導(dǎo)語(yǔ)：中信證券β系數(shù)實(shí)例思考一文來(lái)源于網(wǎng)友上傳，不代表本站觀點(diǎn)，若需要原創(chuàng)文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

一、問(wèn)題的提出

隨著社會(huì)的進(jìn)步，中國(guó)證券業(yè)日益發(fā)展和成熟，以及國(guó)際金融市場(chǎng)的不穩(wěn)定性加劇，資本資產(chǎn)定價(jià)理論越來(lái)越受到專家學(xué)者的重視。β系數(shù)的測(cè)量是運(yùn)用資本資產(chǎn)定價(jià)模型進(jìn)行理論分析和實(shí)務(wù)操作的關(guān)鍵環(huán)節(jié)。β系數(shù)反映了某種（類）資產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)受市場(chǎng)上資本價(jià)格平均變動(dòng)的影響程度。近年來(lái)，隨著我國(guó)證券市場(chǎng)的發(fā)展，以及國(guó)際金融市場(chǎng)的不穩(wěn)定性加劇，證券市場(chǎng)的系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)更多地引起了人們的注意。因此，對(duì)β系數(shù)的準(zhǔn)確估計(jì)具有重要的現(xiàn)實(shí)意義，同時(shí)具有極其重要的理論價(jià)值。

二、國(guó)內(nèi)外的主要研究

1971年3月，Blume在《金融學(xué)刊》上發(fā)表了“論風(fēng)險(xiǎn)的衡量”一文，研究了1926年1月到1968年6月間在紐約證券交易所掛牌上市的所有股票，估計(jì)出各時(shí)間段的β系數(shù)，然后以統(tǒng)計(jì)學(xué)的相關(guān)分析法為基礎(chǔ)，對(duì)單個(gè)股票和不同規(guī)模組合的β系數(shù)的穩(wěn)定性進(jìn)行檢驗(yàn)。他得出的主要結(jié)論是：①在一個(gè)時(shí)期內(nèi)估計(jì)出來(lái)的風(fēng)險(xiǎn)系數(shù)是其未來(lái)估計(jì)值的有偏估計(jì)值；②組合規(guī)摸越大，未來(lái)的β系數(shù)能被更準(zhǔn)確的預(yù)測(cè)；③高β系數(shù)的股票在下一期的β系數(shù)被動(dòng)相對(duì)較小，而低β系數(shù)的股票在下一期間內(nèi)則變動(dòng)較大，并且低風(fēng)險(xiǎn)股票組合的β系數(shù)表現(xiàn)出的回歸趨勢(shì)比高風(fēng)險(xiǎn)股票組合的β系數(shù)更為顯著。同一年，Levy研究了1960~1970年間在美國(guó)紐約證券交易所上市的500只股票，縮短了估計(jì)時(shí)間，采用周收益率為數(shù)據(jù)，并改變了前后估計(jì)段等長(zhǎng)的傳統(tǒng)做法，以52周為基期，后續(xù)期分別為52周、26周和13周。研究得出，在較短的時(shí)間段內(nèi)（52周），單一股票的β系數(shù)是相當(dāng)不穩(wěn)定的，但組合β系數(shù)的穩(wěn)定性有顯著的提高。而且組合規(guī)模越大，估計(jì)時(shí)間段越長(zhǎng)，β系數(shù)穩(wěn)定性越高。Bos和Newbold（1984）、Collins與Ledolter和Rayburn（1987）等都對(duì)β系數(shù)的穩(wěn)定性進(jìn)行了研究。Groebewold和Fraser（1999）研究了澳大利亞上市公司的β系數(shù)的時(shí)變性。Estrada(2000)在研究歐洲的股票β系數(shù)的穩(wěn)態(tài)狀態(tài)后，指出，如果錯(cuò)誤地指定β穩(wěn)定，則可能低估總風(fēng)險(xiǎn)和系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)而高估風(fēng)險(xiǎn)調(diào)整后的收益。我國(guó)學(xué)者沈藝峰（1994）最早把“Chow檢驗(yàn)法”用于β估計(jì)值的穩(wěn)定性檢驗(yàn)。他的研究結(jié)果表明：“在上海證券交易所上市的股票的β系數(shù)，絕大多數(shù)具有一定的穩(wěn)定性”。沈藝峰和陳浪南（1995）利用同樣的方法檢驗(yàn)了自1992年6月至1993年10月深圳證券交易所上市的8種股票的β系數(shù)的穩(wěn)定性，檢驗(yàn)結(jié)果基本上是穩(wěn)定的。陳周敏（1988）完成沿用了沈藝峰的做法，對(duì)上海證券交易所30種股票的β系數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)，增加了樣本，但是在計(jì)算收益率時(shí)存在錯(cuò)誤。馬喜德和鄭振龍（2006）使用深發(fā)展時(shí)間序列樣本對(duì)β系數(shù)進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)深發(fā)展的β系數(shù)遵循均值回歸的過(guò)程。然而，該文章所研究的樣本個(gè)數(shù)太少，說(shuō)服力比較有限。陳學(xué)華和韓兆洲（2006）以按分析家中33個(gè)行業(yè)劃分形成的股票組合為樣本，采用CUSUMSQ統(tǒng)計(jì)量對(duì)β系數(shù)檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)各行業(yè)的股票組合普遍存在不穩(wěn)定特征，采用基于卡爾曼濾波的市場(chǎng)模型有更好的預(yù)測(cè)效果，β系數(shù)的時(shí)變性可以用均值回復(fù)過(guò)程來(lái)描述。但是，該文章僅檢驗(yàn)了均值回歸過(guò)程的預(yù)測(cè)效果，并未對(duì)均值回歸本身進(jìn)行深入探討。

