投资学(第4版)-第74部分

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测了资产的期望收益率。很难用经验数据检验这些预测，因为期望收益与精确的
市场资产组合都是难以观测的（参见第1　0章）。要克服这些困难，通常假定有一
单因素或多因素市场，假定有一基础广泛的市场指数资产组合（例如标准普尔
5　0　0指数）来代表该因素或多因素中的一个因素。此外，为获得更多、更可靠的
统计资料，许多检验已在充分分散化的资产组合而不是单一证券的收益率的配合
下进行过了。由于以上两个原因，由资本资产定价模型指导的检验实际上更适于
确立套利定价理论的有效性。我们将看到，以假定或估计的因素结构为基础区别
经验检验要比区别资本资产定价模型和套利定价理论之间的检验更为重要。

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第13章证券收益的经验根据
315　
13。1　指数模型与单因素套利定价理论
13。1。1　期望收益…
关系
我们还记得，如果对于一个可观测的预期有效的指数M，期望收益…
关系存在，
则任何证券的期望收益率i为
i＇E（rM）…rf＇　（　1　3　…　1　）
E（ri）＝rf＋　
这里
被定义为C　o　v　（ri，rM）　/　
M2
这是对资本资产定价模型含义的最一般的检验，早期简单的检验遵循以下三个最
基本的步骤：建立样本数据；估计证券特征曲线和估计证券市场曲线。
建立样本数据例如，确定一个由6　0个月（五年）的持有周期组成的样本周期。
对这6　0个周期的每一个周期，收集1　0　0种股票的收益率、一个能代表市场整体情况的
资产组合（譬如标准普尔5　0　0指数）和一个月期无风险的短期国库券。这样，我们的
数据中就包括
ri　t　为6　0个月样本周期的1　0　0种股票的收益；i＝1，。　。　。，1　0　0；t＝1，。　。　。，6　0。
rM　t　样本期内的标准普尔5　0　0指数的收益。
rf　t　每月的无风险收益。
以上组成了内容为1　0　2×6　0＝6　120　个收益率的表格。
评估市场特征曲线像在第1　0章中那样，把方程1　3　…　1看成是证券特征曲线（　S　C　L　）。
对每一种股票i，我们可以把对
系数的估计看作是一阶回归（first…pass　regression）方
程的斜率（这里的术语叫做“一阶回归”，是因为估计的系数将会作为二阶回归
（second…pass　regression）的输入值）。
ri　t　…rf　t　＝ai＋bi（rM　t　…rf　t）＋ei　t　
式中（ri　…rf）—（　6　0个观察期内的）　1　0　0种股票中每一种股票的
超额收益的样本平均数。
bi　—1　0　0种股票中每一种股票
系数的估计值。
（rM　…rf）—市场指数的超额收益的样本平均值。
2　
（ei）—1　0　0种股票中每一种股票的剩余方差的估计值。
每一种股票超额收益的样本平均值与市场资产组合被当作期望超额收益的估计
值，bi的值被当作在样本期内1　0　0种股票真实
值的估计，
2（ei）则估计了1　0　0种股票中
每一种股票的非系统风险。
概念检验
问题1：　
a。　从我们的样本中要作多少证券特征曲线的回归估计？
b。　每一次回归中有多少个观察值？
c。　根据资本资产定价模型，每一次回归的截距是什么？
估计证券市场曲线现在把方程1　3　…　1看作是具有上述样本股票的1　0　0个观察值的证
券市场曲线（S　M　L）。我们可以将一阶回归中得到的bi值作为独立变量代入二阶回归方
程来估计
0和
1　
ri　…　rf　＝　
1bi　i＝1　；　。　。　。　；　1　0　0　（　1　3　…　2　）
0＋　
比较方程1　3　…　1与1　3　…　2，我们可以得出这样的结论，即如果资本资产定价模型是有效的，
应该满足
则0
和1　
=　0
0　
1　=　rM　…　rf　

