証券経済研究第105号（2019.3）

投資家センチメントとイディオシンクラティック・
ボラティリティ効果の考察
岩
要

永

安

浩

旨

イディオシンクラティック・ボラティリティが高い銘柄ほどリターンが低いというイディオシンクラティック・ボラティリティ効果が世界各国の株式市場で観測されることが報告されている。イディオシンクラティック・ボラティリティ効
果は，理論とは整合しないアノマリーとして学術関係者だけではなく実務家からも注目されている。近年，イディオシンクラティック・ボラティリティ効果がなぜ起こるのかについて研究が盛んに行われている。本稿では，米国の株式市場を対象として投資家センチメントが個別銘柄に及ぼす影響をイディオシンクラ
ティック・ボラティリティ効果の観点から調査した。その結果，イディオシンク
ラティック・ボラティリティ効果が，投資家センチメントが悪かった後の期間では観測されず，投資家センチメントが良かった後の期間でのみ強く観測されることを確認した。また，イディオシンクラティック・ボラティリティが最も高い銘柄群の価格付けは，投資家センチメントの影響を最も大きく受ける可能性を確認した。本稿の実証結果は，イディオシンクラティック・ボラティリティ効果が投資家センチメントの影響を受けており，予測できる効果である可能性を示唆して
いる。

目

次

Ⅰ．はじめにク・ボラティリティ効果

Ⅱ．指標の定義

1 ．投資家センチメント指数との線形関係

1 ．イディオシンクラティック・ボラティリティ
2 ．投資家センチメント
Ⅲ．イディオシンクラティック・ボラティリティ効果の確認

2 ．投資家センチメント状態別のイディオシンク
ラティック・ボラティリティ効果
Ⅴ．頑健性の検証
Ⅵ．まとめ

Ⅳ．投資家センチメントとイディオシンクラティッ

17

投資家センチメントとイディオシンクラティック・ボラティリティ効果の考察

ティとリターンの間には，負の相関をもつこと

Ⅰ．はじめに1）が報告されている。Ang et al.［2006］は，米国株式市場を対象として，過去 1 ヵ月間の日次

ここ数年の研究で，イディオシンクラティッ

データで計測したイディオシンクラティック・

ク・ボラティリティとリターンの間に負の関係

ボラティリティが高い銘柄ほど，翌月の実績リが観測されることが報告されている。イディオ

ターンが有意に低いという検証結果を報告してシンクラティック・ボラティリティとは，個別

い る。Ang et al.［2009］ は， こ の 検 証 を グ

銘 柄 の リ タ ー ン の う ち，Fama and French

ローバルに拡張した場合でも同様の結果とな［1993］ の 3 フ ァ ク タ ー モ デ ル な ど の リ ス ク

り，頑健な現象であることを示している。本稿

ファクターによっては説明されない残差リター

では，このように先行研究が報告した，イディ

ンのボラティリティである。各銘柄のリターン

オシンクラティック・ボラティリティが高い銘に共通のリスクファクターの影響を除去した，柄のリターンが低いという現象（以降，イディ

いわば当該銘柄に固有な部分のリターンのボラ

オシンクラティック・ボラティリティ効果と呼ティリティである。現代ポートフォリオ理論でぶ）に着目する。イディオシンクラティック・は，投資家は銘柄固有のリスクを十分に分散しボラティリティ効果については，近年，なぜこたポートフォリオを保有することを前提としてのような現象が起こるのかについて研究が盛ん

い る。 こ の 理 論 の も と で 構 築 さ れ て い るに行われている。

CAPM（Capital Asset Pricing Model）の成立

Jiang et al.［2009］は，米国の株式市場をを仮定した場合，均衡状態において投資家は市対 象 に 実 証 分 析 を 行 い， イ デ ィ オ シ ン ク ラ

場ポートフォリオを保有することになり，シス

ティック・ボラティリティが高い企業は予想利

テマティック・リスクのみが価格付けされ，イ

益が実績利益よりも過大な傾向があるためイ

ディオシンクラティック・ボラティリティは，

ディオシンクラティック・ボラティリティ効果

プレミアムのつかないボラティリティである。

が生じる可能性を示している。また，Baker et

ただし，現実の世界では，投資家は市場ポートal.［2011］は，行動ファイナンスでよく知らフォリオほど十分に分散されたポートフォリオ

れ た preference for lotteries，representative-を保有するわけではない。Merton［1987］の

ness，overconfidence から投資家はイディオシ

理論では，こうした状況下では，投資家は固有

ンクラティック・ボラティリティが高い銘柄をリスクを負う代償を求めるため，イディオシン

非合理的に選好する可能性があることを説明しクラティック・ボラティリティと期待リターンている。個人投資家はイディオシンクラティッには正の関係が期待されることを示している。

ク・ボラティリティが高い銘柄を好む傾向があ

このように理論においては，イディオシンク

り，イディオシンクラティック・ボラティリ

ラティック・ボラティリティと期待リターンのティが高い銘柄が割高に買われる一方で，機関関係は無相関あるいは正の相関を想定してい投資家はベンチマークに対するトラッキングエ

る。しかし，現実の株式市場では理論と異なラーに縛られた運用を行っており，割高な銘柄

り，イディオシンクラティック・ボラティリを十分に売ることができないため，イディオシ

18

証券経済研究第105号（2019.3）

ンクラティック・ボラティリティ効果が解消さ

家の心理状態が合理的判断を狂わす可能性は考れないと論じている。日本の株式市場を対象と慮されていない。例えば，投資家センチメント

2）

した研究 では，山田・永渡［2010］が，トーが冷え切っている状況では，収益が出ていない

タル・ボラティリティが高い銘柄に対する投資企業，歴史の浅い企業，無配の企業などの株価家や企業アナリストからの過大な期待や偶発的は，投資家の判断がより主観的になり易いためな非常に大きなリターンを期待する投資行動

