学文网波动率篇1
关键词：非正态性；条件异方差；长记忆性；FIGARCH(1，d，1)模型
一、问题提出与文献回顾
由于金融类时间序列，如收益率时间序列，往往具有时变性特点和束性趋势，其方差会随着时间变化而变化，呈现出异方差特征。因此对金融类时间序列的刻画，主流的研究方法都是建立在ARCH类模型的基础上进行的。
国外的研究中，Brooks和Simon(1998)按照一定的标准选用特定的GARCH模型来预测美元汇率的收益波动情况；Aguilar，Nydahl(2000)使用GARCH模型来对汇率的波动性进行建模，取得了较好的拟合效果；Torhen、Bollerslev等人(2001)在基于德国马克和日元对美元的汇率值、每日汇率值、每日汇率的波动分布和相关性的基础上，完善了GARCH模型使用过程中对样本分布的限制条件。
在国内，惠晓峰等(2003)基于时间序列GARCH模型对人民币汇率进行预测，发现GARCH模型的预测汇率与实际汇率是非常接近的，拟合曲线几乎完全跟得上实际汇率走势；邹建***(2003)通过研究发现GARCH(1，1)模型对我国沪市收益波动性具有比较好估计和预测效果。牛方磊、卢小广(2005年)运用ARCH类模型对基金市场的波动性进行了研究，发现上证基金指数收益率表现出非正态性和条件异方差的特征，GARCH(1，1)模型对上证基金的波动具有很好的拟合效果。王佳妮、李文浩(2005)应用ARCH类模型分析了1999—2004年欧元、日元、英镑、澳元等四种货币兑美元的汇率。
以上研究表明，ARCH类模型能够比较准确地刻画金融类时间序列，特别是金融收益率时间序列的波动性。因此，本文对我国交易所国债市场波动率的研究，也是以ARCH类模型为基础，通过深入分析交易所国债市场波动率的内在特征，选取合适的模型对其进行刻画。
二、样本选取与统计特征分析
(一)样本选取和指标设计
由于上海证券交易所国债指数从总体上基本反映了上海证券交易所国债价格的变动情况。本文以上证国债指数作为研究对象，选取2003年2月24日至2006年4月18日的每日上证国债指数收盘价为样本，共计764个观测值，数据来源于上海证券交易所、湘财证券圆网等相关网站。
在确定研究的样本期后，再对上证国债指数的日收益率进行计算，计算公式为：
OX语言环境下T***0．4软件包计算得出。
(二)统计描述及分析
首先，根据样本序列(见***1)，我们对其基本波动特征进行分析，依次进行自相关检验、单位根检验、正态性检验和异方差性检验。结果如下：
(1)根据Ljung-BoxQ统计量和对应P值(见表1)，可以判定样本序列在至少滞后25期内，不能拒绝没有自相关的零假设，说明样本序列存在自相关性。
(2)对样本序列进行ADF单位根检验，由于序列围绕零均值上下波动，故检验选择无常数项和趋势项类型，ADF检验的t统计量为－14．69335，明显小于显著性水平1％的Mackinnon临界值－3．4415，表明在1％的显著性水平下，拒绝样本序列存在单位根的原假设，说明样本序列具有平稳性。
(3)采用峰度(K)、偏度(S)以及***检验联合判断样本序列的正态性(见表2)，结果表明样本序列显著异于正态分布，高峰厚尾现象明显。
(4)对样本序列异方差性的检验，采用ARCH-LM检验法，当取滞后阶数为1时，结果(见表3)显示样本序列在l％的显著性水平下，残差序列存在ARCH效应，说明样本序列具有异方差性，当滞后阶数取10、20时，结果一致。
其次，根据样本序列自相关ACF***，滞后阶数为200(见***2)，进行样本序列记忆性特征分析，我们可以发现，自相关函数前11阶下降的很快，而在其后则缓慢衰减，直至141阶才逐渐接近于0，可见自相关函数对以前的影响有很强的依赖性，而且它衰减的形式不是很快地以指数形式衰减，而是以双曲线的形式缓慢衰减，这表明条件方差受到的冲击具有很长的持久性，样本序列具有长记忆性特征，我们采用标准的GPH法对其进行检验。根据标准的GPH－估计量得出的样本序列的记忆参数d=0．43215(0．0162)，括号内为OLS估计检验统计量的P值，结果清楚地表明样本序列长记忆特征的存在。
三、上交所国债收益波动率模型的构建
首先对样本收益率序列建立辅助回归模型：
由于一般金融文献均认为GARCH(1，1)模型就能够描述大量的金融时间序列数据，因此，本文根据FIGARCH(1，d，1)模型对样本序列的条件异方差建模，模型的最终形式为：
四、实证研究
(一)参数估计
对模型参数估计方法采用拟极大似然估计(QMLE)。由于分数差分算子d是捕捉过程中长期记忆特征的，因此，在参数估计时，滞后阶数选用200阶。另外，由于样本序列具有非正态性特征，因此本文在参数估计过程中假定残差序列服从t分布。计算结果如表4所示：
模型的AIC值为－12．314，SC值为－12．243，都非常小，这说明FIGARCH模型能够较好地拟合数据。另外，采用Box－Pierce统计量，进一步检验建立模型后标准化参差序列及序列是否存在自相关性，其中K值为滞后阶数，取k=20，得出Q(K)=6．32(0．914)，Q2(20)=16．72(0．923)。结果显示在高概率水平下接受Ho假设，即序列不存在自相关。
(二)预测
我们对条件方差进行单步向前预测，在此采用平均预测误差平方和的平方根(RMSE)，平均绝对误差(MAE)和平均预测误差(MFE)三个衡量时间序列预测效果最常用的指标进行测量。为进一步检验所得FIGARCH模型对样本序列刻画的效果，我们同时对样本序列建立GARCH模型(具体形式略)，并与FIGARCH模型进行比较，预测的对象为样本外2006年4月19日至29日的10天数据，结果见表5。
结果显示FIGARCH模型在三项指标的预测值偏离度上都小于GARCH模型。这说明FIGARCH模型对条件方差波动的预测能力上明显优于GARCH模型。
五、结论
波动率篇2
显然，近期人民币大幅贬值与随后的人民币汇率波幅扩大并非“无直接关系”。但人民币汇率问题从不是孤立事件：如果与“两会”期间央行行长关于“存款利率放开最近一两年能够实现”的表述、去年以来关于加快人民币资本项目可兑换的讨论，以及日前中国和新西兰共同宣布人民币与新西兰元直接交易等事件联系起来，从更广阔的视角进行观察，或许我们可以看得更为清晰。 人民币贬值在常理之中
从2月中旬以来，人民币兑美元汇率一改过去十年单边升值，从2月中旬的6.06大幅贬值至3月初的6.16，直落1000点，此后回升至6.12附近。央行宣布扩***幅后，人民币再度急剧贬值，连破6.1、6.2两个重要关口。年初以来，人民币贬值一度超过3%，贬值幅度之大过去20年从未有过，此前最大胆的预测也显得过于保守。
从年初的“破6”乐观预期到现在的苦守6.2关口，人民币汇率急转弯让多数市场人士始料不及，纷纷揣测央行导演了此次“贬值大戏”。但是，冷静分析此前国内国际形势，人民币贬值可谓意料之外、常理之中。
从国际背景看，自去年底美联储加快QE退出以来，国际资本回流美国，年初以来除中国以外的其他新兴国家货币普遍大幅贬值，阿根廷比索两天贬值高达13%；从国内情况看，PPI、CPI等价格指标持续回落，出口贸易数据远低于预期，经济增速趋缓，人民币汇率有贬值的内在压力。近日央行公布的金融机构人民币信贷收支表显示，2月新增外汇占款从上月的4373亿元骤降至1282亿元，这让指责央行通过“史无前例的大规模干预市场”导致人民币贬值的传言不攻自破。更可能的情形是，央行综合研判国内外因素，在初期进行了适度干预，点燃了这波贬值的导火索。 为何扩大汇率波幅
如果说2月中旬到3月中旬的人民币贬值虽然暗合央行意***，但未必是央行刻意为之，3月15日央行宣布扩大人民币汇率波幅应该是央行“审时度势”后的精心布局。
首先，央行希望打破人民币单边升值的预期。人民币单边升值形成强烈的升值预期，人民币利率又远高于美元、欧元等国际货币，境外热钱源源不断地流入境内，博取利差和货币升值的双重收益。央行为维护人民币汇率的稳定，不得不被动购汇，形成长达十年的“人民币被动投放”，并积累了超过3.8万亿美元的巨额外汇储备。人民币汇率恢复双向波动的常态后，央行无需进行常态式外汇干预，得以从“汇率稳定”中解套。
其次，央行希望通过扩大汇率波幅和双向波动阻击境外热钱和投机者。由于利差和升值的双重诱惑，大量境外热钱通过贸易渠道流入境内套利。比如，近年来很多企业流行“铜融资”，以铜进口为名行真融资之实。人民币贬值后，热钱通过贸易项目流入境内的风险急剧上升，虚假贸易行为明显收敛。同时人民币急速贬值和扩***幅，让海外押注人民币单边升值的投机者知难而退。这些投机者的交易结构很简单，因为人民币长期单边升值，投机者只要买入一个看空美元的期权就可以轻松获利。
为减少投机成本，很多投机者甚至在买入一个看空美元期权的同时卖出看多美元期权，而看多美元期权的价格往往离目前的价位很远。比如投机者以6.05的价格买入看空美元期权（到期可以此价格卖出美元），同时以6.15的价格卖出看多美元期权（到期必须以此价格买入美元），因为此前市场普遍认为不可能触及6.15的价位。
