资产定价核心等式及其应用接触过资产定价的同学可能知道，资产定价有一个核心公式$p=\text{E}(mx)$，它的内涵十

接触过资产定价的同学可能知道，资产定价有一个核心公式 $p=\text{E}(mx)$ ，它的内涵十分丰富。本文将从Consumption-based model出发，详解该公式的由来，并以它为视角，介绍金融理论中的一些问题。

1 定价方程

1.1 基本的定价方程

假设有一笔在 $t+1$ 时刻的payoff为 $x_{t+1}$ 的资产，该如何计算它在 $t$ 时刻的价值？

假如在今天买一只股票，那么下一期的payoff就是股票的价格加股息，即 $x_{t+1}=p_{t+1}+d_{t+1}$ ， $x_{t+1}$ 是一个随机变量，投资者无法确切地知道他的投资在下一期会有多少收益，但他可以估算各种可能情况的概率。假设有一个代表性投资者，他的效用函数是

U(c_{t},c_{t+1})=u(c_t)+\beta \text{E}_t[u(c_{t+1})]

其中 $c_t$ 表示在 $t$ 期的消费。假设效用函数是幂效用函数

u(c_t)=\dfrac{1}{1-\gamma}c_t^{1-\gamma}

当 $\gamma\to 1$ 时， $u(c)=\ln(c)$ 。 $\beta$ 是主观贴现因子（subjective discount factor），效用函数的曲率表示对风险和跨期替代的厌恶程度。

假设投资者可以以 $p_t$ 的价格自由买卖任意数量的资产 $x_{t+1}$ ，初始消费水平为 $e$ ，他选择买入 $\xi$ 数量的资产，那么可列出方程：

\begin{aligned} \max_{\{\xi\}} u(c_t)&+\text{E}_t[\beta u(c_{t+1})] \\ \text{s.t.} \quad c_t&=e_t-p_t\xi,\\ c_{t+1}&=e_{t+1}+x_{t+1}\xi \end{aligned}

将约束条件代入后求解最值问题，解得：

p_t u'(c_t)=\text{E}_t\left[\beta u'(c_{t+1})x_{t+1}\right]

上式可写为：

p_t=\text{E}_t\left[\beta \dfrac{u'(c_{t+1})}{u'(c_t)}x_{t+1}\right] \tag{1}

1.2 边际替代率与随机贴现因子

定义随机贴现因子（Stochastic Discount Factor，SDF）

m_{t+1}=\beta \dfrac{u'(c_{t+1})}{u'(c_t)}

代入 $(1)$ 式可得 $p_t=\text{E}_t(m_{t+1}x_{t+1})$ 。这里的 $m_{t+1}$ 可以叫作边际替代率（marginal rate of substitution），也叫定价核（pricing kernel），或者测度变换（change of measure）、状态价格密度（state-price density）等。在大多数时候，下标可以省略，条件期望和无条件期望也没必要区分，可以写作 $p=\text{E}(mx)$ 。

如果不存在不确定因素，那么按照标准现值公式，应该有

p_t=\dfrac{1}{R_f} x_{t+1}

其中 $R_f$ 为毛无风险利率（gross risk-free rate）， $1/R_f$ 为贴现因子。用大写的 $R$ 表示毛收益率，小写的 $r$ 表示净收益率，关系是 $r=R-1$ 或 $r=\ln(R)$ 。

对于payoff相同的风险资产，风险越大，价格越低，因此风险资产的定价可用风险调整的贴现因子（risk-adjusted discount factors），它和某个资产有关：

p_t^i = \dfrac{1}{R^i} \text{E}(x_{t+1}^i)

2 金融中的经典问题

本节以 $p=\text{E}(mx)$ 为视角，来看一些金融中的经典问题。

2.1 无风险利率

现在研究无风险债券，它的payoff就是无风险利率 $R^f$ ，它在 $t$ 期的价格为 $1$ ，因此有 $1=\text{E}(mR^f)=\text{E}(m)R^f$ ，因此，无风险利率为：

R^f=\dfrac{1}{\text{E}(m)}

若效用函数取为 $u(c_t)=\dfrac{1}{1-\gamma}c_t^{1-\gamma}$ ，代入 $m$ 的表达式中，并消除不确定性（拿掉期望符号），可得

R^f = \dfrac{1}{\beta} \left(\dfrac{c_{t+1}}{c_t}\right)^\gamma

可以看出，在排除不确定因素后，无风险利率水平与 $\beta$ 、消费增长率、效用函数曲率 $\gamma$ 有关。

而如果存在不确定性呢？假设消费增长率是对数正态分布，定义对数无风险利率为 $r_t^f=\ln R^f_t$ ，定义主观贴现率 $\delta=-\ln \beta$ ，记 $\Delta\ln c_{t+1}=\ln c_{t+1}-\ln c_{t}$ ， $\Delta$ 表示一阶差分算子。那么

R^f = 1/{\text{E}_t\left[\beta\left(\dfrac{c_{t+1}}{c_t}\right)^{-\gamma}\right]}

