摘 要:通過建立Engle(2002)提出的動(dòng)態(tài)條件相關(guān)多元GARCH模型DCC-MVGARCH來計(jì)算時(shí)變的市場收益對(duì)市場總流動(dòng)性相對(duì)變化的敏感性(協(xié)方差),進(jìn)而建立三因素資產(chǎn)定價(jià)模型,從時(shí)間序列角度研究市場總流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)間的關(guān)系。研究結(jié)果表明,中國股市存在顯著的市場風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)、市場收益對(duì)總流動(dòng)性變化的敏感性風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)以及流動(dòng)性相對(duì)變化的波動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)。
關(guān)鍵詞:流動(dòng)性;流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn);資產(chǎn)定價(jià)
中圖分類號(hào):F830.91 文獻(xiàn)標(biāo)志碼:A 文章編號(hào):1673-291X(2015)09-0134-04
引言
我們知道,金融市場的兩大基本功能是流動(dòng)性和價(jià)格發(fā)現(xiàn)。而流動(dòng)性在市場微觀結(jié)構(gòu)研究領(lǐng)域占據(jù)了非常重要的位置。二級(jí)市場的流動(dòng)性為投資者提供了轉(zhuǎn)讓和買賣證券的機(jī)會(huì),也為籌資者提供了籌資的必要前提。其次,流動(dòng)性還會(huì)影響到企業(yè)的最佳股權(quán)結(jié)構(gòu),因?yàn)楣蓹?quán)分散有利于提高流動(dòng)性,但不利于經(jīng)營權(quán)的集中。最后,高流動(dòng)性的市場可增強(qiáng)股東監(jiān)督公司的動(dòng)力,因?yàn)楦吡鲃?dòng)性的市場可以讓大股東有效地掩飾其通過監(jiān)督權(quán)所獲得的信息優(yōu)勢,從而進(jìn)行內(nèi)幕交易獲取利潤。正是在這些意義上,Amihud & Mendelson[1]指出:“流動(dòng)性是市場的一切”。從更廣泛的意義上看,市場流動(dòng)性的增加不僅保證了金融市場的正常運(yùn)轉(zhuǎn),也促進(jìn)了資源的有效配置和經(jīng)濟(jì)增長。
一、文獻(xiàn)回顧
早期大部分學(xué)者對(duì)流動(dòng)性與資產(chǎn)定價(jià)關(guān)系的研究都是針對(duì)流動(dòng)性水平(liquidity level)進(jìn)行的,大多得出股票流動(dòng)性與收益負(fù)相關(guān)的結(jié)論。最近的研究則開始關(guān)注流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)(liquidity risk,用方差或相應(yīng)變量間的協(xié)方差來度量)與資產(chǎn)定價(jià)的關(guān)系。其中以Pastor&Stambaugh(2003)[2]和Acharya&
Pedersen (2005)[3]的研究為代表。Jacoby,F(xiàn)owler和 Gottesman(2000,JPG)[4]模型已初步考慮了流動(dòng)性成本變化對(duì)資產(chǎn)收益率的影響,但卻未做進(jìn)一步研究。Pastor & Stambaugh(2003)將推動(dòng)收益率發(fā)生反轉(zhuǎn)的指令流作為市場流動(dòng)性的一個(gè)狀態(tài)變量,F(xiàn)ujimoto&Watanabe(2006)[5]利用機(jī)制轉(zhuǎn)換模型研究了股票中流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)—收益關(guān)系的時(shí)變性并且檢驗(yàn)了其對(duì)資產(chǎn)定價(jià)的含義。孔東民(2006)[6]也利用 LA-CAPM 對(duì)中國股市進(jìn)行了檢驗(yàn),結(jié)果表明,我國股市的風(fēng)險(xiǎn)升水在大盤升降區(qū)間體現(xiàn)了不同的特征;無論在總區(qū)間還是分時(shí)段,LACAPM都能更好的擬合資產(chǎn)收益;在控制了公司規(guī)模后,結(jié)果依然穩(wěn)健,這表明在我國股市流動(dòng)性對(duì)資產(chǎn)定價(jià)有重要影響。
二、研究設(shè)計(jì)
首先按照Gibson&Mougeot(2004)的思路,基于市場總流動(dòng)性水平的相對(duì)變化進(jìn)行檢驗(yàn)。擬通過建立Engle(2002)提出的動(dòng)態(tài)條件相關(guān)多元GARCH模型(DCC-MVGARCH)來計(jì)算時(shí)變的市場收益對(duì)市場總流動(dòng)性水平其相對(duì)變化的敏感性(協(xié)方差),進(jìn)而建立三因素資產(chǎn)定價(jià)模型,對(duì)市場組合收益與市場總流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)間的關(guān)系進(jìn)行研究。