如果人民币继续单边升值至6.0甚至“破6”，投机者仍可按6.05的价格卖出美元获利，但不必被交易对手行使看多美元期权。一旦人民币跌破6.15，投机者在空头美元上无法获利，在多头美元上巨额亏损，还会自动触发更多的美元买盘，加剧人民币贬值。如果人民币汇率连破6.10、6.15和6.20多个重要关口，无疑会给境外投机者们一连串重拳。此外，人民币贬值也是宏观***策的适时放松。今年前两个月，我国经济数据不乐观，需要放松***策来刺激经济增长。人民币大幅贬值，有利于刺激出口和稳增长。 央行目标能否实现？
央行扩大人民币汇率波幅，本身只是一种技术性调整，并不意味着人民币汇率就此迎来真正的“双向波动”。事实上，中国在过去20年曾三次放宽人民币交易波动区间，从0.3%扩大至0.5%、1%、2%，但人民币汇率并未因此出现双向波动。比如，2012年4月人民币兑美元波动区间放宽至1%以后，人民币汇率继续单边升值，波幅不升反降。
从技术角度来说，波幅扩大后央行仍对人民币汇率保持相当程度的调控能力，因为每日银行间外汇市场中间价仍由央行授权外汇交易中心公布，而中间价是由外汇交易中心根据每日开盘前银行间外汇市场做市商提供的报价加权而成。这些做市商局限于少数几家国有商业银行，其报价和权重也不公开，人民币汇率中间价形成机制的不透明保证了央行对汇率的“可控性”。
人民币汇率好比一只被绳子拴着的风筝，波幅扩大就好比拴风筝的绳子加长，但绳子始终被央行拽着。当然，如果风太大，风筝有可能拖着拽绳子的央行跑，但终究不会跑得太离谱。改变人民币汇率单边升值预期和跨境资金单边流入才是央行最看重的***策考量，但央行上述目标能否实现，仍有待观察。 金融改革加快的标志
根据开放经济条件下的“三元悖论”，一国不可能同时实现保持货币***策***性、汇率稳定和资本自由流动这三个目标。当前，我国正在加快推进金融改革，其重点是利率市场化、汇率市场化和资本项目可兑换。
中国作为全球第二大经济体，货币***策***性是必选项。按照“三元悖论”，要保持货币***策的***性，汇率市场化应该与放松资本管制同步协调进行。人民币汇率波幅加大，为加快放松资本项目管制提供了契机。同时，人民币单边升值的市场预期和境外套利资本单边流入改变后，央行被动购汇的压力减轻，央行货币***策操作上的***性增加。扩大人民币汇率波幅是人民币汇率市场化的重要举措，而人民币汇率市场化与利率市场化、资本项目可兑换在进程设计和具体操作中是环环相扣和互为条件的。从这一意义上说，人民币汇率弹性加大为加快推进金融改革提供了绝佳的时间窗口，而人民币汇率波幅扩大或许是金融改革加快的一个标志性事件。 汇率波幅扩大影响深远
人民币汇率波幅扩大后，央行如果真能如其新闻发言人所说“退出常态式外汇干预”，那么，“有充分弹性的双向波动会成为常态”。这将对金融机构和金融市场产生深远影响。
首先，各市场主体的汇率风险加大，金融机构尤其是商业银行首当其冲。长期以来，企业、个人、金融机构特别是商业银行习惯于人民币单边升值，复杂且高风险的外汇交易沦为无风险的简单操作，因为汇率稳定、未来可期。从现在起，也许一切都将变化，无风险的舒适定格为过去时。商业银行必须以最快速度应对已经到来的汇率风险。
波动率篇3
关键词：输入性通胀 汇率 人民币 升值
中***分类号：F822.5 文献标志码：A文章编号：1673-291X（2011）28-0090-02
理论上讲，通胀与汇率变动方向相反，通胀上升，本币汇率就会下降；反之，通胀下降，本币汇率就会上升。这是由国内需求扩张、贸易逆差等因素造成。统计数据表明，近几年中国GDP增长的强劲势头，引领中国经济抵制全球金融危机带来的负面影响，对全球经济的逐渐向好起到了积极的推进作用。自2010年下半年起国内通胀持续走高，特别是今年第一季度受国际输入性通胀的影响以及人民币汇率的不断上升，这种同向发展的态势冲击着固有经济理论。本文拟就汇率波动与输入性通胀间的内在关系进行初步探讨。
一、输入性通胀已成为现阶段引发国内通胀的主导因素
所谓输入性通胀，是由国外出现的通胀通过国际贸易的形式传导进入国内，因外部经济因素传导而引起的物价总水平上涨。从其通胀的源头看，这是发达国家用衍生金融工具创造的大量货币拉高国际大宗商品价格的结果，也是金融资本分割产业资本利润的一种新方式。
从国内CPI走势上看，进入2010年以来，物价指数接连攀升。去年第一季度CPI上涨2.2%，第二季度CPI上涨2.9%，第三季度上涨3.5%，第四季度上涨4.7%。今年以来物价指数继续上扬，今年第一季度，价格总水平同比上涨5%，其中3月份为5.4%。而今年中国物价走势上存在的不确定性之一就是国际输入性通胀对国内的影响。从进出口贸易情况看，2011年第一季度，中国出现了自2004年以来的第一次季度性逆差。由于中国对原油、农产品、原材料等大宗商品的对外依存度较高，加之近期中东、北非***局***等不确定风险影响，高企的国际大宗商品价格通过大量的进口传导到国内市场。而国内生产价格指数和国际大宗商品价格关系密切、与消费价格指数中的非食品价格有较高的关联度，如果国际大宗商品价格持续升高，无疑是对国内抑制通胀提出更为严峻的挑战。
二、人民币汇率弹性提高，升值趋势明显强劲
1.持续升值。自去年央行进一步推进人民币汇率形成机制改革以来，在继续坚持以市场供求为基础、参考一篮子货币进行调节的过程中，人民币汇率双向浮动，弹性显著增强。从央行公布的人民币对美元中间价变动数据看，去年6月22日人民币对美元中间价突破6.828后迅速升值，至去年末人民币对美元汇率为6.6227，半年时间升值幅度约为3%；今年以来人民币对美元中间价继续保持着升值态势，从年初最高点6.6349，到目前已越过6.5大关。
2.波动趋于平稳。去年10月人民币最大回调幅度曾达到400多个基点，波动幅度较大；而今年从年初起人民币始终处于稳步升值的通道之中：除2月10―14日和3月7―9日分别回调超过130个基点和100个基点外，其余时间回调均在60个基点左右，但随即便被更大幅度的升值所覆盖。央行数据显示，5月31日人民币兑美元的中间价为6.4845，今年前五个月人民币对美元累计升值幅度已经达到2.13%（第一季度累计升幅是1.01%）。
三、通胀与汇率走势趋同，市场压力增大
1.人民币升值与通胀间的内在关系。全球经济一体化带来的世界经济相互融合、经济结构相互渗透，是导致二者间依存的必然联系；而目前“世界工厂”的格局和现状，则是影响人民币汇率波动与通胀同向发展的重要因素之一，也是引发输入性通胀的必然结果。
2.不可小视汇率波动与通胀趋同所带来的影响。一是多次上调存款准备金率及加息。统计数据显示，去年CPI指数全年累计上涨约为3.3%，这期间，央行从去年1月18日首次上调存款准备金率起，年内共计上调了六次，并进行了两次加息；今年第一季度价格总水平同比上涨5%，其中3月份居民消费价格指数同比上涨5.4%，创出32个月以来新高（4月份有所回落为5.3%），而这期间，央行又先后4次上调存款准备金率，并进行了两次加息，以期达到对逐渐增大的通胀压力产生平抑作用。二是对国内制造业特别是中小企业带来的影响很大。有学者认为，人民币如果快速升值，20%的中小企业可能会死，20%的企业努力基本可以实现产业升级活下来，60%的企业可能在成功转型的边缘上徘徊，八成中小企业或将处境艰难。这是因为目前的中国工业化还处在初级阶段，虽然经济一直保持较高速度的增长，但“世界工厂”的地位尚未真正确立，尤其是缺乏具有核心竞争力的产品和企业，主要靠低劳动成本来获得价格优势，经济实力还需要较大提高，同时也面临比较严重的就业问题。如果对人民币进行大幅度升值，将导致劳动密集型行业和原材料出口型行业的严重损失，即使有其他行业从中获利，也不能弥补行业总产出水平的下降。
四、对策及抗通胀的有效途径
1.理论依据。从人民币汇率与宏观基本面的关系上，陈平、李凯（2010）通过建立汇改后人民币汇率预测模型，证实泰勒规则模型最适合描述汇改后人民币的动态变化，即通胀率上升，人民币就有明显的升值趋势；而潘锡泉、项后***（2010）通过采用结构突变协整检验方法，对人民币升值是否能够有效抑制通胀问题进行实证研究的结果表明，人民币升值与高通胀持续并存的原因主要在于市场上强烈的人民币升值预期引起CPI上涨的效应超过了人民币升值产生的紧缩效应，也即升值对抑制通胀虽有利但作用有限。从产业结构调整的角度，曹伟、倪克勤（2010）通过设置虚拟变量、运用门限模型等计量方法，研究人民币汇率传递非对称性的结果表明，人民币汇率波幅与传递效应存在正相关性，稳步推进人民币汇率形成机制改革需要一个稳定的宏观环境，特别是价格环境；王宇雯（2009）通过对ARDL2ECMM模型（回归分布滞后―误差修正模型）的实证研究结果认为，通过汇率升值及提高波动率以加快资本技术――劳动密集型出口结构升级的途径不可取，此种做法将增大资本技术型出口和劳动密集型出口的负向冲击，一定程度上阻碍它们分别与资源密集型出口的相对结构的改善；胡宗义、刘亦文（2010）通过采用MCHUGE模型（CGE模型）分析人民币升值对中国制造业影响的研究结果表明，人民币升值虽有利于改善中国的贸易条件，但对不同行业的影响各异，现实中仍要考虑各行业的调节及承受能力，采取渐进小幅度升值符合中国经济利益。
