基于FamaFrench三因子模型的股票收益率實(shí)證研究以上證A股市場(chǎng)股票為例

摘要現(xiàn)代金融研究，運(yùn)用解釋能力較強(qiáng)的相關(guān)資產(chǎn)定價(jià)模型來(lái)提高對(duì)于風(fēng)險(xiǎn)、資產(chǎn)組合收益表現(xiàn)日益成為備受關(guān)注的核心課題。其中，在資本資產(chǎn)定價(jià)模型（“CAPM”）基礎(chǔ)上發(fā)展而來(lái)的Fama-French三因子模型是相關(guān)資產(chǎn)定價(jià)模型中應(yīng)用較為廣泛的模型之一。鑒于處在發(fā)展進(jìn)程中的中國(guó)證券金融市場(chǎng)正在經(jīng)歷日新月異的變化，本文運(yùn)用最新的市場(chǎng)實(shí)證數(shù)據(jù)對(duì)經(jīng)濟(jì)模型在新的市場(chǎng)及時(shí)代條件下的實(shí)用性進(jìn)行檢驗(yàn)，以期對(duì)后來(lái)者的研究具有一定的參考意義。本文主要最小二乘法探究了時(shí)間序列下三因子模型在上海證券交易所最新實(shí)證數(shù)據(jù)檢驗(yàn)過(guò)程中的擬合程度、適用性和解釋能力的有效性。為保證實(shí)證數(shù)據(jù)相對(duì)充足且具有有效性，研究中涉及的各項(xiàng)變量均選取了自2008年1月至2019年12月上海證券交易所A股主板市場(chǎng)月度數(shù)據(jù),并在回歸之前對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行流通市值加權(quán)。本次研究結(jié)果總體上對(duì)上海證券交易所實(shí)證數(shù)據(jù)的市場(chǎng)溢酬因素和市值規(guī)模因素的影響效應(yīng)提供有效支撐，但并未佐證本次研究實(shí)證數(shù)據(jù)的價(jià)值效應(yīng)?？傮w而言，相較于資本資產(chǎn)定價(jià)模型（“CAPM”），F(xiàn)ama-French三因子模型再加入了市值因子（“SMBt”）和賬面市值比因子（“HMLt”）之后，在擬合優(yōu)度、解釋變量以及截距的回歸系數(shù)顯著性以及異方差等方面檢驗(yàn)中表現(xiàn)有明顯提升，即Fama-French三因子模型對(duì)上海證券交易所A股主板市場(chǎng)超額收益率的解釋能力有顯著提升，適用度和效率相對(duì)顯著提高。總體來(lái)看，大多數(shù)回歸檢驗(yàn)結(jié)果表明該模型在上海證券交易所A股市場(chǎng)具有較好的適用性，但其仍存在一定的調(diào)整和改進(jìn)空間。關(guān)鍵詞：三因子模型資產(chǎn)組合；投資組合；規(guī)模效應(yīng)；價(jià)值效應(yīng)；AbstractInmodernfinancialresearch,theuseofrelevantassetpricingmodelswithstrongexplanatorypowertoimprovetheperformanceofrisksandportfolioreturnshasbecomeacoretopicofmuchconcern.Amongthem,theFama-Frenchthree-factormodeldevelopedonthebasisofthecapitalassetpricingmodel("CAPM")isoneofthemorewidelyusedmodelsinrelatedassetpricingmodels.Inviewoftheever-changingchangesinChina'ssecuritiesandfinancialmarketsintheprocessofdevelopment,thisarticleusesthelatestmarketempiricaldatatotestthepracticabilityofeconomicmodelsinnewmarketsandtimes,withaviewtothefutureresearch'sD.Thispapermainlyexploresthefittingdegree,applicabilityandvalidityofthethree-factormodelundertimeseriesinthelatestempiricaldatatestingprocessofShanghaiStockExchange.Inordertoensurethattheempiricaldataisrelativelysufficientandvalid,allvariablesinvolvedinthestudyhaveselectedmonthlydatafromtheShanghaiStockExchangeA-sharemainboardmarketfromJanuary2008toDecember2019,andcirculatedthedatabeforereturningMarketcapweighting.TheresultsofthisstudygenerallyprovideeffectivesupportfortheeffectsofmarketpremiumfactorsandmarketvaluefactorsontheempiricaldataoftheShanghaiStockExchange,buttheydonotsupportthevalueeffectsoftheempiricaldataofthisstudy.Ingeneral,comparedtothecapitalassetpricingmodel("CAPM"),theFama-Frenchthree-factormodeladdsthemarketvaluefactor("SMBt")andthebookmarketvalueratiofactor("HMLt"),andthegoodnessoffit,Thesignificanceoftheregressioncoefficientandtheregressioncoefficientoftheinterceptandtheheteroscedasticityhaveimprovedsignificantlyinthetests,thatis,theFama-Frenchthree-factormodelhassignificantlyimprovedtheabilitytoexplaintheexcessreturnoftheA-sharemainboardmarketoftheShanghaiStockExchange,andisapplicableDegreeandefficiencyarerelativelysignificant.Ingeneral,mostregressiontestresultsshowthatthemodelhasgoodapplicabilityintheShanghaiStockExchangeA-sharemarket,butthereisstillsomeroomforadjustmentandimprovement.Keywords:Three-FactorModel;Portfolio;Valueeffect;Scaleeffect;目錄TOC\o"1-3"\h\u4749一、引言 125953（一）研究背景及意義 112831（二）研究思路及內(nèi)容結(jié)構(gòu)安排 2156521.研究思路 2178022.主要研究?jī)?nèi)容結(jié)構(gòu)安排 2308193.創(chuàng)新與不足 225195二、文獻(xiàn)綜述 310380（一）馬科維茨投資組合“均值-方差”模型 326030（二）資本資產(chǎn)定價(jià)模型對(duì)股票收益率的解釋 327434（三）Fama-French三因子模型的提出和應(yīng)用 486361.Fama-French三因子模型的提出 4286472.Fama-French三因子模型在國(guó)外世界范圍內(nèi)的應(yīng)用 568993.Fama-French三因子模型在中國(guó)的應(yīng)用 522424三、模型構(gòu)建及研究方法 611517（一）Fama-French三因子模型的構(gòu)建方法 61987（二）樣本選取和研究方法 8310381.樣本選取 8105082.研究方法 96613四、實(shí)證數(shù)據(jù)回歸檢驗(yàn)結(jié)果及討論分析 924589（一）模型構(gòu)建與研究邏輯 9143671.