三、模型簡介
(一)三因素資產(chǎn)定價(jià)模型
由于從理論上講,如果投資者是風(fēng)險(xiǎn)厭惡的,投資者應(yīng)該對(duì)流動(dòng)性的波動(dòng)要求風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)。我們將市場總流動(dòng)性的波動(dòng)性——條件方差加入市場超額收益的條件均值方程,建立如下三因素資產(chǎn)定價(jià)模型:
rM,t=μM+λMσ2M,tλMLσML,t+λLσ2L,t+ε1,t
rL,t=μL+ε2,t
Ht=Ω+Aεt-1εt-1A+BHt-1B
其中Ht=h11,t h12,t
h12,t h22,tεt=ε1,t
ε2,t,Ht為超額市場收益和市場總流動(dòng)性相對(duì)變化的方差—協(xié)方差矩陣,A、B、Ω為對(duì)稱的常數(shù)矩陣;λM為單位市場的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià);λML為單位市場收益對(duì)市場總流動(dòng)相對(duì)變化的敏感性風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià),λL為單位市場總流動(dòng)性的波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)。
(二)二元均值GARCH模型
鑒于二元均值GARCH模型參數(shù)估計(jì)的困難,我們分兩段建模。第一階段我們建立市場超額收益與市場總流動(dòng)性相對(duì)變化的動(dòng)態(tài)條件相關(guān)二元GARCH模型,進(jìn)而求得時(shí)變的市場收益對(duì)總流動(dòng)性變化的敏感性σML,t;同時(shí)對(duì)市場總流動(dòng)性的相對(duì)變化建立一元GARCH類模型求得流動(dòng)性波動(dòng)的時(shí)變值σ2L,t。即:rL,t=μL+εt;條件方差方程按照參數(shù)顯著的原則采用EGARCH(1,1)模型:log(σ2
t)=ω+βlog(σ2
t-1)+α
+
γ;或GARCH(1,1)模型:σ2t=ω+αε2
t-1+βσ2
t-1。其中εt=etσt,et假定服從廣義誤差分布GED,起密度函數(shù)為:f(et)=,c是一個(gè)正的參數(shù),Γ(·)是函數(shù),λ常數(shù),且λ=。當(dāng)c=2時(shí),et~N(0,1);當(dāng)c<2時(shí)其密度函數(shù)比正態(tài)分布有更厚的尾部,其峰態(tài)系數(shù)大于3時(shí);而當(dāng)c>2時(shí),其密度函數(shù)比正態(tài)分布有更薄的尾部。本文中除DCC-MVGARCH模型外,其余模型的誤差均假定服從廣義誤差分布GED。
第二階段重新對(duì)市場超額收益建立三因素模型:
rM,t=μM+λM2M,t+λML2ML,t+λL2L,t+εt
其中εt=etσt,et假定服從廣義誤差分布GED。
四、實(shí)證結(jié)果
(一)數(shù)據(jù)的描述統(tǒng)計(jì)分析
本章對(duì)市場流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)與資產(chǎn)定價(jià)的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究,分別采用指數(shù)收益率和考慮現(xiàn)金紅利再投資的滬深A(yù)股綜合市場收益率。其中指數(shù)選用上證指數(shù)、深證指數(shù),時(shí)間跨度為2000年1月2日至2013年6月30日,來源于深圳國泰安信息技術(shù)有限公司開發(fā)的中國股票市場交易數(shù)據(jù)庫(CSMAR)。系統(tǒng)提供用三種方法計(jì)算的結(jié)果:等權(quán)平均法、流通市值加權(quán)平均法、總市值加權(quán)平均法。指數(shù)收益率計(jì)算公式為:rt=(pt-endprint
pt-1)/pt-1,其中pt、pt-1分別為指數(shù)第t日的收盤價(jià)。計(jì)算超額收益時(shí),無風(fēng)險(xiǎn)收益率采用居民儲(chǔ)蓄三個(gè)月定期存款利率。
市場流動(dòng)性狀態(tài)變量Lt定義為:Lt=,其中Volt為指數(shù)或綜合市場A股的第t日的成交額,Nt為市場組合第t日所包含的股票數(shù)目。市場流動(dòng)性的相對(duì)變化為rL,t=(Lt-Lt-1)/Lt-1。由于相鄰兩天的市場所包含的股票數(shù)目差別不大,即,Nt≈Nt-1;相對(duì)變化,即:rL,t=實(shí)際上為成交額的日漲幅跌幅。