株価が合理的な値を下回るという可能性が考えが，トータル・ボラティリティ効果が生じる要られる。Baker and Wurgler［2006］は，この因である可能性を示している。石部他［2011］

仮定に基づき，米国の株式市場を対象に実証分

は，行動ファイナンスのプロスペクト理論から析を行い，投資家センチメントが悪い期間に解釈することを試み，投資家は上方リスクが高は，投資家が主観的に判断しやすい小型株，設い銘柄を過大評価する傾向があるため，トータ

立年数が短いといった特性を持つ銘柄が敬遠さ

ル・ボラティリティ効果が生じることを説明しれ，そうした特性を持つ銘柄は，投資家センチている。廣瀬・岩永［2011］は，イディオシン

メントが悪かった後の期間のリターンが高いこ

クラティック・ボラティリティの上昇はリターとを示している。本稿では，米国の株式市場をンの一時的な変動と関係性があり，リバーサル

対象に投資家センチメントが個別銘柄に及ぼす効果によってイディオシンクラティック・ボラ

影響をイディオシンクラティック・ボラティリ

ティリティ効果の一部が説明される可能性を指ティ効果の観点から調査し，イディオシンクラ

摘している。廣崎［2012］は，空売り制約が存

ティック・ボラティリティが高い銘柄ほどリ在する環境下では投資家の意見の相違により株ターンが低いという現象が，投資家センチメン

価の過大評価が発生するという Miller 型効果

トが悪かった後の期間では観測されず，投資家と短期リバーサル効果でイディオシンクラ

センチメントが良かった後の期間でのみ強く観

ティック・ボラティリティ効果が発生するメカ

測されることを示す。また，イディオシンクラ

ニズムを説明できる可能性を示した。

ティック・ボラティリティが最も高い銘柄群のこのようにイディオシンクラティック・ボラ

価格付けは，投資家センチメントの影響を最もティリティ効果が生じる要因については諸説あ大きく受ける可能性を報告する。本稿の実証結るが，本稿では，イディオシンクラティック・

果は，イディオシンクラティック・ボラティリ

ボラティリティ効果が投資家センチメントに依ティ効果が投資家センチメントの影響を受けて存して生じる可能性があることを実証分析におり，予測できる効果である可能性を示唆してよって示す。投資家は合理的であるという前提いる。

のもと，個々の銘柄の期待リターンはシステマ

本稿の構成は次の通りである。第Ⅱ章では，

ティック ･ リスクを反映した値となり，仮に一

本稿の分析に用いるイディオシンクラティッ

部の非合理的な投資家がいたとしても，アービ

ク・ボラティリティと投資家センチメント指数

トラージャーの存在により株価は合理的な値にの定義について説明する。第Ⅲ章では，米国の収束すると考えるのがファイナンス理論の枠組

株式市場で観測されるイディオシンクラティッみである。しかし，この枠組みの中では，投資

ク・ボラティリティ効果を確認する。第Ⅳ章で19

投資家センチメントとイディオシンクラティック・ボラティリティ効果の考察

は，イディオシンクラティック・ボラティリ

次式によってイディオシンクラティック・ボラ

ティ効果と投資家センチメントの関係を示す。

ティリティを算出する。

第Ⅴ章では，第Ⅳ章の分析結果に関する頑健性を確認するための検証を行う。第Ⅵ章は，まとT IVOLit=      εit ／
（T－1）
2

…⑵

t＝1

ここで，IVOLit は個別銘柄のイディオシンめである。

クラティック・ボラティリティ，T は時点の数

Ⅱ．指標の定義を表す。
本稿では，MSCI 米国インデックス採用銘柄

1． イ デ ィ オ シ ン ク ラ テ ィ ッ ク・ ボ ラ
ティリティを分析ユニバースとし，1995年 3 月～2015年 9月のデータを用いて分析する4）。個別銘柄のリターンデータは Factset から取得した。Fama

イディオシンクラティック・ボラティリティ

and French の 3 フ ァ ク タ ー の リ タ ー ン は，は，米国株式市場を分析対象とした先行研究でK.French のデータライブラリーから取得しある Ang et al.［2006］，［2009］と同様に，過た5）。

去 1 ヶ月間の日次データを用いて，Fama andFrench の 3 ファクターモデルの残差リターン

2．投資家センチメントの実績ボラティリティとして算出する3）。具体

投資家センチメントは，Baker and Wurgler

的には，イディオシンクラティック・ボラティ［2006］が提案した投資家センチメント指数をリティは，次のようにして算出する。

用いる。投資家センチメント指数は，株式投資

まず，銘柄毎に過去 1 ヶ月間（最低15日間）

に対して投資家がどの程度積極的であるかを表の日次データを用いて次式の時系列回帰分析をすものであり，その水準が高い（低い）ほど投行う。

資家センチメントが良い（悪い）状態を表す。
Baker and Wurgler［2006］は，①取引量，②rit＝αi＋βi MKTt＋γi SMBt＋ηi HMLt＋εit

クローズドエンド型投資信託のディスカウン
…⑴ト6），③新規株式公開の数，④株式公開時のリ

ここで，i は銘柄，t は時点（日次），rit は個

ターン，⑤新株発行割合，⑥配当プレミアムを

別銘柄の短期金利に対する日次の超過リター

変数とした主成分分析を行い，これらの変数のン，MKTt は MKT ファクターの日次リターン

第 1 主成分を投資家センチメント指数として定（市場ポートフォリオの短期金利に対する日次義している。

の 超 過 リ タ ー ン ），SMBt は SMB（Small cap
Minus Big） フ ァ ク タ ー の 日 次 リ タ ー ン，

SENT≡P.C.ρ1 TURN＋ρ2 CEFD＋ρ3 NIPO＋

HMLt は HML（High book/price Minus Low）

ρ4 RIPO＋ρ5 S＋ρ6 PDND

ファクターの日次リターン，αi は切片項，εit

ここで，SENT は投資家センチメント指数，

は回帰残差を表す。
そして，時系列回帰分析の結果を利用して，

20…⑶

TURN は取引量，CEFD はクローズドエンド型投資信託のディスカウント，NIPO は新規株

証券経済研究第105号（2019.3）

式公開の数，RPIO は株式公開時のリターン，

ポートフォリオの翌月のリターンを時価加重

S は新株発行割合，PDND は配当プレミアム，

ウェイトで計測した。

P.C.