被解釋變量的描述統(tǒng)計(jì)分析 947182.解釋變量的描述統(tǒng)計(jì)分析 1029665（二）三因子模型的回歸討論與分析 11303591.三因子模型的計(jì)量經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn) 11206622.參數(shù)及模型的顯著性檢驗(yàn) 13218253.參數(shù)估計(jì)的經(jīng)濟(jì)學(xué)解讀 1586664.截距分析 1513462五、結(jié)論 1615675參考文獻(xiàn) 188561致謝 21一、引言（一）研究背景及意義資產(chǎn)定價(jià)一直是現(xiàn)代金融研究的核心課題。半個(gè)世紀(jì)以來(lái)，各類資產(chǎn)定價(jià)模型都致力于研究資產(chǎn)價(jià)格的決定性因素，以及解釋各類可能影響因素與資產(chǎn)收益率之間存在的關(guān)系。在對(duì)各類資產(chǎn)的研究之中，尤以股票價(jià)格最令金融學(xué)者所熱衷。實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)顯示，股價(jià)的波動(dòng)能夠反映一國(guó)的經(jīng)濟(jì)狀況，從而進(jìn)一步對(duì)國(guó)家和政府機(jī)構(gòu)宏觀經(jīng)濟(jì)政策的制定和宏觀調(diào)控產(chǎn)生重要影響?；诖耍⒂行У慕?jīng)濟(jì)模型來(lái)預(yù)測(cè)股價(jià)的走勢(shì)，是金融學(xué)研究的關(guān)鍵議題。從二十世紀(jì)60年代以來(lái)資本資產(chǎn)定價(jià)模型（“CAPM”）理論逐漸成為股票定價(jià)研究的主流理論。該理論由夏普（Sharpe）、林納（Lintner）和莫辛（Mossin）將馬科維茨（Markowitz）的投資組合“均值-方差”模型理論進(jìn)一步擴(kuò)展得出。該模型顯示，股票或特定投資組合所帶來(lái)的預(yù)期收益與市場(chǎng)的系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)呈線性關(guān)系，只有不會(huì)因?yàn)橥顿Y組合多樣化而相互抵消即不可分離的系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)才會(huì)產(chǎn)生相應(yīng)的風(fēng)險(xiǎn)溢酬。資本資產(chǎn)定價(jià)模型在風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估、資產(chǎn)定價(jià)以及資產(chǎn)組合收益等方面表現(xiàn)中均有重要意義。但在后來(lái)的實(shí)踐檢驗(yàn)過(guò)程中，對(duì)于CAPM模型的爭(zhēng)議逐漸顯現(xiàn)。許多實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果表明，CAPM模型無(wú)法解釋某些特定的反?，F(xiàn)象。Fama和French（1993）的研究中總結(jié)和拓展其研究成果的基礎(chǔ)上給出了三因子模型：。這一模型體現(xiàn)了投資組合的超額收益率與3個(gè)因素即市場(chǎng)溢酬因子（即“Rmt-Rft”）、市值因子（“SMBt”）以及賬面市值比因子（“HMLt”）之間線性相關(guān)。隨后，F(xiàn)ama和French對(duì)在模型檢驗(yàn)過(guò)程中發(fā)現(xiàn)的反常現(xiàn)象進(jìn)行了系統(tǒng)的研究，并通過(guò)將實(shí)證檢驗(yàn)范圍拓展至北美、歐洲、日本以及亞太等4個(gè)相對(duì)發(fā)達(dá)的金融市場(chǎng)，進(jìn)一步將三因子模型進(jìn)行了改進(jìn)。中國(guó)是當(dāng)今世界快速發(fā)展的新興資本市場(chǎng)之一，因此積極開展對(duì)于中國(guó)資本市場(chǎng)的研究與分析尤為重要。與此同時(shí)，中國(guó)的證券金融市場(chǎng)起步較晚，與西方發(fā)達(dá)市場(chǎng)相比尚有待成熟，實(shí)際操作過(guò)程中受到的政府的政策影響程度相對(duì)較高。鑒于處在發(fā)展進(jìn)程中的中國(guó)證券金融市場(chǎng)正經(jīng)歷著日新月異的變化，其相應(yīng)的相關(guān)實(shí)證數(shù)據(jù)檢驗(yàn)也應(yīng)與時(shí)俱進(jìn)。鑒于處在發(fā)展進(jìn)程中的中國(guó)證券金融市場(chǎng)正在經(jīng)歷日新月異的變化，本文運(yùn)用最新的市場(chǎng)實(shí)證數(shù)據(jù)對(duì)經(jīng)濟(jì)模型在新的市場(chǎng)及時(shí)代條件下的實(shí)用性進(jìn)行檢驗(yàn)，以期對(duì)后來(lái)者的研究具有一定的參考意義。（二）研究思路及內(nèi)容結(jié)構(gòu)安排1.研究思路本文從實(shí)證分析角度檢驗(yàn)Fama-French三因子模型在中國(guó)金融證券市場(chǎng)的適用性，通過(guò)對(duì)該模型在擬合程度、適用性及有效性等方面進(jìn)行討論與分析，具體分析和討論回歸模型在解釋實(shí)際經(jīng)濟(jì)問題的過(guò)程中是否可靠，以及各參數(shù)是否顯著，并探究Fama-French三因子模型是否存在進(jìn)一步優(yōu)化和改進(jìn)的空間。本文沿用了Fama-French研究時(shí)采用的最小二乘法時(shí)間序列回歸分析方法,將數(shù)據(jù)庫(kù)中獲得的最近12年的解釋變量與被解釋變量的實(shí)證分析樣本對(duì)Fama-French三因子回歸模型的解釋能力進(jìn)行檢驗(yàn)分析。在就統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸檢驗(yàn)之前，將統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)按流通市值加權(quán)處理方式進(jìn)行加權(quán)處理。2.主要研究?jī)?nèi)容結(jié)構(gòu)安排本研究從內(nèi)容構(gòu)成上講主要分為以下部分：引言章節(jié)，從研究的背景以及學(xué)術(shù)和實(shí)踐意義上進(jìn)行介紹，闡明本文的整體研究思路，并總結(jié)本次研究的創(chuàng)新點(diǎn)與不足之處；文獻(xiàn)回顧章節(jié)，系統(tǒng)闡述金融學(xué)界有關(guān)資產(chǎn)定價(jià)的經(jīng)濟(jì)模型的發(fā)展歷程以及經(jīng)濟(jì)模型在世界范圍內(nèi)的應(yīng)用情況；方法論章節(jié)，詳盡闡述Fama-French三因子模型的構(gòu)建方法以及本研究的樣本選取及具體研究處理方法；實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果章節(jié)，詳盡討論Fama-French三因子模型在流通市值加權(quán)處理方式下的回歸及計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果，并對(duì)其中出現(xiàn)的問題做一定分析；結(jié)論章節(jié)，對(duì)本文的研究結(jié)果進(jìn)行總結(jié)。3.創(chuàng)新與不足本研究對(duì)于相關(guān)金融研究的貢獻(xiàn)和創(chuàng)新之處主要體現(xiàn)在以下幾方面：（1）在一定程度上豐富關(guān)于中國(guó)證券市場(chǎng)的研究。中國(guó)是當(dāng)今世界快速發(fā)展的新興資本市場(chǎng)之一，因此積極開展對(duì)于中國(guó)資本市場(chǎng)的研究與分析尤為重要。本文采用上證A股市場(chǎng)最新的實(shí)證檢驗(yàn)數(shù)據(jù)，希望在前人研究的基礎(chǔ)上為豐富該模型在中國(guó)證券市場(chǎng)的實(shí)證檢驗(yàn)數(shù)據(jù)貢獻(xiàn)一份力量。（2）切合中國(guó)金融證券市場(chǎng)的具體特殊情況中國(guó)金融證券市場(chǎng)與西方發(fā)達(dá)市場(chǎng)相比尚有待成熟，實(shí)操過(guò)程存在一定程度的特殊性。