姚洪心　胡陽(yáng)艷

摘 要：在國(guó)內(nèi)外現(xiàn)有研究的基礎(chǔ)上，本文考察了滬港通以來(lái)滬股通股票的市場(chǎng)流動(dòng)性溢價(jià)效應(yīng)、規(guī)模效應(yīng)和價(jià)值效應(yīng)等市場(chǎng)異象，并對(duì)我國(guó)滬股通市場(chǎng)進(jìn)行資產(chǎn)定價(jià)有效性研究。結(jié)果顯示：CAPM模型不適合滬股通市場(chǎng)定價(jià)，F(xiàn)-F模型可以解釋規(guī)模效應(yīng)和價(jià)值效應(yīng)，而引入流動(dòng)性因子的F-F擴(kuò)展模型可以解釋規(guī)模效應(yīng)、價(jià)值效應(yīng)及流動(dòng)性溢價(jià)效應(yīng)，即基于流動(dòng)性因子的F-F擴(kuò)展模型可以較好地解釋滬股通市場(chǎng)的超額風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)現(xiàn)象。同時(shí)，研究結(jié)果顯示滬股通的實(shí)施使得內(nèi)地資本市場(chǎng)更加開放且有利于投資者回歸價(jià)值投資。

關(guān) 鍵 詞：滬股通；資產(chǎn)定價(jià)；流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)；F-F三因子模型

中圖分類號(hào)：F830.9 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：2096-2517（2016）06-0039-08

Abstract： Based on research at home and abroad， this paper studies the liquidity premium effect， the size and value effects in SH Stock Connect market since the SH-HK Stock Connect opened， and explores the effectiveness of asset pricing in SH Stock Connect market. The results show that： CAPM model is not suitable for market pricing of SH Stock Connect， the F-F three-factor model can only explain the size and value effects while the extended F-F model can explain the liquidity premium effect， the size and value effects better in SH Stock Connect market. This means that the extended F-F model based on liquidity factor can better explain the excess risk premium of SH Stock Connect. Besides， the results show that the implementation of SH Stock Connect makes the mainland capital market more open and conducive to the return to value investment.

Key words： SH Stock Connect； asset pricing； liquidity risk； F-F three-factor model

一、引言

在政府的大力推動(dòng)下，連接內(nèi)地和香港資本市場(chǎng)的滬港通于2014年11月17日正式開通，使得內(nèi)地資本市場(chǎng)更加開放。滬港通的股票包括滬股通股票和港股通股票，前者是投資者可委托香港聯(lián)交所買賣的在上交所上市的股票，后者是投資者可委托上交所買賣的在香港聯(lián)交所上市的股票。 截至2016年5月底Wind統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，滬股通標(biāo)的股總市值21.4萬(wàn)億，約占上證A股市場(chǎng)總市值的49%，可見滬股通標(biāo)的股是我國(guó)股市目前重要的組成部分。滬股通的開通引起了學(xué)者的廣泛關(guān)注，但是當(dāng)前關(guān)于滬股通的研究大多數(shù)是定性的理論分析而非定量的實(shí)證分析，尤其關(guān)于滬股通市場(chǎng)資產(chǎn)定價(jià)有效性的研究更少。1952年Markovitz提出的“均值-方差” 理論奠定了現(xiàn)代金融學(xué)發(fā)展的基礎(chǔ)，從此資產(chǎn)定價(jià)理論快速發(fā)展并成為金融研究的重要問題之一。滬港通作為中國(guó)資本市場(chǎng)進(jìn)一步開放的實(shí)驗(yàn)對(duì)象， 將為深港通、 滬倫通的開通奠定基礎(chǔ)。因此，滬股通市場(chǎng)資產(chǎn)定價(jià)有效性研究在中國(guó)資本市場(chǎng)開放的研究方面具有重要意義。本文以滬股通標(biāo)的股為研究對(duì)象， 進(jìn)行CAPM、F-F三因子模型[1]及其擴(kuò)展模型在滬股通標(biāo)的股市場(chǎng)定價(jià)的有效性檢驗(yàn)，同時(shí)研究滬股通的開通對(duì)資產(chǎn)定價(jià)帶來(lái)的影響。

