- ожидаемая доходность актива
Модель выглядит следующим образом:
,
и
и
Далее будет представлена теоретическая основа группы моделей и синхронная система уравнений ценообразования активов, построенная с помощью стандартной структурной формулы за несколько периодов, представляющей динамические отношения между спросом и предложением на основной капитал для проведения теста на существования эффекта предложения.
Уравнение спроса для активов получено по стандартным предположениям CAPM. Цель инвестора состоит в максимизации его ожидаемой функции полезности, которая является отрицательной экспоненциальной функции от полезных богатств инвестора (Cheng-Few Lee, Chiung-Min Tsai, Alice C Lee, 1999):
(1)
Где терминал благосостояния , является начальным благосостояния, и Rt является доходностью портфеля. Параметры a, b и h считаются постоянными.
Отдача от 1 доллара по N рыночным рискованным ценным бумагам может быть представлена:
, j= 1,…,N, (2)
Где Pj,t+1 - цена случайной ценной бумаги j в момент времени t, Pj,t - цена ценной бумаги j в момент времени t, Dj,t+1 - случайные величины дивидендов или купонов по ценным бумагам в момент времени t+1.
Эти три переменные совместно нормально распределены. После принятия уравнения (2) в момент времени t, ожидаемую доходность по каждой ценной бумаге, хj,t+1, можно переписать в виде:
, j= 1,…, N, (3)
где
Ωt является информацией, которая доступна в момент времени t.
Тогда ожидаемое значение благосостояния типичного инвестора в конце отчетного периода (Cheng-Few Lee, Chiung-Min Tsai, Alice C Lee, 1999).
, (4),
где qj,t+1 - число единиц ценных бумаг j, после изменений, по портфелю, r* - без рисковая ставка.
Первое слагаемое в правой части уравнения (4) является начальным благосостоянием, второе слагаемое - доходность без рисковых инвестиций, а последний член уравнения является доходностью портфеля рискованных ценных бумаг (Cheng-Few Lee, Chiung-Min Tsai, Alice C Lee, 1999). Дисперсию Wt+1 можно записать в виде
, (5)
Где - ковариационная матрица от доходности рискованных ценных бумаг.
Максимизация ожидаемой полезности Wt+1:
, (6)
Подставляя уравнения (4) и (5) в уравнение (6) уравнение. Уравнение (6) можно переписать в виде (Cheng-Few Lee, Chiung-Min Tsai, Alice C Lee, 1999):
, (7)
Дифференцируя (7), можно решить оптимальность портфеля:
, (8)
Если предположить, что все инвесторы имеют одинаковые вероятности в силу будущей доходности, то совокупный спрос на рискованные ценные бумаги может быть обобщен как (Cheng-Few Lee, Chiung-Min Tsai, Alice C Lee, 1999):
, (9)
Где ,
В стандартной САРМ, предложение ценных бумаг является фиксированным и обозначается как Q*. Тогда как соотношение (9), может быть изменено, как , где является рыночной ценой риска. В самом деле, это уравнение хорошее известно, как уравнение (Litner, 1965), в области ценообразования капитальных активов.
Функция предложения ценных бумаг.
Прямые и косвенные затраты банкротства являются существенными по модулю, так что стоимость фирмы будет сокращена, если фирма увеличивает долг. Другой вопрос несовершенства является запрет на короткие продажи некоторых бумаг. Издержки, обусловленные несовершенством рынка, уменьшают стоимость фирмы, и, таким образом, фирма имеет стимулы, чтобы минимизировать эти затраты (Cheng-Few Lee, Chiung-Min Tsai, Alice C Lee, 1999).
Вводятся ещё 3 предположения: 1-ое фирма не может выдать без рисковые ценные бумаги, 2-ое адаптационные издержки структуры капитала являются квадратичными и 3-е фирма не стремится привлечь новые фонды с рынка (Cheng-Few Lee, Chiung-Min Tsai, Alice C Lee, 1999).
