薛涵予
[摘 要]文章以深證成指為研究對象,搜集了2015年1月5日至2016年6月8的日收盤價數據,運用GARCH模型對深證成指收益率的波動性和特點進行研究。研究結果表明,深市的日收益率存在自回歸條件異方差的特征,運用GARCH模型能夠較好地擬合深證成指收益率的波動。
[關鍵詞]股市波動;深證成指;收益率;GARCH模型
[DOI]10.13939/j.cnki.zgsc.2017.27.034
1 理論模型
自回歸條件異方差模型(ARCH模型)最先是由恩格爾提出,模型的核心思想是:誤差項在時刻t的方差依賴于時刻t-1的殘差平方的大小,其實質是使用誤差平方序列的q階移動平均擬合當期異方差函數值,由于移動平均模型具有自相關系數q階截尾性,所以ARCH模型實際上只適用于異方差函數短期自相關過程。
而在實際情況中,有些殘差序列的異方差函數具有長期自相關性,如果繼續使用ARCH模型不僅會影響擬合精度,還會使參數估計更有難度。為了解決這個問題,博勒斯萊文隨后提出了廣義自回歸條件異方差模型(GARCH模型)。
2 實證分析
本文以深證成指2015年1月5日至2016年6月8日共350個交易日的日收盤指數為研究對象,對其收益率的波動特性運用模型分析研究。
2.1 收益率序列的正態性與平穩性檢驗
2.1.1 收益率序列的正態性檢驗
依據基本統計量,該收益率序列的均值為0.138274,方差為2.368268,偏度為-0.598345<0,說明左拖尾,峰度為4.678208>3,說明分布凸起程度大于正態分布,JB統計量為61.95655,其P值小于0.05,則拒絕原假設,得該序列不服從正態分布。
2.1.2 收益率序列的平穩性檢驗
收益率始終在0值附近隨機波動,沒有明顯的時間趨勢,基本可以視為平穩時間序列。為更穩妥起見,再利用ADF檢驗進一步輔助識別收益率序列的平穩性。
收益率序列ADF檢驗的結果顯示,ADF值為-19.03253,均小于1%,5%,10%條件下的Mackinnon臨界值,P值顯著為0,所以該收益率序列存在單位根的假設,應該拒絕,故該收益率序列是平穩的。
2.2 收益率序列的ARCH效應檢驗
2.2.1 建立均值方程
首先根據自相關及偏自相關圖判斷所建立均值方程的類型。再利用最小二乘法,對收益率序列估計回歸方程。
由表1看出,回歸項系數P值均小于0.05,表明該模型是可靠的,由此可寫出均值方程為:
Rt=-0.712713Rt-9+0.685519μt-9
2.2.2 ARCH-LM檢驗
對上式均值方程進行異方差的ARCH—LM檢驗(滯后階數為10),以判斷結果是否還需消除時間序列的異方差性。由檢驗結果可知,F值和卡方統計量的概率P值都小于0.05,因此拒絕原假設,認為原收益率序列具有條件異方差性,存在ARCH效應。
2.3 建立GARCH模型
由上文可知,深證成指收益率序列是平穩時間序列,存在ARCH效應和尖峰厚尾的特征,且為高階,故選用GARCH模型建模。
2.3.1 模型階數的確定
在參數估計前,需要首先使用AIC信息準則和SC準則確定該模型的階數。表2為收益率序列的各階值,其中GARCH(1,1)模型的AIC值和SC值都是最小的,所以GARCH(1,1)為擬合度最好的模型,即將對GARCH(1,1)建立模型。
2.3.2 建立GARCH(1,1)模型
對GARCH(1,1)模型進行參數估計,估計結果如表3所示,可得GARCH(1,1)模型的均值方程和方差方程表達式為:
Rt=-0.757058Rt-9+0.741202μt-9
σ2t=0.104011+0.059364μ2t-1+0.923205σ2t-1
2.3.3 模型擬合度檢驗
此時需要再次對方程殘差進行ARCH-LM檢驗,檢驗GARCH模型擬合后殘差的相關性以及異方差性是否如期望。由結果得,滯后階數為10階的LM統計量的伴隨概率分別為0.7601和0.7532,均大于0.05,說明ARCH效應已經消除了,殘差序列均不再具有異方差性,這樣看來運用GARCH模型建模可行。而且,所建GARCH(1,1)LM統計量的伴隨概率較高,所以判斷用GARCH(1,1)模型擬合效果不錯。
3 結 論
從模型擬合和參數估計方面研究,深圳股票市場收益率序列存在波動集群性,且波動是持續的,簡言之就是過去的會影響之后的波動;從上述分析結果還得知深證成指的收益率序列不滿足正態分布,且具有異方差性和尖峰厚尾性;深圳股市波動性還具有顯著的條件異方差性,但在GARCH模型建模后,其ARCH效應消除;整個建模過程中擬合度很好,參數也較顯著,所以GARCH模型對深圳股市波動性進行的分析是比較科學和有效的。
合理參考實證結果,掌握股市特點,能降低風險、促進科學投資,對大局而言,監管當局也可更高效、更有力地規范和管理整個市場。
參考文獻:
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