的限制賣空措施抑制了私有信息的產(chǎn)生，限制了價(jià)格發(fā)現(xiàn)；FENG et al.[41]認(rèn)為，實(shí)施融資融券交易制度后，不能被做空的股票在盈余宣告后具有更大程度的負(fù)向超額收益率，這在投資者意見(jiàn)分歧較大的股票中更明顯。本研究用每月個(gè)股融資融券的交易量測(cè)量有限套利程度，融資融券交易量越低的股票套利受限程度越高。

(4)是否納入中國(guó)證券300指數(shù)(CIS300)。CSI300股指期貨指數(shù)在2010年3月上市，該指數(shù)的基礎(chǔ)股票是代表A股的300只股票，是中國(guó)證券市場(chǎng)唯一的股指期貨。套利者有動(dòng)機(jī)通過(guò)買賣股指期貨對(duì)沖其在股票市場(chǎng)上的套利風(fēng)險(xiǎn)，因此，本研究預(yù)期，納入CIS300指數(shù)的股票比未納入該指數(shù)的股票受到的套利限制程度更低。

3.2.4 控制變量

Sizi,t為規(guī)模，等于t月末股票市值規(guī)模的自然對(duì)數(shù)；MBi,t為權(quán)益市賬比，等于t月初股票總市值除以t月所在年年初的凈資產(chǎn)賬面價(jià)值；Turi,t為股票月度平均換手率，等于(t-5)到t月共6個(gè)月i股票總交易數(shù)量與流通股總數(shù)量之比除以6；Maxi,t為最高日收益率，遵循BALI et al.[18]的方法，等于i股票t月前3個(gè)最高日收益率的均值；Beti,t為股票系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)，根據(jù)i股票和綜合A股市場(chǎng)在t月的日交易數(shù)據(jù)，基于資本資產(chǎn)定價(jià)模型逐年計(jì)算各股票系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)值。

4 實(shí)證檢驗(yàn)

4.1 描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)性分析

表1給出主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。Ri,t+1的均值、中值分別為1.236%和0，下四分位數(shù)和上四分位數(shù)分別為-6.897%和7.797%，說(shuō)明樣本期間個(gè)股月毛收益率呈右偏分布。同樣，ARi,t+1的偏度系數(shù)為1.800，且下四分位數(shù)與中值的距離大于上四分位數(shù)與中值的距離，說(shuō)明ARi,t+1也具有右偏度分布特征。通過(guò)對(duì)個(gè)股毛收益率和超額收益率分布偏度的分析，說(shuō)明中國(guó)A股市場(chǎng)中投資者具有極端高收益率偏好特征。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

Ivoi,t、MBi,t和Turi,t的下四分位數(shù)與中值的距離均小于上四分位數(shù)與中值的距離，且偏度均遠(yuǎn)大于0，說(shuō)明個(gè)股的特質(zhì)性波動(dòng)率、賬面市值比和換手率均呈右偏分布特征。Sizi,t和Beti,t的下四分位數(shù)與中值的距離接近于上四分位數(shù)與中值的距離，中值、均值大小相當(dāng)，且偏度更接近于0，說(shuō)明兩個(gè)變量近似正態(tài)分布。Maxi,t的下四分位數(shù)與中值的距離大于上四分位數(shù)與中值的距離且偏度為負(fù)值，說(shuō)明個(gè)股月內(nèi)前3個(gè)最高日收益率均值呈左偏分布。

表2給出主要變量之間的相關(guān)系數(shù)，右上部為Pearson相關(guān)系數(shù)，左下部為Spearman相關(guān)系數(shù)。Ri,t+1和ARi,t+1與Ivoi,t的Pearson相關(guān)系數(shù)分別為-0.025和-0.043，Spearman相關(guān)系數(shù)分別為-0.014和-0.031，均在 1%水平上顯著，說(shuō)明低特質(zhì)性波動(dòng)率股票的確可能存在正向收益率溢價(jià)。此外，Amhi,t、Sizi,t、Turi,t、Maxi,t均與Ri,t+1和ARi,t+1顯著負(fù)相關(guān)，說(shuō)明公司市值規(guī)模、權(quán)益市賬比、換手率、股票非流動(dòng)性和最大日收益率均負(fù)向影響個(gè)股收益率。表明中國(guó)A股市場(chǎng)中，t月低換手率的股票、小市值規(guī)模股票和最大日收益率較低的股票會(huì)在(t+1)月產(chǎn)生正向收益率溢價(jià)，與BALI et al.[18]的研究一致。Beti,t與Ri,t+1和ARi,t+1均顯著正相關(guān)。