Предполагается, что существует решение для оптимальной структуры капитала и что фирма должна определить оптимальный уровень дополнительных инвестиций. Однопериодной целью фирмы является достижение минимального вектора стоимости капитала с поправкой на расходы, связанные с изменением размерности вектора, Qi,t+1:
(10)
где Ai - это ni x ni положительный определитель матрицы коэффициентов, предполагаемых квадратичных затрат корректировки. Если затраты достаточно высоки, фирмы, как правило, перестают искать мобилизации новых средств или изымать из обращения старые ценные бумаги.
Решение уравнения (10):
, (11)
Где λi - скалярный множитель Лагранжа
Агрегируя уравнение (11) по N фирмам, функция предложения принимает вид (Cheng-Few Lee, Chiung-Min Tsai, Alice C Lee, 1999):
, (12)
Из уравнения (12) следует, что количество, указанных вновь, выпущенных ценных бумаг положительно связаны с ее собственной ценой и отрицательно влияют на ее требуемую доходность, и стоимость на другие ценные бумаги.
Многопериодная модель равновесия.
Совокупный спрос на рискованные ценные бумаги представлен формулой (12) и может рассматриваться как разностное уравнение.
Цены рискованных ценных бумаг определяются в рамках многопериодной модели. Ясно, также, что совокупный график предложения имеет аналогичную структуру. В результате, модель можно резюмировать следующими уравнениями для спроса и предложения, соответственно (Cheng-Few Lee, Chiung-Min Tsai, Alice C Lee, 1999):
, (13)
, (14)
Приравнивая разностное уравнение (12) за период t и t+1 с уравнением (13), получаем новое уравнение, связывающее спрос и предложение на ценные бумаги:
(15)
Разностные уравнения. (12) за период t, где Vt включен для принятия во внимание все возможные несоответствия в системе. Здесь, Vt считается случайным возмущением с нулевым ожидаемым значением и не автокоррелирован.
Из следующих уравнений:Et-1 [EtPt +1] = Et-1 , Et-1E (Vt) = 0, следует:
()
Вычитая уравнение (15) из (15), получаем:
, (16)
Уравнение (15) показывает, что предсказания ошибки в ценах (с левой стороны) зависят от ожидания корректировки цен (первое слагаемое в правой стороне) и дивидендов (второе слагаемое в правой стороне). Это уравнение можно рассматривать как обобщенную модель определения стоимости финансовых активов (Cheng-Few Lee, Chiung-Min Tsai, Alice C Lee, 1999).
Важным следствием этой модели является то, что влияние со стороны предложения могут быть рассмотрены, если предположить, что издержки, которые достаточно велики, чтобы удержать фирмы, стремящихся привлечь новые фонды или устранить старые ценные бумаги. Другими словами, предположение о регулировки высоких затрат может вызвать обратную матрицу А в формуле (16) в нуль. Модель, таким образом, сводится к следующему эквивалентному отношению (Cheng-Few Lee, Chiung-Min Tsai, Alice C Lee, 1999):
, (17)
Где ,
Уравнение (17) предполагает, что текущая ошибка прогноза в цене определяется суммой значений математического ожидания от цен и дивидендов (с корректировкой в свой следующий период), дисконтированных по ставке 1 + r *.
Вывод синхронной системы уравнений.
Из уравнения (17), если из серии цен следует процесс случайного блуждания, то цена серии может быть представлена как Pt = Pt-1 + at, где at белый шум. В результате уравнение (16) выглядит таким образом:
(18)
Уравнение 18 можно переписать виде:
(19)
где
Тогда можно записать в следующей форме:
, (20)
Где П является n на n матрицей приведенных коэффициентов.
, и , (21)
Уравнения (20) и (21) используются для проверки существования эффекта предложения в следующем подразделе.
Уравнения (20) можно использовать для проведения теста на существование эффекта предложения.