近年來(lái)，國(guó)內(nèi)外有大量關(guān)于資本市場(chǎng)定價(jià)有效性的實(shí)證研究，研究結(jié)果顯示大多數(shù)資本市場(chǎng)存在規(guī)模效應(yīng)和價(jià)值效應(yīng)， 且F-F三因子模型相對(duì)CAPM模型在各個(gè)資本市場(chǎng)的定價(jià)更有效。例如，Nartea和Ward在新西蘭市場(chǎng)證實(shí)了規(guī)模效應(yīng)和價(jià)值效應(yīng)的存在，結(jié)果顯示CAPM模型并不適合新西蘭市場(chǎng)， 而F-F三因子模型能夠有效解釋新西蘭的證券市場(chǎng)[2]。熊明達(dá)實(shí)證檢驗(yàn)了我國(guó)A股市場(chǎng)超額收益率， 結(jié)果表明F-F三因子模型對(duì)于A股市場(chǎng)的收益率具有很強(qiáng)的解釋力，且規(guī)模因子和賬面市值比因子能夠顯著提高CAPM對(duì)超額收益率的解釋能力[3]。盧宇燕的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，SMB、HML顯著提升了F-F三因子模型的解釋能力，但是SMB、HML兩個(gè)因子的解釋能力較弱， 尤其結(jié)果顯示收益率與規(guī)模呈現(xiàn)較強(qiáng)的正相關(guān)，與賬面市值比則成負(fù)相關(guān)，與三因子模型的結(jié)論完全相反[4]。而另外一些學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)在不同的市場(chǎng)F-F三因子模型的有效性在結(jié)果上存在一定的差異。例如Halliwell研究發(fā)現(xiàn)澳大利亞市場(chǎng)存在規(guī)模和價(jià)值效應(yīng)且小規(guī)模和高賬面市值比的企業(yè)存在超額收益，雖然F-F三因子模型可以較好地解釋價(jià)值效應(yīng)但不能有效地解釋市場(chǎng)的規(guī)模效應(yīng)[5]。Shafana利用F-F三因子模型研究科倫坡證券市場(chǎng)收益率發(fā)現(xiàn)，賬面市值比因子在該市場(chǎng)對(duì)股票超額收益有較大的解釋能力，而規(guī)模因子影響作用并不顯著。[6]同樣Eraslan采用伊斯坦布爾（ISE）數(shù)據(jù)的研究結(jié)果顯示，規(guī)模因子在小規(guī)模企業(yè)并不顯著而在大中型企業(yè)是顯著的[7]。田利輝等研究了F-F三因子模型在中國(guó)和美國(guó)股市的解釋能力， 結(jié)果顯示F-F三因子模型能夠較好地解釋中美投資組合的超額收益率，然而各因子在兩國(guó)股市的解釋能力有所差異，其中市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)在中國(guó)市場(chǎng)表現(xiàn)較為顯著，而規(guī)模和價(jià)值效應(yīng)在美國(guó)市場(chǎng)較為顯著[8]。武翰利用F-F三因子模型分析了滬港通對(duì)股票定價(jià)的影響，發(fā)現(xiàn)滬港通實(shí)施前后市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)、規(guī)模效應(yīng)等對(duì)股票超額收益率的解釋能力有所變化，尤其滬港通實(shí)施后規(guī)模因子的解釋能力有所上升[9]。從上述文獻(xiàn)分析可知，目前國(guó)內(nèi)外學(xué)者們對(duì)于市場(chǎng)定價(jià)模型的研究結(jié)果基本都表明，對(duì)于股市的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)，F(xiàn)-F三因子模型比CAPM模型的解釋能力強(qiáng)， 但可能受市場(chǎng)及個(gè)別事件的影響，F(xiàn)-F三因子模型在不同市場(chǎng)之間存在結(jié)果上的差異。