4.2 基于股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)率構(gòu)建單變量資產(chǎn)組合檢驗(yàn)

(1)根據(jù)Ivoi,t逐月構(gòu)建資產(chǎn)組合。在t月底，根據(jù)Ivoi,t值從小到大的順序把所有股票等分為5組，A1和A5分別代表月度股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)率最低和最高的資產(chǎn)組合。為進(jìn)一步驗(yàn)證不同特質(zhì)性波動(dòng)率資產(chǎn)組合之間的收益率差異，在t月底，根據(jù)Ivoi,t值從小到大的順序把樣本等分為10組，B1和B10分別代表月度股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)率最低和最高的資產(chǎn)組合。

(2)計(jì)算(t+1)月各資產(chǎn)組合中個(gè)股收益率(Ri,t+1和TARi,t+1)的算術(shù)平均值，以及以t月末個(gè)股流動(dòng)市值對(duì)數(shù)為權(quán)重的加權(quán)平均值，分別作為該資產(chǎn)組合在(t+1)月的算術(shù)平均收益率和加權(quán)平均收益率。

(3)計(jì)算整個(gè)樣本期間內(nèi)各資產(chǎn)組合在(t+1)月Ri,t+1和TARi,t+1的算術(shù)平均收益率以及加權(quán)平均收益率的時(shí)間序列均值。

表3給出樣本期5等分資產(chǎn)組合的月度算術(shù)平均收益率和加權(quán)平均收益率的時(shí)間序列均值，結(jié)果表明，t月股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)率最高的資產(chǎn)組合在(t+1)月的收益率較低，股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)率最低的資產(chǎn)組合在(t+1)月的收益率較高。A1與A5之間算術(shù)平均毛收益率Ri,t+1的差異為0.654，t值為3.689；算術(shù)平均超額收益率TARi,t+1的差異為0.575，t值為2.734。

各資產(chǎn)組合的加權(quán)平均收益率結(jié)果也表明，高特質(zhì)性波動(dòng)率資產(chǎn)組合的收益率偏低，并且極端資產(chǎn)組合收益率均值差異與算術(shù)平均收益率的計(jì)算結(jié)果一致。

整體而言，表3的結(jié)果初步證明，高特質(zhì)性波動(dòng)率股票在未來(lái)的收益率較低，低特質(zhì)性波動(dòng)率股票在未來(lái)的收益率較高。

表4給出樣本期10等分資產(chǎn)組合的月度算術(shù)平均收益率和加權(quán)平均收益率的時(shí)間序列均值，結(jié)果表明，從B1至B10，資產(chǎn)組合的TARi,t+1和Ri,t+1呈整體下降趨勢(shì)，與表3呈現(xiàn)的趨勢(shì)一致。算術(shù)平均收益率結(jié)果表明，B1與B10之間Ri,t+1的差異為0.935，t值為3.992，在1%水平上顯著；TARi,t+1的差異為0.912，t值為2.573，在5%水平上顯著。加權(quán)平均收益率結(jié)果表明，B1與B10之間Ri,t+1的差異為0.913，t值為1.975；TARi,t+1的差異為0.891，t值為2.532，均在5%水平上顯著。表4的結(jié)果再次證明，股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)率對(duì)預(yù)期股票收益率存在負(fù)向影響，與表3結(jié)果一致。