2.继续实施稳健的综合国策。应继续按照“三性”（主动性、可控性和渐进性）原则，进一步完善人民币汇率形成机制，增强汇率弹性。要切实把握好升值这把“双刃剑”，通过稳定人民币汇率预期，给市场一个相对稳定的汇率信号，减少大量短期资本进入中国，减缓通胀带来的压力。因为从宏观层面看，国家为了有效抑制通胀，货币***策曾频频出击，但作为常规手段，越是操作频繁，后市空间也越小。如存款准备金率自去年以来到现在已连续十次上调，并已达到20.5%的历史新高；央行发行票据进行对冲操作，又面临短期内大量央票到期的局面，后市流动性压力不小；加息工具也累计用了四次，但加息又将加重企业融资成本，对经济的全面复苏和企业成长带来一定的考验。因此从宏观调控角度，汇率作为抗通胀的工具之一，对缓解输入型通胀压力有一定作用。
3.加快调整制造业内部结构，适应市场竞争变化。人民币升值虽有助于中国抑制通胀，推动制造业结构调整，但这需要一个中长期的渐进过程。尽管中国制造业已在世界市场占领了举足轻重的地位，但还没有形成独具特色的品牌，目前所占的市场份额主要依赖产品价格的低廉，在竞争中并不处于主导地位。因此在制造业目前的转型升级关键时期，渐进式汇率改革明确了企业结构升级的方向，为制造业升级和转型留出了缓冲余地。目前汇率升值的趋势难以改变，外向型企业应及时调整出口的产品结构、区域结构，加快产业转型，这将对中国经济发展大有好处，而汇率调整带来产业结构的改善将会帮助经济长期健康发展。
总之，由于汇率波动与输入性通胀趋同给国内经济带来至关重要的影响。本文认为，协调人民币汇率与输入性通胀指间的关系，加快行业内部结构调整升级，并通过实施稳健的综合国策，可在一定程度上控制汇率变动以及输入性通胀对市场发展带来的影响。
参考文献：
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波动率篇4
目前，分析人民币跨境贸易结算体现出的“跛足”特征，不能不结合中国特殊的贸易结构。就中国的对外贸易而言，中国主要是从发展中国家进口原材料，进行加工后再出口至发达国家。如果双方货币都可接受，那理想的选择是“收硬币、付软币”。一般认为人民币相对美元具有升值趋势，因而中国贸易商应选择出口收人民币、进口付美元，次优的选择是出口与进口均由人民币计价结算。所以，人民币的国外接受性就成了问题的关键。与在一国境内货币的被强制接受不同，货币的境外接受性是与该货币的国际货币地位所决定的。由于人民币尚不是自由兑换的国际货币，而欧美等发达国家所发行的美元、欧元、英镑等是国际货币具有很高的国际接受性。另外，相比较而言，在中国与欧美国家的国际贸易中，中国提供的产品属于可区分性较低的初级产品，而欧美国家的产品是具有较高可区分性的工业制成品。因此，按国际贸易结算货币选择理论，中国与欧美的双边贸易多选择欧美国家的货币进行计价结算。由于中国与东南亚地区的贸易主要是从东南亚进口原材料，而出口技术水平相对较高的工业制成品，中国在向东南亚出口时应选择人民币作为结算货币，而中国从东南亚进口时应选择低交易成本的货币结算。一般交易量大的货币具有较低的交易成本，东南亚是美元势力范围，选择美元结算符合低成本特性。实际情况也是如此，在推行人民币跨境结算后，人民币跨境贸易结算主要发生在中国大陆与东南亚的双边贸易中。中国大陆向东南亚出口时愿采用人民币进行结算，但中国从东南亚进口时则选择低交易成本的美元结算，因而导致人民币实付额远高于实收额，出现了明显的“跛足”特征。
表1显示人民币结算金额增速在2011年第一季度出现了第一次低谷，仅比2010年4季度增长5.5%;在2011年3季度、4季度出现了第二次低谷，直到2012年4季度，其环比增速恢复到25.2%。相应地在2011年3季度，人民币跨境结算的“跛足”特征出现了较明显的变化，其“跛足”程度降低较快，从2011年2季度的1:2.94，下降到1:1.67，与人民币结算增速在2012年逐渐回复到20%以上不同的是，收付比继续下降至1:1.2的较低位。
二、人民币汇率波动与结算收付比上升
从影响人民币结算“跛足”的原因来看，在短短两三年时间，中国进出口贸易结构、国内进出口商的议价能力都没有发生较大改变，从这些方面寻找原因显然是难以令人信服的。对于进出口商而言，不管选择何种货币都是从利益最大化或成本最小化角度，选择对自己利益最大或成本最小的货币，具体货币的确定是双方谈判、博弈，进行折衷的结果。人民币结算的收付比上升较快是指人民币实收、人民币实付的量上升较多，从收付比表达式的含义看有四种可能:人民币实收增加、人民币实付不变(或下降);人民币实收不变、人民币实付下降;人民币实收与人民币实付均下降，但实收下降速度低于实付下降速度;人民币实收与人民币实付均上升，但实收增加速度高于实付增加速度。显然符合实际情况的是第四种，即人民币实收与人民币实付均上升，但人民币实收增加速度更快。这是因为采用人民币结算的中国出口商品增速快于采用人民币结算的中国进口商品而导致的结果，同时也表明国外进口商用人民币支付的意愿有了很大提高。从国外进口商角度看，他们对来自中国的商品愿意用人民币进行支付，很大的原因是认为人民币是“软币”，付“软币”对自己有利，这符合规避汇率风险的“付软”原则。从中国出口商角度看，一般用本币结算都是受欢迎的，因为避免了汇率风险，中国出口商接收人民币是不存在问题的。所以，对中国贸易商而言，只要交易对手愿意选择人民币作为结算货币，一般是乐见其成的。
目前，由于人民币结算涉及到的地区多在美元势力范围，选择人民币进行结算就意味着人民币与美元的汇率变化能大致反映国外客商选择人民币结算的意愿。当人民币相对美元升值时，国外进口商选择人民币进行支付的意愿下降，国外出口商选择人民币进行结算的意愿上升，反之亦然。2011年6、7月间国际上接连出现了对中国经济前景的悲观预期，不可否认其中有利益集团的蓄意，但同样不可否认的是国际市场对中国经济放缓、甚至硬着陆的担心。这种对中国经济的看空不可避免地传导至国内，并反映在外汇市场上。2011年11月，中国银行间即期外汇市场人民币与美元的汇率波幅连续12天触及跌停②，这可看成人民币升值预期逐渐减弱、甚至出现人民币贬值预期的一种反映。人民币贬值预期的出现提高了国外进口商使用人民币结算的意愿，而国外出口商接受使用人民币进行支付的意愿却受到削弱。因此，在人民币跨境结算中，导致人民币实收增速高于了人民币实付增速，人民币结算收付比得到提升。另外，针对香港离岸市场人民币与中国大陆人民币间的套利、套汇活动减弱是收付比上升的另一个原因。长期以来，中国大陆的利率高于香港，存在中国大陆与香港间的正利差半年期存款利率差大致在1%－3%之间③。由于对跨境资本流动的限制和央行的干预，人民币一直存在着中国大陆在岸市场人民币汇率(CNY)与香港离岸市场人民币汇率(CNH)的不同。只要同一种货币存在着两个不同的利率、汇率，就有针对不同汇率的套利、套汇活动存在。中国大陆汇改以来，由于长期存在着人民币升值预期，导致市场化程度较高的香港离岸市场CNH高于受到较多干预的中国大陆在岸市场CNY。一方面，有各色各样的投资者将人民币从中国大陆调往香港，换取较多美元;另一方面，在对中国大陆的出口方面，国外出口商有较高的意愿选择使用人民币进行结算，而且在香港市场用较贵的人民币换取美元，获得较高的利益。这也成为推行人民币跨境结算以来，人民币实付高于实收的一个重要原因。在2011年下半年、特别是2011年9月后，这一情况发生了较大变化，香港市场人民币出现了一波贬值预期，导致CNH低于CNY，有人认为其原因是欧洲银行危机导致美元撤离香港，使香港市场美元供给减少，也有人认为是缘于国际市场对中国经济前景的担心，及国际投机资金对中国的做空，这一趋势一直延续到2012年。
从***1的香港市场各月人民币存款的变化可一窥对人民币汇率预期的改变，不难发现在2011年前香港的人民币结算量与新增人民币存款量基本处于稳步提升状态，特别是人民币结算量趋势更为明显，但在2011年2月首次出现了人民币结算量与新增人民币存款同时下降。在2011年10月后，人民币结算量增长趋势已不明显，约有一半月结算量比上月出现了下降，而新增人民币存款却出现了连续5个月的环比减少，这一状况直到2012年11月后才出现改观。反映在中国大陆，2012年境内银行间远期市场维持美元升水，2012年下半年随着人民币紧、美元松导致本外币利差扩大，美元升水幅度也相应扩大并维持高位;2012年境外无本金交割远期市场(NDF)也经历了美元由贴水转为升水，升水幅度由宽变窄地波动，1年期报价美元升水幅度最高时逾1100点。由于人民币升值预期减弱、甚至转为贬值预期，国外出口商接受人民币结算的意愿减弱，而国外进口商则愿意接受人民币结算，导致人民币实收增速高于实付增速，人民币跨境结算的收付比逐渐上升，这一趋势在2013年仍在继续。
