芮麗萍 于德淼 宮厚森

摘要：隨著時間序列計量經(jīng)濟學(xué)研究的快速發(fā)展，越來越多的模型被用到資產(chǎn)市場的研究中來，國內(nèi)外都有大量的文獻對股票市場波動率的建模，其中最常用的便是GARCH族函數(shù)了。本文運用TARCH和EGARCH模型分析了股權(quán)分置改革對上證綜指波動性的影響，在得出滬市具有明顯的杠桿效應(yīng)的同時，也得出了股權(quán)分置改革輕微的增加了股指波動性，得出了與國內(nèi)其他研究文獻不同的結(jié)論。

關(guān)鍵詞：GARCH；TARCH；EGARCH；股權(quán)分置改革

一、引言

股權(quán)分置是指A股市場的上市公司股份按能否在證券交易所上市交易而被區(qū)分為非流通股和流通股。這個制度安排在2005年之前已經(jīng)實行多年，其中特別規(guī)定：上市的企業(yè)只允許其少部分股份（通常不到三分之一），在市場公開發(fā)行及交易，其余的股份則暫時不允許進入市場流通，并只能由一個或幾個法人持有。這樣的安排顯然是一個權(quán)宜之計，當(dāng)初主要是希望一方面保證國家對上市國有企業(yè)具有絕對的控股權(quán)，另一方面也擔(dān)心中國剛剛建立的股票市場無法承擔(dān)全流通的市場壓力。

盡管這一制度的實行起到了一定的歷史作用，但是它所帶來的負(fù)面作用也是十分明顯和巨大的。股權(quán)分置扭曲資本市場定價機制，制約資源配置功能的有效發(fā)揮；公司股價難以對大股東、管理層形成市場化的激勵和約束，公司治理缺乏共同的利益基礎(chǔ)；資本流動存在非流通股協(xié)議轉(zhuǎn)讓和流通股競價交易兩種價格，資本運營缺乏市場化操作基礎(chǔ)。為了解決這一重大缺陷，證監(jiān)會于2005年4月29日開始進行股權(quán)分置改革。波動性是金融資產(chǎn)和資本市場的顯著特征之一，而我國股市自建立以來已經(jīng)經(jīng)歷了數(shù)次的大漲大跌表現(xiàn)出了巨大的波動性。因此，研究股權(quán)分置這一重大制度性缺陷的完善是否會對我國資本市場的波動性產(chǎn)生實質(zhì)性影響就具有很重要的理論和實踐意義。

二、相關(guān)研究文獻綜述

早期衡量波動性的方法有極差法和以其為基礎(chǔ)的價差比率法，馬科維茨（1952）在其具有奠基性的論文中首次引入了標(biāo)準(zhǔn)差來度量金融資產(chǎn)的波動性和風(fēng)險。這些方法都要求資產(chǎn)的收益率在不同時點上是獨立同分布的，也就是要求收益率的方差具有時間不變性，但是在現(xiàn)實世界中這一假設(shè)是常常不能得到滿足的，尤其對于高頻金融數(shù)據(jù)來說更是如此。這些金融數(shù)據(jù)經(jīng)常表現(xiàn)出一種波動集聚性，即條件異方差性。因此，研究出一種描述資產(chǎn)收益率的方差隨時間而變化的模型就顯得十分重要。Engle（1982）提出了自回歸條件異方差（ARCH）模型，從而允許序列的方差隨時間而改變（這一模型最初是用來研究英國通貨膨脹率的）。出于此模型在測度和預(yù)測波動率方面的準(zhǔn)確和便捷，經(jīng)濟學(xué)家們在隨后的近30年時間內(nèi)相繼開發(fā)出了大量的、更有效的測度法，這些方法被統(tǒng)稱為ARCH族模型。Bollerslev（1986）擴展了Engle的原始模型，引入了一種允許條件方差轉(zhuǎn)化為一個ARMA過程的方法，即廣義自回歸條件異方差GARCH模型。Engle ， Lilien 和Robins（1987）提出了特別適用于資產(chǎn)市場研究的允許序列的均值不獨立于其條件方差的ARCH-M模型。資產(chǎn)價格的一個有趣性質(zhì)是“壞消息”對波動性的影響要遠(yuǎn)大于“好消息”的影響，這被稱為“杠桿效應(yīng)”。為了刻畫這一非對稱性影響，Glosten ， Jaganathan和Runkle（1994）提出了門限GARCH（TARCH）。同時Nelson（1991）也提出了另一個允許信息影響不對稱性存在的EGARCH模型。