本次研究在進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)數(shù)據(jù)處理的過(guò)程中考慮到中國(guó)證券市場(chǎng)的具體特殊情況在對(duì)回歸模型進(jìn)行回歸檢驗(yàn)與分析前，將實(shí)證數(shù)據(jù)通過(guò)流通市值加權(quán)處理方法進(jìn)行加權(quán)處理，從而更好地貼近經(jīng)濟(jì)模型構(gòu)建基礎(chǔ)以及中國(guó)的具體國(guó)情，使研究結(jié)果更具可靠性。（3）實(shí)證數(shù)據(jù)具有較強(qiáng)的時(shí)效性。中國(guó)的金融證券市場(chǎng)發(fā)展日新月異，因此不斷采用最新時(shí)政數(shù)據(jù)對(duì)于經(jīng)濟(jì)模型在新的市場(chǎng)和時(shí)代條件下的適用性進(jìn)行檢驗(yàn)，對(duì)后來(lái)者的研究具有一定的借鑒意義。本次研究將樣本對(duì)象的時(shí)間框架設(shè)定為中國(guó)股權(quán)分置改革后第2年即2008年1月起，截至剛剛結(jié)束的2019年12月為止的12年共計(jì)144個(gè)月度觀測(cè)樣本，在盡可能降低非流通股份對(duì)加權(quán)處理過(guò)程的影響的同時(shí)，盡可能地保證充足的最新樣本數(shù)量，令本研究分析更具有說(shuō)服力。同時(shí)指出，本次研究仍然具有一定程度的不足之處。例如在對(duì)Fama-French三因子模型進(jìn)行序列相關(guān)性檢驗(yàn)時(shí)，僅對(duì)模型的一階序列相關(guān)性進(jìn)行了檢驗(yàn)，未對(duì)模型高階序列相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn)。但鑒于篇幅以及個(gè)人研究水平的限制，本文并未對(duì)檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行深入的研究與探討。對(duì)于此，在將來(lái)的研究中將力求進(jìn)行進(jìn)一步的探討，以彌補(bǔ)本次研究的疏漏。二、文獻(xiàn)綜述（一）馬科維茨投資組合“均值-方差”模型Markowitz（1952）指出，投資者在作出投資決策時(shí)，通常希望在高收益和穩(wěn)定收益之間尋找平衡點(diǎn)。由此，馬科維茨確立了“均值-方差”模型，即投資者能夠獲得最大效用的投資組合需要滿足：在風(fēng)險(xiǎn)相同（即擁有相同方差）時(shí)可以使投資者獲得最高的收益率，或者收益相同時(shí)投資者需要承擔(dān)的風(fēng)險(xiǎn)最小（即方差最?。?。投資組合理論指出，投資者需進(jìn)行分散投資進(jìn)而使得投資單個(gè)股票時(shí)所承擔(dān)的非系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)盡可能地相互抵消。“均值-方差”模型為解釋股票收益率的資本資產(chǎn)定價(jià)模型（CapitalAssetPricingModel,“CAPM”）奠定了基礎(chǔ)。（二）資本資產(chǎn)定價(jià)模型對(duì)股票收益率的解釋20世紀(jì)60年代在投資組合“均值-方差”模型的基礎(chǔ)上，威廉·夏普（WilliamSharpe）發(fā)表研究《資本資產(chǎn)的價(jià)格：建立于風(fēng)險(xiǎn)情況下的市場(chǎng)均衡理論》，約翰·林納（JohnLintner）同一時(shí)期發(fā)表研究《風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)評(píng)估以及投資組合與資本預(yù)算的風(fēng)險(xiǎn)投資的選擇》，以及簡(jiǎn)·莫辛（JanMossin）發(fā)表的研究《存在于資本資產(chǎn)市場(chǎng)的均衡》都為資本資產(chǎn)定價(jià)模型（“CAPM”）建立做出了貢獻(xiàn)。資本資產(chǎn)定價(jià)模型的基本表達(dá)式為：在該模型中，E(Ri)為投資組合的預(yù)期收益率，Rf為無(wú)風(fēng)險(xiǎn)收益率，E(Rm)為市場(chǎng)預(yù)期收益率，βi為系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)系數(shù)，所以等式左邊“E(Ri)-Rf”表示投資組合的預(yù)期超額收益率，等式右邊“βi[E(Rm)-Rf]”表示市場(chǎng)預(yù)期超額收益率。故資本資產(chǎn)定價(jià)模型（“CAPM”）表明投資組合的超額收益率取決于該投資組合對(duì)市場(chǎng)本身存在的系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)體現(xiàn)的敏感程度。該模型的邏輯為，影響股票超額收益率的因素可以分為股票本身存在的風(fēng)險(xiǎn)和市場(chǎng)存在的系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)。市場(chǎng)的系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)無(wú)法進(jìn)行分散，然而股票本身的風(fēng)險(xiǎn)可以通過(guò)構(gòu)建多元化的投資組合進(jìn)行分散風(fēng)險(xiǎn)。資本資產(chǎn)定價(jià)模型為預(yù)測(cè)投資組合的收益提供了參考方向，然而在長(zhǎng)期實(shí)踐檢驗(yàn)的過(guò)程中，對(duì)該模型的爭(zhēng)議逐漸凸顯。諸多實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果表明，該無(wú)法解釋某些反?，F(xiàn)象。其中最具影響力的反?，F(xiàn)象是Banz（1981）發(fā)現(xiàn)的市值規(guī)模效應(yīng)，即市值規(guī)模較小的企業(yè)相比于大市值企業(yè)股票平均收益率更高，他指出該規(guī)模效應(yīng)已經(jīng)存在至少40年之久。Stattman于1980年研究指出，賬面市值比體現(xiàn)了公司擁有的成長(zhǎng)機(jī)會(huì)，發(fā)現(xiàn)價(jià)值股比成長(zhǎng)股擁有較高的收益率。EugeneFama和KennethFrench于1993年在總結(jié)相關(guān)研究基礎(chǔ)上，對(duì)CAPM模型進(jìn)行改進(jìn)，設(shè)計(jì)構(gòu)建了Fama-French三因子模型，用市場(chǎng)溢酬因子、市值因子和賬面市值比因子來(lái)解釋投資組合超額收益率。三因子模型在一定程度上解釋了CAPM模型出現(xiàn)的反?，F(xiàn)象。（三）Fama-French三因子模型的提出和應(yīng)用1.Fama-French三因子模型的提出Fama和French（1993）在總結(jié)和擴(kuò)展其研究成果的基礎(chǔ)上給出了Fama-French三因子模型：Fama和French在將可能影響的變量逐個(gè)作為單一變量，對(duì)資本資產(chǎn)定價(jià)理論的影響效果進(jìn)行檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步把其作為聯(lián)合變量，進(jìn)行橫斷面回歸檢驗(yàn)，從而檢驗(yàn)其對(duì)股票平均回報(bào)率的解釋能力。兩人檢驗(yàn)的變量包括市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)因素、市值規(guī)模因素、賬面市值比因素、市盈率、杠桿率等。2.Fama-French三因子模型在國(guó)外世界范圍內(nèi)的應(yīng)用Daniel在對(duì)日本股票市場(chǎng)研究（1997）中發(fā)現(xiàn)，日本企業(yè)股票市值規(guī)模因子（SML）在橫斷面平均收益率分析中影響能力較低，而賬面市值比因子（HML）在研究分析中解釋能力較高。Chui和Wei（1998）對(duì)港臺(tái)地區(qū)、韓國(guó)、馬來(lái)西亞和泰國(guó)市場(chǎng)等五個(gè)新興市場(chǎng)進(jìn)行實(shí)證研究，賬面市值比因子對(duì)于平均收益率的解釋能力高于市值規(guī)模因子。