本篇復現的研報與復現東方證券研報--特質波動率因子研究爲同一系列，在上一篇的基礎上進行的深入研究。
結論概述
由於市場體制、投資者結構、投資者教育等多方面的原因 A 股市場投機性較強，既然不能改變 A 股投機的事實，我們不妨研究如何在投機市場中獲利。通過聚寬平臺對研報思路進行復現後，獲得了與研報一致的結果，買入投機程度弱的股票，賣出過度投機的股票即可獲取超額收益。
股票的投機程度雖然不能被直接觀測，但投機程度高的股票往往伴隨着一定的交易行爲特徵，通過對這些交易行爲特徵的刻畫可變相考察個股的投機程度。我們通過特徵波動率、特異度、價格時滯、市值調整換手分別度量股票的波動率高低、個股收益能否被市場風格解釋、股價能否反應市場公共信息（市場指數）、和股票的換手程度。這四個指標描述的都是過去一段時間內個股的交易行爲特徵，我們統稱爲交易行爲類指標。
特質波動率、特異度、價格時滯、流通市值調整換手歷史上均表現出較強的收益預測能力，和我們預期的一致，過去一段時間內被過度投機的股票下期收益率普遍偏低，相反較爲“正常”的股票反而更有可能獲取超額收益。具體到各指標，特異度的正端超額收益最大，年均超越市場等權 13.3%，流通市值調整換手正端收益也較大，但風險相對較高，相比之下，特質波動率和價格時滯較爲平淡。IC 方面，特質波動率和流通市值調整換手 IC 均值較高，但 IR 穩定性較差；特異度因子 IC 均值略低，但穩定性最好；價格時滯因子在四個因子中表現最差。
相關性分析顯示，特質波動率、特異度、價格時滯三個指標間信息重合比例較大，特質波動率和流通市值調整換手的相關性也較高。通過因子分層後分組和因子收益率迴歸，我們發現特質波動率和價格時滯預測收益率的能力能夠完全被特異度和流通市值調整換手解釋，相反，特異度和流通市值調整換手在控制其他交易行爲類指標後仍能帶來明顯的超額收益。
被投機個股的交易行爲特徵
個股的投機最後必然會表現在股票的交易層面，我們通過波動率高低、個股收益能否被市場風格解釋、股價能否及時反應市場公共信息、以及股票的換手程度等四個維度來刻畫個股的投機性程度。我們認爲被過度投機的股票一般具有下述特徵：
高波動性：被投機的股票一般多空分歧較大，多空博弈的結果導致大的波動。由於個股的某些波動是由市場風格變動引起的，所以我們用剔除市場風格波動後的特質波動率來衡量個股的波動程度。
風格獨立：一般而言，被過度投機的個股在交易時多依賴於其自身的私有信息，無視市場的漲跌或風格，以此投機性強的股票與市場風格關聯性差，市場風格對其收益的解釋程度弱。我們構建了特異度指標用來度量個股收益中不能被市場風格解釋的成分佔比。
價格時滯大：正常情況下個股的股價能夠及時的反應市場公共信息（市場指數），但是當個股被過度投機時可能會過度關注個股層面的信息，導致市場層面的消息可能反應不足。我們通過價格時滯因子度量個股是否及時反應了市場公共信息。
高換手：換手率是交易員常用的用來甄別投機性股票的指標，投資者投機股票時一般追求的短期收益，成交頻繁，博取短期收益，因此股票投機性強時自然伴隨着較高的換手率。考慮到市值和換手的相關性，我們用流通市值調整後的換手率來度量個股的換手特徵。
特質波動率、特異度、價格時滯、換手率四個指標描述的都是過去一段時間內（滯後的指標）個股的交易行爲特徵，我們可以統稱爲交易行爲類指標。股票當前被過度投機時，後期大概率下跌，作爲股票投機程度代理變量的交易行爲類指標取值越高，股票越有可能被過度投機，後期應該對應着較大的負向 alpha，相反，取值越小，越有可能獲得正向 alpha。
交易行爲類指標
該部分我們將分別介紹特質波動率、特異度、價格時滯、流通市值調整換手的定義、由來、及歷史表現情況等。在市場有效性驗證方面，有如下幾個細節需要說明：