隨著股票市場(chǎng)的不斷發(fā)展完善，流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)引起國(guó)內(nèi)外學(xué)者的廣泛關(guān)注， 但F-F三因子模型并不能解釋股票市場(chǎng)的流動(dòng)性溢價(jià)風(fēng)險(xiǎn)。 為了彌補(bǔ)F-F三因子模型的缺陷，以Amihud為代表的學(xué)者提出了流動(dòng)性溢價(jià)理論， 同時(shí)Amihud利用價(jià)格對(duì)交易量的敏感度構(gòu)造了一個(gè)非流動(dòng)性指標(biāo)并證實(shí)流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)存在于美國(guó)股票市場(chǎng)[10] 。同樣，我國(guó)學(xué)者謝赤、陸靜、陳青及李文鴻等采用換手率、非流動(dòng)性比率等指標(biāo)進(jìn)行研究，證實(shí)我國(guó)股票市場(chǎng)存在流動(dòng)性溢價(jià)現(xiàn)象[11-14] 。而胡志強(qiáng)和馬文博研究中國(guó)股票市場(chǎng)流動(dòng)性溢價(jià)問題時(shí)發(fā)現(xiàn)，中國(guó)股票市場(chǎng)存在流動(dòng)性溢價(jià)，但超額收益率和流動(dòng)性之間并不存在確定的定量關(guān)系[15] 。同時(shí)，周芳、張維在Amihud研究的基礎(chǔ)上重新設(shè)計(jì)了一個(gè)新的流動(dòng)性指標(biāo)，結(jié)果表明流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)存在于我國(guó)股市并屬于系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)[16-17]。從上述文獻(xiàn)可知，流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)存在于我國(guó)股票市場(chǎng)且流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)會(huì)影響資產(chǎn)定價(jià)，因此進(jìn)行資產(chǎn)定價(jià)有效性研究時(shí)不可忽略流動(dòng)性的影響作用。

本文主要研究?jī)?nèi)容是滬股通市場(chǎng)定價(jià)模型有效性檢驗(yàn)及滬股通的開通對(duì)于資產(chǎn)定價(jià)的影響。有效性檢驗(yàn)步驟主要是在現(xiàn)有研究的基礎(chǔ)上進(jìn)一步分析， 首先檢驗(yàn)CAPM模型在滬股通市場(chǎng)的有效性，進(jìn)一步考察我國(guó)滬股通標(biāo)的股市場(chǎng)的流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)、規(guī)模效應(yīng)和價(jià)值效應(yīng)；然后考慮公司規(guī)模和賬面市值比的影響作用， 分析F-F三因子模型在我國(guó)滬股通市場(chǎng)的有效性；再將流動(dòng)性因子引入F-F模型，檢驗(yàn)引入流動(dòng)性因子的F-F擴(kuò)展模型在我國(guó)滬股通標(biāo)的股市場(chǎng)的有效性；最后對(duì)比分析滬股通實(shí)施前后資產(chǎn)定價(jià)結(jié)果，分析滬股通的影響作用。

二、研究方法設(shè)計(jì)

（一）變量的選取

收益率（R）是指不考慮現(xiàn)金紅利再投資的周回報(bào)率；市場(chǎng)收益率（Rm）是上證綜指周回報(bào)率；無(wú)風(fēng)險(xiǎn)利率（Rf）是商業(yè)銀行一年期存款利率折算的周利率。公司規(guī)模Size=ln（MVt /108），賬面市值比率BMt=BPSt /closet。其中MVt 為股票在第t周的流通市值；BPSt 為股票在第t周末的每股凈資產(chǎn)，若本周沒有統(tǒng)計(jì)值，就用上周的統(tǒng)計(jì)值，依次類推。

目前學(xué)者們衡量流動(dòng)性的指標(biāo)主要包括非流動(dòng)性比率、換手率和買賣價(jià)差等，由于換手率包含流動(dòng)性信息和異質(zhì)信念信息，買賣價(jià)差則需要比較完善的做市商制度，兩者均具有特殊性，所以本文使用非流動(dòng)性比率衡量流動(dòng)性。在Amhuid非流動(dòng)指標(biāo)的基礎(chǔ)上進(jìn)行改進(jìn)，Illiqt=[|colset-opent|/opent]×103/ln Amt（此處乘以103是為了使指數(shù)盡量在一個(gè)數(shù)量級(jí)）。 其中colset、opent、Amt分別表示股票在第t周的收盤價(jià)、 開盤價(jià)和交易額，Illiqt可以衡量每周單位交易金額所引起的價(jià)格的變動(dòng)幅度，反映了每周的交易額對(duì)價(jià)格的沖擊。