,
, (22)
Из уравнения (21) мы получаем уравнение (23):
(23)
Финансовое пояснение уравнение 23: если есть достаточно высокая стоимость корректировок, то фирма обычно прекращают свою деятельность в данном направлении, стремясь привлечь новые фонды, или изымают из обращения старые ценные бумаги. Математически это будет представлено таким образом, что все недиагональные элементы равны нулю и все диагональные элементы равны друг другу в матрице. В общем, это может быть проделано в случае с n портфелями. Вот так выглядит уравнение (20) в случаи с n портфелями (Cheng-Few Lee, Chiung-Min Tsai, Alice C Lee, 1999):
(24)
Уравнение (24) показывает, что если инвестор ожидает, что изменение в предсказании следующего дивиденда, за счет дополнительной информации (например, изменение выручки), в течение текущего периода, то стоимость ценной бумаги подвергнется изменениям. Что касается рынка акций США, если верить, что вероятность ошибки в дивидендах встроены в текущую цену, так же по всем ценным бумагам, то изменение цен будет находиться только под влиянием своей собственной вероятности ошибок в дивидендах. В противном случае, скажем, если предложение ценных бумаг является гибким, то изменение цен будет находиться под воздействием вероятности корректировки дивидендов.
1.2 Межвременные модели ценообразования активов
В последние два десятилетия, финансовые экономисты зафиксировали много аномалий на финансовых рынках. Например, в отличие от гипотезы эффективности рынка по Fama, исследованной им в 1970 году (Fama, 1970). Fama и French в 1989 году утверждают, что доходность акций предсказуема (Fama, French, 1989). Fama и French в 1992 и в 1993 гг. сообщают, что стоимость акций имеет гораздо более высокий риск, чем рост акций (Fama, French, 1992, 1993)и Hillion в 1999 обнаружили, что предсказательная сила переменного прогноза доходности акций незначительна (Bossaerts, Hillion, 1999). Аналогично, Schwert в 2002 году, считал, что многие торговые стратегии, которые были найдены для создания сверхдоходности, были убыточны в прошлом десятилетии (Shchwert, 2002). В целом, Malkiel в 2003 утверждал, что нет никаких достоверных свидетельств стойкой прогнозируемости доходности акций, и что американский фондовый рынок весьма эффективен в том смысле, что сверхдоходности быстро исчезают после их обнаружения (Malkiel, 2003).и Titman (2001) и Schwert (2002) считают, что импульс стратегии остается крайне прибыльным в 1990-х годов, через десять лет после ее публикации в научных журналах (Jegadeesh, Titman, 2001) (Schwert, 2002).
Кроме того, современные авторы, например, Lettau и Ludvigson в 2001, показывают, что отношение потребления к благосостоянию, особенно в сочетании с волатильностью фондового рынка, имеет статистически и экономически значимые прогностические силы для доходности фондового рынка. Резонно полагать, как утверждает Кэмпбелл (2000), что доходность акций есть прогнозируемые колебания (Lettau, Ludvigson, 2001) (Campbell, 2000).
Провал теории рационального ожидания приводит некоторых исследователей скептически относиться к предположению, что индивидуальные инвесторы вполне рациональны. Они включают когнитивные предубеждения в модель ценообразования активов и обнаруживают, что такие комбинации имеют определенный успех в объяснении аномалий, упомянутых выше. Поведенческие финансы быстро развивается с 1990 года, и Шиллер в 2003 году, в частности, подчеркнул их важную роль в восстановлении современных финансов. Тем не менее, на мой взгляд, мы должны осторожнее относиться к таким нововведениям. Основная критика в том, что длинный список когнитивных искажений дает исследователям так много степеней свободы, что все можно объяснить. Но финансовые экономисты больше интересуются прогнозом лежащим вне образца, а именно: «как объяснить, что произошло?». Кроме того, это трудно поверить, что инвесторы могут выжить в арбитраже, управляемым финансовым рынком. Barberis и Thaler в 2003 году обеспечивают комплексное обследование поведенческих финансов и приходят к такому выводу: "Во-первых, мы найдем, какое количество наших современных теорий, как рациональные, так и поведенческие, ошибаются. Во-вторых, которая из них является наилучшей теорией» [15, c. 1109-1113].
Далее будет продемонстрирована другая альтернативная гипотеза прогнозируемости доходности акций, которая не обязательно противоречит рациональности ожиданий.