（1） 回測的樣本空間爲剔除上市不滿 6 個月、ST、*ST 後的全部 A 股；
（2） 由於系統數據只能獲取到 2005 年 1 月 1 日之後的，因此除價格時滯因子外，其他因子回測時間均爲 2005 年 2 月 27 日至 2019 年 2 月 27 日。價格時滯因子由於需要前三期市場數據做迴歸，因此開始日期推後三期；
（3） 基於全樣本計算信息係數或者相關係數時，每個指標均經過了橫截面標準化處理，以剔除指標在時間軸上波動的影響；
（4） 分組檢驗有效性時將樣本空間內所有股票分成 10 組，每月底調倉，構建等權組合，基準爲市場等權組合；
（5） 因子收益率爲樣本空間內因子值最小的 1/3 股票構建的流通市值加權組合與最大 1/3 股票組合收益率之差。
>>> 特質波動率
我們沿用 AHXZ(2006) 的方法對特質波動率進行度量，在每月月底基於上月的日交易數據迴歸以下方程：
MKTt、SMBt、HMLt 分別爲市場收益率、市值因子收益率、估值因子收益率。
其中殘差項的年化標準差 (T=243) 即爲我們所求的特質波動率 IVol：
特質波動率率度量的是剔除了市場常見風格波動後剩餘的個股特有的波動率，用於度量歸屬於個股的特有風險。
注：該方程也即 Fama-French 三因子方程，詳細說明可參看上一篇文章，年化參數在復現時統一爲 252，與研報 243 不同。
我們通過信息比率 IC 和分組檢驗兩種方法驗證了特質波動率預測次月收益率的能力，結果發現低特質波動率的股票擁有明顯的正向超額收益。從 2005 年至今的長樣本來看，特質波動率和次月收益率的 spearman 相關係數高達 -0.098，IR 爲 -0.831，負顯著比例較高。特質波動率的分組結果也強有力的支持了這個結論，超額收益率、夏普比率均表現出顯著單調性。多空組合表現也較穩定。
>>> 特異度
在每月月底基於上月的日交易數據迴歸以下 Fama-French 方程：
MKTt、SMBt、HMLt 分別爲市場收益率、市值因子收益率、估值因子收益率。市場因子、市值因子及估值因子對股票收益的解釋程度越高，上述方程的擬合度 R2Fama-French 越高。
我們定義上述迴歸的殘差平方和總平方和之比爲特異度 IVR ：
特異度反應了股票收益中不能被市場、規模、估值三種常見的風格因子解釋的成分佔比，特異度越高說明個股漲跌與市場風格的相關性越小，交易中市場層面的信息佔比越低，個股層面的信息佔比越高。股票的特異度越高，表示市場風格越不能解釋其股票收益，過去一段時間內被過度投機的可能性和程度越大。
比較特質波動和特異度的度量方法不難看出，兩種存在一定的定量關係：
特異度和特質波動率、總波動率之間的關係非線性，而當前大多數量化模型均爲線性模型。因此即使在模型中已有特質波動率及總波動率兩個因子，也不一定能夠捕捉到特異度所包含的信息成分。
過去 14 年裏，特異度因子表現極佳，不僅有較高的超額收益，更是具有單因子中罕見的穩定性。spearman秩相關係數均值爲 -0.090，正顯著比例不足 10%，IR 高達 -0.946。十分組年化超額收益和夏普比率也表現出了極強的單調性，多空分化更是明顯。
>>> 價格時滯
關於價格時滯的度量我們參照了 Hou and Moskowitz(2005) 和胡聰慧等 (2015) 的定義，在每月月底利用本月日交易數據迴歸下述方程：
MKTt 爲 t 期的市場收益率，MKTt-k 爲滯後 k 期的市場收益率，n 表示滯後的期數。如果股價對市場信息的反應存在時滯，那麼滯後的市場收益率對股票收益率具有顯著的解釋力，即
價格時滯定義爲：