（二）指標(biāo)構(gòu)建

指標(biāo)構(gòu)建按照Fama和French規(guī)則并進(jìn)行延伸定義，每周根據(jù)511只標(biāo)的股按照Size大小進(jìn)行排序，利用這個(gè)排序中的中位數(shù)Size將所有股票分成兩組（S組，B組）；同時(shí)，在Size分組后的股票按照BM進(jìn)行排序，進(jìn)一步細(xì)分成3組：即前30%（H組），中間40%（M組），后30%（L組）。再在以上分組的基礎(chǔ)上， 進(jìn)一步根據(jù)非流動(dòng)性比率Illiq分為兩組（I組，V組），最終構(gòu)成12個(gè)組合（S/L/I、S/M/I、S/H/I、B/L/I、B/M/I、B/H/I、S/L/V、S/M/V、S/H/V、B/L/V、B/M/V、B/H/V），然后利用市值加權(quán)平均得到12個(gè)組合的周回報(bào)率。規(guī)模因子、賬面市值比因子及流動(dòng)性因子的構(gòu)造方法如表1所示。

（三）回歸模型設(shè)定

為了檢驗(yàn)我國(guó)股票市場(chǎng)的規(guī)模效應(yīng)、價(jià)值效應(yīng)和流動(dòng)性溢價(jià)效應(yīng)，模型設(shè)定如下：

（四）估計(jì)方法選擇

在對(duì)模型參數(shù)的估計(jì)方法上，經(jīng)典的最小二乘估計(jì)需要滿足所有解釋變量不相關(guān)、誤差項(xiàng)同方差且服從正態(tài)分布等嚴(yán)格的假設(shè)條件，而GMM估計(jì)允許隨機(jī)誤差項(xiàng)存在異方差、序列相關(guān)及殘差項(xiàng)正態(tài)分布，可以進(jìn)行自相關(guān)調(diào)整?？梢姡珿MM估計(jì)具有更多優(yōu)良特征，所以本文采用GMM估計(jì)方法。

三、數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)分析

（一）樣本選取和數(shù)據(jù)說明

本文選取567只滬股通標(biāo)的股作為研究樣本，以2012年1月至2016年6月作為研究區(qū)間，個(gè)股周回報(bào)率數(shù)據(jù)來(lái)自CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)， 其他均來(lái)自于Wind數(shù)據(jù)庫(kù)。為保證數(shù)據(jù)分析的有效性和可比性，對(duì)樣本標(biāo)的股進(jìn)行了如下處理：

1. 剔除賬面市值比為負(fù)值的股票。本文選中的567家滬股通標(biāo)的股中主要有6家存在賬面市值比為負(fù)的公司，分別是國(guó)新能源（600617.SH）、宏發(fā)股份（600885.SH）、廣日股份（600894.SH）、赤峰黃金（600988.SH）、青海春天（600381.SH）、洛陽(yáng)玻璃（600876.SH），均予以剔除。

2. 剔除長(zhǎng)期停牌或退市股票。在第1步的基礎(chǔ)上，繼續(xù)刪除交易周數(shù)不足150周的股票，共剔除50只股票。

3.在以上兩步的基礎(chǔ)上，對(duì)于交易天數(shù)只有一天的股票刪除該周的數(shù)據(jù)， 目前主要集中于2013年9月30日至10月4日及2014年2月3日至7日這兩周， 由于節(jié)假日導(dǎo)致交易天數(shù)只有一天，所以刪除所有股票此兩周數(shù)據(jù)。