已知对于正态分布变量 $z$ ，有 $\text{E}(e^z)=e^{\text{E}(z)+(1/2)\sigma^2(z)}$ ，代入上式后得

R^f_t=\left[e^{-\delta} e^{-\gamma \text{E}_t(\Delta\ln c_{t+1})+(\gamma^2/2)\sigma^2_t(\Delta\ln c_{t+1})}\right]^{-1}

两边取对数后得：

r_t^f=\delta+\gamma\text{E}_t(\Delta\ln c_{t+1})-\dfrac{\gamma^2}{2}\sigma^2_t(\Delta\ln c_{t+1})

可以看到，在存在风险时，无风险利率水平依旧与不耐心程度 $\delta$ 、消费增长率、幂参数 $\gamma$ 有关。

2.2 风险调整

利用协方差的定义，以及上一节中得出的无风险利率表达式 $R^f=1/\text{E}(m)$ ，可以得到

\begin{aligned} p&=\text{E}(mx)\\ &=\text{E}(m)\text{E}(x)+\text{Cov}(m,x)\\ &=\dfrac{\text{E}(x)}{R^f}+\text{Cov}(m,x) \end{aligned}

这就是标准的贴现现值公式，协方差项就是风险调整（risk adjustment）。

在上式中令资产 $i$ 价格为 $1$ ，那么payoff $x$ 就成了资产 $i$ 的收益率 $R^i$ ，可得：

\text{E}(R^i)-R^f=-R^f \text{Cov}(m,R^i) \tag{2}

2.3 异质性风险不影响价格

在金融理论中，我们知道，在payoff中只有与贴现因子完全相关的成分会带来额外的收益率，与贴现因子无关的异质性风险（idiosyncratic risk）不产生溢价。由上一小节的内容可知，当 $\text{Cov}(m,x)=0$ 时，不管 $\sigma^2(x)$ 有多大，始终有 $p=\dfrac{\text{E}(x)}{R^f}$ 。

将 $x$ 对 $m$ 做回归，可将它分解为

x=\text{proj}(x|m)+\varepsilon

其中 $\text{proj}(x|m)$ 就是与贴现因子完全相关的部分（systematic risk），残差 $\varepsilon$ 是完全无关的异质性风险（idiosyncratic risk）。

若回归没有常数项，那么根据回归的知识，我们知道

\text{proj}(x|m) = \dfrac{\text{E}(mx)}{\text{E}(m^2)}m

依据定价方程， $\text{proj}(x|m)$ 的价格是

p(\text{proj}(x|m))=\text{E}(m\cdot\dfrac{\text{E}(mx)}{\text{E}(m^2)}m)=\text{E}(mx)=p(x)

而按照回归的正交条件，我们有 $p(\varepsilon)=\text{E}(m\varepsilon)=0$ ，也即 $\varepsilon$ 的价格为 $0$ 。

2.4 期望收益率的Beta表达式

我们来将 $(2)$ 式进一步改写为：

\begin{aligned} \text{E}(R^i)&=R^f+\left(\dfrac{\text{Cov}(R^i,m)}{\text{Var}(m)}\right)\left(-\dfrac{\text{Var}(m)}{\text{E}(m)}\right)\\ &=R^f+\beta_{i,m}\lambda_m \end{aligned}

由回归的知识可知，这里的 $\beta$ 就是 $R^i$ 对 $m$ 的回归系数。这又叫beta定价模型， $\lambda_m$ 是风险的价格，与贴现因子的波动率有关，而 $\beta$ 是资产的风险的数量。

2.5 均值-方差前沿

可以再对 $(2)$ 式进行改写，将协方差用相关系数表示：

\text{E}(R^i)=R^f-\rho_{m,R^i}\dfrac{\sigma(m)}{\text{E}(m)}\sigma(R^i)

而相关系数必在 $[-1,1]$ 内，因此有

\left\vert\text{E}(R^i)-R^f\right\vert \leq\dfrac{\sigma(m)}{\text{E}(m)}\sigma(R^i)

上式给了我们很多关于 $R^i$ 的期望和标准差的信息（如下图）：

上图说明了：

资产收益率的均值、方差必定落在一个以 $\sigma(m)/\text{E}(m)$ 为斜率的楔形区域内，此区域的边界就是均值-方差前沿（mean-variance frontier）；
所有在前沿上的收益率都与贴现因子完全相关即 $\vert\rho_{m,R^i}\vert=1$ 。在前沿上部分的资产，收益率与 $m$ 完全负相关，反之亦然。
所有在前沿上的收益率相互之间完全相关（因为它们都与 $m$ 完全相关）。这一点意味着，只要给出两个在前沿上的收益率，就可以张成（span）（也叫合成，synthesize）任意的前沿收益率，比如给出一个前沿上的资产收益率 $R^m$ ，那么所有在前沿上的资产收益率 $R^{mv}$ 可以写为 $R^{mv}=R^f+a(R^m-R^f)$ ；
给定某个前沿收益率 $R^{mv}$ ，它与 $m$ 完全相关，那么必有 $m=a+bR^{mv}$ ，由此可得 $\text{E}(R^{mv})=R^f-R^f\text{Cov}(m,R^{mv})=R^f-b R^f\text{Var}(R^{mv})$ ，那么，beta表达式可改写为