は左辺が右辺の主成分であることを表す。

図表 1 は，イディオシンクラティック・ボラ

Baker and Wurgler［2006］は，この投資家

ティリティに基づく分位ポートフォリオのパ

センチメント指数を米国の市場データから推計

フォーマンスを示している。Mean は分位ポー

し，ウェブサイトに公表している7）。本稿でトフォリオのリターンの時系列平均値，Std.

は，このウェブサイトに公表された投資家セン

Dev は分位ポートフォリオのリターンの時系

チメント指数のデータを用いて分析を行った。

列標準偏差を表している。CAPM-Alpha は，

本稿を執筆時点で公表されていた投資家センチ

マーケットモデルでリスク調整したリターンのメント指数は，1965年 7 月から2015年 9 月の期

時系列平均値であり，以下の式で算出する。

≡

間のデータで推計されたものであった。また，
高頻度取引が盛んになったことから取引量の持rpt=αp＋βp MKTt＋εpt

…⑷

つ意味合いが従前とは変わったため，取引量を

ここで，p は分位ポートフォリオ，ｔは時点

除いた 5 つの変数で主成分分析を行って作成さ（月次），rpt はポートフォリオの月次超過リターれたものとなっていた。

ンを表す。
全期間の月次リターンを用いてポートフォリ

Ⅲ．イディオシンクラティック・
ボラティリティ効果の確認

オ単位で上式の時系列回帰分析を行い，得られたαp を CAPM-Alpha とする。同様に，FF 3 Alpha は，Fama and French の 3 フ ァ ク タ ー

この章では，分位ポートフォリオ分析によっ

でリスク調整したリターンの時系列平均値であてイディオシンクラティック・ボラティリティ

り，以下の式で算出する。

効果を確認する。分位ポートフォリオの構築は月次で行った。各月末時点のイディオシンクラ

rpt＝αp＋βp MKTt＋γp SMBt＋ηp HMLt＋εpt…⑸ティック・ボラティリティを基準にして等銘柄

全期間の月次リターンを用いてポートフォリ

数で 5 分位ポートフォリオを作成し，各分位オ単位で上式の時系列回帰分析を行い，得られ

図表 1

分位ポートフォリオ分析

Q 1 （High）

Q2

Q3

Q4

Q 5 （Low）

Q 1 -Q 5

0.61％

0.69％

0.84％

0.97％

0.90％

-0.30％［1.31］［1.88］［2.80］［3.60］［3.83］［-0.86］

Std.Dev

25.15％

19.81％

16.30％

14.67％

12.82％

18.78％

CAPM-Alpha-0.28％-0.05％

0.25％

0.46％

0.46％

-0.75％［-1.40］［-0.37］［2.13］［3.64］［3.99］［-2.71］-0.22％-0.03％

0.22％

0.44％

0.45％

-0.67％［-1.11］［-0.20］［2.20］［4.51］［4.56］［-2.58］Mean

FF 3 -Alpha［出所］ 筆者作成，以下同じ。

21

投資家センチメントとイディオシンクラティック・ボラティリティ効果の考察たαp を FF 3 -Alpha とする。

あ る。 し か し，CAPM-Alpha と FF 3 -Alpha

分析結果を確認する。まず，リスク調整前のの結果はほとんど差異がないことから，リスクリターンで計測した場合は，概ねイディオシン

調整前後のリターンの差異は，マーケットリス

クラティック・ボラティリティが高い分位ほどクを調整することの影響がほとんどであると考リターンが低い傾向がある。一方で，リスクえられる。これらの結果から，イディオシンク

（分位ポートフォリオに投資した場合のリターン

ラティック・ボラティリティが高い銘柄ほどリの標準偏差）は分位 Q 1 が最も高く（25.15％），

ターンが低いという現象であるイディオシンク

8）

分位 Q 5 が最も低い（12.82％） 。イディオシ

ラティック・ボラティリティ効果を，本稿の分

ンクラティック・ボラティリティが最も高い分析データでも確認することができた。

位（Q 1 ） を ロ ン グ し， イ デ ィ オ シ ン ク ラ
テ ィ ッ ク・ ボ ラ テ ィ リ テ ィ が 最 も 低 い 分 位（Q 5 ）をショートしたロングショート・ポー
トフォリオ（Q 1 － Q 5 ）の平均リターンは－

Ⅳ．投資家センチメントとイディ
オシンクラティック・ボラティ
リティ効果

0.30％（ｔ値－0.86）であり，マイナスではあるものの統計的に有意ではない。Ang et al.

この章では，投資家センチメントとイディオ［2006］と異なり，統計的な有意性を確認でき

シンクラティック・ボラティリティ効果の関係なかったのは，分析期間や分析ユニバースの違を確認する。

い に よ る も の と 考 え ら れ る。CAPM-Alpha
は，イディオシンクラティック・ボラティリ

1．投資家センチメント指数との線形関係ティが高い分位ほど単調に低い。また，ロング
ショート・ポートフォリオの CAPM-Alpha は

図表 2 は，被説明変数をｔ時点のイディオシ－0.75％（ｔ値－2.71）であり，統計的に有意ンクラティック・ボラティリティに基づく分位にマイナスである。FF 3 -Alpha は，イディオ