表4 基于Ivoi,t構(gòu)建的10個(gè)資產(chǎn)組合在(t+1)月的收益率

單變量資產(chǎn)組合分析結(jié)果表明，在中國(guó)A股市場(chǎng)中，Ivoi,t溢價(jià)水平高于ANG et al.[5]基于美國(guó)股票市場(chǎng)的溢價(jià)水平，也高于GU et al.[31]基于2002年至2012年中國(guó)A股市場(chǎng)上市樣本公司的Ivoi,t溢價(jià)水平。這證明特質(zhì)性波動(dòng)率資產(chǎn)定價(jià)效應(yīng)穩(wěn)定地存在于中國(guó)A股市場(chǎng)，H1得到驗(yàn)證。

在完美資本市場(chǎng)中，套利機(jī)會(huì)能夠以無(wú)風(fēng)險(xiǎn)、零成本的方式被利用時(shí)，理性投資者可以短期賣空高Ivoi,t資產(chǎn)組合并買入低Ivoi,t資產(chǎn)組合，該套利行為最終會(huì)及時(shí)消除市場(chǎng)中的Ivoi,t異象。但現(xiàn)實(shí)股票市場(chǎng)中存在套利局限性因素，意味著套利活動(dòng)并非無(wú)風(fēng)險(xiǎn)、無(wú)成本，較高的有限套利程度使套利交易者更難利用Ivoi,t異象這種套利機(jī)會(huì)。與成熟資本市場(chǎng)相比，中國(guó)股票市場(chǎng)發(fā)展歷史短、規(guī)模大、規(guī)制不夠完善，套利交易受限程度更嚴(yán)重，這在更高程度上降低套利交易者利用市場(chǎng)錯(cuò)誤定價(jià)機(jī)會(huì)恢復(fù)市場(chǎng)效率的能力。因此，發(fā)現(xiàn)中國(guó)A股市場(chǎng)存在更為顯著的特質(zhì)性波動(dòng)率溢價(jià)并不足為奇。下面通過(guò)二維變量資產(chǎn)組合分析，獲取有限套利如何影響特質(zhì)性波動(dòng)率資產(chǎn)定價(jià)效應(yīng)的證據(jù)。

4.3 基于有限套利指數(shù)、股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)率構(gòu)建二維資產(chǎn)組合的檢驗(yàn)

在構(gòu)建綜合有限套利指標(biāo)后，本研究檢驗(yàn)有限套利程度如何影響負(fù)向特質(zhì)性波動(dòng)率溢價(jià)。本研究預(yù)期，在有限套利程度較高的子樣本中，負(fù)向特質(zhì)性波動(dòng)率溢價(jià)程度高于有限套利程度較低的樣本。在此部分，基于有限套利程度和特質(zhì)性波動(dòng)率兩個(gè)變量構(gòu)建資產(chǎn)組合檢驗(yàn)該假設(shè)。

在t月末基于綜合有限套利指標(biāo)和特質(zhì)性波動(dòng)率指標(biāo)構(gòu)建3×10的資產(chǎn)組合。首先，基于綜合有限套利指標(biāo)，每月末把樣本等分為低、中、高3個(gè)有限套利程度子樣本。然后，在每個(gè)有限套利子樣本中，根據(jù)特質(zhì)性波動(dòng)率水平從小到大等分為10組，C1為最低異質(zhì)性波動(dòng)率組，C10為最高異質(zhì)性波動(dòng)率組。經(jīng)過(guò)上述分組，共構(gòu)建3×10個(gè)資產(chǎn)組合，分別計(jì)算(t+1)月各資產(chǎn)組合流通股市值加權(quán)平均收益率的時(shí)間序列均值。

表5給出基于有限套利和股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)率構(gòu)建的投資組合在(t+1)月流通股市值加權(quán)平均收益率的時(shí)間序列均值。

表5 二維資產(chǎn)組合在(t+1)月份的收益率

在有限套利程度低的樣本中，最高與最低特質(zhì)性波動(dòng)率資產(chǎn)組合收益率Ri,t+1的差異為1.745，TARi,t+1的差異為1.741，但均不顯著。

在有限套利程度中的樣本中，最高與最低特質(zhì)性波動(dòng)率資產(chǎn)組合收益率Ri,t+1的差異為2.348，在5%水平上顯著；TARi,t+1的差異為2.286，在1%水平上顯著。