三、中信證券的β系數(shù)的實(shí)證研究

（一）理論基礎(chǔ)

在馬柯維茲《投資組合的選擇》一文的啟發(fā)下，wlliiamsharpe在1964年的博士論文中提出了資本資產(chǎn)定價(jià)模型CAPM，在wlliiamsharpe之后，林特（1965年）和莫森（1966年）等人也相繼提出資本資產(chǎn)定價(jià)模型。由于β系數(shù)的大小關(guān)系到投資組合的風(fēng)險(xiǎn)與收益，所以很多專家學(xué)者都對(duì)β系數(shù)的穩(wěn)定性和實(shí)用性做了很多實(shí)證研究，所以本文對(duì)中信證券的β系數(shù)的回歸和檢驗(yàn)室具有預(yù)測(cè)價(jià)值。

（二）研究方法和數(shù)據(jù)收集

如圖中證券特征線所示，橫坐標(biāo)代表的是市場(chǎng)收益率，縱坐標(biāo)代表的是證券收益率，證券特征線(SCL,SecurityCharacteristicLine)通過(guò)這個(gè)坐標(biāo)，其斜率即為β系數(shù)，本實(shí)證研究把上證綜指從2004年8月31日至2010年10月15日的市場(chǎng)收益率設(shè)為自變量（X），把中信證券2004年8月31日至2010年10月15日的收益率作為因變量（Y），對(duì)其進(jìn)行回歸以后，對(duì)實(shí)證的結(jié)果進(jìn)行了異方差、自相關(guān)和單位根的檢驗(yàn)。搜集的數(shù)據(jù)如表1所示。

（三）模型的建立

1.運(yùn)用Eviews軟件，得出Y（中信證券利潤(rùn)率）與X（上證指數(shù)盈余率）的大致圖形。由圖2可以看出，Y和X大致滿足線性關(guān)系。依據(jù)圖中Y,X所呈現(xiàn)出的線性關(guān)系，建立一元線性回歸模型：Yt=β1+β2Xt+ut被解釋變量Y為中信證券利潤(rùn)率，X為上證指數(shù)盈余率，u為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。根據(jù)折線圖的分析可以得出中信證券與上證指數(shù)的大致走勢(shì)趨同，通過(guò)散點(diǎn)圖可以初步描繪出中信證券與上證指數(shù)之間的線性關(guān)系，為了能更好地得出他們之間的線性關(guān)系，我們將進(jìn)行進(jìn)一步的線性分析。