Как уже упоминалось, прогнозируемость доходности акций имеет важное значение для ценообразования активов. Fama в 1991 году также предполагал, что мы должны относиться к свойствам поперечного сечения ожидаемой доходности с изменением ожидаемых доходов во времени (Fama, 1991). В соответствии с этой теорией, некоторые современные авторы (такие как Brennan, Wang и Xia, и Campbell, Vuolteenaho в 2002 году) считают, что предсказуемость фондового рынка и его волатильность, действительно, помогает объяснить поперечное сечение доходности акций (Campbell, Vuolteenaho, 2002).
Кэмпбелл в 1987 и Fama и French в 1989, считали, что краткосрочные процентные ставки, дивидендная доходность, недостаток премии и период премии прогнозируют доходность фондового рынка (Campbell, 1987) (Fama, French, 1989).Интересно, что Guo в 2003 году обнаружил, что предсказательная сила сay ( это статочный член от коинтеграции отношений между потреблением, чистой стоимостью и трудовой прибылью) существенно улучшается, если прошлые дисперсии фондового рынка, также были включены в уравнение прогнозирования и стохастически безтрендовая безрисковая ставка, предоставляет дополнительную информацию о будущей прибыли (Guo, 2003).
Проведенные исследование White в 1980 году, представленной на графике1 в приложении к работе, что все три переменные являются статистически значимы при прогнозировании уравнения реальной доходности фондового рынка и скорректированный R2 составляет около 20 процентов. Более того, эти переменные вытесняют другие часто используемые переменные прогнозирования, в том числе дивидендную доходность, прекращение премиальных платежей и периода премий (White, 1980).в 1989 году, среди многих других, также находит кластеризацию волатильности на фондовом рынке: когда волатильность увеличивается, кластеризация остается на своем высоком уровне в течение длительного времени, прежде чем она вернется к своему среднему уровню. График 2 показывает установленные значения из прогнозирования регрессии на волатильность фондового рынка, которые также имеют тенденцию к увеличению в период рецессии. Суть этих эмпирических исследований состоит в том, что в дополнение к премии за рыночный риск, инвесторы также требуют премию за ликвидность на акции, потому что инвесторы не могут использовать акции для хеджирования рисков по доходам в связи с ограниченным количеством участников фондового рынка. Таким образом, волатильность акций и отношение потребления к благосостоянию прогнозируют доходность фондового рынка (Schwert, 1989).
Межвременная модель Capital Assets Pricing Model (ICAPM) Кэмпбелла.
Далее будет проиллюстрировано, как доходности фондового рынка определяются в модели рационального ожидания (т.е. в модели ICAPM Кэмпбелла разработанной в 1993 году), когда доходность фондового рынка и волатильность предсказуемы. В частности, Кэмпбелл утверждает, что ожидаемая доходность любых активов определяется ковариацией между доходностью фондового рынка и переменных, прогнозирующие доходность фондового рынка (Campbell, 1993). Это простое утверждение помогает проиллюстрировать, почему САРМ не в состоянии объяснить сечение доходности акций, как уже упоминалось раннее.
Отношение потребления к благосостоянию положительно связано с будущей доходностью фондового рынка и служит отрицательной инновацией, указывая на низкую ожидаемую будущую доходность. В результате, в дополнение к компенсации за рыночный риск, инвесторы требуют дополнительной компенсации по этой акции, потому что она обеспечивает плохой хедж для изменения инвестиционных возможностей. Кэмпбелла является моделью бесконечного горизонта экономики, в котором репрезентативный агент максимизирует целевую функцию (продолжение исследования проделанного Эпштейном и Зином в 1989 году) (Epstein, Zin, 1989).