三、收付比保持在适度范围是人民币国际化的内在要求
中国在推行跨境贸易人民币结算初期，出现了人民币实收远低于实付的“跛足”特征，这是人民币国际化的必经过程。因为要使人民币更广泛地参与到国际经济活动之中，就必须保证人民币有一定数量的净流出，人民币实收远低于实付正是人民币在境外发挥国际货币职能的必要条件。但是，如果显著的“跛足”特征一直持续下去就会造成两个后果:一是与人民币跨境结算前进出口都用美元等外币结算相比，原本用美元支付的进口额换成了人民币支付，使该部分美元形成了新的外汇储备，这就造成中国外汇储备继续增长，其增长速度甚至更快;二是如果人民币有升值预期，那中国大陆实际上是收“软”付“硬”，不利于规避汇率风险。由于人民币国际化必须有助于降低中国外贸企业的汇率风险，才能得到国内相关各方的积极参与，而只有国内各微观经济主体积极参与才能奠定人民币国际化的坚实基础。从这个角度看，在人民币有升值趋向时，人民币实收远低于实付，国内企业整体上处于利益受损状态，这一状况会降低国内企业参与人民币国际化的积极性，不利于人民币国际化的顺利推进。2011年下半年以来的人民币结算额继续增长、结算收付比还在上升，这表明人民币国际化正在向良性发展。一方面，更多的中国进出口贸易采用人民币结算，这可以看作人民币国际化程度提升的标志，在短短几年时间取得如此成绩着实不易;另一方面，人民币结算已在进出口双向发挥作用，但是结算收付比上升过快也不利于人民币国际化。
波动率篇5
关键词：经济全球化；汇率波动；汇率制度选择；区域货币合作
中***分类号：F83 文献标识码：A 文章编号：16723198（2012）16009203
1 绪论
1.1 汇率波动
国际金融领域中的汇率波动问题一直就是关注的热点，随着经济全球化以及投资自由化等的发展，各国之间经济的相互依赖性变强，货币***策间的合作也越来越密切，从而使得汇率波动在国际间可以相互快速传递，使得汇率波动更加复杂。
很多因素决定了经济全球化的汇率水平，这些因素的波动会使汇率产生相应的改变，从而产生相应的汇率波动。如果决定汇率的因素保持不变，那么平均汇率就保持改变，从而不会出现汇率波动。
汇率理论已经说明汇率产生波动的原因如下：汇率理论和分析方法已经日渐成熟，汇率理论通过前期理论和分析方法解释了汇率的波动性。有种模型叫新闻模型，它认为汇率波动产生的主要原因是没有进行相应的信息预期，它认为预期到的信息是不会产生汇率的变化的，显然它关注的主要是预期的重要性。新闻模型通过现在或者过去的经济变量来推测未来的经济变量，得出如下结论：传统理论中的经济变量仍然是汇率的决定性因素，只不过在时间上做了相应的推测。另外跨时分析把时间因素也作为影响汇率的因素之一，该理论也是一种很复杂的多变量理论模型，它认为各个时间的货币供给、国际收支等都会影响到汇率。它和新闻模型一样，核心思想都是通过对加入了对时间因素的研究深入。但是，即使这两个理论都更加强调时间的重要性，其基本的经济关系仍然是建立在传统的经济理论基础上。通过前面的分析，我们可以得出结论：在这个特殊的时期，实际产出和货币供给依旧决定着汇率的水平，但都在时间上进行相应的延伸，使得过去、现在和未来的实际产出、货币供给都成为影响汇率波动的原因。
1.2 汇率制度选择
汇率制度的概念：是指一个国家的货币当局确定本国汇率水平、汇率变动方式等一系列问题所做的安排和规定。汇率制度的主要内容有：第一、汇率的波动范围；第二、汇率水平的确定依据；第三、汇率水平维持的措施；第四、汇率水平的调整方法和途径。并且汇率是经济全球化的重要变量之一，汇率的相应改变会对整个经济的发展产生很大的影响，所以汇率制度的选择一直以来就是各国货币当局要处理的重要问题之一。
汇率制度作为国家经济的一个重要部分，合适的汇率制度可以保证一国的经济正常增长，所以选一个恰当的汇率制度选择具有重要的意义。虽然国外的成功汇率制度安排具有很好的借鉴价值，但是以往的历史经验告诉我们，汇率制度的选择是跟特定的国家相关的，是因地制宜的，只有考虑到我们国家汇率制度选的影响因素，我们才可以做出正确的决策。
现在，我们国家的汇率制度仍然有许多问题。第一，人民币汇率没有足够的弹性，从而限制了我国的货币***策的有效性以及***性。第二，在外汇定价过程中市场供求关系并没有突显出应有的作用，从而影响了资源配置的效率。第三，汇制改革的配套措施也不是很完善，国内还不发达的金融市场无法提供必要的工具来规避汇率的风险，这些问题都需要在汇率改革的道路上进行化解。
1.3 区域货币合作
区域货币合作是指一定区域内的国家（地区）为建立相对稳定的货币区域而进行的货币协调与合作，最终组建一个由统一货币管理机构发行单一货币、执行单一货币***策的区域货币联盟，在国际金融权力日益分散、国际货币关系日渐区域化的全球化背景下的今天有着重要的现实意义。
各个参与成员国内部货币的一体化是实现区域经济一体化的重要前提，这意味着想要想实现区域经济一体化，成员国就必须要舍弃各自的货币方案。有学者提出了相互矛盾的三个思想：固定汇率、货币方案、金融一体化，他们认为这三个目标不可能全部实现，因此他们得到结论：如果想实现一体化的金融市场同时得到稳定的汇率水平，各个成员国就必须舍弃货币方案的自，实行一致的货币方案。在实行货币方案统一的过程中，如果有成员国受到不平衡的经济危机时，主要通过财***方案调整经济，但是每个成员国的财***方案不能过于片面，需要有统一的财***规则来贯彻，否则统一货币方案的基础就不会牢固，很容易受到动摇。
2 汇率波动与汇率制度选择的关系
如果货币当局要减小汇率的波动幅度，达到稳定的汇率目标，那么就必须承担相应的成本，尤其是这几年的发展，货币***策是发达国家的货币当局调控国内经济的主要手段，而且发达国家可以更有效的配置大量闲置的金融资源。这样，大部分的发达国家，同时使用浮动汇率制度是一些发展中国家避免汇率过程稳定带来的损失成本的重要手段，但是，采用浮动的汇率也需要承担一定的成本。
波动率篇6
关键词：低波动率；股票市场风险；建议
中***分类号：F830.91 文献识别码：A 文章编号：1001-828X（2017）007-0-01
股指长时期处于低波动率状态是我国股市运行的主要特征之一。本文利用GARCH波动率模型划分了我国2000年以来的3个低波动率时期，讨论了低波动率时期市场可能存在的风险，并提出了相应的***策建议。
一、2000年以来我国股市低波动率时期主要有三次，均发生在股指大幅调整后的震荡筑底时期
2000年以砦夜股市出现了三次低波动率时期。利用GARCH模型考察上证综指的波动性，以连续20个交易日GARCH波动率移动平均值小于30为判断标准，2000年以来我国股市低波动率时期主要有三段：2003年1月至2007年1月、2011年2月至2015年1月和2016年5月至今。低波动率时期，股指的涨跌幅与振幅都处于较低水平。如2016年7月13日至20日，上证综指涨幅为-0.70%，而振幅仅为1.82%，且单日振幅均不超过1%。
二、低波动率可能造成指数失真、成交量萎缩、股票价值低估、股市对冲击缺乏响应、证券行业业务发展受限、资本市场功能弱化的风险
低波动率主要针对权重股，可能导致指数的变化不能反映全市场波动水平。指数的低波动率主要取决于权重股的低波动率，非权重股股价大幅波动则难以在指数表现出来。因此，应辩证看待指数的低波动率。如第二阶段低波动率时期主要针对主板市场，期间上证综指上涨3.49%，振幅为16.64%；而创业板则迎来一波牛市，创业板指上涨37.03%，振幅为56.23%。第三阶段低波动率时期，权重蓝筹股波动率较低，为稳定股指发挥了重要作用，但其它股票波动率较大。
低波动性率时期，市场成交量大幅萎缩，股票价值严重低估。在低波动率时期，市场缺乏赚钱效应，投资者交易热情较低，造成市场成交量大幅萎缩。如今年5月1日至7月20日，上证综指日均成交额仅为1854.54亿元，远低于去年6月4日至16日1.08万亿的水平。同时，由于低波动率主要出现在股价低位，以价值投资衡量的股票估值极低。如2012年末，大量银行、地产等板块的蓝筹股股价跌破净资产。尽管管理层指出蓝筹股“有历史罕见的投资价值”，但投资者投资积极性依然不足，导致蓝筹股估值长期处于超跌状态。
低波动率时期，我国股市与境外股市、宏观经济以及债券和大宗商品价格均无明显联动性。低波动率时期，股指与外部冲击缺乏联动性，不能反映出市场变化的情况。如在第一阶段低波动率时期，标普500、STOXX欧洲指数和日经225指数分别上涨15.80%、11.85%和14.39%，上证综指却下跌25.74%。股指与宏观经济之间也不存在明显的领先滞后关系。另外，在第一阶段低波动率时期，股市低位震荡，而债券、商品价格均持续上升，第二阶段债券价格上升而大宗商品价格下降，第三阶段债券价格和大宗商品价格均上升，三者并不存在稳定的关系。