在有限套利程度高的樣本中，最高與最低特質(zhì)性波動(dòng)率資產(chǎn)組合收益率Ri,t+1的差異為4.285，在1%水平上顯著；TARi,t+1的差異為4.260，在1%水平上顯著。

各資產(chǎn)組合在(t+1)月流通股市值加權(quán)平均收益率的變動(dòng)趨勢(shì)與H1和H2符合，證實(shí)股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)率資產(chǎn)定價(jià)效應(yīng)不僅存在于中國(guó)A股市場(chǎng)，且該效應(yīng)在有限套利程度高的子樣本中更明顯，在有限套利程度低的樣本中較弱。

基于綜合有限套利指標(biāo)和異質(zhì)性波動(dòng)指標(biāo)構(gòu)建資產(chǎn)組合獲取的證據(jù)表明，負(fù)向特質(zhì)性波動(dòng)率溢價(jià)在有限套利程度較高的樣本中更明顯，表明負(fù)向特質(zhì)性波動(dòng)率溢價(jià)是有限套利的結(jié)果。較高的市場(chǎng)摩擦和套利限制妨礙并降低了套利活動(dòng)效率，進(jìn)而使高特質(zhì)性波動(dòng)率股票在更大程度上被高估，并在下期產(chǎn)生較低的收益率。

4.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(1)根據(jù)替代性有限套利指標(biāo)、股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)率指標(biāo)構(gòu)建資產(chǎn)組合進(jìn)行檢驗(yàn)

(2)逐步剔除單項(xiàng)有限套利指標(biāo)后構(gòu)建資產(chǎn)組合進(jìn)行檢驗(yàn)

該項(xiàng)檢驗(yàn)進(jìn)行4輪資產(chǎn)組合收益率分析，每一次分析都從4個(gè)單項(xiàng)指標(biāo)中剔除1個(gè)指標(biāo)后構(gòu)建綜合有限套利指標(biāo)，得到4個(gè)不同的綜合有限套利指標(biāo)，然后對(duì)4個(gè)綜合指標(biāo)分別進(jìn)行檢驗(yàn)。在4輪穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，負(fù)向特質(zhì)性波動(dòng)率溢價(jià)穩(wěn)定存在，并在有限套利程度較高的樣本中更明顯。

盡管本研究對(duì)有限套利做出不同定義，構(gòu)建不同指標(biāo)測(cè)量有限套利的不同維度，但穩(wěn)健性檢驗(yàn)得出一致的結(jié)果均表明特質(zhì)性波動(dòng)率負(fù)向溢價(jià)穩(wěn)定存在，并在有限套利程度較高的樣本中更明顯。

(3)延長(zhǎng)預(yù)期收益率期間構(gòu)建雙變量資產(chǎn)組合進(jìn)行檢驗(yàn)

在高、中、低套利組合中，考察基于Ivoi,t構(gòu)建資產(chǎn)組合的盈利能力持續(xù)性問(wèn)題，基于Ivoi,t構(gòu)建資產(chǎn)組合，并計(jì)算持有期為2個(gè)月、3個(gè)月、4個(gè)月、5個(gè)月和6個(gè)月時(shí)各資產(chǎn)組合的收益率。

最低有限套利資產(chǎn)組合中，最低與最高Ivoi,t資產(chǎn)組合的流通股市值加權(quán)平均收益率差異在持有期為1個(gè)月時(shí)為1.755，持有期為6個(gè)月時(shí)增至3.106，三因子模型調(diào)整后收益率則從持有期為1個(gè)月時(shí)的1.741增至持有期為6個(gè)月時(shí)的2.938。

最高有限套利資產(chǎn)組合中，最低與最高Ivoi,t資產(chǎn)組合的流通股市值加權(quán)平均收益率差異在持有期為1個(gè)月時(shí)為4.285，在持有期為6個(gè)月時(shí)增至6.647，三因子模型調(diào)整后收益率則從持有期為1個(gè)月時(shí)的4.260增至持有期為6個(gè)月時(shí)的5.871。這說(shuō)明構(gòu)建資產(chǎn)組合后，隨著持有期間延長(zhǎng)，股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)率溢價(jià)效應(yīng)不僅仍持續(xù)存在且更加明顯。