Griffin（2002）研究指出，在英國(guó)、日本和北美地區(qū)Fama-French三因子模型具有一定的適用度，在對(duì)模型的實(shí)證檢驗(yàn)中，具有較高解釋能力的是當(dāng)?shù)赜绊懸蜃?，而非全球范圍?nèi)的影響因子。Fama和rench也將研究的范圍擴(kuò)展至包括歐洲、北美地區(qū)以及除中國(guó)外的亞太、日本市場(chǎng)等發(fā)達(dá)地區(qū)（1998）。研究發(fā)現(xiàn)，在全球范圍內(nèi)價(jià)值股比成長(zhǎng)股收益率一般更高?；诖耍現(xiàn)ama和French（2012）結(jié)合Carhart于1997年構(gòu)建的四因子模型，分別比較三因子和四因子兩個(gè)模型的適用程度。其研究涉及的投資組合分別按照賬面市值比、市值規(guī)模大小和動(dòng)量效應(yīng)程度構(gòu)建。研究結(jié)果顯示，市值規(guī)模效應(yīng)表現(xiàn)在全球以及北美地區(qū)優(yōu)于亞太、日本以及歐洲等地區(qū)；在賬面市值比影響中，全球、北美以及歐洲等地區(qū)優(yōu)于亞太和日本；總體來(lái)說(shuō)，價(jià)值效應(yīng)影響力更大；除日本地區(qū)外的其他地區(qū)表現(xiàn)出較強(qiáng)的動(dòng)量效應(yīng)。研究顯示，四因子模型相比三因子模型的擬合優(yōu)度（R2）更高，截距更小，適用性更好。同時(shí)，研究顯示，這四個(gè)地區(qū)本地因素影響力高于全球性因素。3.Fama-French三因子模型在中國(guó)的應(yīng)用盡管國(guó)內(nèi)證券金融市場(chǎng)和西方發(fā)達(dá)國(guó)家市場(chǎng)相比有待成熟，但國(guó)內(nèi)的金融學(xué)者一直在運(yùn)用不同的經(jīng)濟(jì)模型對(duì)國(guó)內(nèi)證券市場(chǎng)的分析解釋能力進(jìn)行檢驗(yàn)。在Fama-French三因子模型成熟之前，主要研究和探討CAPM模型能否很好地解釋中國(guó)證券金融市場(chǎng)狀況。陳信元和張?zhí)镉嘁约瓣惗A（2001）對(duì)上海證券交易所A股的研究，靳云匯以及劉霖（2001）對(duì)滬深兩市的研究等，均表明中國(guó)股市的實(shí)證數(shù)據(jù)對(duì)CAPM模型的擬合程度不高，其在中國(guó)證券市場(chǎng)的適用性程度不高。隨著Fama-French三因子模型逐步確立，國(guó)內(nèi)金融學(xué)者對(duì)該模型相比CAPM模型的解釋能力和適用性是否有所提升做了詳盡的研究。大量研究結(jié)果顯示，總體來(lái)看，F(xiàn)ama-French三因子模型與CAPM模型相比，在國(guó)內(nèi)股市的實(shí)證數(shù)據(jù)檢驗(yàn)中表現(xiàn)有所提升，相對(duì)較好的解釋了原有CAPM模型不能很好支持的市值規(guī)模效應(yīng)和市盈率效應(yīng)。由此可見，三因子模型在中國(guó)證券市場(chǎng)的表現(xiàn)和在發(fā)達(dá)市場(chǎng)類似，都有一定優(yōu)勢(shì)。國(guó)內(nèi)研究中較為經(jīng)典的包括：陳信元、張?zhí)镉嗪完惗A（2001）對(duì)上證A股進(jìn)行橫斷面研究，發(fā)現(xiàn)市值規(guī)模、市凈率的倒數(shù)等因子的作用較強(qiáng)，流通股占比也是重要的影響因素，而市場(chǎng)溢酬因子的作用相對(duì)較弱。范龍振與余世典（2002）以及其與單耀文（2004）的研究發(fā)現(xiàn)，三因子模型很好地彌補(bǔ)了資本資產(chǎn)定價(jià)模型的缺陷，并能較好地解釋市值規(guī)模效應(yīng)和價(jià)值效應(yīng)。吳世農(nóng)與許年行的研究（2004）將1995年2月至2002年6月份的A股上市數(shù)據(jù)進(jìn)行整理，實(shí)證檢驗(yàn)得出國(guó)內(nèi)證券市場(chǎng)Fama-French三因子模型的解釋能力整體優(yōu)于資本資產(chǎn)定價(jià)模型；鄧長(zhǎng)榮和馬永開的研究（2005）抽取深圳證券交易所八年的實(shí)證數(shù)據(jù)進(jìn)行了系統(tǒng)檢驗(yàn)，并在此基礎(chǔ)上按照行業(yè)進(jìn)行分組實(shí)證檢驗(yàn)，試驗(yàn)結(jié)果顯示該模型可以較為合理地解釋實(shí)證數(shù)據(jù)，盡管各因子的回歸系數(shù)的穩(wěn)定性不十分理想；張子余（2011）研究周期因素對(duì)回歸結(jié)果的影響，結(jié)果顯示，周期長(zhǎng)短因素并不對(duì)回歸結(jié)果起決定性作用；梁穎琳（2012）對(duì)A股創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)百余只股票進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，研究得出市值規(guī)模因素對(duì)中國(guó)股市創(chuàng)業(yè)板股票的影響不顯著。總體而言，F(xiàn)ama-French三因子模型在中國(guó)證券金融市場(chǎng)的表現(xiàn)和解釋能力優(yōu)于CAPM模型，實(shí)證數(shù)據(jù)的擬合程度有了顯著提升，大多數(shù)相關(guān)研究均為市值規(guī)模因素和賬面市值比因素的影響效率提供了實(shí)證。同時(shí)，中國(guó)市場(chǎng)存在一定的特殊性，如發(fā)展時(shí)間較晚、非流通股的影響和潛在的信息披露的相關(guān)問題，因此，三因子模型在中國(guó)證券金融市場(chǎng)的適用性仍有待改進(jìn)和提高。三、模型構(gòu)建及研究方法（一）Fama-French三因子模型的構(gòu)建方法Fama-French（1993）的研究中，運(yùn)用時(shí)間序列分析方法，收集了從1963年至1991年的證券市場(chǎng)實(shí)證數(shù)據(jù)對(duì)其進(jìn)行了實(shí)證分析研究。該研究的被解釋變量為投資組合的超額收益率序列，具體分為25個(gè)超額收益率分組。Fama和French選取了1963年7月至1991年12月美國(guó)證券市場(chǎng)上紐約證券交易所、美國(guó)證券交易所以及納斯達(dá)克證券交易所三大交易所的股票作為研究對(duì)象，并將全部股票按照不同的市值規(guī)模和賬面市值比對(duì)應(yīng)分為25組。其研究采用的分組方法具體如下：首先將所有股票按照當(dāng)年6月底的市值規(guī)模由小到大分為五組，然后在此基礎(chǔ)上將分組所得的每組股票按照上一個(gè)財(cái)年的賬面市值比由小到大再分為五組，由此所有股票共計(jì)分為25個(gè)組別。接下來(lái)將每個(gè)組別的當(dāng)年7月份至次年6月份（共計(jì)12個(gè)月）的月度收益率（即“Rt”，經(jīng)過(guò)市值加權(quán)平均后的月度收益率）進(jìn)行計(jì)算。接著，次年6月按照完全相同的分組方式將股票進(jìn)行重新分組，并計(jì)算每個(gè)組別12個(gè)月的市值加權(quán)后的月度收益率。最后將求得的每項(xiàng)經(jīng)過(guò)市值加權(quán)后的月度收益率減去月度無(wú)風(fēng)險(xiǎn)收益率（同期政府債券30天的收益率）之后，求得25組月度超額收益率（即“Rt-Rft”）。在該模型中，投資組合月度超額收益率（即“Rmt-Rft”，市場(chǎng)溢酬因子）代表市場(chǎng)因素的解釋變量，其中市場(chǎng)投資組合月度收益率（即“Rmt”）數(shù)據(jù)序列直接從市場(chǎng)數(shù)據(jù)中取得，無(wú)風(fēng)險(xiǎn)利率（即“Rft”）選取的是同期一月期政府債券收益率。市值因子序列即（即“SMBt”）以及賬面市值比因子序列（即“HMLt”）分別表示市值規(guī)模和賬面市值比這兩個(gè)影響因素組相應(yīng)的序列。