綜上，本文研究標(biāo)的共511家，在研究樣本給定的基礎(chǔ)上進(jìn)行計(jì)算分析。

（二）描述性統(tǒng)計(jì)分析與相關(guān)系數(shù)分析

本文對(duì)個(gè)股變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析（見表2），結(jié)果顯示：個(gè)股超額回報(bào)率的最小值是-71.93%，最大值為61.21%， 非流動(dòng)性比率最小值為0，而最大值為33.67，均值為2.29，說明個(gè)股超額回報(bào)率和非流動(dòng)性比率可能存在特異值。同時(shí)R-Rf呈現(xiàn)左偏分布，而其他變量呈現(xiàn)右偏分布；R-Rf、Illiq峰度大于3， 呈現(xiàn)尖峰厚尾特征，Size、BM峰度小于3，呈現(xiàn)平峰厚尾特征；J-B正態(tài)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量服從自由度為2的分布，結(jié)果顯示統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)的概率p值近似于0，即各變量數(shù)據(jù)拒絕正態(tài)分布假設(shè)。

進(jìn)一步觀察各指標(biāo)之間的關(guān)系，考慮個(gè)股超額回報(bào)率與市場(chǎng)超額回報(bào)率和前一周的賬面市值比、公司規(guī)模、 股票的流動(dòng)性度量指標(biāo)之間的相關(guān)關(guān)系，計(jì)算5個(gè)變量之間的相關(guān)系數(shù)，見表3。結(jié)果顯示：個(gè)股超額回報(bào)率與市場(chǎng)超額回報(bào)率之間的相關(guān)系數(shù)最大，為0.56， 遠(yuǎn)高于與其他變量之間的系數(shù)，這說明市場(chǎng)超額回報(bào)率是影響個(gè)股超額回報(bào)率的最主要因素，對(duì)個(gè)股超額回報(bào)具有較高的解釋能力。同時(shí)，相關(guān)系數(shù)顯示個(gè)股超額回報(bào)率與前一周的賬面市值比、公司規(guī)模及流動(dòng)性指標(biāo)之間的相關(guān)系數(shù)分別為正、負(fù)、正，這說明高規(guī)模、低賬面市值比及高流動(dòng)性不利于股票獲得超額收益。 同時(shí)，表4關(guān)于分組數(shù)據(jù)也顯示隨著賬面市值比的增加、非流動(dòng)性比率的增加（流動(dòng)性的降低），各組超額收益率有一定的下降趨勢(shì)，這說明我國(guó)滬股通市場(chǎng)存在價(jià)值溢價(jià)和流動(dòng)性溢價(jià)。

四、滬股通標(biāo)的股模型有效性檢驗(yàn)

為了考察我國(guó)股票市場(chǎng)除了市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)以外的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)如流動(dòng)性溢價(jià)、 規(guī)模效應(yīng)和價(jià)值效應(yīng)，本文分別按照前一周的公司規(guī)模、賬面市值比和流動(dòng)性度量指標(biāo)將樣本股票劃分為4組，再對(duì)每組樣本股進(jìn)行等權(quán)重平均，然后對(duì)各組合進(jìn)行檢驗(yàn)。分組滿足Size1→Size4（規(guī)模由小至大），BM1→BM4（賬面市值比由小至大），Illiq1→Illiq4（非流動(dòng)性比率由小至大，即流動(dòng)性依次降低）。

（一）時(shí)間序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)

偽回歸是存在于時(shí)間序列回歸中的一種特殊現(xiàn)象，為了防止出現(xiàn)偽回歸問題，對(duì)各組平均超額收益率序列、市場(chǎng)超額收益率序列及構(gòu)造的三個(gè)因子進(jìn)行單位根檢驗(yàn)——ADF檢驗(yàn)（Augmented Dickey-Fuller），檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。

表5結(jié)果顯示各序列的ADF統(tǒng)計(jì)量絕對(duì)值均大于臨界值|t0.05（223）|=3.46，落在了拒絕域內(nèi)，因此拒絕原假設(shè)（原假設(shè)為至少存在一個(gè)單位根），說明各序列皆平穩(wěn)，不存在單位根。所有解釋變量與被解釋變量都滿足平穩(wěn)性假設(shè)，可進(jìn)行回歸分析。

（二）CAPM及F-F三因子模型檢驗(yàn)