ポートフォリオのリターン，説明変数をｔ－ １

シンクラティック・ボラティリティが高い分位

時点の投資家センチメント指数の水準，t 時点

ほど単調に低い。また，ロングショート・ポーの Fama and French の 3 ファクターのリター

ト フ ォ リ オ の FF 3 -Alpha は －0.67 ％（ ｔ 値

ンとした，下式の回帰分析の結果を示してい－2.58）であり，統計的に有意にマイナスである。

る。分位ポートフォリオやロングショート・
ポ ー ト フ ォ リ オ の リ タ ー ン が，SMB フ ァ ク
ターや HML ファクターの影響を受けているの

rpt=αp＋ρp SENTt－1＋βp MKTt＋γp SMBt
＋ηp HMLt＋εpt

…⑹であれば，（MKT ファクターのみの）シング

分析結果を確認すると，投資家センチメント

ルファクターモデルによるリスク調整後リター

指数に対する回帰係数は，イディオシンクランである CAPM-Alpha と 3 ファクターモデル

ティック・ボラティリティが高い分位（Q 1 ，に よ る リ ス ク 調 整 後 リ タ ー ン で あ る FF 3 -Q 2 ）はマイナスである一方，イディオシンク

Alpha の間には有意な差異が確認されるはずで

ラ テ ィ ッ ク・ ボ ラ テ ィ リ テ ィ が 低 い 分 位

22

証券経済研究第105号（2019.3）（Q 3 ，Q 4 ，Q 5 ）はプラスである。したがっする回帰係数はマイナスであり，統計的に有意て，イディオシンクラティック・ボラティリである。イディオシンクラティック・ボラティ

ティが高い分位は， 1 カ月前の投資家センチメ

リティのロングショート・ポートフォリオは，ント指数の水準が高いほどリターンが低い傾向

ハイベータ・小型・グロースの特性を持ち，ｔがあり，逆に，イディオシンクラティック・ボ

値の水準から判断すると，特に MKT に対する

ラティリティが低い分位は， 1 カ月前の投資家

正の相関関係が強いことが分かる。このこと

センチメント指数の水準が高いほどリターンがは，図表 1 で確認したようにリスク調整前後の高い傾向があることを示唆している。ロング

リターンの差異が，マーケットリスクを調整す

ショート・ポートフォリオ（Q 1 －Q 5 ）の投ることの影響がほとんどであることと整合的で

資家センチメント指数に対する回帰係数は，－

あ る と 考 え ら れ る。 切 片 項 は， 図 表 1 の0.01269（ｔ値－3.20）であり，統計的に有意FF 3 -Alpha に相当するものである。切片項はにマイナスである。 1 カ月前の投資家センチメ－0.40％（ｔ値－1.48）であり，マイナスではント指数の水準が高いほど，ロングショート・

あ る が 統 計 的 に 有 意 で は な い。 図 表 1 のポートフォリオのリターンが低い，つまり，イFF 3 -Alpha と比較して，その値やｔ値の水準

ディオシンクラティック・ボラティリティが高が小さいということは，投資家センチメント指い銘柄が低い銘柄のリターンを下回る傾向があ数の水準が，イディオシンクラティック・ボラ

ることを示している。

ティリティ効果と関係性を持った変数である可ロングショート・ポートフォリオの Fama

能性を示唆している。

and French の 3 ファクターに対する回帰係数と 切 片 項（Intercept） を 確 認 す る。MKT とSMB に対する回帰係数はプラス，HML に対図表 2Intercept

SENT［t － 1 ］

MKT［t］

SMB［t］

HML［t］

回帰分析の結果

Q 1 （High）

Q2

Q3

Q4

Q 5 （Low）

Q 1 -Q 5-0.04％

0.03％

0.16％

0.36％

0.35％

-0.40％［-0.22］［0.23］［1.47］［3.54］［3.45］［-1.48］-0.00818-0.00253

0.00309

0.003640.00450-0.01269［-2.69］［-1.32］［1.99］［2.45］［2.99］［-3.20］1.414281.20036

1.022900.911960.78056

0.63372［31.59］［42.62］［44.77］［41.76］［35.31］［10.88］0.01735-0.07489-0.21013-0.30888-0.24733

0.26469［0.29］［-1.98］［-6.86］［-10.55］［-8.35］［3.39］-0.19507-0.04832

0.139450.14861

0.09258-0.28765［-2.96］［-1.16］［4.14］［4.62］［2.84］［-3.35］（注） 被説明変数をｔ時点のイディオシンクラティック・ボラティリティに基づく分位ポートフォリオのリターン，説明変数をｔ－１時点の投資家センチメント指数の水準，ｔ時点の Fama and French の３ファクターのリターンとした回帰分析の結果（回帰係数とｔ値）を示している。

23

投資家センチメントとイディオシンクラティック・ボラティリティ効果の考察

2．投資家センチメント状態別のイディ
オシンクラティック・ボラティリティ
効果

0.22％（ｔ値－0.62）であり，マイナスではあるものの統計的な有意性は無い。したがって，
このサンプル期間では統計的に有意なイディオ
シンクラティック・ボラティリティ効果を確認

9）

図表 3 は，サンプルを各時点の 1 ヶ月前 のすることはできない。

投資家センチメント指数の水準が全分析期間の一方， 1 ヶ月前に投資家センチメント指数の中央値よりも高かった期間と低かった期間の 2水準が高かったサンプル期間（High）では，つに分けてイディオシンクラティック・ボラ

イディオシンクラティック・ボラティリティがティリティに基づく分位ポートフォリオ，ロン

高い分位ほど単調に平均リターンが低い。ロン

グショート・ポートフォリオのパフォーマンス

グショート・ポートフォリオの平均リターンはを計測した結果を示している。

－1.21％（ｔ値－2.30）であり，有意水準 5 ％1 ヶ月前に投資家センチメント指数の水準がで統計的に有意にマイナスである。この統計的低かったサンプル期間（Low）では，概ねイな有意性（ｔ値）は全分析期間（Unconditional）

