4.3.1 擴(kuò)展的S-X模型分析

每一次交易發(fā)生時(shí)，交易價(jià)格中包含了轉(zhuǎn)售期權(quán)價(jià)值部分q*，表現(xiàn)為買方的需求價(jià)格與其對(duì)資產(chǎn)基礎(chǔ)價(jià)值評(píng)估的差別。同時(shí)，在均衡期權(quán)價(jià)值函數(shù)中，這也是在買方持有資產(chǎn)的最初時(shí)點(diǎn)(即信念差異時(shí))轉(zhuǎn)售期權(quán)的價(jià)值。此模型中，這一部分表示為:

相應(yīng)地，轉(zhuǎn)售期權(quán)價(jià)值函數(shù)可以表示為:

應(yīng)當(dāng)指出的是，連續(xù)時(shí)間均衡模型中某些初始設(shè)定的變動(dòng)將改變轉(zhuǎn)售期權(quán)的價(jià)值。當(dāng)市場(chǎng)中的交易者意識(shí)到，資產(chǎn)價(jià)格單方向連續(xù)變化的情形不會(huì)永遠(yuǎn)持續(xù)下去，在將來(lái)的某一時(shí)點(diǎn)，或許會(huì)出現(xiàn)資產(chǎn)難以轉(zhuǎn)售的情況(轉(zhuǎn)售期權(quán)的價(jià)值是始終存在的，直到其消失的那一隨機(jī)時(shí)點(diǎn))。那么，這將減小轉(zhuǎn)售期權(quán)的價(jià)值，即執(zhí)行期權(quán)所獲收益將對(duì)應(yīng)一個(gè)較大的折現(xiàn)率。假設(shè)交易者A(B)認(rèn)為這種情況在某一時(shí)段內(nèi)發(fā)生的次數(shù)依照泊松過(guò)程，這些泊松過(guò)程具有一個(gè)共同的分布參數(shù)θ、彼此相互獨(dú)立、并且獨(dú)立于描述模型的4個(gè)布朗運(yùn)動(dòng)。此時(shí)，轉(zhuǎn)售期權(quán)的價(jià)值應(yīng)滿足:

與上式相對(duì)應(yīng)，式(4-41a)、(4-42a)、(4-43a)及(4-44a)變化為:

下面將討論在連續(xù)時(shí)間均衡模型中，某些參數(shù)變化對(duì)于轉(zhuǎn)售期權(quán)價(jià)值q*的影響。為簡(jiǎn)化分析，首先討論交易成本c=0時(shí)的情況。當(dāng)交易成本為正，即c＞0時(shí)，這些性質(zhì)依然成立。當(dāng)c=0時(shí)，定理1表明k*=0，即每當(dāng)交易者對(duì)資產(chǎn)基礎(chǔ)價(jià)值的評(píng)估相同時(shí)，交易便會(huì)發(fā)生。但期權(quán)價(jià)值q*是嚴(yán)格為正的，因?yàn)?

可以將q*由模型中的參數(shù)表示出。其中，is與i D分別測(cè)度了兩類信號(hào)中的信息與股息流中的信息。為簡(jiǎn)化計(jì)算，可設(shè)定λ=0，則q*的表達(dá)式為:

當(dāng)φ＞1時(shí):

當(dāng)0＜φ＜1時(shí):

為直觀地呈現(xiàn)轉(zhuǎn)售期權(quán)價(jià)值q*與模型中其余參數(shù)之間的變化關(guān)系，下面通過(guò)設(shè)定具體的參數(shù)值進(jìn)行模擬分析，可得出固定模型中的其余參數(shù)時(shí)，某一參數(shù)的變化對(duì)于轉(zhuǎn)售期權(quán)價(jià)值q*的影響:

1)轉(zhuǎn)售期權(quán)價(jià)值q*與投資者信心系數(shù)φ

圖4-1 預(yù)期獲利情形φ∈[1，5]

注:各參數(shù)值具體設(shè)定為:r=5%，λ=0，θ=0.1，is=1，i D=2，其中，q*作為基礎(chǔ)波動(dòng)的倍數(shù)來(lái)測(cè)度。

圖4-2 預(yù)期止損情形φ∈[0，1]

注:各參數(shù)值具體設(shè)定為:r=5%，λ=0，θ=0.1，is=1，i D=2，其中，q*作為基礎(chǔ)波動(dòng)的倍數(shù)來(lái)測(cè)度。

2)轉(zhuǎn)售期權(quán)價(jià)值q*與資產(chǎn)基礎(chǔ)價(jià)值的波動(dòng)率σf]

圖4-3 預(yù)期獲利情形φ=2.77，σf∈ ，1[0

注:各參數(shù)值具體設(shè)定為:r=5%，λ=0，θ=0.1，is=1，i D=2。]

圖4-4 預(yù)期止損情形φ=0.5，σf∈ ，1[0

注:各參數(shù)值具體設(shè)定為:r=5%，λ=0，θ=0.1，is=1，i D=2。

3)轉(zhuǎn)售期權(quán)價(jià)值q*與無(wú)風(fēng)險(xiǎn)利率r

圖4-5 預(yù)期獲利情形φ=2.77，r∈(0，0.1）

注:各參數(shù)值具體設(shè)定為:σf=0.66，λ=0，θ=0.1，is=1，i D=2。

圖4-6 預(yù)期止損情形φ=0.5，r∈(0，0.1）

注:各參數(shù)值具體設(shè)定為:σf=0.66，λ=0，θ=0.1，is=1，i D=2。

4)轉(zhuǎn)售期權(quán)價(jià)值q*與泊松分布參數(shù)θ

圖4-7 預(yù)期獲利情形φ=2.77，θ∈(0，1)

注:各參數(shù)值具體設(shè)定為:σf=0.66，λ=0，r=0.05，is=1，i D=2。

圖4-8 預(yù)期止損情形φ=0.5，θ∈(0，1)