,
при условии межвременного бюджетного ограничения
,
Сt - потребление, Wt - совокупного благосостояние, Rm,t+1 - рентабельность совокупного благосостояния, β - временной дисконтированный фактор, γ - сравнительным коэффициентом бегства от риска, σ - эластичность межвременного замещения, θ = (1 - γ) / (1 - (1/σ))
- задержка будущей доходности фондового рынка, rm,t+1- волатильность, хt+1 и rm,t+1 - являются векторами первого порядка авторегрессии:
, (25)
вектор ошибок
Кэмпбелл в 1993 показал, что если доходность фондового рынка и волатильность предсказуемы, как показано в уравнении (25), то ожидаемая доходность любого актива, определяется его ковариацией с доходностью фондового рынка и переменными прогноз развития доходности фондового рынка.
,
Где rj,t+1 -безрисковая ставка, V - условная дисперсия или ковариация, Ψ - коэффициент, связывающий доходность фондового рынка и волатильность, λhk - функция от А.
В частности, избыточная доходность фондового рынка определяется:
, (26)
Уравнения (25) и (26) ICAPM модели Кэмпбелла могут быть оценены с использованием обобщенного метода моментов (ОММ) исследованным Хансеном в 1982 году (Hansen, 1982).
Ферсон и Ферстер в 1994 году использовании итеративную GMM для проведения тестов. Они использовали ежеквартальные данные охватывающие период с 1952 до 2000 гг. , в общей сложности 193 наблюдений. Они предполагали, что ошибки в терминах уравнений (25) и (26) ортогональны и переменные задержки и имеют нулевые средние значения (Ferson, Ferster, 1994).тест (его автором является Hansen) может быть использован для проверки нулевой гипотезы, что цены ошибки уравнения (26), , um,t+1 является
ортогональной переменной задержки и имеет нулевое среднее значение. Мы можем также отменить и цену риска для каждого фактора по формуле:
,
, i =2,…,K,
Я хотел бы подчеркнуть, что ICAPM Кэмпбелла не является моделью общего равновесия, потому что он принимает предсказуемость доходности акций как данность. Таким образом, тестирование модели ICAPM Кэмпбелла является совместным тестированием модели равновесия, которая объясняет выбор прогнозирования переменных.
В первой главе я пытался отразить наиболее интересные и важные исследования в области практико - применимости межвременной модели САРМ. Основополагающим результатом этих статей служит то, что в основном данная модель применяется на развивающихся рынках, но, как мы могли видеть в первой главе, она также применима и на развитых рынках. Следовательно, данную модель можно и даже нужно использовать на Российском рынке и странах БРИКС. В основном, так как модель состоит из сложной структуры, в решениях конкретных проблем исследователи строили простые регрессии, но также встречались и более сложные, поэтому учёные использовали Обобщённые Метод Моментов (ОММ), но как мы видим, не все исследователи приходили к использованию данного метода.
На основании ICAPM Кэмпбелла, Guo и Savickas в 2003 году обеспечивают некоторое новое понимание по вопросу формирования портфелей в условно ожидаемой доходности. Они показывают, что децили портфелей, которые мотивированы, непосредственно, на ICAPM, не уязвимы к критике ценообразования интеллектуального анализа данных или к иррациональным ценам, которые делают серьезный вызов САРМ. Их результаты дают прямую поддержку ICAPM.
Глава 2. Разработка межвременной модели ценообразования активов для Российского рынка
.1 Модификация межвременной модели ценообразования активов с 3 бетами
В оригинальной работе Мертона (1973, ICAPM), исследуется уместность межвременных соображений для ценообразования финансовых активов в целом, и цен на акции в частности. Теоретическая основа в моем исследовании является дополнением к недавним исследованиям в области модели долгосрочного риска цен на активы (Bansal, Yaron, 2004), которые могут быть прослежены в работе Кандель и Стамбо (Kandel, Stambaugh 1991), и модель долгосрочных рисков исходит из условий первого порядка на бессмертного репрезентативного инвестора Эйпштейна и Зина (Epstein, Zin,1989). Как первоначально заявили Эпштейн и Зин в 1989 году, что условия первого порядка включают в себя как совокупный рост потребления, так и рентабельность рыночного портфеля совокупного богатства. Кэмпбелл (1993) отметил, что межвременное бюджетное ограничение может быть использовано для замены роста потребления, приводя модель к модели ICAPM Мертона. Restoy и Вейль (Restoy and Weil, 1998, 2011) используют ту же логику для замены доходности рыночного портфеля, к CAPM с обобщенным потреблением.