ディオシンクラティック・ボラティリティが高で計測した場合（－0.86）よりも大きい。まい分位ほど平均リターンが高い傾向がある。ロ

た，リスク調整後リターンで計測した場合のロングショート・ポートフォリオの平均リターン

ングショート・ポートフォリオの平均リターン

は0.62％（ｔ値1.43）であり，統計的な有意性は CAPM-Alpha が －1.38 ％（ ｔ 値 －3.41），

は無いもののプラスである。リスク調整後リ

FF 3 -Alpha が －1.12 ％（ ｔ 値 －3.06） で あ

ターンで計測した場合のロングショート・ポーり，有意水準 1 ％で統計的に有意にマイナスでトフォリオの平均リターンは，CAPM-Alphaある。この統計的な有意性も全分析期間で計測

が －0.12 ％（ ｔ 値 －0.33），FF 3 -Alpha が －した場合（－2.71，－2.58）よりも大きい。し図表 3

投資家センチメント指数とイディオシンクラティック・ボラティリティ効果
Q1（High）

Unconditional

Low

High

Diff

Q2

Q3

Q4

Q5
（Low）

Q 1 -Q 5

Q 1 -Q 5

Q 1 -Q 5（CAPM-Alpha）（FF 3 -Alpha）

mean

0.61％

0.69％

0.84％

0.97％

0.90％

-0.30％-0.75％-0.67％

t-value［1.31］［1.88］［2.80］［3.60］［3.83］［-0.86］［-2.71］［-2.58］p-value

19.04％

6.06％

0.54％

0.04％

0.02％

39.19％

0.71％

1.04％

mean

1.44％

1.20％

0.99％

1.07％

0.82％

0.62％

-0.12％-0.22％

t-value［2.34］［2.39］［2.24］［2.81］［2.48］［1.43］［-0.33］［-0.62］p-value

2.11％

1.83％

2.68％

0.57％

1.46％

15.63％

74.20％

53.67％

mean-0.23％

0.18％

0.69％

0.87％

0.98％

-1.21％-1.38％-1.12％

t-value［-0.33］［0.34］［1.70］［2.27］［2.93］［-2.30］［-3.41］［-3.06］p-value

73.92％

73.65％

9.15％

2.49％

0.40％

2.32％

0.09％

0.27％

mean

-1.67％-1.02％-0.29％-0.20％

0.16％-1.83％-1.26％-0.91％

t-value［-1.81］ ［-1.40］ ［-0.49］ ［-0.38］［0.34］［-2.68］［-2.32］［-1.79］73.67％

0.78％

2.12％

7.49％

p-value

7.09％

16.33％

62.69％

70.64％（注） Low は，１ヶ月前の投資家センチメント指数が全分析期間の中央値よりも低かったサンプル，High は高かったサンプルを意味する。Diff の mean は，High の mean と Low の mean の差を示している。Diff のｔ値，ｐ値は，High の mean と Low のmean の差がゼロであるという帰無仮説に対するｔ値，その両側検定のｐ値を示している。

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証券経済研究第105号（2019.3）

たがって，このサンプル期間では，全分析期間

センチメントの影響を最も強く受ける傾向と比較して統計的により有意なイディオシンク

がある。

ラティック・ボラティリティ効果を確認するこ

Ⅴ．頑健性の検証とができる。
1 ヶ月前に投資家センチメント指数が低かったサンプル期間と高かったサンプル期間を比較

この章では，前章で行った分析結果に関するすると（Diff），ロングショート・ポートフォ

頑健性を確認することを目的とした検証を行

リオのリターンは，リスク調整前リターンでもう。

リスク調整後リターンでも， 1 ヶ月前に投資家

図表 4 は，各時点の 1 ヶ月前の投資家センチ

センチメント指数が高かったサンプル期間の方

メント指数の水準でサンプル数が均等になるよが低かった期間よりも有意水準10％で統計的に

うに 5 つに状態を分けて，イディオシンクラ

有意に小さい。また，各分位の中でイディオシ

ティック・ボラティリティに基づく分位ポートンクラティック・ボラティリティが最も高い分

フォリオ，ロングショート・ポートフォリオの位（Q 1 ） の リ タ ー ン 差 が －1.67 ％（ ｔ 値 －パフォーマンスを計測した結果を示している。

1.81） と 最 も 大 き い。Baker and Wurgler

まず，リスク調整前のリターンを確認する。

［2007］は，投機対象になりやすく裁定が働き

1 カ月前の投資家センチメント指数が最も低にくい銘柄の価格付けは，投資家センチメント

か っ た サ ン プ ル 期 間（Low） で は， ロ ン グの影響を強く受ける可能性を示唆している。図

ショート・ポートフォリオの平均リターンは

表 3 の結果は，イディオシンクラティック・ボ

2.21％（ｔ値2.74）であり，統計的に有意にプ

ラティリティが高い銘柄は，投機対象になりやラスである。ロングショート・ポートフォリオ

すく裁定が働きにくい銘柄である可能性を示唆の平均リターンは 1 カ月前の投資家センチメン

しているとも考えられる。

ト指数が高いサンプルほど低い傾向がある。 1以上の結果から得られた，米国の株式市場でカ月前の投資家センチメント指数が最も高かっ観測されるイディオシンクラティック・ボラ