注:各參數(shù)值具體設(shè)定為:σf=0.66，λ=0，r=0.05，is=1，i D=2。

5)轉(zhuǎn)售期權(quán)價(jià)值q*與交易成本c

圖4-9 預(yù)期獲利情形φ=2.77，c∈(0，0.05)

注:各參數(shù)值具體設(shè)定為:σf=0.66，λ=0，r=0.05，θ=0，is=1，i D=2。

圖4-10 預(yù)期止損情形φ=0.5，c∈(0，0.05)

注:各參數(shù)值具體設(shè)定為:σf=0.66，λ=0，r=0.05，θ=0，is=1，i D=2。

以上變化關(guān)系可具體表述為:投資者信心系數(shù)φ∈(1，∞ ）時(shí)，投資者過(guò)度自信程度φ值增大，轉(zhuǎn)售期權(quán)價(jià)值q*增大；投資者信心系數(shù)φ∈ ，1(0 ）時(shí)，投資者越是信心不足，即φ值減小，轉(zhuǎn)售期權(quán)價(jià)值q*增大；股票資產(chǎn)基礎(chǔ)價(jià)值的波動(dòng)σf增大，轉(zhuǎn)售期權(quán)價(jià)值q*增大；無(wú)風(fēng)險(xiǎn)利率r上升，轉(zhuǎn)售期權(quán)價(jià)值q*減小；泊松參數(shù)θ增大，轉(zhuǎn)售期權(quán)價(jià)值q*減??；交易成本c增大，轉(zhuǎn)售期權(quán)價(jià)值q*減小。

4.3.2 擴(kuò)展的S-X模型運(yùn)用[1]

1)擴(kuò)展的S-X模型各參數(shù)值估計(jì)

(1)投資者信心系數(shù)。

信心系數(shù)的大小取決于一定市場(chǎng)行情中投資者的自信程度，可以在驗(yàn)證投資者存在過(guò)度自信(或信心不足)的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步確定信心系數(shù)φ的具體取值。即信心系數(shù)φ的求解分為兩步:首先，按照金融經(jīng)濟(jì)研究中的標(biāo)準(zhǔn)模式驗(yàn)證整體股票市場(chǎng)中投資者過(guò)度自信或信心不足的存在性，以賦予信心系數(shù)φ以現(xiàn)實(shí)的經(jīng)濟(jì)含義。隨后，依據(jù)心理學(xué)研究成果確定信心系數(shù)φ的具體數(shù)值。

關(guān)于投資者對(duì)自身的股票估值技術(shù)存在過(guò)度自信的命題已經(jīng)逐漸成為金融經(jīng)濟(jì)研究中的一個(gè)規(guī)范化假設(shè)(Statman et al.，2006)。在驗(yàn)證投資者過(guò)度自信的實(shí)證文獻(xiàn)中，具體理論依據(jù)與檢驗(yàn)方法也經(jīng)歷了一系列變革。其中，Odean (1998)與Gervais和Odean(2001)兩篇文獻(xiàn)最具代表性。他們認(rèn)為，股票成交量的臨時(shí)性變化具有投資者過(guò)度自信的最主要的檢驗(yàn)含意。在其所建立的過(guò)度自信模型中，認(rèn)為高的市場(chǎng)總收益使得一些投資者對(duì)自己所擁有的私有信息的精確性過(guò)度自信。盡管高收益是市場(chǎng)總體范圍內(nèi)的，投資者卻錯(cuò)誤地將財(cái)富的增加歸因于他們自身選擇股票的能力，從而，基于錯(cuò)誤的收益預(yù)期邊界，過(guò)度自信的投資者在隨后時(shí)期中更加頻繁地進(jìn)行交易。另一種情形是，市場(chǎng)的損失減少了投資者的過(guò)度自信與交易行為，盡管這可能是以一種非對(duì)稱的方式出現(xiàn)。在此基礎(chǔ)上，后來(lái)的研究文獻(xiàn)認(rèn)為，在自我歸因偏差下，隨著前期收益的變化，投資者當(dāng)前的信心水平及其帶來(lái)的成交量也相應(yīng)變化。由于收入的出現(xiàn)或提高會(huì)使投資者進(jìn)一步高估自己的知識(shí)能力、運(yùn)氣或所擁有的信息，促使投資者進(jìn)行交易活動(dòng)，從而增加證券市場(chǎng)的交易量；相應(yīng)地，隨著收益的持續(xù)降低，投資者逐漸信心不足，進(jìn)而市場(chǎng)的交易量也逐步減少，即高的市場(chǎng)收益帶來(lái)隨后高的交易量，低的市場(chǎng)收益導(dǎo)致低的交易量。因此，當(dāng)前研究中，驗(yàn)證上漲行情中投資者過(guò)度自信以及下跌行情中表現(xiàn)為信心不足的理論假設(shè)進(jìn)一步演化為股票市場(chǎng)的當(dāng)期交易量和市場(chǎng)過(guò)去的收益高度相關(guān)。

A股市場(chǎng)成立至今，整體市場(chǎng)在短期中的大起大落表明，廣大散戶參與者的非理性和過(guò)度自信(或信心不足)是始終存在的，并且成為影響市場(chǎng)走勢(shì)的一個(gè)關(guān)鍵性因素?；谶@種感性認(rèn)識(shí)，本書(shū)進(jìn)一步借鑒規(guī)范的學(xué)術(shù)研究方法，采用滬、深市場(chǎng)的數(shù)據(jù)對(duì)上述理論假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)，以探究A股市場(chǎng)中投資者在上漲行情中的過(guò)度自信與下跌行情中的信心不足現(xiàn)象。

選取上證綜指與深證成指指數(shù)收盤(pán)價(jià)的周時(shí)間數(shù)據(jù){pt}作為研究樣本，指數(shù)的周收益率Rt由算出，其中pt為當(dāng)前周的指數(shù)收盤(pán)價(jià)格， pt-1為上一周指數(shù)的收盤(pán)價(jià)格。并以每周收盤(pán)時(shí)的成交總量Vt作為交易量的指標(biāo)。樣本期間為2006年11月至2008年10月，除去非交易日后，兩個(gè)周時(shí)間序列各包括102個(gè)觀測(cè)值。上證綜指、深證成指的周收益率與周成交量根據(jù)Wind資訊數(shù)據(jù)庫(kù)和雅虎財(cái)經(jīng)網(wǎng)站(finance.cn.yahoo.com)中原始數(shù)據(jù)整理而成。