316　第三部分资本市场均衡　下载
然而，事实上我们可以再前进一步，说明由证券市场曲线描述的期望收益…关系的关
键性质是证券的期望超额收益仅由（用测度的）系统风险决定，并独立于非系统风
险（这里非系统风险用一阶回归估计的2（ei）来测度）。这些估计值可作为方程1　3　…　2中得
到扩展的证券市场曲线中的变量，从而得到下式
2　
ri　…　rf　=　0　＋　1　bi　＋　2　（ei）　（　1　3　…　3　）　
这一二阶回归方程由以下假定来估计
0　=　0　1　=　rM　…　rf　2　=　0　
假定2　＝0与非系统风险并不能被“标价”的概念是一致的，即承担非系统风险并
不能获得风险溢价。一般的，根据资本资产定价模型，风险溢价仅仅取决于贝塔。因此，
方程1　3　…　3中等号右侧任何超过贝塔的增值都有一在二阶回归中与0无多大差别的系数。
13。1。2　资本资产定价模型的检验
对资本资产定价模型的早期检验是由约翰·林特纳（John　Lintner）给出的，＇1＇　以
后，默顿·米勒（Merton　Miller）和麦伦·斯科尔斯（Myron　Scholes）利用6　3　1种在
纽约证券交易所上市的股票1　9　5　4　~　1　9　6　3年1　0年的年度数据重新作了检验，＇2＇　得出了以
下的估计值（收益表达为数字而不是百分比）。
系数　0　＝0　。　1　2　7　1　＝0　。　0　4　2　＝0　。　3　1　0
2　
标准误差0　＝0　。　0　0　6　＝0　。　0　0　6　＝0　。　0　2　6
1　2　
样本平均值　rM　…　rf　＝0　。　1　6　5　
这些结论与资本资产定价模型是不一致的。首先，估计的证券市场曲线“太平缓”，　
即系数1太小，斜率为rM　…　rf　＝0　。　1　6　5（每年为1　6　。　5％），但估计值只有0　。　0　4　2，相差的
0　。　1　2　3是标准误差估计值0　。　0　0　6的近2　0倍，这意味着证券市场曲线的测度斜率远远低于
统计上是显著的数值范围。同时，估计出的证券市场曲线的截距为，在假定中它为0，
0　
事实上0　＝0　。　1　2　7，它比其标准误差0　。　0　0　6大2　0倍还要多。
概念检验
问题2：　
a。　经验证券市场曲线“太平缓”的含义是什么？
b。　贝塔值较高或较低的股票是否比资本资产定价模型的预测有更好的业绩？
c。　2的估计的含义是什么？
这些研究者们所运用的两阶段程序（即先用时间序列回归估计证券的贝塔值，然
后再用这些贝塔值检验风险与平均收益间的证券市场曲线关系）看来很简单，拒绝资
本资产定价模型运用这一方法是令人失望的。然而，运用这一方法也有一些困难。首
先也是最重要的，股票收益是非常容易波动的，这降低了任何平均收益检验的准确性。
例如，标准普尔5　0　0指数的样本股票年收益的平均标准差大约为4　0％，包括它在内的股
票年收益的平均标准差可能会更高。
另外，对于检验的波动性存在着一个很基本的担心。首先，检验中所用的市场指
数并不一定是资本资产定价模型的“市场资产组合”；第二，当资产波动性很小时，
由一阶回归得出的证券的贝塔值需要由实际的样本误差来估计，因此，它并不能很容
＇1＇　John　Lintner；“Security　Prices；　Risk　and　Maximal　Gains　from　Diversification；”Journal　of　Finance　2　0　
（December　1965）。　
＇2＇　Merton　H。　Miller　and　Myron　Scholes；“Rate　of　Return　in　Relation　to　Risk：　A　Reexamination　of　Some　
Recent　Findings；”in　Michael　C。　Jensen；　ed。；　Studies　in　the　Theory　of　Capital　Markets　（New　Yo　r　k　：　
P　r　a　e　g　e　r；　1972）。　