上述穩(wěn)健性測(cè)試結(jié)果證明，特質(zhì)性波動(dòng)率溢價(jià)穩(wěn)健地存在于中國(guó)A股市場(chǎng)，有限套利對(duì)股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)率溢價(jià)具有顯著解釋力。

4.5 回歸分析

本研究采用FAMA et al.[42]截面回歸方法再次檢驗(yàn)有限套利對(duì)股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)率溢價(jià)效應(yīng)的影響。借鑒ANG et al.[5]的研究，以個(gè)股月初流通股市值為權(quán)重，進(jìn)行FAMA et al.[42]截面回歸結(jié)果，以消除小規(guī)模公司對(duì)分析結(jié)果的不利影響。

本研究采用(t+1)月個(gè)股超額收益率ARi,t+1對(duì)Ivoi,t、Ivoi,t與基于綜合有限套利指標(biāo)確定的有限套利程度虛擬變量的交互項(xiàng)以及其他控制變量進(jìn)行回歸。本研究的回歸分析與GU et al.[31]的研究不同之處在于：①本研究并沒(méi)有把解釋變量轉(zhuǎn)化為類別變量；②把有限套利的虛擬變量作為控制變量，因?yàn)橛邢尢桌侵匾馁Y產(chǎn)定價(jià)因子。本研究構(gòu)建有限套利程度虛擬變量時(shí)，根據(jù)各月有限套利綜合指標(biāo)大小，把各月樣本等分為5組，有限套利最低組用Lowi,t表示，第3組用Medi,t表示，第5組用Higi,t表示，觀測(cè)值歸屬于相應(yīng)組，則相應(yīng)虛擬變量值取值為1，否則取值為0。

本研究采用FAMA et al.[42]橫截面回歸方法分7步進(jìn)行回歸，結(jié)果見(jiàn)表6。

表6 分步回歸結(jié)果

在第1步回歸中，Ivoi,t的回歸系數(shù)為-0.462，在1%水平上顯著，表明在控制規(guī)模效應(yīng)、權(quán)益市賬比效應(yīng)、換手率效應(yīng)、最大日收益率效應(yīng)后，特質(zhì)性波動(dòng)率溢價(jià)依然穩(wěn)健存在。

第2步回歸引入代表高、中、低有限套利程度的虛擬變量，結(jié)果表明，Higi,t、Medi,t和Lowi,t的回歸系數(shù)分別為0.015、-0.015、-0.014，均在1%水平上顯著。

上述回歸結(jié)果說(shuō)明，高有限套利公司能夠獲取較高的股票超額收益率，低有限套利公司則能夠獲取較低的股票超額收益率，這可能是中國(guó)制度背景下有限套利程度較高的公司承受更為明顯的賣空限制所致。

在第2步的基礎(chǔ)上，第3步～第5步回歸分別引入交互項(xiàng)Ivoi,t·Higi,t、Ivoi,t·Medi,t和Ivoi,t·Lowi,t，相應(yīng)的回歸系數(shù)分別為-0.916、0.162、0.627，均在1%水平上顯著；Ivoi,t相應(yīng)的回歸系數(shù)分別為-0.199、-0.523、-0.684，均在1%水平上顯著。這些證據(jù)充分說(shuō)明，Ivoi,t整體上顯著負(fù)向影響超額收益率，并且這在有限套利程度較高的樣本中更強(qiáng)，而在有限套利程度較低的樣本中較弱。

第6步回歸在第2步的基礎(chǔ)上同時(shí)引入Ivoi,t與Higi,t和Lowi,t的交互項(xiàng)，Ivoi,t·Higi,t和Ivoi,t·Lowi,t的回歸系數(shù)分別為-0.786和0.266，均在1%水平上顯著；Ivoi,t的回歸系數(shù)為-0.329，在1%水平上顯著。