采用GMM估計(jì)方法，標(biāo)的股平均超額收益率數(shù)據(jù)對(duì)市場(chǎng)超額風(fēng)險(xiǎn)收益率和構(gòu)造的SMB、HML因子進(jìn)行回歸，結(jié)果如表6所示。

表6中CAPM模型有效性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，除Size4-Size1，BM3兩組的？琢在10%的顯著性水平不顯著外，其他13組的？琢在10%的顯著性水平是顯著的，即？琢≠0，說明我國(guó)滬股通市場(chǎng)存在規(guī)模效應(yīng)、賬面市值比效應(yīng)和流動(dòng)性溢價(jià)效應(yīng)，且CAPM模型不能解釋滬股通標(biāo)的股市場(chǎng)的這三種效應(yīng)，即CAPM定價(jià)模型在滬股通市場(chǎng)是無(wú)效的。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)， 隨著規(guī)模和賬面市值比的增加，？琢有一定的降低趨勢(shì)，可調(diào)整R2逐漸增大，可見規(guī)模和賬面市值比越大，市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)對(duì)股票超額收益的解釋能力增強(qiáng)； 隨著流動(dòng)性的減弱，？琢有一定的增加趨勢(shì)，可調(diào)整R2逐漸降低， 市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)對(duì)股票超額收益的解釋能力減弱。

F-F三因子模型檢驗(yàn)顯示，在規(guī)模、賬面市值比的10個(gè)分組在10%的顯著性水平均不顯著，即？琢=0，綜合看來(lái)F-F三因子模型可以解釋我國(guó)滬股通市場(chǎng)的規(guī)模效應(yīng)以及價(jià)值效應(yīng)；然而，在非流動(dòng)性Illiq的5個(gè)分組在1%的顯著性水平下均顯著不為0，即F-F三因子模型不能解釋我國(guó)滬股通市場(chǎng)的流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)效應(yīng)。對(duì)比CAPM模型可以看出， 隨著規(guī)模因子和賬面市值比因子的引入，F(xiàn)-F三因子模型對(duì)股票超額溢價(jià)的解釋能力明顯增強(qiáng)，尤其是在規(guī)模分組和賬面市值比分組中，可調(diào)整R2約達(dá)到0.93。

綜上所述，我國(guó)滬股通市場(chǎng)存在規(guī)模效應(yīng)、價(jià)值效應(yīng)及流動(dòng)性溢價(jià)效應(yīng)，但CAPM模型并不能解釋我國(guó)滬股通市場(chǎng)的規(guī)模效應(yīng)、價(jià)值效應(yīng)及流動(dòng)性溢價(jià)效應(yīng)。 而F-F三因子模型對(duì)CAPM進(jìn)行了改進(jìn)，對(duì)于賬面市值比效應(yīng)、規(guī)模效應(yīng)具有一定的解釋作用，但不能解釋我國(guó)滬股通標(biāo)的股市場(chǎng)的流動(dòng)性溢價(jià)效應(yīng)。所以下文將進(jìn)一步考慮引入流動(dòng)性因子改進(jìn)后的F-F擴(kuò)展模型。

（三）加入流動(dòng)性因子的Fama-French擴(kuò)展模型檢驗(yàn)

用標(biāo)的股超額收益率數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)市場(chǎng)超風(fēng)險(xiǎn)收益率和構(gòu)造的SMB、HML、INV因子進(jìn)行回歸，結(jié)果如表7所示。

則接受原假設(shè)，認(rèn)為工具變量有效。同時(shí)，除Illiq3外， 其他14組分組檢驗(yàn)結(jié)果顯示？琢均不顯著，即？琢=0，可以看出，引入流動(dòng)性因子后的F-F擴(kuò)展模型不僅能解釋規(guī)模效應(yīng)和價(jià)值效應(yīng)，也可以解釋流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)效應(yīng)。同時(shí)，可調(diào)整R2在CAPM模型、F-F三因子模型及引入流動(dòng)性因子的F-F擴(kuò)展模型中依次增大，分別是0.658、0.902和0.913，即模型在滬股通市場(chǎng)的解釋能力依次增強(qiáng)，尤其是F-F三因子模型相對(duì)CAPM模型解釋能力有較大的提升，F(xiàn)-F擴(kuò)展模型的解釋能力更高， 可以很好地解釋股票超額收益率。 綜合看來(lái)， 相比CAPM模型、F-F三因子模型，F(xiàn)-F擴(kuò)展模型一方面可以解釋我國(guó)滬股通市場(chǎng)的流動(dòng)性溢價(jià)效應(yīng)，同時(shí)對(duì)滬股通市場(chǎng)股票超額風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)的解釋能力更強(qiáng)，因此更適合我國(guó)滬股通標(biāo)的股市場(chǎng)的定價(jià)研究。

