金融危機(jī)前后滬市股價(jià)波動(dòng)性分析

劉新　王凱

【摘要】利用EGARCH（1，1）模型，以2005年3月1日至2009年12月31日我國(guó)上證綜指日收盤價(jià)序列為樣本，以2007年8月1日為分割點(diǎn)，對(duì)金融危機(jī)爆發(fā)前后滬市股價(jià)波動(dòng)性進(jìn)行對(duì)比分析。研究結(jié)果表明：金融危機(jī)前后滬市股價(jià)波動(dòng)特性有較大的差異。

【關(guān)鍵詞】金融危機(jī) 上證綜指 波動(dòng)性 EGARCH

一、引言

由美國(guó)次貸危機(jī)引起的全球性金融危機(jī)對(duì)全球金融市場(chǎng)造成了巨大的沖擊。就中國(guó)股市最具代表性的滬市來看，短短一年多的時(shí)間里上證綜指就從最高峰的接近6100點(diǎn)應(yīng)聲回落，跌到1700點(diǎn)的低位，金融危機(jī)對(duì)中國(guó)股票市場(chǎng)的影響不言而喻。

本文利用EGARCH（1，1）模型，以2005年3月1日至2009年12月31日我國(guó)上證綜指日收盤價(jià)序列為樣本，以2007年8月1日為分割點(diǎn)，對(duì)金融危機(jī)爆發(fā)前后其波動(dòng)性進(jìn)行對(duì)比分析。

二、EGARCH（1，1）模型概述

本文采用EGARCH（1，1）模型，模型形式如下：

其中（1a）式為均值方程，（1b）式為條件方差方程。表示t時(shí)刻的收益率，c為常數(shù)。殘差項(xiàng)ε 服從獨(dú)立同分布，ε 的條件方差為σ 。如果γ≠0，說明波動(dòng)具有非對(duì)稱性；如果γ<0，說明反向沖擊產(chǎn)生的波動(dòng)性大于等量正向沖擊產(chǎn)生的波動(dòng)性，存在“杠桿效應(yīng)”；否則，就說明正向沖擊產(chǎn)生的波動(dòng)性大于等量負(fù)向沖擊產(chǎn)生的波動(dòng)性。ε >0時(shí)，正沖擊（利好消息）對(duì)條件方差的對(duì)數(shù)帶來一個(gè)θ+γ倍的沖擊，否則，說明負(fù)沖擊（利空消息）對(duì)條件方差的對(duì)數(shù)帶來一個(gè)θ-γ倍的沖擊。

三、實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)來源及統(tǒng)計(jì)特征分析

本文選取上證綜指從2005年3月1日開始到2009年12月31日為止共1182個(gè)交易日的收盤價(jià)為樣本，并將這一時(shí)期的數(shù)據(jù)分為兩個(gè)期間：金融危機(jī)爆發(fā)以前，即2005年3月1日至2007年7月31日；金融危機(jī)爆發(fā)以后，即2007年8月1日至2009年12月31日。文中使用的數(shù)據(jù)來自網(wǎng)易財(cái)經(jīng)行情中心。采用eviews6.0進(jìn)行分析。用Pt表示t時(shí)刻的收益率，日對(duì)數(shù)收益率為Rt=lnPt-lnPt-1。下面分別介紹實(shí)證的結(jié)果并對(duì)此進(jìn)行分析。

表1 日收益率分布的描述性統(tǒng)計(jì)量

對(duì)表1進(jìn)行分析：第一，金融危機(jī)發(fā)生后日收益率均值明顯小于之前，而標(biāo)準(zhǔn)差明顯變大，這說明金融危機(jī)發(fā)生以后，市場(chǎng)信息受到了打擊，收益率下滑，波動(dòng)性增加。第二，金融危機(jī)前后的收益率分布的峰度值均高于標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的峰度值3，其偏度值均小于0，即該序列分布有較長(zhǎng)的右拖尾，說明均存在“尖峰肥尾”形態(tài)；第三，金融危機(jī)前后的收益率序列分布的JB統(tǒng)計(jì)量均遠(yuǎn)大于5%顯著性水平下的臨界值5.991，則拒絕了收益序列服從正態(tài)分布的原假設(shè)。以上分析表明，該股票收益率呈現(xiàn)出非正態(tài)尖峰肥尾的特征。

（二）建模前各項(xiàng)檢驗(yàn)

對(duì)日收益率依次進(jìn)行平穩(wěn)性、相關(guān)性、ARCH效應(yīng)檢驗(yàn)。采用ADF方法對(duì)兩階段日收益率序列平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果可以看出均為平穩(wěn)序列。對(duì)序列進(jìn)行自相關(guān)檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)金融危機(jī)前日收益率序列對(duì)其6階滯后項(xiàng)存在顯著自相關(guān)，而金融危機(jī)后日收益率序列不存在自相關(guān)現(xiàn)象。分別對(duì)兩階段方程的殘差平方進(jìn)行相關(guān)性檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)殘差平方存在顯著的自相關(guān)。于是判斷出日收益率序列可能存在ARCH效應(yīng)。因此，應(yīng)用EGARCH模型對(duì)其進(jìn)行分析是可行的。