上述定義 PriceDelay 表示不帶約束迴歸的擬合程度高於帶約束迴歸的擬合程度的比率，PriceDelay 越大，表示滯後的市場收益率對股票收益率的預測能力越強。
價格時滯度量中涉及到參數滯後期 n，我們分別計算了 n=3、n=5 時的價格時滯，發現價格時滯對參數 n 不敏感，兩者相關係數高達 0.93，下文中我們取滯後期 n=3 的價格時滯因子。
由於價格時滯因子表現略差，且後文可被其他因子解釋替代，這裏我們簡單展示一下其相關結果。
>>> 流通市值調整換手率
一般來講，大市值股票換手率較低，小市值股票換手率較高，因此市值因素對換手率因子影響極大。
我們採用最簡單的迴歸方法剔除換手率中的市值成分，考慮到經典的迴歸模型要求殘差項符合正態分佈，爲了使迴歸殘差項更接近正態分佈我們在迴歸時對換手率和市值均做了對數化處理。具體而言，每月的月底在橫截面上回歸以下方程：
迴歸殘差項我們用來作爲剔除市值後的換手率代理變量，我們稱之爲流通市值調整換手。
流通市值調整換手相對換手率對股票收益的預測能力大幅增強，spearman 秩相關係數均值高達 -0.105，流通市值調整換手各分組也表現出相當高的單調性（第 1 組表現相對較差可能是因爲第 1 組中大市值股票佔比仍然較高）和顯著的多空分化。但其 IC 正顯著比例較高，IR 較低，說明該因子穩定性較差，風險較其他因子略高。
>>> 小結
總體而言，各交易行爲類因子的表現符合我們的預期，過去一段時間被過度投機的股票下期收益率普遍偏低，同時較爲“正常”的股票後期表現相對更好。具體到各指標，特異度指標帶來的超額收益最明顯，同時風險最小，流通市值調整換手的超額收益也較高，但風險較大，特質波動率和價格時滯的表現相對前兩者較爲平淡，但仍有可觀的超額收益。
因子收益率迴歸檢查替代關係
爲了進一步驗證交易行爲類因子間的相互替代性，同時考察多個因子對一個交易行爲類指標的解釋程度，我們應用了因子收益率迴歸的方法，具體做法如下：以一個或多個因子的因子收益率（月度）爲解釋變量，通過線性迴歸方程解釋某一個交易行爲類指標的因子收益率，觀察迴歸截距項是否顯著判定解釋變量中的信息能夠完全解釋該指標的超額收益成分。
特質波動率因子收益率對特異度和流通市值調整換手因子收益率迴歸結果中，特異度和流通市值調整換手的係數項顯著性極高，說明特異度和流通市值調整換手對特質波動率均有一定的解釋程度，迴歸的截距項不顯著，也說明特異度和流通市值調整換手幾乎全部解釋了特質波動率的超額收益來源。同樣，在控制特異度後，價格時滯因子收益率的截距項也變得不顯著，特異度因子也能夠解釋價格時滯的收益率來源。
特異度因子收益率對其他交易行爲類因子收益率的迴歸結果顯示，特質波動率、價格時滯、流通市值調整換手因子均對特異度因子收益率有一定的解釋程度，但剔除這些影響後的截距項仍然顯著，說明其他交易行爲類因子不能完全解釋特異度的超額收益成分，這一結論在加入 Fama-French 的三個因子收益率和動量因子收益率後仍成立。流通市值調整換手的迴歸結果和特異度類似，其他交易行爲類因子對流通市值調整換手因子均有一定的解釋程度，但不能完全解釋其超額收益，在一結論在控制 Fama-French 三因子和動量效應後依然顯著。需要提醒的是，在迴歸關係中我們發現特異度和市值調整換手相互間的迴歸係數均顯著爲負，這也說明兩者之間幾乎沒有替代關係，甚至存在部分相關抵消的信息成分。
風險提示
研究假設市場投機氛圍仍較濃，若市場風格轉變，對研究結論影響尚不可知。事實上，近幾年由於價值投資理念的普及，文中提到的因子的有效性均有所下降，但目前依然顯著有效。
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