目前國內(nèi)學(xué)者分析股權(quán)分置改革的實施對于我國股市波動性的影響的相關(guān)文獻并不多見。王少平、陳永偉（2008）運用非平穩(wěn)非線性ARCH模型得出了股改后中國股市的長期風(fēng)險減弱了，但短期風(fēng)險卻在增加的結(jié)論。張慧蓮（2009）以2006年12月29日為分界點將上證180指數(shù)收益率序列分為了股改前與股改后兩個時間段，并考慮了其他可能的分段形式，得出了股改后股指波動性顯著增加的結(jié)論。

三、計量模型與實證分析

在本文中，我選取上海證券交易所綜合指數(shù)來進行分析，數(shù)據(jù)來源于WIND咨詢金融終端數(shù)據(jù)庫。從該數(shù)據(jù)庫中得到的是股價指數(shù)，出于研究的目的，并遵循通常的做法我對其進行了變換。即取其連續(xù)復(fù)利收益率的形式：rt=logpt-logpt-1。由于上海證券交易所設(shè)立初期的巨大投機性，上市交易股票數(shù)過少，監(jiān)管不規(guī)范等原因，我選取的數(shù)據(jù)樣本期間為1997.1.2～2011.6.10，數(shù)據(jù)為每日的收盤價。

考慮到已有眾多學(xué)者和文獻研究了中國股市的波動性特征，并得出我國資本市場與國外成熟資本市場一樣存在確定性的非對稱效應(yīng)，所以我在本文中直接檢驗其TARCH和EGARCH效應(yīng)，其它的對稱GARCH模型檢驗不在此贅述。由于大部分的股價收益序列并不像學(xué)者假設(shè)的那樣服從正態(tài)分布，所以我在本文中考慮用廣義誤差分布GED來代替?zhèn)鹘y(tǒng)的正態(tài)分布，并比較二者的擬合效果。另一方面，因為中國股市自成立之初的獨特的股權(quán)分置特點，導(dǎo)致我國學(xué)術(shù)界早期對波動率的分析有失偏頗。如引言中所述，滬深兩市的股改程序直到2007年底才基本完成。所以，我把上證綜合股指分為兩個階段：1997.1.2～2007.12.28和2008.1.2～2011.6.10。但并不是分開進行估計，而是在方差模型中引入了虛擬變量來考察股權(quán)分置改革對波動性的影響。綜上所述，在本文中我所使用的兩個方差模型分別為：

（1）ht=α0+α1ε2t-1+λ1dt-1ε2t-1+β1ht-1+γMt

在這里，ht表示條件方差，εt-1表示從均值模型得來的殘差或者說是收益率序列的信息沖擊。dt-1是虛擬變量，當(dāng)εt-1<0時，dt-1=1；當(dāng)εt-1>0時，dt-1=0。Mt同樣也是一個虛擬變量，當(dāng)t<2007.12.28時，Mt=0，而當(dāng)t>2008.1.2時，Mt=1。

（2）ln（ht）=α0+α1εt-1h0.5t-1+λ1εt-1h0.5t-1+β1ln（ht-1）+γMt

此模型中的參數(shù)均與（1）中的相同，模型（1）即為考慮了股權(quán)分置改革影響的TARCH模型，而（2）為EGARCH模型。在這兩個模型中，分別假設(shè)收益率序列服從廣義誤差分布，即εtφt-1～GED（0，ht，v）。φt-1表示的是基于t-1期的所有信息。

以上就是對本文中所采用的研究方法的所有概述，以下進入實證分析階段。首先，得到上證綜指收益率序列的描述性統(tǒng)計量：

描述性統(tǒng)計量均值標(biāo)準(zhǔn)差偏度峰度雅克-貝拉概率值

R00003090017148-022856871773192567172000000從以上各個統(tǒng)計量可以看出，收益率序列明顯不服從正態(tài)分布，偏度為負(fù)，說明呈現(xiàn)一定的左偏性質(zhì)。而峰度則顯示出該序列具有尖峰厚尾特性，這也證實了學(xué)者們長期以來的研究成果。所以在本文中使用非正態(tài)分布來模擬序列似乎是合理的。對r進行單位根檢驗，無漂移的滯后四期ADF統(tǒng)計量為-25.04829，在通常的顯著性水平上十分顯著，所以拒絕了單位根的零假設(shè)，故可以認(rèn)為收益率序列是平穩(wěn)的。再看其ACF和PACF圖，在滯后四期以后，Ljung-Box Q統(tǒng)計量都是顯著的，這說明了上證綜指收益率序列具有相關(guān)性，不太符合有效市場假說。