為獲取一個(gè)雙變量的序列，將數(shù)據(jù)進(jìn)行雙向分組：依據(jù)當(dāng)年6月份的市值規(guī)模將所有股票分為小市值（“S”）和大市值（“B”）兩組；依據(jù)上一年12月底的賬面市值比按照30%、40%和30%的比例將所有股票分為高賬面市值比（“H”），中等賬面市值比（“M”）和低賬面市值比（“L”）三組；兩種分組方式交叉得到6組投資組合。為方便指代，分別將6個(gè)投資組合進(jìn)行標(biāo)記。小市值與高賬面市值比的交集表示為“SH”；小市值與中等賬面市值比的交集表示為“SM”；小市值與低賬面市值比的交集表示為“SL”；大市值與高賬面市值比的交集表示為“BH”；大市值與中等賬面市值比的交集表示為“BM”；大市值與低賬面市值比的交集表示為“BL”。完成分組后，將每個(gè)組別的當(dāng)年七月份至次年六月份共計(jì)12個(gè)月份的月度收益率進(jìn)行計(jì)算。接著，次年的月度收益率按照相同的方式重新分組后采用相同方法進(jìn)行計(jì)算，以此類推計(jì)算得出1963年7月至1991年12月的全部數(shù)據(jù)，從而得到每個(gè)組別月度收益率的時(shí)間序列。按照針對(duì)市值規(guī)模影響因子的假設(shè)，將三組市值規(guī)模較小的投資組合“SH”“SM”“SL”的算數(shù)平均值減去市值規(guī)模較大的投資組合“BH”“BM”“BL”的算術(shù)平均值，求得市值因子（即“SMB”）序列。市值因子序列的計(jì)算公式如下：該方法求得的市值因子即（“SMB”）體現(xiàn)的是市值規(guī)模較小的投資組合與市值規(guī)模較大的投資組合之間存在的收益率差異，并且確保了該解釋變量只考慮市值規(guī)模影響因素而不受賬面市值比因素影響。沿用類似的數(shù)據(jù)處理方式，按照針對(duì)賬面市值比影響因子（即“HML”）的假設(shè)，可以得出賬面市值比因子序列的計(jì)算公式為：按照此方法得到的賬面市值比因子（即“HML”）則在計(jì)算過(guò)程中剔除了市值規(guī)模因素對(duì)其的影響，故可以僅反映賬面市值比較高的投資組合同賬面市值比較低的投資組合之間存在的收益率差異。將以上得出的三個(gè)影響因子聯(lián)合，構(gòu)建出共同解釋投資組合超額收益率的多元線性回歸模型：（二）樣本選取和研究方法1.樣本選取本次研究選取了自2008年1月至2019年12月上海證券交易所A股主板市場(chǎng)的月度數(shù)據(jù)，共計(jì)144個(gè)觀測(cè)值。這些觀測(cè)數(shù)據(jù)來(lái)源為銳思數(shù)據(jù)（“RESSET”）三因子數(shù)據(jù)庫(kù)，所有數(shù)據(jù)都經(jīng)過(guò)了流通市值加權(quán)平均方式進(jìn)行了加權(quán)處理后再進(jìn)行回歸分析。本文選取上海證券交易所而未選深交所實(shí)證數(shù)據(jù)作為研究對(duì)象的原因?yàn)橐韵聨讉€(gè)方面：相比于深圳證券交易所，上海證券交易所的總市值規(guī)模較大；大部份的國(guó)有資產(chǎn)經(jīng)營(yíng)有限公司選擇在上海證券交易所掛牌上市，并且中國(guó)的國(guó)有及國(guó)有資產(chǎn)控股企業(yè)占市場(chǎng)比重相對(duì)較大，所以選擇上海證券交易所實(shí)證數(shù)據(jù)作為研究對(duì)象能夠更好地反映中國(guó)的市場(chǎng)情況；近十幾年來(lái)，上海證券交易所新掛牌或者退市的企業(yè)相對(duì)較少，樣本容量大小變化產(chǎn)生的影響相對(duì)較小。本文研究樣本選取的時(shí)間框架主要有兩方面因素影響：中國(guó)的股權(quán)分置改革自2005年開始全面鋪開，2006年上半年改革才陸續(xù)接近尾聲。因此本文研究數(shù)據(jù)選擇股權(quán)分置改革后的第2年作為數(shù)據(jù)樣本選取的起始年度，在一定程度上降低了非流通股份對(duì)于加權(quán)處理過(guò)程的影響。此外，本文在研究時(shí)盡量選取最新的實(shí)證數(shù)據(jù)，并且盡可能地保證充足的樣本數(shù)量，因此選擇最近12年的共計(jì)144個(gè)觀測(cè)樣本，以求本研究分析具有說(shuō)服力。本文研究的被解釋變量是投資組合的月度超額收益率，計(jì)算方法為投資組合的月度收益減去月度無(wú)風(fēng)險(xiǎn)利率。其中，月度收益樣本數(shù)據(jù)來(lái)源是銳思數(shù)據(jù)庫(kù)（“RESSET”）三因子數(shù)據(jù)庫(kù)，所有數(shù)據(jù)都按照Fama和French的分析處理方式，分別按照市值規(guī)模和賬面市值比各分為五組，交叉得到25個(gè)組別，并按照流通市值加權(quán)處理方式進(jìn)行處理。本次研究使用的無(wú)風(fēng)險(xiǎn)利率為按照上海銀行間3個(gè)月同業(yè)拆放利率折算后得到的同期月度無(wú)風(fēng)險(xiǎn)利率，上海銀行間3個(gè)月同業(yè)拆放利率收集自銳思數(shù)據(jù)（“RESSET”）債券數(shù)據(jù)庫(kù)無(wú)風(fēng)險(xiǎn)收益組別。本文研究的解釋變量同樣來(lái)源于銳思數(shù)據(jù)（“RESSET”）三因子數(shù)據(jù)庫(kù)，且所有三因子數(shù)據(jù)都經(jīng)過(guò)流通市值加權(quán)處理。在經(jīng)過(guò)流通市值加權(quán)處理后，被解釋變量以及解釋變量的分組處理方式完全按照Fama和French在1993年的研究中所使用的模型構(gòu)建方法。2.研究方法本文沿用了Fama和French研究時(shí)采用的最小二乘法時(shí)間序列回歸分析方法，回歸工具采用Python腳本和Eviews。創(chuàng)新之處在于結(jié)合中國(guó)證券市場(chǎng)的特殊情況，在對(duì)模型進(jìn)行檢驗(yàn)和分析時(shí)，對(duì)實(shí)證數(shù)據(jù)分別通過(guò)流通市值加權(quán)方法進(jìn)行加權(quán)處理。本研究采用的線性回歸模型表達(dá)式分別為：Rt-Rft=α+β(Rmt-Rft)+sSMBt+hHMLt+εt在以上線性回歸模型表達(dá)式中，Rt代表投資組合觀測(cè)期間的月度收益率，Rft代表觀測(cè)期間的無(wú)風(fēng)險(xiǎn)收益率，Rt-Rft代表被解釋變量投資組合的超額收益率，Rmt-Rft代表反映平均市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)的證券市場(chǎng)超額收益率，SMB代表市值規(guī)模影響因素，HML代表賬面市值比影響因素。該回歸模型公式為依據(jù)Fama-French研究設(shè)定用于檢驗(yàn)3個(gè)解釋變量對(duì)于被解釋變量的解釋能力。四、實(shí)證數(shù)據(jù)回歸檢驗(yàn)結(jié)果及討論分析（一）模型構(gòu)建與研究邏輯本章節(jié)中主要將側(cè)重于檢驗(yàn)與分析Fama-French三因子模型在時(shí)間序列下的回歸結(jié)果。討論與研究步驟具體如下：（一）對(duì)于研究數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)；（二）三因子模型的回歸討論與分析；本章節(jié)在對(duì)每個(gè)回歸模型進(jìn)行檢驗(yàn)與分析時(shí)，對(duì)實(shí)證數(shù)據(jù)通過(guò)流通市值加權(quán)方式進(jìn)行加權(quán)處理，F(xiàn)ama-French三因子模型用表達(dá)式表示為：1.被解釋變量的描述統(tǒng)計(jì)分析本文將自2008年1月至2019年12月的投資組合的月超額收益率共144個(gè)觀測(cè)值，按照投資組合市值規(guī)模（MV）由小到大五等分以及賬面市值比（B/MV）由小到大五等分，交叉得到二十五組數(shù)據(jù)。在此基礎(chǔ)上分別對(duì)二十五組數(shù)據(jù)按照流通市值加權(quán)方式進(jìn)行加權(quán)，加權(quán)后的統(tǒng)計(jì)結(jié)果如下所示：以下表4.1.1描述了流通市值加權(quán)方法下被解釋變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差。