Кандель и Stambaugh (Kandel, Stambaugh,1991) были первыми исследователями в изучении последствий для доходности активов в модели с репрезентативным инвестором Эпштейна-Зина. Кандель и Stambaugh (Kandel, Stambaugh, 1991), предположили 4 состояния цепи Маркова для ожидаемого темпа роста и условной волатильности потребления, при условии, что решение будет в замкнутой форме.
В-третьих, ICAPM обеспечивает эмпирический анализ, основанный на прокси переменных от совокупного рыночного портфеля, а не на точном измерении совокупного потребления. Хотя есть, конечно же, проблемы для точного измерения финансового благосостояния, финансовых временных рядов. В-четвертых, ICAPM в данной работе является достаточно гибкой, чтобы позволить множеству стационарных переменных быть представленными в системе VAR.
Предпочтения выдвинутые Эпштейном и Зином.
Предположим сначала, что наш репрезентативный агент будет с предпочтениями Эпштейна-Зина. Запишем значения функции как (Epstein, Zin, 1991):
(1)
где Ct- потребление и параметрами предпочтений являются коэффициент дисконтирования - δ, коэффициент неприятия риска - γ и коэффициент эластичности временных замещений - ψ. Для удобства, мы определяем:
Соответствующий стохастический коэффициент дисконтирования (SDF) можно записать в виде:
(2)
где Wt- рыночная стоимость потока потребления, принадлежащего агенту, в том числе и текущее потребление Ct. Логарифм доходности от богатства:
Поэтому логарифм от SDF:
(3)
Далее выводим удобное тождество:
Валовую прибыль от богатства можно записать:
(4)
Выражая ее как произведение выплаты текущего потребления, роста потребления и будущей цены на единицу потребления.
Нам будет удобно работать в логарифмах. Определим значение логарифма от реинвестированного богатства на единицу потребления:
И требуемой будущей стоимости потребления:
(5)
Тогда логарифм доходности будет такой:
(6)
Отдача от богатства отрицательно связана с текущим значением реинвестированного богатства и положительно связана с ростом потребления и будущей стоимости богатства. Последний член в уравнении (6) будет фиксировать последствия межвременного хеджирования цены активов.
Межвременная модель ценообразования активов (ICAPM):
Джон Кэмпбелл, Кристофер Полк и Роберт Турлей предполагают, что доходности активов являются условно логнормальными, и позволяют изменять условную волатильность для написания вторых моментов с индексами времени, чтобы показать, что они могут меняться с течением времени. Согласно этому стандартному предположению, ожидаемая доходность любого актива должна удовлетворять:
(7)
И премия за риск любого актива определяется:
(8)
Тождество (6) может быть использовано для записи логарифма SDF (3) без ссылки на рост потребления:
(9)
Получим уравнение ценообразования ICAPM, которое связывает премию за риск любого актива с ковариациией актива, с доходностью богатства и шоков требуемого будущего потребления.
(10)
Доходность и риск шока в ICAPM.