低波动性率不利于证券、基金、期货公司业务发展。股市在低波动率时期成交量清淡，证券公司经纪业务收入显著减少。如今年上半年证券公司经纪业务收入1114.46亿元，较去年下半年减少86.73%。股票质押式回购交易低迷，今年第一季度，股票质押式回购业务初始金额和购回金额分别为1560.53亿元和785.05亿元，较去年第四季度分别减少44.62%和52%。融资融券、股指期货等业务依赖于股价波动，波动率越小投资者使用意愿越低。今年上半年，证券公司两融利息收入为805.42亿元，较去年下半年减少80.39%；沪深300股指期货成交持仓比为0.54倍，大幅低于去年同期13.84倍的水平。
低波动性率不利于多层次资本市场健康发展。低波动率时期，股票定价体系失常，定价效率降低。由于市场在估值失真，新股容易出现“破发”、下调发行价格的情况，上市公司股权再融资也容易出现跌破增发价格的情况，企业股权融资和投资者申购的意愿都将大幅降低，显著削弱资本市场融资功能。低波动率下，股市对外部市场冲击缺乏响应，难以体现宏观经济“晴雨表”功能，大类资产价格轮动等规律也将失效。
三、应抓住低波动率时期推行资本市场改革，发挥市场自身调节作用，维持适当的波动率，以促进资本市场健康发展
波动率篇7
关键词：银行同业拆借利率；ARMA模型；GARCH模型：波动
从1996年6月后，银行同业拆借利率由交易双方根据市场资金的供求状况自行确定，由此开始了我国银行同业拆借利率市场化改革之路。
各家银行在积极参与同业拆借市场，满足短期资金头寸的同时，对利率风险控制的要求随着增加。现代金融学理论广泛以波动代表风险，风险由资产报酬的方差（或者标准差）来度量，要加强对利率风险的管理，首先有必要对同业拆借市场的利率波动特征做深入的分析。本文正是在这样的背景下，以Shibor数据为基础，对我国同业拆借市场的利率波动特征做相应的研究。
一、国内外学者的相关性研究
金融市场中投机性价格和收益率的变化具有稳定时期和易变时期，即其收益率波动呈现集群性，波动具有明显的随时间变化而变化的特征。Engel(1982)首先引入了自回归条件异方差(ARCH)模型，ARCH模型的条件方差是过去误差平方的函数。一般而言，高阶的ARCH模型才能描述条件波动。为了减少估计参数的个数，基于从AR发展到ARMA的思想，Bollerslev(1986)提出了相应的推广的自回归异方差模型(GARCH)，其条件方差既依赖于自己的滞后项的平方也依赖于自己的滞后值。尽管这两个模型能考虑波动集群性和尖峰态，但问题是金融市场收益率分布是不对称的，即非预期的正收益率和非预期的非收益率对波动有不同程度的影响。一般而言，非预期的正收益率引起的波动上升小于同幅度的非预期负收益率引起的波动的上升，而GARCH模型不能解释其收益率分布不对称的特征。从而有不对称(asymmetric)波动模型。如Nelson(1991)提出了指数GARCH模型(EGARCH)；Ding、Granger和En-gel(1993)提出了不对称幂ARCH(APARCH)模型。
由于GARCH模型并不能完全描述金融时间序列的厚尾巴特征，许多学者利用非正态分布来说明金融市场收益率的厚尾巴（尖峰态）特征，如Boller-slev(1987)用t分布，Nelson(1991)用广义误差分布(GeneralisedErrorDistribution,GED),Bollerslev、Engel和Nelson(1994)利用广义t分布。
国内一些学者也应用相关的GARCH模型对我国上海银行业同业拆借市场利率的波动做相关性研究。张娜、黄新飞、刘登(2005)利用GRACH模型对同拆借市场的利率波动做了研究，在其研究中假定新息服从标准高斯分布，这并不符合金融时间序列尖峰厚尾的特征。李成、马国校(2007)通过建立同业拆借利率均值模型，而后通过GARCH族模型对利率的波动特征进行了相关性研究，由于均值模型相对过于简单，没有考虑到同业拆借利率较强的自相关性，另外标准化残差仍存在着较强的自相关性。
本文将借鉴前人的研究检验，针对他们研究不足，对银行同业拆借利率的波动特征进行研究。在探讨Shibor隔夜拆借利率的波动性时，将考虑非正态分布，如学生t分布、GED分布等。
二、隔夜拆借利率统计分析
本文将以2006年10月8日至2009年7月6日，共计689个交易日的上海银行间同业拆借市场的隔夜拆借利率(以下简称为Shibor)为研究对象。
由于Shibor的自回归相关模型AR(n)总是存在单位根，影响了Shibor时间序列的平稳性。故本文拟选取Shibor的一阶差分为研究对象，用DShibor为Shibor的一阶差分，即DShibor=Shibor-Shibor（-1）。
***1为DShibor描述性统计，包括样本的均值、标准差、偏斜度、峰度、Jarque-Bera正态性统计检验量（J-B统计量）。
***1的结果表明，银行同业隔夜拆借利差的均值趋于零。其偏斜度为-6.2497，表明DShibor分布是不对称的；其峰度为175.56，可见Dshibor较正态分布具有厚尾巴，是非正态分布，J-B统计量也验证了这一点。因此，我国银行同业隔夜拆借利差较正态分布存在着不对称和厚尾巴的特性。
从隔夜拆借利差的序列表中可以看出，其滞后项自相关系数的L-B(Ljung-Box)统计量的Q值表明，隔夜拆借利差存在着弱相关性。从隔夜拆借利差平方序列来看，前4阶的自相关系数在1%的显著性水平下显著大于0，其L-B统计值表明了这一特点，因而这表明隔夜拆借利差呈现出波动集聚性的特征，即较大幅度的波动后面一般紧接着较大幅度的波动，较小幅度的波动一般连着较小幅度的波动，隔夜拆借利差存在着明显的时变方差。
另外，隔夜拆借利差绝对值序列的前5阶自相关系数显著大于O，其L-B统计量也表明了这一特征，表明隔夜拆借利差绝对值序列存在自相关性，在建模时应该对此加以考虑这一特性。
波动率篇8
[关键词]汇率波动;货币***策;传导渠道;有效性
目前西方经济学界认为货币***策的传导途径是多样的,从金融机构的资产负债角度看,一般 认为货币***策传导主要有货币渠道和信贷渠道两个途径,但在理论研究和实证分析上对于不 同渠道的货币***策传导效果还存在较大分歧。
Bernanke和Blinder(1992)[1](901-921)利用VAR模型实证检验发现,除了通过“ 货币” (即银行储蓄)这一渠道外,货币***策至少部分地是通过“信贷”(即银行贷款)起作用的 。Kashyap和Stein(2000)[2](407-428)发现对于具有较少流动性(即债券对资产 的比例 较低)的商业银行,货币***策对信贷的影响较强,货币传导机制是通过信贷渠道这一途径。 Hubbard(1994)[3]认为从理论和实证分析货币传导是通过货币渠道还是信贷渠道是 不好界定的。王振山等(2000)[4](60-63)实证研究发现,上世纪无论是80年代还 是90年代,信用渠道都是我国货币***策的主要传导途径,而货币渠道的传导途径则不明显。李斌(2001)[5](10-17)运用交互 影响的多元反馈时间序列模型研究发现,货币供应量和信贷总量都是比较切合我国 现实需要的中间目标,二者与货币***策的最终目标都具有很高的相关性,但信贷总量的相关 性更大一些。但是,陈飞等(2002)[6](25-30)认为,货币***策是通过货币渠道而 不是信贷渠道对实体经济产生影响的。
上述文献对本文所做的研究具有启发和借鉴意义,但这些研究只着 眼于国内金融,汇率问题在这些研究中则基本未被关注。因此,本文尝试把人民币汇率波动 纳入货币***策中介目标监控体系,采用向量自回归(VAR)模型对我国货币***策传导机制进 行系统的研究。
一、研究思路
为了削弱国际资本涌入我国的动力,目前学术界提出了扩大人民币汇率波动区间的建议,以 增加国际游资的风险溢价。但是,关于扩大人民币汇率波动区间是否真的能阻止国际投机资 本流入我国,只是一种理论假设,目前鲜有文献进行实证,没有事实的支持,本文尝试填补 该项空白。
扩大人民币汇率波动区间,是为了削弱国际投机资本流入我国的动力。如果扩大人民币 汇率波动区间确实能在一定程度上阻碍国际投机资本流入我国,那么,在我国现行的结售汇 制和汇率机制下应当可以减少货币供应量。因此有:
推论之一:扩大人民币汇率波动区间能在一定程度上减少货币供应量检验扩大人民币汇率波动区间能否阻止国际投机资本流入我国,可以通过检验人民币汇率波 动区间的扩大是否能在一定程度上减少货币供应量,如果能,无疑将在一定程度上提高我国 货币***策的***性,同时,在我国对国际资本跨境流动事实上已经越来越难以控制的情况下 ,则意味着克鲁格曼的“不可能三角”在我国是成立的。
进一步地假设我国货币***策的传导途径是通过货币渠道,由上文知,如果人民币汇率波动确 实能影响货币供应量,那么,人民币汇率波动将通过影响货币供应量进而影响货币***策最终 目标。因此有:
推论之二:人民币汇率波动将通过影响货币供应量进而影响货币***策最终目标,也即是对货 币***策的有效性会产生影响