表4.1.1被解釋變量在流通市值加權(quán)下的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)規(guī)模（市值）賬面市值比低234高低234高均值（Mean）標(biāo)準(zhǔn)差（StandardDeviation）小1.11%1.32%1.22%1.21%0.58%10.44%10.75%10.20%10.52%9.68%20.27%0.71%0.78%0.87%0.13%10.43%10.16%10.12%0.87%9.66%30.50%0.15%0.41%0.28%0.26%10.12%10.03%9.53%9.57%9.40%40.01%0.01%0.27%0.12%0.09%9.85%9.15%9.44%9.46%9.12%大0.30%0.01%-0.61%-0.53%-0.27%8.66%8.64%8.56%8.03%8.93%均值一般用于反映一組數(shù)據(jù)的集中趨勢(shì)。通過(guò)觀察表4.1.1流通市值加權(quán)方式下的25組月平均超額收益率發(fā)現(xiàn)，在賬面市值比相同時(shí)，月平均超額收益率的總體趨勢(shì)為隨著投資組合的市值規(guī)模不斷增大而減小；而在市值規(guī)模相同時(shí)，月平均超額收益率的變化隨著賬面市值比的變化趨勢(shì)不夠明朗。由此可以看出，上海證券交易所A股超額收益率實(shí)證統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)驗(yàn)證了市值規(guī)模因素的影響效應(yīng)，而在驗(yàn)證賬面市值比因素的影響效應(yīng)方面并未提供較好的實(shí)證數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。觀察位于表4.1.1右上方標(biāo)準(zhǔn)差發(fā)現(xiàn)，在賬面市值比分組狀態(tài)不變的情況下，月超額收益率的標(biāo)準(zhǔn)差隨著投資組合的市值規(guī)模不斷增大而減小。標(biāo)準(zhǔn)差在回歸分析中通常用來(lái)表示各種情況下可能出現(xiàn)的收益率的期望收益率之間的離差大小，從而表現(xiàn)風(fēng)險(xiǎn)的大小。故該觀察結(jié)果表明，市值規(guī)模較小的投資組合的投資風(fēng)險(xiǎn)與市值規(guī)模較大的投資組合相比相對(duì)較大，但同時(shí)其對(duì)應(yīng)的風(fēng)險(xiǎn)回報(bào)率也相對(duì)較大。綜上可知，在驗(yàn)證上海證券交易所A股超額收益率的市值規(guī)模因素的影響效應(yīng)上，均值和標(biāo)準(zhǔn)差都提供了相應(yīng)的良好的佐證，但在驗(yàn)證其超額收益率的賬面市值比影響效應(yīng)上則有所欠缺。2.解釋變量的描述統(tǒng)計(jì)分析本文用到的三個(gè)解釋變量分別是市場(chǎng)溢酬因子、市值因子和賬面市值比因子。本次研究對(duì)以上三個(gè)解釋變量分別選取了2008年1月至2019年12月共計(jì)144個(gè)月度觀測(cè)值，且采用流通市值加權(quán)方式對(duì)觀測(cè)數(shù)據(jù)進(jìn)行加權(quán)處理，得到如下初步統(tǒng)計(jì)結(jié)果：下表4.1.2描述了流通市值加權(quán)處理方法下三個(gè)解釋變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差。表4.1.2解釋變量在流通市值加權(quán)下的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)自變量均值標(biāo)準(zhǔn)差最大值最小值市場(chǎng)溢酬因子-0.03%7.81%21.77%-27.17%市值因子0.69%4.14%14.68%-16.07%賬面市值比因子-0.28%3.57%15.40%-16.11%在把最小二乘法時(shí)間序列回歸模型運(yùn)用到資本資產(chǎn)定價(jià)模型時(shí)，解釋變量的均值反映的是對(duì)應(yīng)因素的平均風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)。通過(guò)對(duì)上表中上海證券交易所A股市場(chǎng)實(shí)證數(shù)據(jù)的觀察表明，市值因子的平均風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)最顯著；市場(chǎng)溢酬因子和賬面市值比因子的平均風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)均趨近于零。（二）三因子模型的回歸討論與分析將所有因子在通過(guò)流通市值加權(quán)后進(jìn)行最小二乘法回歸模型檢驗(yàn)。Fama-French模型的表達(dá)式及在流通市值加權(quán)方式下的統(tǒng)計(jì)結(jié)果如下：Fama-French三因子模型：1.三因子模型的計(jì)量經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn)（1）多重共線性檢驗(yàn)下表4.2.1描述了流通市值加權(quán)加權(quán)方式下三個(gè)解釋變量之間存在的相關(guān)性。表4.2.1流通市值加權(quán)下三個(gè)解釋變量之間存在的相關(guān)性市場(chǎng)溢酬因子市值因子賬面市值比因子市場(chǎng)溢酬因子1.00000.09000.1176市值因子0.09001.0000-0.6023賬面市值比因子0.1176-0.60231.0000觀察上表：市值因子和賬面市值比因子之間具有最強(qiáng)的相關(guān)性，在流通市值加權(quán)方式下其相關(guān)性取值不是很高，因此不存在嚴(yán)重的多重共線性。（2）異方差檢驗(yàn)以下表4.2.2列出了流通市值加權(quán)下回歸模型的異方差性White檢驗(yàn)數(shù)據(jù)。表4.2.2異方差檢驗(yàn)數(shù)據(jù)規(guī)模（市值）White檢驗(yàn)流通市值加權(quán)低234高小18.4609.34510.28418.62627.86125.72314.4084.74715.0336.483320.88942.70612.28517.60543.038410.19022.4683.59826.1365.778大24.6076.91415.0128.54313.472本文在檢驗(yàn)回歸模型是否存在異方差時(shí)，采用了White檢驗(yàn)。上表4.3.3列出了在流通市值加權(quán)下25次White檢驗(yàn)的值。在顯著性水平為α=0.05時(shí)，臨界值==16.919。若nR2>=，拒絕原假設(shè)，即“不存在異方差”，存在異方差；若nR2<，接受原假設(shè)，不存在異方差。觀察對(duì)比可知，在流通市值加權(quán)下25組數(shù)據(jù)有10組存在異方差性。最小二乘法回歸模型中存在異方差性，則對(duì)其顯著性檢驗(yàn)結(jié)果產(chǎn)生負(fù)面影響。在本次研究中接近一半組別出現(xiàn)異方差性，這對(duì)回歸模型的顯著性檢驗(yàn)存在較大影響。（3）序列相關(guān)性檢驗(yàn)以下表4.2.3列出了在流通市值加權(quán)下的序列相關(guān)性的拉格朗日乘數(shù)（LM）檢驗(yàn)數(shù)據(jù)。表4.2.3序列相關(guān)檢驗(yàn)數(shù)據(jù)規(guī)模（市值）拉格朗日乘數(shù)（LM）檢驗(yàn)流通市值加權(quán)低234高小0.1850.4900.7650.2252.04828.0094.8392.4280.2570.10530.0380.7410.1760.0620.26440.2970.0005.2886.9010.796大0.3740.0230.1061.7451.171本文采用Breusch-GodfreyLM-檢驗(yàn)進(jìn)行隨機(jī)誤差項(xiàng)的序列相關(guān)性檢驗(yàn)。上表4.2.3中列出的LM統(tǒng)計(jì)值是在設(shè)定一階滯后期的條件下求得。LM統(tǒng)計(jì)量漸進(jìn)服從。在顯著性水平為α=0.05時(shí)，臨界值==3.841。若LM<=，則接受原假設(shè)，即不存在自相關(guān)；若LM>，則拒絕原假設(shè)，即存在一階自相關(guān)。觀察可知，F(xiàn)ama-French三因子模型在流通市值加權(quán)下25個(gè)組別有6個(gè)組別表現(xiàn)為序列相關(guān)性顯著。