通過研究相關(guān)圖，并且進行了多次實驗以后，我為上證綜指收益率r選擇的ARMA過程為rt=α1rt-3+α2rt-4+α3rt-12+α4rt-15。對整個樣本區(qū)間進行極大似然估計得到：

rt=0.039rt-3+0.052rt-4+0.043rt-12+0.069rt-15

（2.30） （3.06） （2.54） （4.10）

上式括號中的數(shù)字為系數(shù)的t統(tǒng)計量，在通常的顯著性水平上都是顯著的。這一模型的擬合優(yōu)度很好，殘差呈現(xiàn)白噪音性態(tài)，在所嘗試的諸多模型中具有最低的AIC和SBC值。但正如上文所述，股權(quán)分置改革有可能顯著改變了投資者的行為模式，進而影響了收益率序列r的數(shù)據(jù)生成過程，所以有必要檢驗一下真實數(shù)據(jù)生成過程是否改變。在古典計量經(jīng)濟學(xué)中，對此的標(biāo)準(zhǔn)檢驗程序是鄒至莊檢驗，在時間序列模型中也有一個與之相類似的檢驗方法。首先，對整個樣本區(qū)間進行回歸，得到的殘差平方和RSS等于1.012480；其次，對樣本期1997.1.2-2007.12.28回歸得到的殘差平方和RSS1等于0.661811，對樣本期2008.1.2-2011.6.10回歸得到的殘差平方和RSS2等于0.350491。RSS為約束殘差平方和，RSS1+RSS2為無約束殘差平方和。我所使用的統(tǒng)計量為：

F=RSS-RSS1-RSS2NRSS1+RSS2T-2N

其中，N為待估參數(shù)個數(shù)，如果所計算的F值比臨界F值小，則可以認(rèn)為真實數(shù)據(jù)生成過程沒有發(fā)生改變。在這里所得到的F值等于0.1523，比臨界F值要小，故可以認(rèn)為股權(quán)分置改革前后的ARMA過程沒有發(fā)生改變，是一樣的，不用分段進行估計。所以我只在方差模型中加入虛擬變量以反映股權(quán)分置改革對于波動性的影響。

運用EVIEWS6.0對TARCH（1，1）和EGARCH（1，1）分別進行估計得到的結(jié)果為表一和表二。由表可見，兩種模型對上證綜指的波動率的擬合優(yōu)度都是比較高的，系數(shù)都是高度顯著的。EGARCH（1，1）的殘差平方和為1.014499，AIC為-5.600470，SBC為-5.582759。TARCH（1，1）的殘差平方和為1.014072，AIC值等于-5.596212，SBC為-5.578501，可見結(jié)果十分相似，兩種模型對數(shù)據(jù)的擬合程度比較接近。在兩個模型中，反應(yīng)杠桿效應(yīng)的λ1 系數(shù)的t統(tǒng)計量分別為-4.8和8.43，在通常的顯著性水平也都是顯著的，這就證明了中國股市中存在著十分明顯的信息沖擊的非對稱影響。

盡管反應(yīng)股權(quán)分置改革影響的γ系數(shù)是顯著的，然而它們的值都非常的小，僅為5.95E-06和0.023。這就說明了股權(quán)分置改革只是輕微增加了條件波動率，從而對于中國股市波動率的影響是比較小的。

四、結(jié)論

從以上的討論可以看出中國股市存在著十分明顯的波動非對稱效應(yīng)或者說是杠桿效應(yīng)，從而說明我國股市與國外成熟的資本市場一樣，壞消息對波動性的影響大于好消息的影響。檢驗同時說明股權(quán)分置改革對于我國股市波動性具有一定程度的影響，改革以后的波動率變大了，這也符合通常的理論觀點。但是模型顯示出其影響非常微小，表明導(dǎo)致2006年到2009年上半年的股市大幅波動的主要原因并不是股權(quán)分置改革。從2005年下半年開始，中國的資本市場便開始進入一輪波瀾壯闊的牛市行情，短短兩年零四個月時間上證指數(shù)就上漲了5倍多，從2005年6月6日的998點一路上漲到2007年10月16日歷史最高點6124點。在此之后，股市就像坐上了“過山車”開始狂跌。但是，通常認(rèn)為這次的大漲大跌是由于中國股市的非理性所引起的，是因為我國的投資者主要由散戶投資者構(gòu)成的。2008年底和整個2009年中國資本市場延續(xù)了2007年以來的跌勢，市場持續(xù)震蕩，但這主要是受國際金融危機蔓延、宏觀經(jīng)濟不確定因素增加、特大自然災(zāi)害相繼發(fā)生等的影響的原因。

總而言之，股權(quán)分置改革并未對資本市場的波動性產(chǎn)生太大的影響，個人其原因是多方面的。一方面，股權(quán)分置改革的順利完成糾正了市場的定價機制，保證了資源配置效率的更有效發(fā)揮，從而提高了資本市場的有效性，增加了投資者的信心，有利于市場的穩(wěn)定。另一方面，改革沿用了漸進式的改革模式，在此模式下，由股改所釋放出來的非流通股采取了分布進入市場的策略，供給并沒有突然放大，市場的風(fēng)險不是一次性釋放的。（作者單位：1.蘭州商學(xué)院；2. 泰康股份有限公司山東分公司

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