進(jìn)一步分析，在三個(gè)模型中，市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)系數(shù)？茁均大于0且依次降低，分別是1.025、0.978和0.773，說明隨著規(guī)模因子、賬面市值比因子及流動(dòng)性因子的加入，股票超額收益對(duì)市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)的敏感度有所下降。同樣，對(duì)比F-F三因子模型及其擴(kuò)展模型也可以發(fā)現(xiàn)，股票超額收益對(duì)規(guī)模因子的敏感度有所下降，但股票超額收益對(duì)賬面市值比因子的敏感度有所上升，這可能是因?yàn)榱鲃?dòng)性因子與賬面市值比因子之間存在一定的關(guān)系。在F-F擴(kuò)展模型中，規(guī)模因子系數(shù)s隨著規(guī)模的增加而減小，賬面市值比因子系數(shù)h隨著賬面市值比的增加而增大，流動(dòng)性因子系數(shù)i隨著非流動(dòng)性的增加而增大，即隨著流動(dòng)性的減小而增大，可見我國(guó)滬股通市場(chǎng)存在規(guī)模效應(yīng)、價(jià)值效應(yīng)和流動(dòng)性溢價(jià)效應(yīng)。

（四）滬股通對(duì)股票定價(jià)的影響

以上說明引入流動(dòng)性因子的F-F擴(kuò)展模型基本可以解釋滬股通市場(chǎng)的規(guī)模效應(yīng)、價(jià)值效應(yīng)和流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)效應(yīng)， 以下采用F-F擴(kuò)展模型分析滬股通事件對(duì)于股票定價(jià)的影響。

對(duì)比滬股通實(shí)施前后的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，滬股通開通后比開通前F-F擴(kuò)展模型對(duì)股票超額收益的解釋能力有明顯的提升，市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)仍然是影響股票超額收益最主要的因素。相比滬股通開通前，股票超額收益對(duì)市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)因子的敏感度下降，而對(duì)規(guī)模因子、賬面市值比因子和流動(dòng)性因子的敏感度有所上升，說明滬股通實(shí)施后，規(guī)模效應(yīng)、賬面市值效應(yīng)及流動(dòng)性溢價(jià)效應(yīng)對(duì)股票價(jià)格的影響力更大，即滬股通開通促使投資者更加注重價(jià)值投資。

五、結(jié)論

本文研究的核心是我國(guó)滬股通標(biāo)的股的流動(dòng)性溢價(jià)效應(yīng)與資產(chǎn)定價(jià)問題，從理論和實(shí)證分析的角度考察我國(guó)股票市場(chǎng)的流動(dòng)性溢價(jià)效應(yīng)、規(guī)模效應(yīng)及價(jià)值效應(yīng)。 檢驗(yàn)結(jié)果顯示，CAPM模型不能解釋滬股通市場(chǎng)的規(guī)模效應(yīng)、價(jià)值效應(yīng)以及流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)效應(yīng)，即不適合滬股通市場(chǎng)定價(jià)研究；而F-F三因子模型可以解釋我國(guó)滬股通市場(chǎng)的規(guī)模效應(yīng)和價(jià)值效應(yīng)， 但是不能解釋流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)效應(yīng)。在引入流動(dòng)性因子的F-F擴(kuò)展模型中，規(guī)模效應(yīng)、價(jià)值效應(yīng)以及流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)效應(yīng)均可以得到解釋， 所以認(rèn)為F-F擴(kuò)展模型更能解釋我國(guó)滬股通市場(chǎng)的超額收益率現(xiàn)象，可以用于我國(guó)滬股通市場(chǎng)股票的定價(jià)研究模型。進(jìn)一步研究滬股通對(duì)于資產(chǎn)定價(jià)的影響， 發(fā)現(xiàn)滬股通的開通使得F-F擴(kuò)展模型對(duì)股票超額收益的解釋能力有明顯的提升，且實(shí)施后規(guī)模效應(yīng)、賬面市值效應(yīng)及流動(dòng)性溢價(jià)效應(yīng)對(duì)股票價(jià)格的影響力更大，即滬股通開通更有利于投資者回歸價(jià)值投資。