（三）模型估計(jì)的結(jié)果

本文在實(shí)證中應(yīng)用EGARCH（1，1）模型對(duì)其進(jìn)行擬合。模型估計(jì)結(jié)果如表2。

表2 EGARCH（1，1）模型估計(jì)結(jié)果

（）內(nèi)的值為z統(tǒng)計(jì)量，***表示在1%水平上顯著。本文僅在殘差服從正態(tài)分布情況下進(jìn)行了估計(jì)。

最終擬合模型為：

根據(jù)估計(jì)出的EGARCH模型的結(jié)果繪制出的對(duì)應(yīng)的信息沖擊曲線如圖1。

圖1（a）金融危機(jī)前信息沖擊曲線 圖1（b）金融危機(jī)后信息沖擊曲線

（四）模型估計(jì)結(jié)果的檢驗(yàn)

對(duì)兩階段模型的殘差項(xiàng)進(jìn)行ARCH-LM檢驗(yàn)，結(jié)果如表3，殘差項(xiàng)均接受不存在ARCH效應(yīng)的原假設(shè)?？梢哉f所建立的EGARCH（1，1）模型設(shè)定是合適的，模型的估計(jì)是準(zhǔn)確的。

表3 ARCH-LM檢驗(yàn)結(jié)果（滯后12階）

（）內(nèi)為對(duì)應(yīng)的相伴概率。

（五）模型結(jié)果分析

一是參數(shù)α從0.9937，減小到0.9384，說明金融危機(jī)爆發(fā)前后條件方差所受的沖擊是持久的，但是，金融危機(jī)爆發(fā)后，上一期的預(yù)測(cè)方差對(duì)收益率波動(dòng)性的影響明顯降低，意味著金融危機(jī)爆發(fā)以后市場(chǎng)收益率序列的長(zhǎng)期記憶性有減弱的傾向。

二是兩個(gè)EGARCH模型的條件方差方程中負(fù)收益率沖擊的系數(shù)γ（0.3652，-0.2232）均不為0，說明股價(jià)波動(dòng)具有非對(duì)稱性。金融危機(jī)前利好消息對(duì)條件方差的對(duì)數(shù)帶來一個(gè)0.151824倍的沖擊，利空消息對(duì)條件方差的對(duì)數(shù)帶來一個(gè)0.078788倍的沖擊。而金融危機(jī)后利好消息對(duì)條件方差的對(duì)數(shù)帶來一個(gè)0.004795倍的沖擊，利空消息對(duì)條件方差的對(duì)數(shù)帶來一個(gè)0.231213倍的沖擊。

三是從圖1信息沖擊曲線中同樣可以看出，金融危機(jī)前信息沖擊大于0時(shí)，也就是利好消息（正沖擊）時(shí)，曲線比較陡峭，而利空消息（負(fù)沖擊）時(shí)比較平緩，說明波動(dòng)率對(duì)利好消息敏感程度更高一些。而金融危機(jī)以后，恰恰相反，波動(dòng)率對(duì)利空消息敏感程度更高一些，而對(duì)利好消息敏感程度特別低。

四、結(jié)論

本文研究發(fā)現(xiàn)金融危機(jī)爆發(fā)前后滬市股價(jià)波動(dòng)特性有較大的差異。具體結(jié)論如下：

一是金融危機(jī)爆發(fā)前后條件方差所受的沖擊是持久的，但是，金融危機(jī)爆發(fā)以后市場(chǎng)收益率序列的長(zhǎng)期記憶性有減弱的傾向。這也和當(dāng)時(shí)市場(chǎng)狀況是吻合的，一旦市場(chǎng)受到負(fù)面消息的打擊， 投資者信心很難在短期內(nèi)建立起來。

二是金融危機(jī)前波動(dòng)率對(duì)利好消息敏感程度更高一些，而金融危機(jī)爆發(fā)以后，恰恰相反，波動(dòng)率對(duì)利空消息敏感程度更高一些，而對(duì)利好消息敏感程度特別低。

三是我國(guó)上證綜指價(jià)格波動(dòng)具有條件異方差性，EGARCH（1，1）模型能較好地?cái)M合其股票收益率序列波動(dòng)。

作者簡(jiǎn)介：劉新（1988-），女，漢族，山東臨朐人，管理科學(xué)與工程專業(yè)碩士研究生，研究方向：金融工程；王凱（1989-），男，漢族，山東萊蕪人，企業(yè)管理專業(yè)碩士研究生，研究方向：財(cái)務(wù)管理。