如果推论二成立,则应当把人民币汇率波动和货币供应量一起作为货币***策中介目标监控体 系,如果这个中介目标监控体系与货币***策最终目标存在稳定关系,那么人民币汇率波动与 货币***策有效性就存在密切关系,货币当局将人民币汇率波动纳入货币***策中介目标监控体 系,将有助于提高货币***策的有效性。本文的研究思路如***1。
***1 汇率波动、货币传导渠道与货币***策有效性研究思路***
二、实证分析
(一)变量的选取与数据处理
基于以上分析,本文采用实际统计数据,对货币***策传导渠道和货币***策有效性进行 实证分析。以狭义货币供应量(M1)和广义货币供应量(M2)作为我国货币***策传导的 货币渠道代表变量;以国内信贷余额(CR)作为我国货币***策传导的信贷渠道代表变量 ;以国内生产总值(GDP)作为检验我国货币***策有效性的代表变量,并经消费者价格指数 (CPI)调整以求得实际值。因此,选择的变量包括:经济增长(GDP)、狭义货币供应量( M1)、广义货币供应量(M2)、国内信贷余额(CR)、人民币实际有效汇率指数 (REER)和 人民币汇率波动(VARI)。除经济增长数据来源于中国经济信息网外,其余的数据均来自EIUcountry data。样本区间为1996年1季度至2008年2季度,以季度为单一样本,共50个。因 为样本数据的自然对数变换有利于消除时间序列中存在的异方差现象,因此,本文除了人民 币实际有效汇率指数和由人民币实际有效汇率指数求得的方差(作为人民币汇率波动的代表 变量)不取对数外,①其余变量均取对数,分别记为经济增长(LnGDP)、狭义货币供应 量(LnM1)、广义货币供应量(LnM2)和国内信贷余额(LnCR)。本文采用的计量软件是EViews60。
(二)人民币实际有效汇率波动指标的求取
1991年Nelson[7](347-370)提出了指数广义自回归条件异方差(EGARCH)模型(E xponential GARCH)。其条件方差方程为:
ln(σ2t)=ω+βln(σ2t-1)+αust-1σt-1-2π+γut-1σt-1(1)
本文采用EGARCH(1,1)模型分别对条件方差的滞后值(σ2t-1)和扰动项平方的 滞后值(u2t-1) 进行估测,并以由此求得的方差作为人民币汇率波动的量度。对REER进行ADF单位根检验发 现,原序列REER具有单位根,非平稳,但一阶差分是平稳的,因此 用ΔREER建立ΔEGARCH模型。如方程(2)、(3)。
均值方程:ΔREERt=0288ΔREERt-1+ui(常数项α不显著,剔除)(2)
(341)
方差方程:ln(σ2t)=1336+0641ln(σ2t-1)-1079ut-1σt-1(3)
(191) (233) (-194)
(003)
R2=008 AIC=423 SC=448
方程(2)、(3)下的括号内数字是对应系数z的统计量。ut-1σt-1 项的系数没有显著性,说明模型没有明显的杠杆效应。通过上述模型计算出来的方差作为人 民币汇率的季度波动量度,记为VARI。
(三)变量的平稳性检验、协整检验与脉冲响应函数
本文采用ADF单位根检验方法来检验变量的平稳 性。结果表明,变量序列在10%显著性水平下都存在单位根,都不是平稳序列,而它们 的一阶差分均在1%的显著性水平下拒绝单位根假设。这说明各变量的一阶差分具有平稳性, 均为I(1)序列。在单整性基础上再对变量之间作Johansen协整检验,检验变量之间是否具有 协整关系,即变量之间是否存在一种长期稳定的均衡关系。
1货币供应量与人民币汇率波动的协整检验和Granger因果关系检验
(1)首先检验狭义货币供应量(LnM1)和广义货币供应量(LnM2)各自与人民币汇率浮 动(VARI)的协整关系。检验结果分别如表(1)、(2)。
表1变量(LnM1 VARI)的协整检验结果假设的协整关系数特征值迹统计量 临界值(5%的显著性水平) 概率没有
0338956
1878233
1549471
00154 至多1个
0003444
0155252
3841466
06936 注:(1)以上检验含常数项,含趋势项(以下相关协整检验相同,不再说明);(2)*为 5%显著性水平上拒绝零假设(以下相关协整检验相同,不再说明)。
由表1可知, LnM1和VARI在5%的显著性水平上存在一个协整向量。对协整向量正规化得到 :1=(1,048),对应的协整关系为:
lnM1=-048VARI+1068(4)
(270)
由表2②可知, LnM2和VARI在5%的显著性水平上存在一个协整向量。正规化得到:66VARI+1233(5)
(291)
方程(4)、(5)中括号内的数字为t统计量,显然,人民币汇率波动系数的t统计量是显著 的,人民币汇率浮动(VARI)每增加1个百分点,狭义 货币供应量(LnM1)和广义货币供应量(LnM2)分别减少062(e048-1=062 )个百分点和093(e066-1=093)个百分点。这说明扩大人民币汇率波动区间确实 能够减少货币供应量,从而证实了推论一是成立的。在我国现行的结售汇制和汇率机制所导 致的我国 货币供给内生性逐渐增强的情况下,人民币汇率波动扩大所产生的货币供应量减少的效应则 意味着我国货币***策的***性得到一定程度的提高。同时,在我国对国际资本跨境流动事实 上已经越来越难以控制的情况下,则意味着克鲁格曼的“不可能三角”在我国是成立的。
(2)变量间的Granger因果关系。为了更好地研究货币供应量(狭义和广义)与人民币汇率 波动的关系,这里采用Granger因果检验方法进行判断。结果显示,从Granger因果关系的意 义上看,在10%的显著性水平上,人民币汇率波动均是狭义货币供应量和广义货币供应量的G ranger原因,而反之则不成立。结合上文协整方程可知,扩大汇率波动确实能够减少货币供 应量。Granger因果关系检验再次证明了推论一是成立的。
2经济增长、货币供应量与国内贷款余额的协整检验
接下来作经济增长、狭义货币供应量和国内信贷余额一组和经济增长、广义货币供应量和国 内信贷余额另一组,共两组协整检验,以确定我国货币***策的传导渠道。检验结果表明,(LnGDP LnM1 LnCR)和(LnGDP LnM2 LnCR)在5%的显著性水平上各存在一个协整向量 ,对协整向量正规化后分别为:3=(1,-066,-009)和=066lnM1+009lnCR+203(6)
(-316)(-045)
lnGDP=127lnM2+056lnCR+182(7)
(-2701) (1150)
仔细观察方程(6)、(7)可知,对于国内信贷余额(LnCR)的系数在方程(6)中t统 计量不具有显著性(t=-045);在方程(7)中尽管t统计量具有显著性(t=1150),但 是其系数为-056,这意味着国内信贷余额每增加1个百分点,经济增长将下降056个百分 点,不符合经济学常理。而对于狭义货币供应量(LnM1)和广义货币供应量(LnM2)而 言,一是二者的系数所对应的t统计量都具有显著性(LnM1的t=-316、LnM2的t=-27 01);二是对应的系数都符合经济学常理(LnM1的系数为066、LnM2的系数为127) ,即狭义货币供应量每增长1个百分点,经济将增长066个百分点,广义货币供应量每增长 1个百分点,经济将增长127个百分点。因此,可以断定我国货币***策是通过货币渠道这一 途径来影响实际经济总量的。
3经济增长、货币供应量和人民币汇率波动三变量协整检验
上文已经实证检验出我国货币***策是通过货币渠道这一途径来影响实际经济总量的,以及人 民币汇率波动会对货币供应量产生影响。因此,接下来考察货币供应量对经济增长的 影响,然后再加入人民币汇率波动这一变量,观察供币供应量对经济增长影响是否改变,以 考察货币***策有效性是否提高。协整检验结果表明,(LnGDP LnM1)和(LnGDP LnM2) 在5%的显著性水平上各存在一个协整向量,对协整向量正规化后分别得到:5=(1, -0751)和=0751lnM1+216(8)
(-4525)
lnGDP=0728lnM2+166(9)
(-8949)
由方程(8)、(9)可知,狭义货币供应量和广义货币供应量各自系数所对应的t统计量均 具有显著性。狭义货币供应量每增加1个百分点,经济将增长0751个百分点;广义货币供 应量每增加1个百分点,经济将增长0728个百分点。
接下来,把人民币汇率波动加入,构造(LnGDP LnM1 VARI)和(LnGDP LnM2 VARI)两 组三 变量VAR模型。因此,对于方程(8)、(9)也可理解为人民币汇率波动为零(VARI=0)。 协整检验结果表明,(LnGDP LnM1 VARI)和(LnGDP LnM2 VARI)在5%的显著性水平上 各存在一个协整向量,对协整向量正规化后分别得到:=0760lnM1+0010VAR+205(10)