序列相關(guān)性顯著的組別占總組數(shù)25組比重較小，故在流通市值加權(quán)方式下序列相關(guān)性對(duì)該模型的顯著性影響不大。2.參數(shù)及模型的顯著性檢驗(yàn)下表4.2.4列出了流通市值加權(quán)方式下多元線性回歸模型市場(chǎng)溢酬因子的回歸系數(shù)β，市值因子的回歸系數(shù)s，賬面市值比因子的回歸系數(shù)h，以及其各自對(duì)應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)值t(β)、t(s)、t(h)，調(diào)整后的可決系數(shù)（Adj-R2），以及F值。表4.2.4流通市值加權(quán)下多元線性回歸結(jié)果規(guī)模（市值）賬面市值比低234高低234高βt(β)小0.951.060.931.081.0130.4238.3528.7937.0835.2321.051.021.041.001.0341.1336.7737.9830.3938.0031.011.041.011.041.0928.2335.3337.5540.2139.6241.020.991.081.091.0729.9430.0936.1637.6736.83大1.021.041.030.971.0434.4832.7434.1436.9840.92st(s)小1.331.261.351.071.0118.0319.5117.9015.6915.0621.150.981.051.131.0119.2315.0516.4914.5315.9530.750.850.860.900.628.9812.2813.5914.989.7140.580.580.540.590.477.267.467.758.726.99大-0.32-0.010.14-0.17-0.11-4.57-0.071.93-2.69-1.83ht(h)小-0.37-0.33-0.23-0.36-0.15-4.30-4.33-2.65-4.52-1.912-0.36-0.60-0.33-0.040.11-5.16-7.99-4.50-0.461.453-0.86-0.60-0.35-0.140.21-8.85-7.48-4.79-1.942.844-0.97-0.57-0.41-0.110.16-10.45-6.39-5.01-1.382.07大-1.24-0.64-9-15.29-7.38-1.491.898.56FAdj-R2小594.5834.1534.8705.6617.00.9260.9460.9180.9370.9282918.4727.7748.8478.7687.10.9510.9380.9400.9090.9353414.4620.5675.0753.1633.10.8970.9290.9340.9400.9304439.3401.2536.5571.3525.70.9020.8940.9180.9230.917大445.8382.3415.8490.7673.10.9030.8890.8970.9110.934表4.2.4列出了回歸系數(shù)β的t統(tǒng)計(jì)值t(β)，將t(β)與顯著性水平為α=0.05，自由度為n-2的t檢驗(yàn)臨界值t0.025(142)=1.9768對(duì)比可知，在流通市值加權(quán)方式下，該t統(tǒng)計(jì)值均遠(yuǎn)大于t檢驗(yàn)臨界值。故市場(chǎng)溢酬因子該解釋變量具有顯著性。同樣，將回歸系數(shù)s的t統(tǒng)計(jì)值t(s)與顯著性水平為α=0.05，自由度為n-2的t檢驗(yàn)臨界值t0.025(142)=1.9768對(duì)比可知，除去市值規(guī)模最大的部分組別外，流通市值加權(quán)方式下，回歸系數(shù)s的t統(tǒng)計(jì)值均遠(yuǎn)大于t檢驗(yàn)臨界值。同時(shí)，在賬面市值比不變時(shí)，市值規(guī)模越小，其回歸系數(shù)s的顯著性越高，則該因子解釋力度較大。Fama-French（1993）的研究指出，除去賬面市值比最高的分組，其余市值因子的回歸系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)值均大于4。對(duì)比可知，市值因子對(duì)1963年至1991年美股市場(chǎng)的實(shí)證數(shù)據(jù)解釋能力高于本次研究對(duì)2008年至2019年上海證券交易所的實(shí)證數(shù)據(jù)解釋能力。同樣，將回歸系數(shù)h的t統(tǒng)計(jì)值t(h)與顯著性水平為α=0.05，自由度為n-2的t檢驗(yàn)臨界值t0.025(142)=1.9768對(duì)比可知，流通市值加權(quán)方式下的25組數(shù)據(jù)中有5組結(jié)果不顯著，顯然賬面市值比因子總的來(lái)說(shuō)具有一定的顯著性。在Fama-French（1993）的研究中，只有4個(gè)回歸系數(shù)h的t統(tǒng)計(jì)值t(h)結(jié)果不顯著。顯然賬面市值比因子在相關(guān)研究時(shí)段內(nèi)對(duì)美國(guó)股票市場(chǎng)投資組合超額收益的解釋能力高于對(duì)上海證券交易所的股票超額收益解釋能力。上表列出了Fama-French三因子模型的擬合優(yōu)度統(tǒng)計(jì)結(jié)果。因?yàn)槟Ｐ偷慕忉屪兞吭黾涌赡苁筊2增加，調(diào)整后的可決系數(shù)（Adj-R2）可以剔除該影響，故本文選取調(diào)整后的可決系數(shù)來(lái)對(duì)模型的擬合優(yōu)度進(jìn)行評(píng)估。觀察上表可知，調(diào)整后的可決系數(shù)在流通市值加權(quán)方式下均趨近1。該結(jié)果顯示，F(xiàn)ama-French三因子模型在流通市值加權(quán)方式下具有較高的擬合優(yōu)度。觀察F分布統(tǒng)計(jì)量的檢驗(yàn)，所有F檢驗(yàn)結(jié)果均遠(yuǎn)大于臨界值F0.05(2,141)=3.0603，表明該Fama-French三因子模型的三個(gè)解釋變量均為共同顯著。3.參數(shù)估計(jì)的經(jīng)濟(jì)學(xué)解讀觀察上表可知：解釋變量市場(chǎng)溢酬因子（“Rm-Rf”）分別在流通市值加權(quán)下的全部斜率（即“回歸系數(shù)β”）取值均為正值并且都趨近于1，表明回歸系數(shù)在所有不同的以市值規(guī)模和賬面市值比為分組標(biāo)準(zhǔn)的組別中均比較穩(wěn)定。同時(shí)，可以看出，回歸系數(shù)的絕大多數(shù)值大于1，表明絕大多數(shù)投資組合對(duì)于市場(chǎng)系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)比較敏感。觀察上表中解釋變量市值因子（“SMB”）的回歸系數(shù)s，在賬面市值比相同的情況下，隨著市值規(guī)模的增大，回歸系數(shù)s的取值逐漸減小。由于回歸系數(shù)s表示市值規(guī)模因素對(duì)投資組合超額收益率的影響程度，該規(guī)律驗(yàn)證了市值規(guī)模因素影響投資組合超額收益率的存在。同時(shí)表明市值規(guī)模較小的投資組合具有較高的市值規(guī)模相關(guān)的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)，即相比之下具有較高的超額收益。觀察上表中賬面市值比因子（“HML”）的回歸系數(shù)h，在流通市值加權(quán)方式下，回歸系數(shù)h取值大多數(shù)為負(fù)值，這代表著賬面市值比因子與投資組合超額收益率之間存在負(fù)相關(guān)。Fama-French在研究中也出現(xiàn)了該回歸系數(shù)取值為負(fù)的情況，但在其研究中，該回歸系數(shù)負(fù)值現(xiàn)象則僅在賬面市值比最低的組別出現(xiàn)。本次研究與Fama-French研究結(jié)果趨同的是，在市值規(guī)模相同時(shí)，回歸系數(shù)h的取值隨著賬面市值比不斷增加而逐漸變大，且取值逐漸由負(fù)轉(zhuǎn)正。4.截距分析表4.2.5列出了流通市值加權(quán)方式下Fama-French三因子模型的截距α及其t統(tǒng)計(jì)值t(α)。