β系數(shù)影響因素的分析

β系數(shù)是度量某種（類）資產(chǎn)價格的變動受市場上所有資產(chǎn)價格平均變動影響程度的指標，是采用收益法評估企業(yè)價值時的一個關鍵的企業(yè)系統(tǒng)風險系數(shù)。評估人員有必要對影響β系數(shù)的各種因素進行分析，以恰當確定評估對象的系統(tǒng)風險。

一、涉及β系數(shù)的兩個折現(xiàn)率模型

確定β系數(shù)的模型有兩種形式。一種是CAPM模型（資本資產(chǎn)定價模型，也稱證券市場線模型，security maket line）：E（Ri）= Rf+βi（Rm-Rf）

其中：E（Ri）= 資產(chǎn)i的期望收益率

Rf = 無風險收益率

Rm = 市場平均收益率

另一種是市場模型：E（Ri）=αi+βiRm

這兩個模型都是單變量線性模型，都可用最小二乘法確定模型中的參數(shù)。在這兩個模型中，β系數(shù)都是模型的斜率。當αi = Rf（1-βi）時，這兩個模型是可以互相轉(zhuǎn)換的。

但是，這兩個模型的假設前提、變量所采用的數(shù)據(jù)和應用條件都不相同。從理論上說， CAPM模型是建立在一系列嚴格的假設前提下的均衡模型。其假設前提是完備的市場、信息無成本、資產(chǎn)可分割、投資者厭惡風險、投資者對收益具有共同期望、投資者按無風險資產(chǎn)收益率自由借貸等。即CAPM模型是描述市場處于均衡狀態(tài)下的資產(chǎn)期望收益率E（Ri）與資產(chǎn)風險補償（Rm-Rf）的關系。而市場模型是描述資產(chǎn)期望收益率與市場平均收益率之間的關系。市場模型體現(xiàn)的是資產(chǎn)的期望收益率與市場期望收益率之間的關系，而不論該市場是否處于均衡狀態(tài)。其中的β系數(shù)體現(xiàn)的是市場的期望收益率變動對資產(chǎn)期望收益率變動影響的程度。

采用CAPM模型確定β系數(shù)，必然要涉及無風險收益率，從而引起了對該模型的爭議。布萊克（Black，1972）在《限制借貸條件下的資本市場均衡》一文中指出：由于通貨膨脹的存在，真正的無風險利率是不存在的。因此布萊克認為，CAPM模型的基礎本身就存在問題。但CAPM模型還是普遍地得到了應用。在美國，CAPM模型中的無風險收益率采用的是長期國債利率。

二、證券指數(shù)的選擇對β系數(shù)的影響

市場平均收益率Rm通常采用證券市場的某一指數(shù)的收益率。目前，我國的證券市場指數(shù)有多種，包括上證綜合指數(shù)、深證綜合指數(shù)、滬深300指數(shù)、深證成份指數(shù)、上證A股指數(shù)與B股指數(shù)、上證180指數(shù)、深證A股指數(shù)與B股指數(shù)和新上證綜合指數(shù)等。各指數(shù)所代表的證券及編制的方法都是有區(qū)別的。評估人員應掌握各種指數(shù)的基本信息和編制方法，分析證券指數(shù)的編制方法是否對所評估企業(yè)的收益率產(chǎn)生影響。

以下分別以寶鋼股份（600019）與桂林旅游（000978）兩只股票來說明不同市場指數(shù)條件對β系數(shù)確定的影響。首先以寶鋼股份2005年4月29日至2007年6月30日的股票月底收盤價的變動情況分別對上證綜合指數(shù)、滬深300對應的月底收盤價的變動情況進行回歸，得出寶鋼股份在這段時間兩種指數(shù)情況下的β系數(shù)：

分別采用兩種指數(shù)回歸得出β系數(shù)分別為0.9789和0.9439，還比較接近。

下面是以桂林旅游2005年4月29日至2007年12月28日的股票月底收盤價的變動情況分別對上證綜合指數(shù)、滬深300、深證成分指數(shù)、深證綜合指數(shù)對應的月底收盤價的變動情況進行回歸。

根據(jù)得出的回歸方程可知（以深證成份指數(shù)和深證綜合指數(shù)的變動率為市場收益率的回歸分析圖與回歸方程略），以上證綜合指數(shù)、滬深300指數(shù)、深證成份指數(shù)和深證綜合指數(shù)的變動率作為市場收益率時，桂林旅游的β系數(shù)分別為0.7466、0.7511、0.6259和0.7988。