たサンプル期間（High）では，ロングショー

ティリティ効果と投資家センチメントの関係はト・ポートフォリオの平均リターンは－1.86％

次の通りである。

（ｔ値－1.88）であり，有意水準10％で統計的

1 ）イ ディオシンクラティック・ボラティリに有意にマイナスである。次に，リスク調整後

ティ効果は，投資家センチメントが悪かっ

リターンを確認する。 1 カ月前の投資家センチた後の期間では観測されない。

メント指数が最も低かったサンプル期間（Low）

2 ）投資家センチメントが良かった後の期間でで は， ロ ン グ シ ョ ー ト・ ポ ー ト フ ォ リ オ のは，全分析期間と比べて統計的により有意

CAPM-Alpha は0.95％（ｔ値1.60），FF 3 -Alpha

なイディオシンクラティック・ボラティリ

は0.78％（ｔ値1.28）であり，統計的に有意でティ効果が観測される。

はないがプラスである。ロングショート・ポー

3 ）イ ディオシンクラティック・ボラティリ

トフォリオの平均リターンは，部分的に入り繰

ティが最も高い分位に属する銘柄は投資家りがあるが，概ね 1 カ月前の投資家センチメン

25

投資家センチメントとイディオシンクラティック・ボラティリティ効果の考察
図表 4

投資家センチメント状態別のイディオシンクラティック・ボラティリティ効果
Q1（High）

Low

2

3

4

High

Q2

Q3

Q4

Q5
（Low）

Q 1 -Q 5

Q 1 -Q 5

Q 1 -Q 5（CAPM-Alpha）（FF 3 -Alpha）

mean

3.28％

2.20％

1.75％

1.44％

1.06％

2.21％

0.95％

0.78％

t-value［2.79］［2.39］［2.27］［2.27］［1.87］［2.74］［1.60］［1.28］

p-value

0.75％

2.07％

2.73％

2.76％

6.80％

0.85％

11.58％

20.77％

mean-0.07％-0.07％

0.09％

0.39％

0.29％

-0.36％-0.45％-0.47％

t-value［-0.08］ ［-0.10］［0.12］［0.58］［0.53］［-0.67］［-0.89］［-1.00］p-value

93.71％

90.37％

56.34％

60.14％

50.47％

37.90％

32.09％

92.41％

mean

0.81％

1.28％

1.08％

1.26％

1.17％

-0.36％-1.10％-1.03％

t-value［0.97］［2.40］［2.40］［3.32］［2.95］［-0.55］［-2.00］［-2.01］p-value

33.66％

2.04％

2.07％

0.17％

0.50％

58.29％

5.12％

5.04％

mean

-0.08％

0.05％

0.53％

0.74％

1.00％

-1.08％-1.10％-0.91％

t-value［-0.08］［0.07］［0.77］［1.08］［1.80］［-1.57］［-2.03］［-1.72］p-value

93.37％

94.81％

44.83％

28.42％

7.93％

12.47％

4.83％

9.17％

mean

-0.86％-0.01％

0.76％

1.02％

1.00％

-1.86％-2.01％-1.70％

t-value［-0.72］ ［-0.01］［1.13］［1.68］［1.79］［-1.88］［-2.65］［-2.55］p-value

47.60％

26.56％

9.98％

8.03％

6.75％

1.08％

1.37％

99.46％

ト指数が高いサンプルほど低い傾向がある。 1

トフォリオの平均リターンは1.26％（ｔ値2.04）

カ月前の投資家センチメント指数が最も高かっであり，統計的に有意にプラスである。リスク

たサンプル期間（High）では，ロングショー

調整後リターンで計測した場合のロングショー

ト・ ポ ー ト フ ォ リ オ の CAPM-Alpha は －ト・ ポ ー ト フ ォ リ オ の 平 均 リ タ ー ン は，

2.01％（ｔ値－2.65），FF 3 -Alpha は－1.70％

CAPM-Alpha が0.28％（ｔ値0.55），FF 3 -（ｔ値－2.55）であり，有意水準 5 ％で統計的Alpha が0.18％（ｔ値0.37）であり，統計的なに有意にマイナスである。これらの結果は，投有意性は無いもののプラスである。したがっ

資家センチメント指数を区切る水準に関わらずて，このサンプル期間では統計的に有意なイ

図表 3 の結果が頑健であることを示唆していディオシンクラティック・ボラティリティ効果

る。また，投資家センチメント指数の水準とロを確認することはできない。一方， 1 ヶ月前にングショート・ポートフォリオのリターンの間

投資家センチメント指数の水準が高かったサンにマイナスの線形関係があることを示唆する図

プル期間では，イディオシンクラティック・ボ

表 2 の結果とも概ね整合的である。

ラティリティが高い分位ほど単調に平均リター

図表 5 は，分析期間をサンプル数が均等になンが低い。ロングショート・ポートフォリオのるように前半と後半の 2 つに分けた後に，図表

平均リターンは－2.22％（ｔ値－2.53）であ3 と同じ分析を行った結果を示している。まり，有意水準 5 ％で統計的に有意にマイナスでず，前半期間（Panel A）の結果を確認する。