Чтобы лучше понять межвременное хеджирование компоненты ht+1 и zt+1, будем идти в 2 этапа. Во-первых будем приближать хеджирование компоненты ht+1 и zt+1, принимая приближенное логнормальное значение ͞z:
ֳהו כמדכטםואנטחאצטמםםי ןאנאלוענ:
ֲמ-געמנץ, ל ןנטלוםול מבשוו ףנאגםוםטו צוםממבנאחמגאםט (7) ך במדאעסעגף ןמנעפוכ (ףסעאםמגטג, קעמ ri,t+1 = rt+1), ט טסןמכחףול ףהמבםמו עמזהוסעגמ (10) הכ חאלום נמסעא ןמענובכוםט טח עמדמ גנאזוםט. ֿנומבנאחף, למזול םאןטסאע ןונולוםםף zt ךאך
(11)
ֲ-ענועטץ, ל מבתוהטםול עט גנאזוםט הכ ןמכףקוםט טםםמגאצטמםםמי הועוכםמסעט ג ht+1
(12)
ֿנמהמכזטל המ בוסךמםוקםמדמ דמנטחמםעא גנולוםט:
(13)
ֲעמנמו נאגוםסעגמ סכוהףוע טח סעאעט ֺלןבוככ ט Vuolteenaho (2004) ט טסןמכחףועס מבמחםאקוםטו NDR (ֽמגמסעט מ סעאגךאץ הטסךמםעטנמגאםט) הכ מעםמסטעוכםמדמ ןונוסלמענא מזטהאולץ בףהףשטץ המץמהמג. ֲ עמל זו הףץו חאןטרול טחלוםוםט ג מזטהאםטץ בףהףשטץ נטסךמג (הטסןונסט מע כמדאנטפלא בףהףשוי המץמהםמסעט ןכס כמדאנטפל סעמץאסעטקוסךמדמ ךמפפטצטוםעא הטסךמםעטנמגאםט) ג ךאקוסעגו NRISK.
ֽאךמםוצ, ןמהסעאגטל מבנאעםמ ג לוזגנולוםםף למהוכ (10):
(14)
ֿונגמו נאגוםסעגמ גנאזאוע ןנולט חא נטסך, ךאך γ (ךמפפטצטוםע םוןנטעט נטסךא) ףלםמזוםםף םא ךמגאנטאצט ס עוךףשוי נםמקםמי המץמהםמסע, א עאךזו (γ - 1) ןמגעמנוםטו ךמגאנטאצטט םמגמסעוי מ בףהףשוי נםמקםמי המץמהםמסעט, לטםףס מהםא געמנא ךמגאנטאצט ס נטסךמל.
ֲעמנמו נאגוםסעגמ ןונוןטסגאוע למהוכ, ֺלןבוככא ט Vuolteenaho (2004), נאחבטג המץמהםמסע נםךא םא םמגמסעט מ הגטזוםטט הוםוזםץ סנוהסעג ט םא םמגמסעט מ ךמפפטצטוםעו הטסךמםעטנמגאםט. ֽמגמסעט מ הגטזוםטט הוםוזםץ סנוהסעג מןנוהוכעס, ךאך NCF = rt+1 - Et rt+1 + NDR
ײוםא נטסךא מע טםפמנלאצטט מ הגטזוםטט הוםוזםץ סנוהסעג במכרו, קול צוםא נטסךא הכ טםפמנלאצטט מ ךמפפטצטוםעו הטסךמםעטנמגאםט, ןמעמלף ֺלןבוככ ט Vuolteenaho םאחגאכט בועא ס טםפמנלאצטוי מ הגטזוםטט הוםוזםץ סנוהסעג - "ֿכמץטו בועא", א טםפמנלאצטט מ ךמפפטצטוםעו הטסךמםעטנמגאםט - "ץמנמרטו בועא ", עאך ךאך מםט טלוע במכוו םטחךטו צום נטסךא ג נאגםמגוסטט.
ֿנט ןנמגוהוםטט עוסעמג הכ מצוםךט חאענאע םא ךאןטעאכ, םומבץמהטלמ גגוסעט סכוהףשטו 2 דטןמעוח, ךמעמנו, סממעגועסעגוםםמ, בףהףע מצוםום ןנט ןמלמשט הגףץ נודנוססטמםםץ למהוכוי, א טלוםםמ: למהוכט ֲוךעמנםמי אגעמנודנוססטט ט סךגמחםמי נודנוססטוי (cross-sectional regression).
ֲמ 2-מי דכאגו ןנמהולמםסענטנמגאכ מסםמגםו םאטבמכוו טםעונוסםו טססכוהמגאםט ג עולאעטךו לוזגנולוםםמי למהוכט צוםממבנאחמגאםט אךעטגמג, האכוו ןמסםטכ צוכוסממבנאחםמסע גבמנא טלוםםמ ICAPM ֺלןבוככא, גגוכ עומנועטקוסךמו מןטסאםטט צוכוגמי למהוכט טססכוהמגאםט, ספמנלףכטנמגאכ דטןמעוח. ִאכוו ץמעוכ ב ןונויעט ך מןטסאםט ןונולוםםץ, ןמסענמוםט אכדמנטעלא נאסקועמג ןמ למהוכט ט םוןמסנוהסעגוםםמ ך מסםמגםל נוחףכעאעאל ןנמגוהוםט עוסעמג.