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第13章证券收益的经验根据
317
易就作为代入用于二阶回归；最后，投资者不能像简单的资本资产定价模型假定的那
样，以无风险利率借入资金。我们将要看看这些问题到底意味着什么。
13。1。3　市场指数
理查德·罗尔（Richard　Roll）＇1＇　指出的以下各点，已经成为著名的罗尔批评：
1）　有一与资本资产定价模型相关的单一可检验的假定：市场资产组合是均方差有
效的。
2）　模型的所有其他含义—最著名的是期望收益与贝塔值间的线性关系，是从市
场资产组合有效性得出的，因而不能作独立的检验。这里，在期望收益…贝塔关系与市
场资产组合的效率间存在着“如果并仅仅如果”的关系。
3）　在任何个人收益的观察样本中，有无限数量事后的均方差有效的资产组合（与
事前的期望收益和协方差相对），这些资产组合运用的是样本期的收益和协方差。在
每一这样的资产组合和个别的资产之间计算样本的贝塔值与样本平均收益的确是线性
相关的。换句话说，如果依赖这些资产组合计算贝塔值，它们将很好地满足证券市场
曲线的关系，无论真实的市场资产组合是否在事前的意义上是均方差有效的。
4）　资本资产定价模型是不可检验的，除非我们知道真实资产组合准确的组成，并把
它用在检验中。这意味着这个理论是不可检验的，除非在样本中包括所有个别的资产。
5）　运用市场资产组合的一个替代物，譬如标准普尔5　0　0指数，有两个困难。第一，
尽管真实的市场资产组合不是，而替代物本身却可能是均方差有效的，反之，替代物
也可能是无效的。但是，显然这只意味着真实市场资产组合的有效性是不存在的。再
者，多数理性的市场替代物之间是相互高度相关的，与真实市场资产组合也是高度相
关的，无论它们是否是均方差有效的。如此高的相关性将使准确的市场资产组合的组
成都显得不那么重要了，因此，运用不同的替代物可能会导致相当不同的结论。这个
问题被称作基准误差（benchmark　error），因为这意味着在理论的检验中运用错误的基
准（市场替代物）资产组合。
罗尔（R　o　l　l）与罗斯（R　o　s　s）＇2＇　和坎德尔（K　a　n　d　e　l）与斯坦博（Stam　baugh）＇3＇　扩
展了罗尔批评，他们基本认为，平均收益与贝塔之间不存在一确定的关系，并指出在
这些检验中使用市场替代物是无效的。但是，他们不拒绝在理论上存在着平均收益…贝
塔关系。他们的工作证明甚至对于很高分散程度的资产组合—譬如样本中所有股票
等权重，很可能不能产生一个有意义的平均收益…贝塔关系。
罗尔与罗斯（R　R）得出市场指数（市场资产组合的替代物）的分析特征，即市
场指数可以在关于贝塔的平均资产收益的回归中产生任何截面斜率系数。他们的推导
可以运用于任何资产和所有权领域，只要市场替代物是由那个领域或它的一个子集组
合出的。他们表明一组指数在一抛物线内可以带来一数值为零的二阶回归斜率，这条
抛物线与有效边界线在整体方差最小的资产组合点上相切。
图1　3　…　1显示了这样的图形。在这个似乎可能的领域，这里“似乎可能”的意思是
收益分配并不是意外的，有零斜率系数的一组资产组合在收益…贝塔回归中靠近有效边
界。因此，甚至在资产组合是“接近有效”时，并不必然支持期望收益…贝塔关系。
＇1＇　Richard　Roll；“A　Critique　of　the　Asset　Pricing　Theory’s　Tests：　Part　I：　On　Past　and　Potential　Te　s　t　a　b　i　l　i　t　y　
of　the　Theory；”Journal　of　Financial　Economics　4　（1977）。　
＇2＇　Richard　Roll　and　Stephen　A。　Ross；“On　the　Cross…Sectional　Relation　between　Expected　Return　and　Betas；”　
Journal　of　Finance　50　（1995）；　pp。185…224。　
＇3＇　Schmuel　Kandel　and　Robert　F。　Stambaugh；“Portfolio　Inefficiency　and　the　Cross…Section　of　Expected　
r　e　t　u　r　n　s　；”Journal　of　Finance　50　（1995）；　pp。185…224；“A　mean…Variance　Framework　for　Tests　of　Asset　
Pricing　Models；”Review　of　Financial　Studies　2　（1989）；　pp。125…56；“On　Correlations　and　Inferences　
about　Mean…Variance　Eff　i　c　i　e　n　c　y；”Journal　of　Financial　Economics　18　（1987）；　pp。　61…90。　

318　第三部分资本市场均衡
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有效边界
有限地区，它包括产生
与期望收益率无关的贝
塔的市场指数替代物
收益的方差
图13…1　能产生与期望收益无关的贝塔的市场指数替代物
注：这些替代物位于期望…方差空间的有限地区，由抛物线给出的地区边界位于有效边界以内，
整体方差最小的切点除外。市场替代物位于低于有效边界M＝2　2个基本点地区边界上。当这
个市场替代物的贝塔与期望收益有一零截面相关时，仅仅高于有效边界2　2点的市场替代物
将会带来一个与期望收益完全正的共线关系的贝塔。
资料来源：Richard　Roll　and　Stephen　A。　Ross；“On　the　Cross…Sectional　Relation　between　Expected　
Return　and　Betas；”Journal　of　Finance　49　（1994）；　pp。101…21。　
罗尔与罗斯得出的结论是，不能依靠平均收益…贝塔回归中的斜率