可見，價值股組合在形成以前，與成長股的收益率之差均為負，且離組合形成日越近，收益率之差越小。這也證明了價值股常常是過往表現不大好的股票這一結論。
（三）組合收益平穩性檢驗
如上文所述，區別模型1與模型2，3可行的方法是判斷股票組合收益率的協方差是否平穩。如果模型1更好的描述了股票收益率的因素結構，那麼同一股票組合的收益率的方差會隨著時間的變化而變化，如果模型2，3正確，則方差不會隨著時間的變化而變化。具體而言，一個股票組合從低帳麵市值比轉化為高帳麵市值比時，如果其收益率的方差沒有明顯變化，則認為模型2，3正確，如果發生了明顯的變化，則認為模型1正確。
下麵依照3.2.1中方法檢驗組合收益率的平穩性，該方法對樣本長度有一定要求。舉例而言，檢驗S/L組合形成前波動率的變化時，采用的是1998.1－2005.12數據，對於t=0，每一構造期按照前一構造期末數據劃分組合，並計算構造期內6個月的收益率數據；而對於t=4而言，每一構造期按照兩年後數據劃分組合，並計算當期6個月的收益率，這樣一來，基於2006.1－2007.12劃分的組合無法在t=0中找到對應的組合，即有24個數據不同，但由於共計有96個數據，因而影響還不是很大。而對於Bailey(2003)，吳世農(2004)采用的樣本空間及組合構造期而言，采用這種檢驗方法的有效性就很值得懷疑，這也是Bailey(2003)在文中不對平穩性做一檢驗，而吳世農(2004)所作結果並不理想的原因。
表4.5組合收益率平穩性檢驗-4-3-2-10S/L0.22570.22310.22830.23830.2311S/M0.20820.21310.21300.20860.2379S/H0.19980.19970.19880.20300.2360M/L0.20530.22670.22200.22450.2080M/M0.20540.20130.19970.19140.2174M/H0.20030.19650.19500.19980.2309B/L0.25930.26070.26500.27110.2447B/M0.23930.25160.23690.22090.2353B/H0.22980.21930.21030.20500.219901234S/L0.2519 0.2426 0.2460 0.2372 0.2363 S/M0.2536 0.2593 0.2448 0.2526 0.2580 S/H0.2471 0.2500 0.2552 0.2486 0.2505 M/L0.2384 0.2380 0.2358 0.2362 0.2604 M/M0.2390 0.2449 0.2512 0.2546 0.2465 M/H0.2442 0.2499 0.2515 0.2614 0.2543 B/L0.2509 0.2568 0.2579 0.2491 0.2549 B/M0.2259 0.2303 0.2389 0.2502 0.2469 B/H0.2265 0.2383 0.2383 0.2366 0.2426 表4.5中的第一部分為組合形成前的收益率標準差數據，第二部分為組合形成後的收益率標準差。第一部分的最左一欄是組合形成前2年的收益率係列的標準差。檢查組合形成前後兩年收益率與當其收益率標準差之差，可以發現差別很小，而且同一組合標準差也不隨構造時間的變化單調變化。由此可以判斷我國股市的規模效應及價值效應並非來自於某一特定風險。模型1不被中國股市數據支撐，模型2，3可能正確。
（四）三因素模型與特征模型的對比
在否定模型1以後，本文剩下的工作就是看看中國股市收益率更加服從模型2還是模型3。為有效區別出三因素模型與特征模型，本文在按照規模及帳麵市值比構造組合後，繼續將每一個子組合按照βHML值大小分為5個組合，總計形成45個組合。
1.三維分組後各子組合的收益率特征
首先考察下這些組合的月平均百分比收益率。詳見下表4.6：
由於計算βHML值需要個股前期24個月的月收益率數據。因此組合構造期前24個月沒有上市的股票均需要排除出樣本，其後才能對剩下的樣本依據規模及帳麵市值比進行分組。由於連續複利收益率不宜進行橫截麵回歸，此處所有收益率數據均采用百分比收益率。市場指數使用上證指數（以往文獻均指出，國內上證指數與深成指有極高的相關性，完全可以采用上證指數代表中國證券市場指數）。