本章所有的運(yùn)算結(jié)果均通過Eviews6.0計(jì)算得到。
下面進(jìn)行實(shí)證分析時(shí),我們將原始市場收益、市場超額收益以及市場總流動(dòng)性相對(duì)變化均擴(kuò)大100倍,然后對(duì)調(diào)整后的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析,以下不再說明。
由表1數(shù)據(jù)的描述統(tǒng)計(jì)分析可看出,市場超額收益與市場總流動(dòng)性的變化均為非正態(tài)分布,并且都是平穩(wěn)的。Gibson & Mougeot(2004)對(duì)S&P500所作的描述分析(如表2所示)。相比而言,中國股市收益低,市場總流動(dòng)性的相對(duì)變化大。
對(duì)市場超額收益以及市場總流動(dòng)性相對(duì)變化的ARCH效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果(見下頁表3)。檢驗(yàn)結(jié)果表明,市場超額收益以及市場總流動(dòng)性相對(duì)變化均存在顯著的ARCH效應(yīng)。這與Gibson & Mougeot(2004)的相應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果不完全一致,他們的檢驗(yàn)結(jié)果表明,流動(dòng)性收益(liquidity returns)不存在ARCH 效應(yīng)。
我們對(duì)市場收益和市場總流動(dòng)性相對(duì)變化建立DCC-MVGARCH模型,進(jìn)而求得時(shí)變的市場收益對(duì)市場總流動(dòng)性相對(duì)變化的敏感性時(shí)間序列,其相應(yīng)的描述統(tǒng)計(jì)(見表4)。
由表4可見,市場收益對(duì)市場總流動(dòng)性變化的敏感性序列是非正態(tài)的、平穩(wěn)的;并且在絕大多數(shù)時(shí)期均為正值,這與Gibson&Mougeot(2004)的研究結(jié)果基本一致。
這里我們采用市場收益而不是市場超額收益,主要是和Acharya&Pedersen(2005)提出的三種流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)相一致;另外,無論采用市場收益還是采用市場超額收益計(jì)算市場收益對(duì)市場總流動(dòng)性變化的敏感性(協(xié)方差),所得結(jié)論沒有差異。
(二)三因素資產(chǎn)定價(jià)模型實(shí)證研究
三因素的資產(chǎn)定價(jià)模型為:
rM,t=μM+λM2M,t+λMLCOVt(rM,rL)+λL2L,t+εt
條件方差方程采用EGAECH模型,諸參數(shù)均在1%顯著性水平下顯著,具體估計(jì)結(jié)果不在給出,僅給出條件均值方程的估計(jì)結(jié)果(見表5)。
由表5可以看出:
1.市場流動(dòng)性相對(duì)變化的波動(dòng)性2L,t的加入并沒有影響市場風(fēng)險(xiǎn)以及市場收益對(duì)市場總流動(dòng)性相對(duì)變化的敏感性風(fēng)險(xiǎn)的表現(xiàn),存在顯著的市場風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)以及市場收益對(duì)市場總流動(dòng)性相對(duì)變化的敏感性這種流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)。
2.指數(shù)的市場流動(dòng)性相對(duì)變化的波動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)λL為正,但不顯著;而綜合市場流動(dòng)性相對(duì)變化的波動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)顯著λL為正。
結(jié)論
本文從市場整體的角度對(duì)流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)與資產(chǎn)定價(jià)的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究,建立了一個(gè)三因素資產(chǎn)定價(jià)模型。研究結(jié)果表明,中國股市存在顯著的市場風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)、市場收益對(duì)市場總流動(dòng)性水平(或其相對(duì)變化)敏感性風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)以及市場總流動(dòng)性水平(或其相對(duì)變化)的波動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)。
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[責(zé)任編輯 吳 迪]endprint