市場(chǎng)成交量與前期收益的相關(guān)性檢驗(yàn)表明，在研究期間內(nèi)，滬市中二者的Spearman相關(guān)系數(shù)達(dá)到0.368且在1%的水平下顯著；深市中二者的Spearman相關(guān)系數(shù)達(dá)到0.452且在1%的水平下顯著。

在相關(guān)性分析基礎(chǔ)上，為進(jìn)一步研究市場(chǎng)成交量與市場(chǎng)前期收益之間的內(nèi)在聯(lián)系，我們利用Eviews軟件對(duì)變量Vt和Rt-i進(jìn)行一系列計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法檢驗(yàn)。表4-3列出了本書(shū)研究期間內(nèi)A股市場(chǎng)情況的描述性統(tǒng)計(jì)，從中可以發(fā)現(xiàn):在所研究的樣本期間，滬市總交易量的周均值為3.864(百億股)，市場(chǎng)收益率的周均值為0.0974%；深市總交易量的周均值為0.337(百億股)，市場(chǎng)收益率的周均值為0.429%。

表4-3 相關(guān)變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

注:滬市、深市市場(chǎng)周交易量V的單位為百億股，市場(chǎng)周收益率R的數(shù)量級(jí)為%。

為了客觀地探求A股市場(chǎng)當(dāng)期成交量與市場(chǎng)前期收益之間的內(nèi)在依從關(guān)系，首先需要檢驗(yàn)時(shí)間序列的平穩(wěn)性。我們采用ADF(Agumented Dickey-Fuller)檢驗(yàn)與PP(Phillips-Person)檢驗(yàn)方法，來(lái)驗(yàn)證Rt和Vt的平穩(wěn)性。單位根檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表4-4。

表4-4 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

注:滯后階數(shù)按SC最小原則確定；P值是Mackinnon(1996)單側(cè)檢驗(yàn)的概率值。

表4-4顯示:滬市中，在1%的顯著性水平下，變量R是平穩(wěn)的，在10%的顯著性水平下，變量V是平穩(wěn)的；深市中，在1%的顯著性水平下，變量R是平穩(wěn)的，在5%的顯著性水平下，變量V是平穩(wěn)的。從而，對(duì)兩個(gè)序列所做的回歸就是無(wú)誤偏的有效估計(jì)。

根據(jù)理論假設(shè)，我們采用回歸模型來(lái)驗(yàn)證股票市場(chǎng)當(dāng)期交易量和市場(chǎng)前期收益的關(guān)系。根據(jù)以上變量設(shè)計(jì)，對(duì)樣本總體構(gòu)建如下回歸模型:

其中，Vt表示t期交易量，Rt-i表示t-i期的指數(shù)收益率，α為常數(shù)項(xiàng)，ε為殘差項(xiàng)。在考慮滯后2期的情況(i=2)下對(duì)模型進(jìn)行多元回歸，結(jié)果如表4-5。

從檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，滬市、深市的情況一致，方程整體以及各系數(shù)均在1%的顯著性水平下顯著，表明市場(chǎng)過(guò)去的收益確實(shí)影響了當(dāng)期成交量。回歸的擬合優(yōu)度分別為0.223、0.330，說(shuō)明模型具有一定的解釋能力。當(dāng)然，僅僅過(guò)去的收益變化對(duì)交易量變化的解釋還遠(yuǎn)遠(yuǎn)不夠，必定還存在其他因素影響著交易量。依據(jù)此處的回歸結(jié)果，A股市場(chǎng)前期收益與市場(chǎng)交易量在1%的顯著性水平上正相關(guān)，表明隨著前期收益的變化，投資者當(dāng)前的信心水平及其帶來(lái)的成交量也相應(yīng)變化，與理論假設(shè)相一致。具體而言，在上漲行情中，高的市場(chǎng)總收益使得一些投資者過(guò)度自信，進(jìn)而導(dǎo)致隨后高的成交量；而在下跌行情中，市場(chǎng)的損失減少了投資者的自信水平與交易行為，隨后交易量也相應(yīng)減少。通過(guò)檢驗(yàn)可知， A股市場(chǎng)中投資者存在著上漲行情中的過(guò)度自信與下跌行情中的信心不足現(xiàn)象。在此基礎(chǔ)上，信心系數(shù)φ的具體取值能夠通過(guò)心理學(xué)研究進(jìn)行精確化。