(-4845) (-244)
lnGDP=0731lnM2+0005VAR+161(11)
(-9461) (-249)
由方程(10)、(11)可知,狭义货币供应量、广义货币供应量以及人民币汇率波动各 自系数所对应的t统计量均具有显著性。狭义货币供应量每增加1个百分点,经济将增长07 60个百分点;广义货币供应量每增加1个百分点,经济将增长0731个百分点;人民币汇率 波动每增加1个百分点,经济将分别增长0010个百分点和0005个百分点。
对比方程(8)和(10)可知,加入人民币汇率波动后,狭义货币供应量的系数由0728增 加到0731,而且对应的t统计量均具有显著性;对比方程(9)和(11)可知,加入人民币 汇 率波动后,广义货币供应量的系数由0751增加到0760,而且对应的t统计量均具有显著 性。
因此,加入人民币汇率波动起到了两方面作用:一是增加货币供应量对经济增长的正向作用 ;二是人民币汇率波动自身对经济增长也有正向作用。证实了推论二是成立的:人民 币汇率波动能影响货币***策的有效性,且是正的有效性,即把人民币汇率波动纳入货币***策 中介目标监控体系能提高货币***策的有效性。
4对经济增长、货币供应量和人民币汇率波动的脉冲响应分析
协整分析只是提供变量间长期关系的信息,但是没有为一个变量作用于另一变量的动态特征 提供更多的信息,引入脉冲响应函数有助于解决这个问题。我们采用正交化方法和乔利 斯基分解技术,对经济增长、货币供应量和人民币汇率波动构成的VAR进行脉冲响应分析。 ***2、***4和***6是由(LnGDP LnM1 VARI)构成的VAR的脉冲响应***;***3、***5和***7是由(Ln GDP LnM2 VARI)构成的VAR的脉冲响应***(篇幅所限,***略)。
由***2、***3可知,在初期受到人民币汇率波动一个标准差的正向冲击后,狭义货币供应量 和广义货币供应量没明显反应,然后呈逐渐加强的负向效应并最终趋于稳定。人民币汇率波 动对货币供应量的冲击具有一定持久的负向效应,这里再次证实了推论一的成立。
由***4可知,在受到狭义货币供应量一个标准差的正向冲击后,经济增长在前2个季度内出现 逐渐增强的收缩趋势,然后经济增长收缩趋势逐渐减弱并转为正向效应,在第7季度后,狭 义货币冲击的作用逐渐消失,这意味着货币供给冲击对实际产出波动的影响没有持续作用, 具有“货币***策长期中性”的特征。
由***5可知,在受到广义货币供应量一个标准差的正向冲击后,经济增长整体呈现出较弱的 扩张反应,随后广义货币的冲击作用逐渐消失,这也意味着货币供给冲击对实际产出波动的 影响没有持续作用,具有“货币***策长期中性”的特征。
***6和***7两个***较相似,在受到人民币汇率指数波动一个标准差的正向冲击后,经济增长在 经过几个振荡之后逐渐消失。由于人民币汇率波动会对货币供应量产生影响,而***4和***5的 脉冲响应***说明了“货币***策长期中性”的特征,因此,一个可能的假说是,人民币汇率波 动对经济增长的影响也具有“长期中性”的特征。
5模型的方差分解
方差分解表示的是当系统的某个变量进行了一个单位的创新冲击以后,以一个变量的预测误 差方差百分比的形式反映变量之间的交互作用。结果见表10(a)和(b)。其中(a)表是由 (LnGDP LnM1 VARI)构成的VAR的经济增长方差分解;(b)表是由(LnGDPLnM2VARI) 构成的VAR的经济增长方差分解(篇幅所限,表略)。
根据表10的(a)表可知,由于在第1期经济增长的所有变动均来自于自身的新生标准误 差, 贡献度比例为100%,然后自身的贡献度逐渐下降,在第2期,狭义货币供应量对经济增长预 测误差的贡献度分别约为042%,人民币汇率波动对经济增长预测误差的贡献度约为263% ; 在第10期,狭义货币供应量对经济增长预测误差的贡献度分别约为182%,人民币汇率波动 对 经济增长预测误差的贡献度约为454%。(b)表与(a)表类似。(a)表和(b)表的共 同特征是经济增长从它自身以及模型以外的变量得到了绝大部分的解释力,以第10期为例 ,经济增长从它自身以及模型以外的变量得到了9364%(a)表和9520%(b)表的解释力。 同时,对比a、b两表可知,狭义货币供应量与经济增长的关联性比广义货币供应量与经济增 长的关联性更强,因此,选择狭义货币供应量作为货币***策的中介目标能够更为有效地实现 对实际产出目标的传导和调控。
三、结论与***策建议
本文利用VAR模型,通过协整分析、Granger因果检验、脉冲响应和方差分解分析后发现:( 1)我国货币***策是通过货币渠道这一途径来影响实际经济总量的;(2)在狭义货币供应量 和广义货币供应量中,选择狭义货币供应量作为货币***策的中介目标能够更为有效地实现对 实际产出目标的传导和调控;(3)人民币汇率波动对狭义货币供应量和广义货币供应量有 负面作用,即人民币汇率波动的增加将会减少狭义货币供应量和广义货币供应量;(4)“ 不可能三角”在我国是成立的;(5)将人民币汇率波动纳入货币***策中介目标监控体系能 提高货币***策的有效性。
基于上述经验检验,本文提出以下几点建议:
1货币当局应把人民币汇率波动这一变量纳入货币***策中介目标监控体系,以提高货币*** 策的有效性。③
2继续完善人民币汇率形成机制,适当扩大人民币汇率的浮动区间,增大人民币汇率弹性 ,增加国际游资的风险溢价,缓解境内外对人民币升值一边倒的预期,削弱国际游资流入的 动力,以此来提高货币***策的***性和有效性。
3目前我国的利率还未完全市场化,货币当局仍然规定着存贷款利率。在以货币供应量为 中介目标的情况下,为提高货币***策的有效性,应加快我国利率市场化步伐,进一步完善利 率与货币供给量之间的关联机制,增强变量之间的传导效率。
遗留的一个问题。早期的研究认为扩大汇率波动会阻碍经济增长。然而,新近的研究发现, 汇率波动扩大会导致产出增加。国内最新研究有,王自锋等(2009)[8](41-53) 认为,从 外商直接投资的角度看,扩大人民币汇率波动区间对外商直接投资的影响是十分积极的。金 融发展为进行国际贸易的厂商提供了一系列规避汇率风险的金融衍生工具,处于不完全竞争 出口市场的厂商不仅可以使用这些工具转移、降低或者冲销汇率风险,而且通过分散风险组 合,获得额外潜在利润。本文初步实证了人民币汇率波动的扩大会促进经济增长,但里面个 中机理如何,还不是很清楚,而这正是笔者接下来要研究的另一个新课题。显然,接下来的 这一新课题对于我国保持人民币渐近升值、扩大汇率波动区间这一汇率***策取向更具理论 和实际意义!
注 释:
①如果对人民币实际有效汇率指数取对数,由于取了对数之后,会消除异方 差,这将会影响到我们的目的――通过人民币实际有效汇率指数来求得它的方差,并以此作 为人民币汇率波动的代表变量。
②因篇幅所限,本协整检验以及上文单位根检验、Granger因果关系检验、下文的相关协整 检验、脉冲响应和方差分解的相关***表均未列出,有需要读者,可直接向作者联系索要。
③事实上,汇率***策从广义上讲就是货币***策的一部分,因此,结合本文的实证结论,货 币当局应当把货币***策、汇率***策二者综合考虑,把二者一体化,而不应隔离开。
主要参考文献:
[1]Bernanke,Ben S and Blinder, Alan S,1992,“The Federal Funds Rate a nd the Channels of Monetary Transmission”, The American Economic Review 82
[2]Kashyap,AnilK and Stein, Jeremy C,2000,“What do a Million Obser vations on Banks Say about the Transmission of Monetary Policy”, The American E conomic Review 90
[3]Hubbard,RGlenn,1994,“Is There a 'Credit Channel'for Monetary Poli cy ”,NBER Working Paper 4977
[4]王振山,王志强.我国货币***策传导途径的实证研究[J].财经问题研究,2000(12 ).
[5]李 斌.中国货币***策有效性的实证研究[J].金融研究,2001(7).
[6]陈 飞,赵昕东,高铁梅.我国货币***策工具变量效应的实证分析[J].金融研究 ,2002(10).
[7]Nelson, Daniel B,1991,“Conditional Heteroscedasticity in Asset Re turns: A New Approach”, Econometrica 59
[8]王自锋,邱立成.汇率水平与波动程度对我国外商直接投资的影响研究[J] .经济科学,2009(5).