ある。この統計的な有意性（ｔ値）は全前半期

1 ヶ月前に投資家センチメント指数の水準が低間で計測した場合（－0.83）よりも大きい。まかったサンプル期間では，イディオシンクラ

た，リスク調整後リターンで計測した場合のロ

ティック・ボラティリティが高い分位ほど平均

ングショート・ポートフォリオの平均リターン

リターンが単調に高い。ロングショート・ポー

は CAPM-Alpha が －2.17 ％（ ｔ 値 －3.21），

26

証券経済研究
図表 5

サブサンプル分析の結果

Q2

Q3

第105号（2019.3）

Panel A：First Half
Q1
（High）
Unconditional

Low

High

Diff

Q4

Q5
（Low）

Q 1 -Q 5

Q 1 -Q 5

Q 1 -Q 5（CAPM-Alpha）（FF 3 -Alpha）

mean

0.69％

0.75％

1.00％

1.17％

1.15％

-0.46％-0.94％-0.77％

t-value［0.97］［1.36］［2.41］［2.92］［3.34］［-0.83］［-2.13］［-1.95］p-value

33.30％

17.75％

1.73％

0.42％

0.11％

40.61％

3.55％

5.31％

mean

2.49％

1.83％

1.41％

1.33％

1.22％

1.26％

0.28％

0.18％

t-value［3.07］［2.80］［2.83］［2.80］［3.02］［2.04］［0.55］［0.37］

p-value

0.32％

0.69％

0.62％

0.68％

0.37％

4.58％

58.76％

71.47％

mean-1.14％-0.35％

0.59％

1.00％

1.08％

-2.22％-2.17％-1.74％

t-value［-1.01］ ［-0.40］［0.88］［1.54］［1.91］［-2.53］［-3.21］［-2.88］p-value

31.80％

68.76％

38.27％

12.81％

6.02％

1.41％

0.21％

0.55％

mean

-3.62％-2.18％-0.83％-0.33％-0.14％-3.48％-2.45％-1.92％

t-pavlue［-2.61］ ［-2.00］ ［-0.99］ ［-0.41］ ［-0.20］ ［-3.24］［-2.90］［-2.47］

0.45％

1.49％

p-value

1.04％

4.79％

32.43％

68.36％

Q2

Q3

Q4

84.15％

0.16％

Panel B：Latter Half
Q1
（High）
Unconditional

Low

High

Diff

Q5
（Low）

Q 1 -Q 5

Q 1 -Q 5

Q 1 -Q 5（CAPM-Alpha）（FF 3 -Alpha）

mean

0.53％

0.63％

0.68％

0.77％

0.66％

-0.13％-0.56％-0.57％

t-value［0.88］［1.31］［1.56］［2.13］［2.04］［-0.31］［-1.64］［-1.76］p-value

38.05％

19.39％

12.02％

3.48％

4.33％

75.47％

10.26％

8.09％

mean

0.89％

0.79％

0.65％

0.78％

0.54％

0.35％

-0.18％-0.16％

t-value［0.92］［1.00］［0.91］［1.29］［1.04］［0.54］［-0.34］［-0.31］p-value

36.06％

31.89％

36.69％

20.19％

30.29％

58.92％

73.40％

75.91％

mean

0.15％

0.47％

0.70％

0.77％

0.77％

-0.62％-0.94％-0.99％

t-value［0.22］［0.83］［1.45］［1.92］［2.05］［-1.23］［-2.25］［-2.52］p-value82.80％

40.75％

15.22％

5.98％

4.45％

22.18％

2.78％

1.43％

mean

-0.74％-0.32％

0.05％-0.02％

0.23％-0.97％-0.77％-0.83％

t-value［-0.62］ ［-0.33］［0.06］［-0.02］［0.36］［-1.18］［-1.16］［-1.29］p-value

53.63％

95.56％

98.31％

72.17％

23.90％

24.97％

19.97％

73.97％（注） First Half は分析期間の始点から2005/6までの期間，Latter Half は2005/7から分析期間の終点までの期間を表す。その他の点については，図表３の注を参照。

FF 3 -Alpha が －1.74 ％（ ｔ 値 －2.88） で あ

期間を比較すると，ロングショート・ポート

り，有意水準 1 ％で統計的に有意にマイナスでフォリオのリターンは，リスク調整前リターンある。この統計的な有意性も全前半期間で計測でもリスク調整後リターンでも， 1 ヶ月前に投した場合（－2.13，－1.95）よりも大きい。し資家センチメント指数が高かったサンプル期間

たがって，このサンプル期間では，全前半期間の方が低かった期間よりも有意水準 5 ％で統計と比較して統計的により有意なイディオシンク

的に有意に小さい。各分位の中でイディオシン

ラティック・ボラティリティ効果を確認するこ

クラティック・ボラティリティが最も高い分位とができる。 1 ヶ月前に投資家センチメント指（Q 1 ）のリターン差が－3.62％と最も大きい。

数が低かったサンプル期間と高かったサンプル

次に，後半期間（Panel B）の結果を確認す27

投資家センチメントとイディオシンクラティック・ボラティリティ効果の考察る。 1 ヶ月前に投資家センチメント指数の水準

ると，ロングショート・ポートフォリオのリが低かったサンプル期間では，概ねイディオシ

ターンは，リスク調整前リターンでもリスク調

ンクラティック・ボラティリティが高い分位ほ整後リターンでも， 1 ヶ月前に投資家センチメ

ど 平 均 リ タ ー ン が 高 い 傾 向 が あ る。 ロ ン グ

ント指数が高かったサンプル期間の方が低かっ

ショート・ポートフォリオの平均リターンはた期間よりも小さいが統計的に有意な差ではな

0.35％（ｔ値0.54）であり，統計的に有意ではい。各分位の中でイディオシンクラティック・ないもののプラスである。リスク調整後リター

ボラティリティが最も高い分位（Q 1 ）のリンで計測した場合のロングショート・ポート

ターン差が－0.74％と最も大きい。

フォリオの平均リターンは，CAPM-Alpha がこれらの結果から，後半期間でやや傾向が弱－0.18 ％（ ｔ 値 －0.34），FF 3 -Alpha が－まるものの，図表 3 の結果は分析期間に依存し0.16％（ｔ値－0.31）であり，マイナスではあない頑健なものであると考えられる。