表4-5 回歸方程統(tǒng)計(jì)結(jié)果

注:***表示統(tǒng)計(jì)量在1%的檢驗(yàn)水平上顯著。

心理學(xué)家通過(guò)實(shí)驗(yàn)觀察和實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，人們往往過(guò)于相信自己的判斷能力，高估自己成功的概率，把成功歸功于自己的能力，而低估運(yùn)氣、機(jī)遇和外部力量在其中的作用，這種認(rèn)知偏差稱為“過(guò)度自信”。過(guò)度自信是典型而普遍存在的一種心理偏差，并在投資決策過(guò)程中發(fā)揮重要的作用。投資者對(duì)他們的交易水平常常是過(guò)度自信的，股票市場(chǎng)的繁榮往往導(dǎo)致更多的過(guò)度自信，盛極一時(shí)的網(wǎng)絡(luò)熱潮就體現(xiàn)出了人們的過(guò)度自信。“驕傲”常常在人的投資行為中起著很大的作用，并會(huì)在他獲得一連串的成功后強(qiáng)化他的自信。過(guò)度自信通常表現(xiàn)為兩種形式:第一，人們?cè)趯?duì)可能性做出估計(jì)時(shí)缺乏準(zhǔn)確性，例如，他們認(rèn)為肯定會(huì)發(fā)生的事可能只有80%發(fā)生，而認(rèn)為不太可能發(fā)生的卻有20%發(fā)生了；第二，人們自身對(duì)數(shù)量估計(jì)的置信區(qū)間太過(guò)狹窄，例如，他們的98%的置信區(qū)間可能只包含了真實(shí)數(shù)量的60%。實(shí)驗(yàn)研究結(jié)果中，一些心理測(cè)量方面的成果為研究人們?cè)诮?jīng)濟(jì)活動(dòng)中的決策行為提供了方法和工具。根據(jù)Alpert和Raiffa(1982)的實(shí)驗(yàn)結(jié)果，通過(guò)一組樣本投影得到的98%的置信區(qū)間僅僅包含了真實(shí)數(shù)量的60%。如果一個(gè)以均值為中心的對(duì)稱區(qū)間包含了均值為μ、方差為σ的正態(tài)分布N ，σ(μ ）的60%的數(shù)量，那么它將包含正態(tài)分布Nμ，σ*( ）的數(shù)量的98%，這里。因此，可取過(guò)度自信系數(shù)φ=2.77。

依據(jù)上述實(shí)證結(jié)果，在A股市場(chǎng)上漲時(shí)期，投資者往往過(guò)度自信，信心系數(shù)φ∈1，∞( ），可取φ=2.77。相應(yīng)地，在A股市場(chǎng)下跌時(shí)期，投資者往往信心不足，此時(shí)的信心系數(shù)φ∈ ，1(0），可取。

(2)無(wú)風(fēng)險(xiǎn)利率。

運(yùn)用擴(kuò)展的S-X模型計(jì)算轉(zhuǎn)售期權(quán)價(jià)值時(shí)，需要確定研究期間內(nèi)無(wú)風(fēng)險(xiǎn)利率r的取值。無(wú)風(fēng)險(xiǎn)利率的選擇是金融資產(chǎn)定價(jià)的基礎(chǔ)，運(yùn)用股利折現(xiàn)模型、資本資產(chǎn)定價(jià)模型均涉及基準(zhǔn)折現(xiàn)率即無(wú)風(fēng)險(xiǎn)利率的選擇問(wèn)題。然而，與國(guó)外成熟金融市場(chǎng)的情況不同，我國(guó)無(wú)風(fēng)險(xiǎn)利率的選擇問(wèn)題較為復(fù)雜。

以往學(xué)者的研究多集中在2015年10月我國(guó)實(shí)現(xiàn)形式上的利率市場(chǎng)化之前，因此他們的研究時(shí)期我國(guó)尚處于利率市場(chǎng)化的過(guò)渡階段，進(jìn)行金融產(chǎn)品定價(jià)時(shí)，利率體系中缺乏統(tǒng)一的市場(chǎng)基準(zhǔn)利率可以參考。并且，鑒于我國(guó)微觀和宏觀經(jīng)濟(jì)體制的特殊性，利率完全市場(chǎng)化仍需要較長(zhǎng)時(shí)間。在市場(chǎng)化改革的過(guò)渡時(shí)期，市場(chǎng)基準(zhǔn)利率主要是由中國(guó)人民銀行來(lái)確定，實(shí)踐中一般是以存貸款利率作為市場(chǎng)基準(zhǔn)利率。這是因?yàn)槔适袌?chǎng)化改革初期，金融市場(chǎng)相對(duì)沒(méi)有發(fā)展起來(lái)，此時(shí)采用市場(chǎng)化后的利率作為市場(chǎng)基準(zhǔn)利率不具有現(xiàn)實(shí)性。因此，國(guó)內(nèi)的大量研究均將同期商業(yè)銀行的存款利率近似視為無(wú)風(fēng)險(xiǎn)利率，這一考慮還基于我國(guó)的銀行體系以國(guó)有商業(yè)銀行為主，從而違約風(fēng)險(xiǎn)較小，并且任何個(gè)人和企業(yè)機(jī)構(gòu)都可到銀行存款，不存在市場(chǎng)分割問(wèn)題。但是，采用銀行存款利率也存在一定偏差，其問(wèn)題在于它不是市場(chǎng)化的，不能準(zhǔn)確及時(shí)反映貨幣市場(chǎng)的資金供求狀況，并不是資金供給者和最終需求者之間競(jìng)爭(zhēng)的結(jié)果，而且流動(dòng)性很差，尤其是定期存款(廖理和汪毅慧，2003)。

隨著利率市場(chǎng)化改革的進(jìn)一步深入，市場(chǎng)化進(jìn)程不斷加速，利率形成和傳導(dǎo)機(jī)制逐步完善，在此新階段，各類經(jīng)濟(jì)主體對(duì)金融產(chǎn)品定價(jià)的需求也日益強(qiáng)烈。為適應(yīng)實(shí)踐中的市場(chǎng)需求，以中國(guó)人民銀行為主的管理當(dāng)局采取了積極措施，在不斷探索的基礎(chǔ)上推出了相關(guān)的市場(chǎng)參考基準(zhǔn)利率。其中，最具代表性的有自2004年10月12日起發(fā)布的債券7天回購(gòu)利率、自2006年3月8日發(fā)布的銀行間回購(gòu)定盤(pán)利率以及自2007年1月4日起發(fā)布的上海銀行間同業(yè)拆放利率(Shanghai Interbank Offered Rate，Shibor)。如今，Shibor已在全國(guó)大面積試運(yùn)行，被譽(yù)為打造“中國(guó)市場(chǎng)的基準(zhǔn)利率”。該利率以位于上海的全國(guó)銀行間同業(yè)拆借中心為技術(shù)平臺(tái)計(jì)算、發(fā)布并命名，是由信用等級(jí)較高的16家商業(yè)銀行組成報(bào)價(jià)團(tuán)，自主報(bào)出的人民幣同業(yè)拆出利率計(jì)算確定的算術(shù)平均利率。