第7步回歸在第2步的基礎(chǔ)上同時(shí)引入Ivoi,t與Higi,t、Medi,t和Lowi,t的交互項(xiàng)，與前述步驟回歸結(jié)果獲取的證據(jù)一致。

上述分步回歸結(jié)果表明，股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)率溢價(jià)穩(wěn)定存在，且在高有限套利公司中更強(qiáng)，在低有限套利公司中較弱，H1和H2再次得到驗(yàn)證。

實(shí)證結(jié)果表明，特質(zhì)性波動(dòng)率資產(chǎn)定價(jià)效應(yīng)穩(wěn)健地存在于中國(guó)A股市場(chǎng)，基于中國(guó)特殊制度背景構(gòu)建的有限套利指標(biāo)對(duì)該資產(chǎn)定價(jià)異象具有一定的解釋力。此外還發(fā)現(xiàn)，高有限套利公司中，存在較高的超額收益率，低有限套利公司中超額收益率較低。究其原因，賣空限制的存在導(dǎo)致有限套利程度較高的股票在更大程度上被高估，這也反過(guò)來(lái)證明本研究選擇的有限套利指標(biāo)具有一定的合理性。

5 結(jié)論

本研究立足于中國(guó)特殊的股價(jià)漲跌停制度、融資融券交易制度和股指期貨制度，構(gòu)建了綜合及單項(xiàng)的有限套利程度代理變量，采用構(gòu)建資產(chǎn)組合檢驗(yàn)法和FAMA et al.[42]回歸分析法進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。研究結(jié)果表明，中國(guó)A股市場(chǎng)中存在顯著的股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)率資產(chǎn)定價(jià)效應(yīng)，有限套利能夠較好地解釋這種資產(chǎn)定價(jià)效應(yīng)。在采取延長(zhǎng)收益率期間和改變有限套利測(cè)量方法等穩(wěn)健性檢驗(yàn)測(cè)試后上述結(jié)果依然成立。

本研究不僅豐富了特質(zhì)性波動(dòng)率溢價(jià)之謎研究和有限套利經(jīng)濟(jì)后果研究，研究結(jié)果在以下方面也具有重要現(xiàn)實(shí)意義。①本研究為強(qiáng)化投資者教育提供了重要參考依據(jù)。本研究認(rèn)為，中國(guó)A股市場(chǎng)投資者具有對(duì)極端高收益率股票的非理性偏好，這會(huì)高估具有潛在高收益率的股票，加劇股票市場(chǎng)波動(dòng)。據(jù)此可以通過(guò)強(qiáng)化投資者教育，緩解投資者此類非理性偏好對(duì)股票市場(chǎng)定價(jià)效率的影響，這有助于強(qiáng)化投資者保護(hù)，提高資本市場(chǎng)效率，促進(jìn)資本市場(chǎng)穩(wěn)定發(fā)展。②為評(píng)價(jià)漲跌停制度、融資融券交易制度、股指期貨制度等市場(chǎng)制度的市場(chǎng)效果提供參考。本研究發(fā)現(xiàn)，在與制度相關(guān)的高有限套利程度的公司中，特質(zhì)性波動(dòng)率溢價(jià)更明顯。因此，可以通過(guò)拓寬漲跌停限價(jià)幅度、擴(kuò)充融資融券交易標(biāo)的數(shù)量和增加股指期貨標(biāo)的范圍等改革措施，降低更多股票的有限套利程度，提高股票市場(chǎng)資產(chǎn)定價(jià)效率。

本研究仍存在一些不足。本研究分析了投資者對(duì)極端高收益率股票的偏好會(huì)引起投資者高估高波動(dòng)率股票，但限于投資者心理偏好難以測(cè)量的實(shí)際及本研究的重點(diǎn)，對(duì)上述觀點(diǎn)并沒(méi)有提供直接的實(shí)踐證據(jù)，只提供了高波動(dòng)率股票未來(lái)收益率較低的間接證據(jù)。因此，可以將探究投資者極端高收益率偏好對(duì)資產(chǎn)定價(jià)的影響作為未來(lái)的研究重點(diǎn)。