&= R^f-b R^f\text{Cov}(R^{mv},R^i)\\ &=R^f+ \left(\dfrac{\text{Cov}(R^{mv},R^i)}{\text{Var}(R^{mv})}\right)\left(-b R^f \text{Var}(R^{mv})\right)\\ &=R^f+\beta_{i,mv}\left[\text{E}(R^{mv})-R^f\right]\end{aligned}

这个结果很重要，它表明，虽然资产收益率的均值和方差填满了前沿内部的空间，但收益率均值和 $\beta$ 之间却是线性关系；

我们可以将收益率分解为priced（或systematic）部分和residual（或idiosyncratic）的部分，如上图所示。

2.6 前沿的斜率和股权溢价之谜

定义超额收益率的均值和标准差之比为夏普比率（Sharpe ratio）：

\dfrac{\text{E}(R^i)-R^f}{\sigma(R^i)}

而均值-标准差前沿的斜率，就是可获得的最大的夏普比率。利用幂效用函数，并假设消费增长率为对数正态分布，可以得到

\begin{aligned} \left\vert\dfrac{\text{E}(R^{mv})-R^f}{\sigma(R^{mv})}\right\vert =& \dfrac{\sigma[(c_{t+1}/c_t)^{-\gamma}]}{\text{E}[(c_{t+1}/c_t)^{-\gamma}]}\\ =& \sqrt{\exp\left[\gamma^2 \sigma^2(\Delta\ln c_{t+1})\right]-1}\\ \approx& \gamma \sigma(\Delta\ln c) \end{aligned}

可以看出，经济越带有风险（即增长率波动越大），或投资者风险规避程度越高，那么前沿的斜率就会越大。

理论符合现实吗？不符合！这就是著名的“股权溢价之谜”：在美国数据中，近50年的股票真实收益率均值达到了将近9%，标准差大约是16%，而国库券真实收益率大约是1%，因此，历史Sharpe ratio大约是0.5。但是，总体非耐用品和服务的消费增长率的均值和标准差都是1%左右，根据估算，投资者的风险规避系数达到了50之多！

股权溢价之谜有三种可能性：

人们的风险规避系数远比学者们计算出来的高；
过去50年的股票收益都是运气，所以远高于对风险的补偿；
模型中有地方出错了，比如效用函数或总消费增长率数据。

2.7 随机游走和时变期望收益率

回到由一阶条件导出的 $(1)$ 式，如果投资者是风险中性的（即 $u(c)$ 为线性函数）或消费没有变化，假设payoff中没有股利，即它就是下一期的价格，再假设在短期中 $\beta$ 非常接近于 $1$ ，那么就有

p_t = \text{E}_t(p_{t+1})

这就是鞅（martingale）。它又等价于，价格的时间序列过程形式为：

p_{t+1} = p_t+\varepsilon_{t+1}

若 $\sigma^2_t(\varepsilon_{t+1})$ 为常数，这又叫随机游走（random walk）。

在短期中，鞅的性质表明收益率是无法预测的。但在长期中，情况有所不同：

\begin{aligned} \text{E}_t(R_t^f)-R^f =& -\dfrac{\text{Cov}(m_{t+1},R_{t+1})}{\text{E}_t(m_{t+1})}\\ =& -\dfrac{\sigma_t(m_{t+1})}{\text{E}_t(m_{t+1})}\sigma_t(R_{t+1})\rho_t(m_{t+1},R_{t+1})\\ \approx& \gamma_t \sigma_t(\Delta c_{t+1}) \sigma_t(R_{t+1}) \rho_t(m_{t+1},R_{t+1}) \end{aligned}

上式表明，长期收益率存在一定的可预测性：

如果收益率的条件方差 $\sigma_t(R_{t+1})$ 是时变的，那么收益率的条件期望也是时变的（会来回穿过代表了Sharpe ratio的直线），但这点对解释没有帮助，因为可以预期方差的变量并不意味着可以预测期望，反之亦然；
长期收益率的预测可以由变化的风险 $\sigma_t(\Delta c_{t+1})$ 或变化的风险厌恶 $\gamma$ 解释。

2.8 现值表示

如果不用简单的两期模型，而是想将价格和未来所有现金流联系起来，可以考虑投资者的长期目标

\text{E}_t \sum_{j=0}^{\infty} \beta^j u(c_{t+j})

同样使用一阶条件，即可得

p_t = \text{E}_t \sum_{j=1}^{\infty} \beta^j \dfrac{u'(c_{t+j})}{u'(c_t)}d_{t+j}=\text{E}_t \sum_{j=1}^{\infty} m_{t,t+j} d_{t+j}

将上式做 $p_t$ 和 $p_{t+1}$ 的两期差分，就可以得到两期模型。而如果想反过来，从两期模型推得无限期模型，则需要加一个transversality condition： $\lim_{j\to \infty} \text{E}_t(m_{t,t+j} p_{t+j})=0$ ，它排除了“泡沫”（bubbles）的情况。