鑒于Shibor推出的期限較短以及穩(wěn)定性問(wèn)題，在當(dāng)前學(xué)術(shù)研究中，是否可以直接將其視為資產(chǎn)定價(jià)的無(wú)風(fēng)險(xiǎn)利率尚存爭(zhēng)議，然而，如果在金融資產(chǎn)定價(jià)中仍然選擇同期銀行存款利率作為無(wú)風(fēng)險(xiǎn)利率，其值已和市場(chǎng)化的銀行同業(yè)拆借率或債券回購(gòu)利率不同，會(huì)導(dǎo)致對(duì)金融資產(chǎn)價(jià)值評(píng)估的差異。本書(shū)認(rèn)為，在我國(guó)金融資產(chǎn)定價(jià)中無(wú)風(fēng)險(xiǎn)利率的選擇，應(yīng)適應(yīng)中國(guó)金融市場(chǎng)利率市場(chǎng)化改革的發(fā)展進(jìn)程，因此，利用Shibor來(lái)估計(jì)金融資產(chǎn)定價(jià)中的無(wú)風(fēng)險(xiǎn)利率相對(duì)更具科學(xué)性。

本書(shū)選用上海銀行間同業(yè)拆放利率作為無(wú)風(fēng)險(xiǎn)利率，計(jì)算研究期間內(nèi)Shibor的均值作為模型參數(shù)值。在本書(shū)研究期間2006年11月至2008年10月，在市場(chǎng)持續(xù)上漲期2006年11月至2007年10月，測(cè)算出無(wú)風(fēng)險(xiǎn)利率r為3.347343(單位:%)；在市場(chǎng)持續(xù)下跌期2007年11月至2008年10月，相應(yīng)的無(wú)風(fēng)險(xiǎn)利率r為4.636767(單位:%)。

(3)均值回復(fù)參數(shù)。

在第四章股票市場(chǎng)流動(dòng)性價(jià)值理論模型構(gòu)建中，認(rèn)為代表股票基礎(chǔ)價(jià)值的變量f是不可觀測(cè)的，但是f滿足:

其中，λ≥0是均值回復(fù)系數(shù)，f是f的長(zhǎng)期均值，σf是一個(gè)固定的波動(dòng)參數(shù)，Zf為標(biāo)準(zhǔn)的布朗運(yùn)動(dòng)。此設(shè)定代表著股票基礎(chǔ)價(jià)值具有均值回復(fù)的特征。所謂均值回復(fù)性，是指股票的基礎(chǔ)價(jià)值有回到其長(zhǎng)期軌道的趨勢(shì)，一定間隔期下的基礎(chǔ)價(jià)值變動(dòng)存在負(fù)相關(guān)。從建模角度考察，此隨機(jī)過(guò)程的設(shè)定使得對(duì)于股票資產(chǎn)基礎(chǔ)價(jià)值變動(dòng)的刻畫(huà)更加規(guī)范。

從經(jīng)濟(jì)含義上分析，λ=0表示短期中股票基礎(chǔ)價(jià)值的均值回復(fù)特征不明顯，而長(zhǎng)期中相應(yīng)的均值回復(fù)系數(shù)λ為大于零的正數(shù)，代表著長(zhǎng)期中股票基礎(chǔ)價(jià)值回到其長(zhǎng)期軌道的趨勢(shì)明顯。在本書(shū)的實(shí)證研究期間內(nèi)，A股市場(chǎng)持續(xù)上漲期為2006年11月至2007年10月，市場(chǎng)持續(xù)下跌期為2007年11月至2008年10月，考察期均為1年，基于短期中股票基礎(chǔ)價(jià)值的均值回復(fù)特征不明顯，此處的均值回復(fù)系數(shù)λ可近似視為零。

(4)泊松分布參數(shù)。

如前文所述，當(dāng)市場(chǎng)中的交易者意識(shí)到，資產(chǎn)價(jià)格單方向連續(xù)變化的情形不會(huì)永遠(yuǎn)持續(xù)下去，在將來(lái)的某一時(shí)點(diǎn)，或許會(huì)出現(xiàn)資產(chǎn)難以轉(zhuǎn)售的情況(轉(zhuǎn)售期權(quán)的價(jià)值是始終存在的，直到其消失的那一隨機(jī)時(shí)點(diǎn))，那么，這將減小轉(zhuǎn)售期權(quán)的價(jià)值，即執(zhí)行期權(quán)所獲收益將對(duì)應(yīng)一個(gè)較大的折現(xiàn)率。設(shè)定交易者A(B)認(rèn)為這種情況在某一時(shí)段內(nèi)發(fā)生的次數(shù)依照泊松過(guò)程，這些泊松過(guò)程具有一個(gè)共同的分布參數(shù)θ、彼此相互獨(dú)立、并且獨(dú)立于描述模型的4個(gè)布朗運(yùn)動(dòng)。

泊松分布X～P(θ)，X的分布律為

其中θ為常數(shù)，且θ＞0，則

依據(jù)泊松分布Pθ(）的性質(zhì)，唯一的參數(shù)θ即為均值。因此，可通過(guò)考察A股市場(chǎng)中資產(chǎn)價(jià)格單方向連續(xù)變化的平均持續(xù)時(shí)間，來(lái)確定泊松分布參數(shù)θ的具體數(shù)值。