2.回歸模型的檢驗(yàn)。得出回歸方程：Y^i=4.629186+1.401345Xit=2.8708039.419615R2=0.600620R2=0.593851F=88.72914DW=2.092790(1)擬合優(yōu)度檢驗(yàn)：從估計(jì)的結(jié)果可以看出，模型擬合的較好，樣本決定系數(shù)R2=0.600620，表明模型整體擬合的較好。(2)t檢驗(yàn)：對(duì)于C2而言,t統(tǒng)計(jì)量為9.419615。給定顯著性水平α=0.05，查t分布表，在自由度為61-2=59下，得臨界值t0.025(59)=2.001，由于各解釋變量系數(shù)的t值均大于臨界值，所以解釋變量對(duì)被解釋變量顯著。

3.協(xié)方差和自相關(guān)檢驗(yàn)。從表3可以看出，nR2=1.707522,由white檢驗(yàn)可知，在a=0.05下，查X2分布表，得臨界值X20.05（2）=5.9915，同時(shí)X和t檢驗(yàn)值也顯著。比較計(jì)算的統(tǒng)計(jì)量與臨界值，因?yàn)閚R2=1.707522<X20.05（2）=5.9915，所以拒絕備擇假設(shè)，接受原假設(shè)，表明模型不存在異方差。由DW=2.009483，給定顯著性水平=0.05，查DW表，當(dāng)n=61，k=2時(shí)，得下限臨界值dL=1.513，上限臨界值dU=1.651，因?yàn)镈W統(tǒng)計(jì)量為dU=1.651<2.009483<4-1.651=2.349，根據(jù)判定區(qū)域知不存在自相關(guān)。4.單位根檢驗(yàn)。考慮到這組時(shí)間序列可能出現(xiàn)偽回歸的情況，對(duì)數(shù)據(jù)Y和X分別進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。(1)Y的單位根檢驗(yàn)。由檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，Y的ADFTestStatistic=-3.904456，小于置信水平為1%時(shí)的-3.5437，說(shuō)明此時(shí)Y的單位根檢驗(yàn)通過(guò)。(2)X的單位根檢驗(yàn)。由檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，X的ADFTestStatistic=-3.633247,小于置信水平為1%時(shí)的-3.5437，說(shuō)明此X的單位根檢驗(yàn)通過(guò)。所以可以得出結(jié)論：他們都是平穩(wěn)的序列，不存在偽回歸。通過(guò)以上的論述，可以得到最終的回歸模型：Y=4.629186+1.401345X即上證指數(shù)每變動(dòng)1個(gè)百分點(diǎn)，中信證券將會(huì)變動(dòng)1.401345個(gè)百分點(diǎn)。

四、結(jié)論

對(duì)于大多數(shù)的投資者來(lái)說(shuō)，關(guān)注較多的是股票的預(yù)期收益和風(fēng)險(xiǎn)。由以上的分析，我們發(fā)現(xiàn)，上證指數(shù)每變動(dòng)1個(gè)百分點(diǎn)，中信證券將會(huì)變動(dòng)1.401345個(gè)百分點(diǎn)，說(shuō)明中信證券股票隨市場(chǎng)收益率變動(dòng)的影響還是很大的，振幅波動(dòng)較大，選擇中信證券進(jìn)行投資還是存在一定的風(fēng)險(xiǎn)，投資者需全面地對(duì)該股票進(jìn)行衡量后做出投資決策；計(jì)算得出的R2=0.600620，說(shuō)明該模型的擬合優(yōu)度良好，總風(fēng)險(xiǎn)=市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)+特有風(fēng)險(xiǎn)，市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)是0.6，則特有風(fēng)險(xiǎn)是0.4，此時(shí)投資者應(yīng)該更加關(guān)注市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)，即國(guó)家的宏觀經(jīng)濟(jì)走勢(shì)及國(guó)家的宏觀調(diào)控政策。