.2 ּועמהמכמדט לןטנטקוסךמדמ עוסעטנמגאםט ּוזגנולוםםמי למהוכט צוםממבנאחמגאםט אךעטגמג
ִאכוו בףהוע ןנטגמהטעס מבחמנ ןנאךעטךמ-ןנטלוםטלץ סכוהףשטץ סעאעוי, ךמעמני מעבטנאכטס םא מסםמגו סכוהףשטץ פאךעמנמג: עמ נםמך, םא ךמעמנמל בכמ מסףשוסעגכוםמ טססכוהמגאםטו, דמה טססכוהמגאםט, צוכוסממבנאחםמסע האםםמי סעאעט ט חםאקטלמסע נוחףכעאעא.
ֽאחגאםטו סעאעטְגעמנ טססכוהמגאםטֳמהֺנאעךמו מןטסאםטוIntertemporal relation between the expected return and risk: an evaluation of emerging marketZhongyi Xiao, Peng Zhao2013ֽא מסםמגו טסןמכחמגאםט ףסכמגםמי ְׁ׀ּ ט ICAPM למהוכט, טססכוהמגאע הטםאלטקוסךטו מעםמרוםט לוזהף מזטהאולמי המץמהםמסע ט נטסךאלט, ט ץוהזטנמגאםט סןנמסא םא נאחגטגאשטלס ךטעאיסךמל גאכעםמל נםךו.A Coincident Financial Indicator for the Australian Stock MarketRamaprasad Bhar, Shigeyuki Hamori2005ְגעמנ סעאעט סמסנוהמעמקום םא נאחנאבמעךו פטםאםסמגץ סמגןאהאשטץ טםהטךאעמנמג הכ פמםהמגמדמ נםךא.Cost of equity in emerging marketsJavier Estrada2000ֲ סעאעו ףעגונזהאועס, קעמ מבשטי נטסך, סגמומבנאחםי נטסך, ט םוךמעמנו לונ ןאהוםט נטסךא סגחאם ס פמנלטנףשויס נםמקםמי המץמהםמסע אךצטי.Substitution, risk aversion, and tempolar behavior of consumption and assets returns: an empirical analysis. L.G. Epstein, S.E. Zin1991ֲ האםםמי נאבמעו ןנמגמהטעס ןנמגונךא מדנאםטקוםטי םא ןמגוהוםטו ןמענובכוםט ט המץמהםמסעט אךעטגמג
ּוזגנולוםםמו סממעםמרוםטו לוזהף מזטהאולמי המץמהםמסע ט נטסךמל םא ןנטלונו סענאם ס פמנלטנףשטלס נםךמל.
ֿמסכו ךמםמלטקוסךמי נופמנל בטנזוגמי נםמך ג ֺטעאו סעאכ בסענמ נאחגטגאעס. װמםהמגי נםמך ֺטעא ג 2011 סעאכ געמנמי ןמ גוכטקטםו ג ְחטט, ףסעףןא כטר ןמםטט (Zhongyi Xiao, Peng Zhao, 2013).
ֿמךא ןמנעפוכ אךצטי גכועס מהםטל טח מסםמגםץ ענאםסןמנעםץ סנוהסעג טםגוסעטצטט ג ֺטעאי, א עאךזו הנףדטץ סענאם ןמ גסולף לטנף, מצוםךא פפוךעטגםמסעט ןמנעפוכ אךצטי ןנטגכוךכא מדנמלםמו גםטלאםטו. ׂול םו לוםוו, במנבא ס לןטנטקוסךטלט טססכוהמגאםטלט ג המץמהםמסעט אךצטי ג ֺטעאו מסעאועס ןנמבכולמי.