由A股市場(chǎng)發(fā)展歷程可知，自20世紀(jì)90年代初成立至今，19年中市場(chǎng)跌宕起伏，走勢(shì)獨(dú)具特色。在新興加轉(zhuǎn)軌的總體市場(chǎng)特征之下，大量關(guān)于A股市場(chǎng)漲跌交替變化周期性規(guī)律的討論是眾說(shuō)紛紜。然而，此間有一點(diǎn)是達(dá)成共識(shí)的，即我國(guó)股市周期與政策周期存在密切的互動(dòng)關(guān)系，受政策面影響而導(dǎo)致基本面變化從而最終使得股市運(yùn)行體現(xiàn)出一定規(guī)律的周期特點(diǎn)。這一點(diǎn)在1996年至2005年10年間表現(xiàn)得尤為突出。1996年之后，A股市場(chǎng)運(yùn)行與經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的方向完全相反，出現(xiàn)了很大的背離。1996年至2001年，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率連續(xù)滑坡，而股市卻連續(xù)上漲；2001年至2005年，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率連續(xù)上升時(shí)期，股市卻持續(xù)下跌，體現(xiàn)了我國(guó)特有的股市逆經(jīng)濟(jì)周期運(yùn)行的特征。隨著股權(quán)分置改革的實(shí)施，長(zhǎng)期困擾A股市場(chǎng)發(fā)展的基礎(chǔ)性制度難題終于解決，與此同時(shí)，市場(chǎng)指數(shù)走勢(shì)也逐步邁入與經(jīng)濟(jì)周期以及上市公司業(yè)績(jī)支撐具備內(nèi)在一致性的合理軌道。2006年初至今，在全流通的市場(chǎng)格局中，新的一輪市場(chǎng)起落與經(jīng)濟(jì)周期循環(huán)和上市公司業(yè)績(jī)變化基本一致，可以說(shuō)，新的市場(chǎng)特征之下，A股市場(chǎng)中資產(chǎn)價(jià)格單方向持續(xù)變化的期間長(zhǎng)度也呈現(xiàn)出新的特征，這也是本書(shū)參數(shù)取值可以參照的區(qū)間長(zhǎng)度。

在新階段新的市場(chǎng)特征下，自2005年10月至2007年10月，A股市場(chǎng)單方向持續(xù)上漲期為2年，那么，在本章研究子期間1年內(nèi)，即市場(chǎng)持續(xù)上升期2006年11月至2007年10月，資產(chǎn)價(jià)格單方向連續(xù)變化情形逆轉(zhuǎn)出現(xiàn)的頻率(次數(shù))為1/2，則泊松分布參數(shù)θ為1/2。相應(yīng)地，自2007年11月至2008年10月，A股市場(chǎng)單方向持續(xù)下跌期為1年，在本章研究子期間市場(chǎng)持續(xù)下跌期2007年11月至2008年10月，資產(chǎn)價(jià)格單方向連續(xù)變化情形逆轉(zhuǎn)出現(xiàn)的頻率(次數(shù))為1，則泊松分布參數(shù)θ為1。

(5)資產(chǎn)基礎(chǔ)價(jià)值的波動(dòng)率。

模型中的參數(shù)σf代表股票資產(chǎn)基礎(chǔ)價(jià)值的波動(dòng)率，為一個(gè)固定的波動(dòng)參數(shù)。鑒于股票的基礎(chǔ)價(jià)值不可觀測(cè)，從而其波動(dòng)率數(shù)據(jù)無(wú)法從現(xiàn)實(shí)市場(chǎng)中獲取，實(shí)證分析中應(yīng)尋找合適的替代變量。Scheinkman和Xiong(2003)在分析股票資產(chǎn)基礎(chǔ)價(jià)值的波動(dòng)率σf時(shí)，為其賦值0.66，這一數(shù)值取自美國(guó)網(wǎng)絡(luò)股股價(jià)從2000年的高位下跌并回歸合理估值區(qū)間之后的股價(jià)年度波動(dòng)率。此方法是用現(xiàn)實(shí)市場(chǎng)中可以獲取的股價(jià)波動(dòng)率來(lái)近似替代無(wú)法觀測(cè)到的股票基礎(chǔ)價(jià)值波動(dòng)率。借鑒此方法，在本書(shū)的實(shí)證研究中，選取A股市場(chǎng)股價(jià)波動(dòng)率作為A股股票基礎(chǔ)價(jià)值波動(dòng)率σf的替代變量，測(cè)算替代變量的數(shù)值作為參數(shù)σf的近似值。為減小偏差，本書(shū)盡量選取較長(zhǎng)的測(cè)度區(qū)間，以減小短期中經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)、牛熊市轉(zhuǎn)換以及政策變化等因素對(duì)股價(jià)走勢(shì)的影響。

數(shù)據(jù)選取上海證券市場(chǎng)中綜合指數(shù)收盤(pán)價(jià)的年度時(shí)間數(shù)據(jù)pt{ }作為研究樣本，綜合指數(shù)的年度收益率Rt由計(jì)算出，其中pt為當(dāng)年指數(shù)收盤(pán)價(jià)格，pt-1為上一年指數(shù)的收盤(pán)價(jià)格。樣本期間為1990—2009年，年度時(shí)間序列共包括20個(gè)觀測(cè)值。經(jīng)計(jì)算得出長(zhǎng)期中A股市場(chǎng)股價(jià)波動(dòng)率為0.630208，可近似視為A股股票基礎(chǔ)價(jià)值波動(dòng)率σf的值。

(6)交易成本。

本章構(gòu)建的股票市場(chǎng)流動(dòng)性價(jià)值理論模型中，所涉及的交易成本c專指股票市場(chǎng)中的顯性交易成本，主要包括印花稅和傭金，對(duì)二者進(jìn)行加總即得到股票市場(chǎng)交易總費(fèi)率。

在實(shí)證研究期間2006年11月至2008年10月，A股市場(chǎng)印花稅稅率一共經(jīng)歷3次調(diào)整。第一次調(diào)整日為2007年5月30日，調(diào)整股票交易印花稅稅率，由之前的1‰調(diào)整為3‰；第二次調(diào)整自2008年4月24日起，股票交易印花稅稅率由現(xiàn)行的3‰調(diào)整為1‰；第三次自2008年9月19日起，對(duì)證券交易印花稅政策進(jìn)行調(diào)整，由現(xiàn)行雙邊征收改為單邊征收，由出讓方按1‰的稅率繳納股票交易印花稅，授讓方不再征收。