るものの統計的な有意性は無い。したがって，
このサンプル期間では統計的に有意なイディオ

Ⅵ．まとめ

シンクラティック・ボラティリティ効果を確認することはできない。一方， 1 ヶ月前に投資家

本稿では，投資家センチメントが個別銘柄に

センチメント指数の水準が高かったサンプル期

及ぼす影響をイディオシンクラティック・ボラ

間では，イディオシンクラティック・ボラティ

ティリティ効果の観点から調査した。その結リティが高い分位ほど単調に平均リターンが低果，イディオシンクラティック・ボラティリ

い。ロングショート・ポートフォリオの平均リ

ティ効果は，投資家センチメントが悪かった後

ターンは－0.62％（ｔ値－1.23）であり，統計の期間では観測されず，投資家センチメントが的に有意ではないがマイナスである。この統計

良かった後の期間でのみ顕著に観測される現象

的な有意性（ｔ値）は全後半期間で計測した場であることを確認した。また，イディオシンク

合（－0.31）よりも大きい。また，リスク調整

ラティック・ボラティリティが最も高い銘柄群

後リターンで計測した場合のロングショート・の価格付けは投資家センチメントの影響を大き

ポ ー ト フ ォ リ オ の 平 均 リ タ ー ン は CAPM-

く受ける可能性を確認した。

Alpha が－0.94％（ｔ値－2.25），FF 3 -Alpha

本稿の実務への重要なインプリケーションが－0.99％（ｔ値－2.52）であり，有意水準

は，イディオシンクラティック・ボラティリ

5 ％で統計的に有意にマイナスである。この統ティ効果が投資家センチメントの影響を受けて計的な有意性も全後半期間で計測した場合（－

おり，予測できる効果である可能性があるとい

1.64，－1.76）よりも大きい。したがって，こう こ と で あ る。 今 で は， イ デ ィ オ シ ン ク ラのサンプル期間では，全後半期間と比較して統ティック・ボラティリティを投資指標として利計的により有意なイディオシンクラティック・用した運用戦略や最小分散ポートフォリオに着ボラティリティ効果を確認することができる。

目した商品への投資が可能となっているが，投1 ヶ月前に投資家センチメント指数が低かった

資家センチメント指数を利用してイディオシン

サンプル期間と高かったサンプル期間を比較す

クラティック・ボラティリティ効果が観測され

28

証券経済研究第105号（2019.3）

る局面と観測されない局面を予測することで，

5） http://mba.tuck.dartmouth.edu/pages/faculty/ken.

より有効な運用戦略や付加価値のある商品を考6） クローズドエンド型投資信託の純資産価値（NAV）と案することができるのではないかと考えられる。例えば，投資家センチメントが過度に楽観的である時期にイディオシンクラティック・ボ
ラティリティに対するティルトを減らし，逆に，投資家センチメントが過度に悲観的である
時期にイディオシンクラティック・ボラティリ

french/data_library.html
市場価格の差を意味する。ディスカウントが小さいほど投資家が株式投資に対して積極的になっていることを意味する。
7） http://www.stern.nyu.edu/~jwurgler8） 分位ポートフォリオの構築の際に共分散は考慮されていないため，ポートフォリオの将来リスクとの関係は，期待された通りにという意味ではなく，あくまでも結果として観測されるということである。
9） 2 カ月前，3 カ月前としても，同様の結果が得られる。

ティに対するティルトを増やすようなファク

参ター・ローテーション戦略が考えられる。

考

文

献

以下に今後の課題についてコメントする。
本稿では，米国の株式市場を分析対象とした

石部真人・角田康夫・坂巻敏史［2011］「下方リスク

が，イディオシンクラティック・ボラティリと上方リスクのリスクプレミアム―ボラティリ

ティ効果は，世界各国の株式市場で観測される

ティ効果の構造分解―」，『証券アナリストジャー

ことが報告されている。日本の株式市場やそのナル』，49（6），pp.82-89.

他の国の株式市場でも投資家センチメントとイ
ディオシンクラティック・ボラティリティ効果の関係を調査し，同様の結果が得られれば，より頑健な結果となるものと考えられる。また，
本稿はインサンプルの分析である。アウトサン
プルの分析を行い，より現実的な実務への応用

廣崎敏行［2012］「日本株式市場における短期イディ
オシンクラティック・ボラティリティ効果」，『証券アナリストジャーナル』，50（11），pp.89100.
廣瀬勇秀・岩永安浩［2011］「ボラタイルな実績固有
ボラティリティ」，『証券アナリストジャーナ
ル』，49（8），pp.80-90.

の可能性を提示することも今後の課題である。

山田徹・永渡学［2010］「投資家の期待とボラティリ

今回の分析は基礎的なものであるが，今後のティ・パズル」，『証券アナリストジャーナル』，

投資判断や計量分析の材料になれば幸いである。

48（12），pp.47-57.
Ang，A.，R. J. Hodrick，Y. Xing，and X. Zhang［2006］“The Cross-Section of Volatility and Ex-

注1） 本稿中で述べた意見，考察等は，筆者の個人的な見解であり，筆者が所属する公式見解ではない。
2） 日本の株式市場を対象として取り上げた先行研究のうち，山田・永渡［2010］と石部他［2011］はリスクファ
クターで調整する前のリターンに基づくボラティリティ（トータル・ボラティリティ）を分析対象としている。
トータル・ボラティリティが高い銘柄ほどリターンが低い現象をトータル・ボラティリティ効果と呼び区別する。

pected Returns，” Journal of Finance， 61，
pp.259-299.
――［2009］“High idiosyncratic volatility and low
returns: International andfurther U.S. evi-

dence，” Journal of Financial Economics，91，
pp. 1 -23.

3） 本稿の分析と関わりが深い Baker and Wurgler［2006］

Baker，M. and J，Wurgler［2006］“Investor Senti-

は，トータル・ボラティリティを用いて分析を行っていment and the Cross-Section of Stock Returns，”る点で異なる。
4） 筆者がデータを取得することができた期間を分析期間とした。

Journal of Finance，61，pp.1645-1680.
――［2007］“Investor Sentiment in the Stock Mar-29

投資家センチメントとイディオシンクラティック・ボラティリティ効果の考察
ket，” Journal of Economic Perspectives，21，
pp.129-151.
Baker， M.， B. Bradley and J. Wurgler ［2011］“Benchmarks as Limits to Arbitrage: Understanding the Low-Volatility Anomaly，” Financial Analysts Journal，67，pp.40-54.
Fama，E. F. and K. R. French［1993］“Common risk
factors in the returns on stocks and bonds，”Journal of Financial Economics，33，pp. 3 -56.

30

Jiang，G. J.，D. Xu，and T. Yao［2009］“The Information Content of Idiosyncratic Volatility，”
Journal of Financial and Quantitative Analysis，
44，pp. 1 -28.
Merton，R. C.［1987］“A Simple Model of CapitalMarket Equilibrium with Incomplete Information，” Journal of Finance，42，pp.483-510.

（三菱 UFJ 信託銀行㈱ ファンドマネージャー）