桂林旅游是深市上市的股票，不包含在上證綜合指數(shù)、滬深300指數(shù)和深證成份指數(shù)的樣本中，僅是深證綜合指數(shù)中的樣本。在深證綜合指數(shù)的變動率作為市場收益率時的β系數(shù)深證成份指數(shù)的變動率作為市場收益率時的β系數(shù)相差了17.29個百分點。所以說，在選用不同的證券指數(shù)的收益率代表市場收益率時，將會對所計算出來的β系數(shù)有很大影響。

三、計算中所采用數(shù)據(jù)時段長短對β系數(shù)的影響

收益法中的β系數(shù)應該是能代表未來的β系數(shù)。但我們計算β系數(shù)通常只能利用歷史數(shù)據(jù)，但所采用歷史數(shù)據(jù)的時段是長一些還是短一些好呢？采用數(shù)據(jù)的時段越長，β系數(shù)的方差將能得到改善，其穩(wěn)定性可能會提高，但時段過長，由于企業(yè)經(jīng)營的變化、市場的變化、技術的更新、競爭力的變遷、企業(yè)間的兼并與收購行為以及證券市場特征的變化等都有可能影響β系數(shù)的計算結果。一般認為，最佳的計算時段為4-6年。下面以上證綜合指數(shù)的收益率作為市場平均收益率，得出桂林旅游在不同時段下的β系數(shù)如下：

可見，桂林旅游β系數(shù)計算的時段不同，差異很大。

四、計算時段的長短對β系數(shù)的影響

證券收益率的單位時段可以按日、按周、按月計算。計算單位時段長短不同，可能會對β系數(shù)產(chǎn)生影響。下面對2002年至2007年期間的桂林旅游和上證綜合指數(shù)分別按周和按月進行收益率計算，得出桂林旅游在收益率不同單位時段情形下的不同的β系數(shù)：

從表中可以看出，按周計算收益率較按月計算收益率得出的β系數(shù)小。國外大多數(shù)的研究人員認為β系數(shù)計算應該采用月收益率。如果采用日收益率，雖然會增多許多觀察值，但會引起諸如非同步交易等問題。哈瓦威尼、科拉多和沙茨伯格（Hawawini，Corrado an Schatzberg，1991）的研究指出：如果使用日收益率資料計算β，由于收益率分布相對于正態(tài)分布呈寬尾狀，最小二乘法估計法可能無效。我國學者吳世農(nóng)檢驗了1992年6月-1994年12月間在上海、深圳兩個交易所的20種股票交易日收益的統(tǒng)計分布，結果表明上交所的12種股票日收益率的頻率分布都明顯地不屬于正態(tài)分布，但深交所的8種股票中有6種股票日收益率的頻率分布近似于正態(tài)分布。徐迪和吳世農(nóng)（2001）應用赫斯特指數(shù)檢驗，結果表明當前中國證券市場的日收益率趨于非正態(tài)分布。因此，收益率的單位計算時段的不同將可能導致收益率的頻率分布不同，從而使因β系數(shù)計算結果也不相同。

五、紅利發(fā)放對β系數(shù)的影響

由于β系數(shù)是根據(jù)市場平均收益率的變動情況與某種資產(chǎn)的收益率變動情況之間的關系確定的，所以，在計算β系數(shù)的時段內(nèi)，當作為市場平均收益率的證券指數(shù)的樣本中發(fā)放紅利的證券所占比例較大時，則發(fā)放紅利的資產(chǎn)的β系數(shù)的計算結果受紅利發(fā)放的影響則比較小；反之，對于長期不發(fā)放紅利的資產(chǎn)證券，所受影響會很大。

六、其他可能影響β系數(shù)的因素

我國學者吳世農(nóng)等研究了1996年-2001年我國上市公司的公司規(guī)模、財務杠桿、經(jīng)營杠桿、股利支付率、盈利變動性、流動比率、總資產(chǎn)增長率、主營收入增長率、主營業(yè)務利潤率、資本收益率、資本收益增長率等11個會計變量與β系數(shù)之間的相關關系。得出的結論是，β系數(shù)總體上與這些會計變量之間相關程度不高，相關檢驗的顯著性不強。

此外，宏觀經(jīng)濟因素如經(jīng)濟周期、利率、通貨膨脹率等對β系數(shù)的影響，尚需深入研究。

參考文獻

[1]成思危.中國股票市場風險研究。北京：中國人民大學出版社，2003.

[2](美)Aswath Damodaran.投資估價(上).（加）林謙，譯. 北京：清華大學出版社.2版，2004.

（作者單位：廣西華寅資產(chǎn)評估公司）