在整個(gè)期間內(nèi)，3‰的傭金上限規(guī)則不變。然而，券商針對(duì)不同客戶群收取的傭金費(fèi)率不等，例如，機(jī)構(gòu)客戶傭金費(fèi)率一般為0.5‰，普通散戶傭金費(fèi)率大致為2‰。并且，不同券商之間的傭金費(fèi)率也存在細(xì)微差異，因此，鑒于A股市場(chǎng)的實(shí)際情況，本研究中的數(shù)值計(jì)算取傭金費(fèi)率的平均水平1‰。

3次印花稅稅率調(diào)整使得整個(gè)研究區(qū)間存在2類不同的費(fèi)率標(biāo)準(zhǔn)，具體數(shù)據(jù)見(jiàn)表4-6。本書(shū)按時(shí)間對(duì)其進(jìn)行了加權(quán)，得到市場(chǎng)持續(xù)上漲期2006年11月至2007年10月，A股市場(chǎng)加權(quán)平均交易費(fèi)率為2.849315‰；市場(chǎng)持續(xù)下跌期2007年11月至2008年10月，相應(yīng)的加權(quán)平均交易費(fèi)率為2.956284‰。

表4-6 A股市場(chǎng)交易費(fèi)率調(diào)整情況(2006/11/1—2008/10/31)

資料來(lái)源:根據(jù)上海證券交易所統(tǒng)計(jì)資料整理而成。

計(jì)算出A股市場(chǎng)交易總費(fèi)率之后，進(jìn)一步統(tǒng)計(jì)出研究期間內(nèi)滬、深股市的總成交金額(單位:萬(wàn)元)與總成交量(單位:萬(wàn)股)的數(shù)值，可最終測(cè)算出投資者在A股市場(chǎng)中進(jìn)行交易所花費(fèi)的平均成本，即每單位資產(chǎn)出售所對(duì)應(yīng)的平均成本。表4-7顯示，在市場(chǎng)持續(xù)上漲期2006年11月至2007年10月，平均交易成本為0.034164元；市場(chǎng)持續(xù)下跌期2007年11月至2008年10月，平均交易成本為0.040405元。

表4-7 A股市場(chǎng)平均交易成本計(jì)算表

資料來(lái)源:根據(jù)Wind資訊數(shù)據(jù)庫(kù)中提供的原始數(shù)據(jù)和上海證券交易所統(tǒng)計(jì)資料整理而成。

2)基于擴(kuò)展S-X模型的流動(dòng)性價(jià)值實(shí)證分析

(1)轉(zhuǎn)售期權(quán)價(jià)值的測(cè)算。

在測(cè)算影響流動(dòng)性價(jià)值水平各因素所對(duì)應(yīng)參數(shù)值的基礎(chǔ)上，依據(jù)理論模型所對(duì)應(yīng)的計(jì)算程序，可進(jìn)一步計(jì)算出A股市場(chǎng)中流動(dòng)性價(jià)值水平即轉(zhuǎn)售期權(quán)價(jià)值q*的具體數(shù)值。

本書(shū)研究期間的2006年11月至2007年10月，市場(chǎng)處于持續(xù)上漲期，各參數(shù)值分別為投資者信心系數(shù)φ=2.77、無(wú)風(fēng)險(xiǎn)利率r=3.3473%、均值回復(fù)參數(shù)λ=0、泊松分布參數(shù)θ=0.5、股票基礎(chǔ)價(jià)值的波動(dòng)率σf=63.0208%以及平均交易成本c=0.034164元。由擴(kuò)展的S-X模型計(jì)算q*的具體算法流程為:

步驟一:依據(jù)公式(4-5)、(4-17)、(4-18)，使用軟件Matlab，計(jì)算出參數(shù)ρ和σg的具體值。

步驟二:依據(jù)公式(4-41b)、(4-27)、(4-49)，將各參數(shù)值代入，使用軟件Maple，測(cè)算出q*的具體值。最終，得出上漲期流動(dòng)性價(jià)值水平即轉(zhuǎn)售期權(quán)價(jià)值q*為6.835(單位:元)。應(yīng)當(dāng)指出的是，此處流動(dòng)性價(jià)值的單位為元，與交易成本的單位相一致。表4-8顯示，上漲期A股市場(chǎng)股票價(jià)格均值為14.224元，鑒于流動(dòng)性價(jià)值是股票價(jià)格的有效組成部分，那么，此期間以相對(duì)值形式表示出的流動(dòng)性價(jià)值水平約為48%。

本書(shū)研究期間的2007年11月至2008年10月，市場(chǎng)處于持續(xù)下跌期，各參數(shù)值分別為投資者信心系數(shù)φ=0.361、無(wú)風(fēng)險(xiǎn)利率r=4.6368%、均值回復(fù)參數(shù)λ=0、泊松分布參數(shù)θ=1、股票資產(chǎn)基礎(chǔ)價(jià)值的波動(dòng)率σf=63.0208%以及平均交易成本c=0.040405元。由擴(kuò)展的S-X模型計(jì)算q*的具體算法流程如下:

步驟一:依據(jù)公式(4-5)、(4-29)、(4-30)，使用軟件Matlab，計(jì)算出參數(shù)ρ和σg的具體值。

步驟二:依據(jù)公式(4-41b)、式(4-47)、式(4-49)，將上述各參數(shù)值代入，使用軟件Maple，測(cè)算出q*的具體值。最終，得出下跌期的流動(dòng)性價(jià)值水平即轉(zhuǎn)售期權(quán)價(jià)值q*為2.718(單位:元)。表4-8顯示，下跌期A股市場(chǎng)中的股票價(jià)格均值為13.792元，那么，此期間以相對(duì)值形式表示出的流動(dòng)性價(jià)值水平約為20%。

表4-8 研究期間滬深A(yù)股平均股價(jià)

(續(xù)表)