表4.2.5流通市值加權(quán)下三因子模型的截距參數(shù)分析規(guī)模（市值）賬面市值比低234高低234高αt(α)Rt-Rf=α+β(Rm-Rf)+sSMB+hHML+ε小0.0010.0040.0020.004-0.0010.481.850.991.75-0.612-0.006-0.0010.0000.001-0.005-3.04-0.52-0.070.43-2.473-0.002-0.006-0.003-0.004-0.001-0.87-2.54-1.24-1.77-0.394-0.006-0.005-0.002-0.003-0.002-2.43-2.08-0.83-1.31-0.72大0.002-0.001-0.007-0.0040.0000.85-0.57-3.06-1.720.01對(duì)上表列出截距α觀察可知，在流通市值加權(quán)方式下，大多數(shù)Fama-French三因子模型的截距取值為負(fù)值。對(duì)Fama-French三因子模型在流通市值加權(quán)方式下的t(α)與顯著水平為α=0.05，自由度為n-2的t檢驗(yàn)臨界值t0.025（142）=1.9768做對(duì)比，以對(duì)截距α的顯著性進(jìn)行檢驗(yàn)。在Fama-French三因子模型中，流通市值加權(quán)下的25組截距α的t統(tǒng)計(jì)值t(α)之中，有19組數(shù)值小于t檢驗(yàn)的臨界值，僅在市值規(guī)模較小的幾個(gè)組別中數(shù)值大于t檢驗(yàn)的臨界值，表明該模型中絕大多數(shù)截距滿足不顯著要求，可忽略不計(jì)，即在該模型中，市場(chǎng)溢酬因子、市值規(guī)模因子和賬面市值比因子三個(gè)因子能夠?qū)Υ蟛糠值氖找孢M(jìn)行解釋。五、結(jié)論本文主要研究了時(shí)間序列下Fama-French三因子模型在上海證券交易所的最新實(shí)證數(shù)據(jù)檢驗(yàn)過(guò)程中的擬合程度、解釋能力的有效性和適用度。從而驗(yàn)證三因子模型在不斷發(fā)展的中國(guó)證券金融市場(chǎng)的應(yīng)用效率。在前期數(shù)據(jù)處理時(shí)對(duì)實(shí)證數(shù)據(jù)按照流通市值加權(quán)平均方式做加權(quán)處理。本次研究各項(xiàng)變量都選取中國(guó)進(jìn)行股權(quán)分置改革后的最近12年的實(shí)證數(shù)據(jù)，即從2008年1月至2019年12月的上海證券交易所A股市場(chǎng)月度數(shù)據(jù)，共計(jì)144個(gè)觀測(cè)值。以此驗(yàn)證該經(jīng)濟(jì)模型在中國(guó)不斷發(fā)展進(jìn)步的證券市場(chǎng)的適用性和解釋能力。本研究中被解釋變量是投資組合的額月度超額收益率（“Rt-Rft”），解釋變量為市場(chǎng)溢酬因子（“Rmt-Rft”）、市值因子（“SMBt“）和賬面市值比因子（“HMLt“）。研究結(jié)果顯示，上海證券交易所A股投資組合存在市值規(guī)模效應(yīng)，但在賬面市值比效應(yīng)上，研究未得到明確驗(yàn)證，反而顯示上交所投資組合收益存在反向賬面市值比效應(yīng)的可能性。該研究結(jié)果與Fama和French對(duì)美國(guó)證券市場(chǎng)的研究（1993）相矛盾。在本次研究中，加入了市值因子（“SMBt“）和賬面市值比因子（“HMLt“）后的Fama-French三因子模型在計(jì)量經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn)中，雖然模型在異方差性檢驗(yàn)中表現(xiàn)較差，大多數(shù)組別存在異方差性，對(duì)模型顯著性檢驗(yàn)存在一定影響，但在流通市值加權(quán)方式下其因子相關(guān)性取值不是很高，因此不存在嚴(yán)重的多重共線性；且對(duì)流通市值加權(quán)方式下序列相關(guān)性的檢驗(yàn)顯示該模型不具有明顯的序列相關(guān)性。在對(duì)模型的顯著性檢驗(yàn)中，F(xiàn)ama-French三因子模型在流通市值加權(quán)方式下對(duì)投資組合的超額收益率解釋能力較好。表現(xiàn)主要為：調(diào)整后的可決系數(shù)在流通市值加權(quán)方式下均趨近1，F(xiàn)ama-French三因子模型在流通市值加權(quán)方式下具有較高的擬合優(yōu)度；模型中所有F檢驗(yàn)的值均遠(yuǎn)大于臨界值，即模型的解釋變量在解釋投資組合的超額收益率上共同顯著。對(duì)三個(gè)因子的顯著性檢驗(yàn)中，除少數(shù)分組下的s和h以外，絕大多數(shù)的回歸系數(shù)β、s和h滿足顯著性要求，表明這些因子對(duì)投資組合的超額收益率具有較高的邊際解釋能力。但在此次研究中，三因子模型仍然具有一定的異方差性，表明該模型仍然需要調(diào)整和改進(jìn)。參考文獻(xiàn)[1]陳信元、張?zhí)镉?、陳冬華，預(yù)期股票收益的橫截面多因素分析：來(lái)自中國(guó)證券市場(chǎng)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，金融研究，2001年第6月，22-35頁(yè)。[2]陳小悅、孫愛軍，CAPM在中國(guó)股市的有效性檢驗(yàn),北京大學(xué)學(xué)報(bào)（哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版），2000年4月，28-37頁(yè)。[3]靳云匯、劉霖，中國(guó)股票市場(chǎng)CAPM的實(shí)證研究，金融研究，2001年7月，106-115頁(yè)。[4]范龍振、余世典，中國(guó)股票市場(chǎng)的三因子模型，系統(tǒng)工程學(xué)報(bào)，2002年6月，537-546頁(yè)。[5]范龍振、單耀文，交易額、股比例、勢(shì)效應(yīng)和三因子模型，管理科學(xué)學(xué)報(bào)，2004年7月，13-22頁(yè)。[6]楊圻、陳展輝，中國(guó)股市三因子資產(chǎn)定價(jià)模型實(shí)證研究，數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2003年12月，137-141頁(yè)。[7]吳世農(nóng)、許年行，資產(chǎn)的理性定價(jià)模型和非理性定價(jià)模型的比較研究——基于中國(guó)股市的實(shí)證分析，經(jīng)濟(jì)研究，2004年6月，105-116頁(yè)。[8]鄧長(zhǎng)榮、馬永開，三因素模型在中國(guó)證券市場(chǎng)的實(shí)證研究，管理學(xué)報(bào)，2005年5月，591-596頁(yè)。[9]張子余，估計(jì)周期對(duì)三因素模型系數(shù)估計(jì)的影響研究，統(tǒng)計(jì)與決策，2011年第24期，26-29頁(yè)。[10]梁穎琳，基于Fama-French模型對(duì)A股及創(chuàng)業(yè)板新股的長(zhǎng)期走勢(shì)研究，中國(guó)經(jīng)貿(mào)導(dǎo)刊,2012年第16(14)期，26-29頁(yè)。[11]耿軍會(huì)，F(xiàn)ama-French三因素模型在上海股票市場(chǎng)的實(shí)證檢驗(yàn)，金融教學(xué)與研究，2014年第11(1)期，48-50頁(yè)。[12]張靜.基于Fama-French三因子模型的股票收益率實(shí)證研究[D].對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué),2018.[13]Sharpe,W.F.,“CapitalAssetPrices:ATheoryofMarketEquilibriumUnderConditionsofRisk”,TheJournalofFinance,Vol.9,No.3,PP.425-442,1964[14]Banz,R.W.,“Therelationshipbetweenreturnandmarketvalueofcommonstocks”,JournalofFinancialEconomics,Vol.No.1,PP.3-18,1981[15]Stattman,D.,“Bookvaluesandstockreturns”,TheChicagoMBA:Ajournalofselectedpapers,Vol.4,No.1,PP.25-45.,1980[16]Fama,E.F.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