中國股市動量及反轉投資策略研究

4.4 策略收益分解及風險分析

　　Fama和French（1996）認為三因素模型能夠很好解釋除個股動量以外的其他異常收益，Conrd和Kaul（1998）認為股價遵循隨機遊走（radom walk），期望收益的截麵方差能夠解釋大部分的動量策略收益，Moskowitz和Grinblatt（1999）發現行業水平動量與個股水平動量相關，Lewellen（2002）則認為SIZE及BM組合動量收益很大程度上可由期望收益的截麵方差以及法馬三因子模型解釋，而Chen和Hong（2002）則持相反觀點，BS（2003）模型認為風格動量反映了收益的可預測性。因此，我們分別運用Jegadeesh和Titman（1995）分解、CAPM模型以及Fama和French三因子模型來檢驗隨機遊走和傳統風險補償對風格動量的解釋力。

　　4.4.1 Jegadeesh和Titman（1995）分解

　　與Chen和Hong（2002）等一致，本文引入Jegadeesh和Titman（1995）分解框架（動量收益分解形式），考察了期望收益截麵方差對動量收益的相對貢獻。

　　Jegadeesh和Titman（1995）假定個股（組合）收益由下式單因子模型驅動：

　　（4.5）

　　（6）式中 為持有期，為個股（組合）的無條件期望回報，為無條件公共因子報酬（與Jegadeesh和Titman（1995）等相一致，本文中 由流通市值加權市場組合 代替），為相應因子載荷，為殘差項。4.4式中動量策略期望收益 可分解為以下幾部分：

　　=（4.6）

　　（4.7）

　　（4.6）-（4.7）式中：為持有期，為t期持有期總收益，為期望收益的截麵方差，為個股（組合）特質因子自協方差的截麵均值，為公共因子回報方差與當前及滯後Beta交叉序列協方差截麵均值的乘積，二者之和 代表了動量收益的可預測部分，N為樣本股（組合）個數。

　　顯示：期望收益截麵方差對動量收益的相對貢獻僅為10%左右，並非動量收益的主要來源，而動量收益的可預測性部分對動量收益的相對貢獻約占90%，這一發現與BS（2003）模型相一致，即風格動量反映了收益的可預測性。（限於篇幅，此處僅以組合形成期和持有期為6個月的LN策略為例，其餘策略結果類似）

　　（4.8）式中 為無風險收益率，為1年期定期存款利率折算而得，為流通市值權重市場組合收益，為截距項，為Beta係數。為回歸截距項，表示經CAPM模型調整後的超常收益。（4.9）式中，含義同（4.8）式，SMB是用以模擬與規模相關的風險因子，HML是用以模擬與經營困難相關的風險因子，這兩個因子的構造與Fama和French（1993）類似，其中規模ME取自每年4月底流通市值，帳麵市值比BE/ME取自上一年末數據，和 為相應因子載荷。為回歸截距項，表示經三因素模型調整後的超常收益。如果回歸截距項與0無差異，說明動量策略收益隻是對風險的補償，否則所獲得的超常收益與投資者的行為有關。

　　結果顯示：（1）經CAPM模型調整後動量套利收益即截距項 值與調整前收益近似且均高度顯著，尤其贏者組合 值亦均高度顯著，並且明顯大於輸者組合相應 值，表明風格動量收益主要來自於贏者組合，這一發現對於機構投資者而言具有重要實際意義，即使賣空受限，持有贏者組合能夠顯著戰勝市場組合；（2）經法馬三因子模型調整後 值與調整前收益近似且均高度顯著，法馬三因子模型調整甚至強化了異常收益，同樣贏者組合 值明顯大於輸者組合，再次證實風格動量收益主要來自於贏者組合；（3）動量套利組合收益經CAPM和法馬三因子模型調整後，修正可決係數均很小，如相應（J=6，K=6）策略修正可決係數僅分別為0.17和0.10，表明市場風險、SMB因子風險及HML因子風險對策略收益缺乏解釋力，因而風格動量收益可能來源於正反饋交易行為。

　　注：表中數值為百分比數，括號中數值為t統計量。CAPM-、FF-、分別表示經CAPM和法馬三因子模型調整後的截距值，CAPM-adj（%）、FF-adj（%）表示相應修正樣本可決係數。winner、loser、arbitrage分別代表贏家組合、輸家組合和套利組合。