參考文獻(xiàn)：

[1]Fama E F，F(xiàn)rench K R. The Cross-Section of Expected Stock Returns[J]. Journal of Finance，1992，47（2）：427-65.

[2]Nartea G V，Ward B D，Djajadikerta H G. Size，BM，and momentum effects and the robustness of the Fama-French three-factor model： Evidence from New Zealand[J]. International Journal of Managerial Finance，2009，5（4）：179-200.

[3]熊明達(dá). Fama-French三因素模型在中國(guó)股市的應(yīng)用——基于A股市場(chǎng)的實(shí)證檢驗(yàn)[J]. 當(dāng)代經(jīng)濟(jì)，2015（26）：130-131.

[4]盧宇燕. Fama-French三因素模型在中國(guó)股票市場(chǎng)的適用性分析[J]. 武漢金融，2015（2）：32-34.

[5]Halliwell B J，R R H，Sawicki J. Size and Bood to Market Effects in Australian Share Markets： A Time Series Analysis[J]. Accounting Research Jounal，2010.

[6]Shafana M，Rimziya A F，Jariya A I. Relationship between Stock Returns and Firm Size，and Book-To-Market Equity： Empirical Evidence from Selected Companies Listed on Milanka Price Index in Colombo Stock Exchange[J]. Journal of Emerging Trends in Economics & Management Sciences，2013（14）：217-225.

[7]Eraslan V. Fama and French Three-Factor Model： Evidence from Istanbul Stock Exchange[J]. International Journal of Economics & Business Research，2013，4（2）：11-22.

[8]田利輝，王冠英，張偉. 三因素模型定價(jià)：中國(guó)與美國(guó)有何不同？[J]. 國(guó)際金融研究，2014（7）：37-45.

[9]武翰. 實(shí)證分析滬港通對(duì)滬市的影響——基于Fama-French三因素模型[J]. 財(cái)經(jīng)界，2016（3）：31-35.

[10]Amihud Y. Illiquidity and stock returns： cross-section and time-series effects[J]. Journal of Financial Markets，2002，5（1）：31-56.

[11]謝赤，曾志堅(jiān). 股票市場(chǎng)流動(dòng)性溢價(jià)的實(shí)證研究[J]. 數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2005，22（09）：143-154.

[12]陸靜，唐小我. 基于流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)的多因素定價(jià)模型及其實(shí)證研究[J]. 中國(guó)管理科學(xué)，2006，14（5）：45-51.

[13]陳青，李子白. 我國(guó)流動(dòng)性調(diào)整下的CAPM研究[J]. 數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究. 2008，25（6）：66-78.

[14]李文鴻，田彬彬，周啟運(yùn). 股市流動(dòng)性與股票收益率的面板數(shù)據(jù)實(shí)證分析[J]. 統(tǒng)計(jì)與決策，2012（10）：150-153.

[15]胡志強(qiáng)，馬文博. 中國(guó)股票市場(chǎng)流動(dòng)性溢價(jià)實(shí)證研究[J]. 當(dāng)代經(jīng)濟(jì)，2015（26）：126-129.

[16]張維，周芳. 中國(guó)股票市場(chǎng)流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)研究[J]. 金融研究，2011，5：194-207.

[17]張維，周芳. 中國(guó)股票市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)因素相關(guān)性研究[J]. 管理學(xué)報(bào)，2012，9（7）：994-1000.

（責(zé)任編輯：李丹；校對(duì)：郄彥平）