資料來(lái)源:根據(jù)財(cái)匯金融分析平臺(tái)中相關(guān)信息整理而成。

根據(jù)實(shí)證結(jié)果，對(duì)比分析上漲期和下跌期的流動(dòng)性價(jià)值水平發(fā)現(xiàn)，經(jīng)由文中定量模型的測(cè)算，不同的參數(shù)取值自然得出不同的流動(dòng)性價(jià)值結(jié)果，上漲期的流動(dòng)性價(jià)值約為下跌期的2倍。這表明，投資者不同的信心程度以及無(wú)風(fēng)險(xiǎn)利率、泊松分布參數(shù)和交易成本的差異，最終體現(xiàn)在流動(dòng)性價(jià)值水平的差異上。關(guān)于這一點(diǎn)，可以通過(guò)其他的測(cè)度方法進(jìn)行驗(yàn)證，以判斷是否與A股市場(chǎng)的實(shí)際情況相符。鑒于流動(dòng)性價(jià)值和同期市場(chǎng)流動(dòng)性水平正相關(guān)，市場(chǎng)流動(dòng)性水平高表明交投活躍，由上述理論模型可知，股票的頻繁買賣將催生較高的流動(dòng)性價(jià)值水平；反之，流動(dòng)性水平低則表明交投慘淡，相應(yīng)的流動(dòng)性價(jià)值水平也較低。因此，可從市場(chǎng)的流動(dòng)性水平入手，換用另一測(cè)度指標(biāo)進(jìn)行驗(yàn)證。

換手率又稱為周轉(zhuǎn)率，指在一定時(shí)間內(nèi)市場(chǎng)中股票轉(zhuǎn)手買賣的頻率。國(guó)內(nèi)外研究中，大量文獻(xiàn)均使用換手率指標(biāo)反映股票市場(chǎng)流動(dòng)性的強(qiáng)弱。因此，表4-9給出了研究期間內(nèi)滬深A(yù)股的平均換手率。表中顯示，上漲期2006年11月至2007年10月的換手率均值為4.91，下跌期2007年11月至2008年10月的換手率均值為2.19，表明A股市場(chǎng)上漲期流動(dòng)性水平約為下跌期的2倍，這一結(jié)果從另一角度驗(yàn)證了本書(shū)實(shí)證結(jié)果的合理性。

表4-9 研究期間滬深A(yù)股平均換手率

資料來(lái)源:根據(jù)財(cái)匯金融分析平臺(tái)中相關(guān)信息整理而成。

(2)不同時(shí)期A股市場(chǎng)流動(dòng)性價(jià)值對(duì)比分析。

如前文所述，中國(guó)股票市場(chǎng)的發(fā)展伴隨著流動(dòng)性的日益提升與流動(dòng)性價(jià)值的演變。從學(xué)術(shù)層面考察，前期文獻(xiàn)所涉及的流通性價(jià)值和流通權(quán)價(jià)值可統(tǒng)一歸屬為廣義的流動(dòng)性價(jià)值。那么，有關(guān)A股市場(chǎng)流動(dòng)性價(jià)值問(wèn)題的研究文獻(xiàn)可大致劃分為三個(gè)階段。這三類文獻(xiàn)在研究視角、方法和結(jié)論上均存在差異。

第一階段，股權(quán)分置改革前，基于非流通股票的流動(dòng)性價(jià)值研究。在中國(guó)股票市場(chǎng)特殊的二元股權(quán)結(jié)構(gòu)下，缺少流通性對(duì)股權(quán)價(jià)值具有減值影響，流動(dòng)性價(jià)值研究大多集中在比較流通股與非流通股之間的價(jià)格差異方面，眾多學(xué)者對(duì)1997年至2003年間非流通股的流動(dòng)性折價(jià)水平進(jìn)行了具體測(cè)算，得出流動(dòng)性折價(jià)水平均值為79.3%。

第二階段，股改啟動(dòng)后，基于限售股票的流動(dòng)性價(jià)值研究。獲得流通權(quán)的非流通股在股改承諾的時(shí)間內(nèi)轉(zhuǎn)變?yōu)橄奘酃善?，限售股票?chǎng)外協(xié)議轉(zhuǎn)讓價(jià)格與流通股二級(jí)市場(chǎng)交易價(jià)格之間也存在顯著差異，屬于可流通股票因交易時(shí)間受到限制所產(chǎn)生的流動(dòng)性價(jià)值折扣。2006年至2007年，此類流動(dòng)性價(jià)值水平均值約為56%。

第三階段，全流通時(shí)期中的一般性流動(dòng)性價(jià)值研究。在新時(shí)期正常市場(chǎng)條件下，A股的流通權(quán)價(jià)值就回歸到一般全流通公司股票的流通權(quán)的正常價(jià)值，這一價(jià)值純粹是由股票的流動(dòng)性所提供。前述對(duì)比分析兩類收益權(quán)利相同、流動(dòng)性不同的證券之間價(jià)格差異的研究視角與方法已經(jīng)不再適用，對(duì)股票流動(dòng)性價(jià)值的研究需要有新的突破。本書(shū)便從選擇權(quán)思想出發(fā)，對(duì)股票價(jià)格中的流動(dòng)性價(jià)值部分進(jìn)行直接的涵義界定與定量測(cè)算。與此相對(duì)應(yīng)，區(qū)別于簡(jiǎn)單計(jì)算價(jià)格比例的研究方法，本書(shū)構(gòu)建了擴(kuò)展的S-X模型，在連續(xù)時(shí)間均衡模型框架內(nèi)測(cè)算流動(dòng)性價(jià)值。研究期間選取2006年11月至2008年10月，其中，在市場(chǎng)上漲期2006年11月至2007年10月，得出流動(dòng)性價(jià)值為6.835元，以相對(duì)值形式表示出的流動(dòng)性價(jià)值水平約為48%；在市場(chǎng)下跌期2007年11月至2008年10月，得出流動(dòng)性價(jià)值為2.718元，以相對(duì)值形式表示出的流動(dòng)性價(jià)值水平約為20%。

[1] 這部分內(nèi)容摘自國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目“證券市場(chǎng)流動(dòng)性價(jià)值理論與實(shí)證分析技術(shù)”(編號(hào):70773075)的研究成果。