波动率篇9
关键词：长记忆性；修正R/S分析；V/S分析；有效市场假说
一、引言
最早对长期记忆性进行研究的是英国水文专家Hurst(1951)，他在40多年水库水位控制研究的基础上创建了经典R/S分析(rescaled range analysis或range over standard deviation，重标极差分析)，后来，Mandelbrot(1971)进一步发展了R/S分析并首次将其应用于资本市场长记忆性的分析。
近20年来，金融时间序列是否存在长记忆性成为现代金融理论研究的一个热点问题。长记忆性(long memory或long-term memory)也称长程相关性(10ng-term/range dependence)或持久性(persist-ence)，它描述序列中相距较远的时间间隔具有显著的自相关性，即历史事件会持续影响未来。长记忆性反映出对初始条件的敏感依赖性，充分说明了历史信息的重要性。股票市场长记忆性的存在意味着随机游走与有效市场假设的失效，以此为理论假设基础的现代资本市场理论包括马柯维茨的资产组合理论、资本资产定价模型(CAPM)、套利定价理论(APT)和Black-Seholes期权定价模型以及其它许多依赖正态分布和有限方差的模型，都将面临严重的质疑。
Lo(1991)指出，经典R/S分析在区分序列的短期和长程相关性方面有局限。该方法最大的缺陷就是对短期相关性或称短期记忆的敏感性。当序列包含短期记忆、存在异质性或非平稳时，R/S分析可能会给出错误的、有偏的论据。为了同时考虑序列可能存在的短期自相关性，Lo(1991)对经典R/S统计量进行了修正，创建了修正R/S分析(modified R/S analysis)，修正R/S统计量有明确的分布，易于作显著性检测。
鉴于长记忆性研究的重要性，国外学者自20世纪90年代以来进行了大量的实证分析。多数研究集中在对收益率序列长记忆效应的考察上。Lo(1991)运用修正R/S分析方法研究了美国股价指数收益分布，并未发现长记忆效应，Crato(1994)用最大似然估计方法、Cheung和Lai.(1995)用修正R/S分析与谱回归方法研究也得到了同样的结论。然而Panas(2001)和Henry(2002)的研究表明，雅典、韩国、中国台湾、新加坡等股市存在显著的长记忆效应。
国内学者也曾尝试运用R/S类统计量探讨我国股市的长记忆效应。张维和黄兴(2001)，王春峰、张庆翠和李刚(2003)分别采用经典R/S分析方法检验我国深沪两股市证券收益的长记忆性，并指出两股市均有较强的长记忆性。然而，陈梦根(2003)研究认为，中国股市仅少数个股存在长记忆效应，而总体股价指数并不存在长记忆特征。国内外学者在研究股市收益率长记忆特征时，由于使用的研究方法和样本时段不同，致使结论有差异。
Giraitis、Kokoszka和Leipus等(2003)提出了一种检验序列长记忆性的V/S(rescaled variance，重标方差)分析，并从理论和蒙特卡罗仿真角度对比研究了修正R/S、KPSS和V/S统计量，发现，在序列长记忆性的检验上，V/S分析更为稳健有效。V/S作为一种新的分析方法在国内还鲜有使用。
国内目前还没有关于国际股市收益率和收益波动率的长记忆性的大范围比较研究，本文将同时运用修正R/S和V/S两种分析方法，对国际上主要的28个国家或地区的股市进行研究，以发现各个国家(地区)股市的特征和差异。本文以下部分的结构安排如下：第二部分论述长记忆性的两种检测方法，即修正R/S分析和V/S分析；第三部分是对国际股市的实证分析研究；第四部分是结论。
二、长记忆性的检验方法
(一)修正R/S检验
三、实证分析研究
我们选取世界上主要的28个国家或地区的股票指数，股票指数的名称和代码。
我们使用从2000年1月1日到2007年4月30日的日、周收盘指数，所有数据来源于yahoo.oom网站。
收益率的计算采用对数收益率法，Rt=100*log(Pt/Pt-1)，Rt为指数在t时刻的收益率，Pt为指数在t时刻的数量。
首先，对股市收益率序列进行正态性检验。检验结果表明所有国家(地区)股市收益率分布均显著地有别于正态分布。所有国家(地区)的峰度明显地大于正态分布的峰度，从J-B正态性检验的结果来看，所有国家(地区)的J-B统计量都显著超过了临界值，概率p值几乎为0。中国、阿根廷、美国、比利时和荷兰的偏度大于0，表明右偏，其他国家(地区)的偏度都小于0，左偏。综上，所有国家(地区)股市收益率序列并不像传统假设那样服从正态结构，表现为尖峰、厚尾、有偏的特征，这些现象预示着可能存在非线性结构，因此有必要进一步检验序列的长记忆性。
然后，使用修正R/S分析和V/S分析分别对样本序列是否存在长记忆性进行实证分析。原假设H0为收益序列无长记忆性，备择假设H1为收益序列是一个长记忆过程。
在修正R/S分析和V/S分析中，首先要确定滞后阶数q。Lo(1991)曾提出过q值的选取标准，但q值究竟如何选取才是最优，还缺乏公认的标准。本文通过反复比较实验，找到一个较好的解决方法：计算统计量VN(q)、MN(q)关于q从0到i的平均值，对平均值作统计检验可以提高分析的稳健性。经过比较发现选择i=5较为合适，即计算q取0到5对应的统计量再求平均值作为统计量的值。
首先，检验各个国家(地区)股市的日收益率序列和周收益率序列。从中可以得出如下结论：
(1)修正R/S分析和V/S分析结果基本一致。对于日收益率，18个国家(地区)分析完全一致，8个国家(印度、加拿大、比利时、丹麦、法国、德国、瑞士、埃及)的置信水平在5％和10％之间发生变化，2个国家(荷兰、以色列)由10％水平下显著变成不显著。不一致的原因在于其统计量的值靠近临界值，在不同分析方法下会有一定的跳动。对于周收益率的观察也是如此。
(2)对于日收益率和周收益率的分析结果基本一致。观察表5，对比日收益率和周收益率的修正
IL/S、V/S分析结果，有15个国家(地区)完全一致，另外13个国家也基本一致。如德国，对于日收益率序列在两种分析方法下显著水平分别是5％、1％，对于周收益率序列在两种分析方法下显著水平都是5％，结果略有偏差，基本一致。
(3)综合日收益率、周收益率和修正R/S分析、V/S分析的结果。我们采用常规的5％置信水平来判断显著性，可以发现亚太地区的中国香港、中国台湾、新加坡、澳大利亚、马来西亚、韩国，美洲的阿根廷、巴西、墨西哥、美国，欧洲的荷兰、土耳其、英国、以色列等14个国家(地区)不存在长记忆性，而亚洲的中国，欧洲的奥地利、比利时、法国、德国、挪威等6国有长记忆性。
加拿大、丹麦、瑞士在修正R/S分析中存在长记忆性，而在V/S分析中没有；印度、埃及则相反，在V/S中存在长记忆性，修正R/S分析中没有。这一方面说明这5国非常接近临界值，如在10％水平下都显著，在1％水平下都不显著；另一方面因V/S分析比修正R/S分析更稳健，我们趋向接受V/S分析的结果，认为加拿大、丹麦、瑞士不存在长记忆性，而印度、埃及存在长记忆性，从实际上看，这也更符合常规经验。
印尼、意大利的日收益率序列存在长记忆性，周收益率没有，而日本正好相反。我们认为日收益率序列包含了比周收益率序列更多的信息，在分析不一致时，对日收益率序列的分析会更准确，所以认为印尼、意大利存在长记忆性，日本没有。
其次，检验各个国家(地区)股市的日收益波动率序列和周收益波动率序列。收益波动率我们采用收益率的绝对值表示。各个国家。(地区)股市收益波动率的长记忆性十分明显。无论是日收益波动率还是周收益波动率，绝大多数国家(地区)在1％水平下就已经统计显著了，少数几个国家在5％水平下统计显著。只有两个国家(印尼、挪威)例外，日收益波动率序列的两种分析结果在1％或5％水平下显著，应存在长记忆性，而周收益波动率序列的两种分析结果即使在10％水平下都不显著，应没有长记忆性。同样因为日收益率序列包含了比周收益率序列更多的信息，认为日数据的结果会准确些。
对各个国家(地区)收益波动率的长记忆性一般强于收益率的长记忆性，并且所有的国家(地区)的收益波动率都存在长记忆性，而只有部分国家的收益率有长记忆性。
四、结论
本文运用修正R/S和V/S分析研究了世界上28个国家(地区)股指每日、每周的收益率序列和收益波动率序列的长记忆性。结果表明：
(1)日、周数据分析的结果基本一致，仅个别国家不一致。这说明周数据基本能刻画股指的长记忆特征，但偶尔有偏差。
(2)修正R/S和V/S分析结果基本一致，但少数不一致，从理论和经验上看，V/S分析结果更有说服力。
(3)对于收益率序列，以美国为代表的发达国家一般不存在长记忆性，而以中国为代表的新兴市场国家一般有长记忆性。但也有例外，德国等发达国家存在长记忆性，巴西等发展中国家没有长记忆性，其原因需进一步研究。
波动率篇10
关键词：石油价格；收益率；AR；GARCH
一、引言
世界石油地区消费量与石油资源拥有量存在严重失衡现象，而石油资源在国家发展中有具有特殊的战略意义，因此全球围绕油气资源的争夺一直非常激烈。波动率是关于市场变量未来价值的不定性，观测市场变量波动率并以此来判断未来可能损失的大小对风险管理非常重要，如应用于计算市场风险的VAR。本文选取1997.1.3-2008.11.28的每周OPEC石油离岸价格为样本数据，利用计量经济学学软件E-Views建模分析。
二、石油价格变化的几点原因
首先是在一百多年的国际油价变动的历史中，存在着较为明显的长期高油价均衡（高油价时期）与长期低油价均衡（低油价时期）相互交替现象，1999年至今正处于第6次长周期波动的上升阶段或高油价阶段。其次是美国原油库存、美元汇率、美国石油需求和中国石油需求4个因素，不论在长期还是短期内都对国际油价有影响；而欧佩克原油产量只在长期对油价产生影响，在短期内则影响不明显。石油期货市场上的投机因素、突发事件以及***治事件等因素在短期内起着比较重要的作用。2000年，国际油价结束了长达14年的低迷，然而2008年国际油价的波动则更巨大。从每桶147.27美元的新高，转眼到在四五十美元之间徘徊，仅用了不到5个月的时间。可分为以下阶段：一是由于过高油价抑制需求，市场中的投机遭受打击，油价回落到110美元/桶左右。二是金融危机的集中爆发，使市场信心受到影响，对后市忧虑升温，出现抛售行为，油价波动很大，开始回落至70美元左右。三是目前正在进行的这一阶段，全球金融风暴开始侵蚀实体经济，在需求严重下滑的情况下，油价开始向供求基本面回归，这一阶段可能会比较长，与经济周期有很强的相关性。
三、GARCH类模型的介绍
在高频的金融时间序列中常会在某一段时间内出现波动较大，而在另一段时间内波动又较小的现象，这就是所谓的价格或收益率波动的集群性特征，也就是资产价格或收益率的变化具有稳定时期和易变时期，方差随时间变化。对于这种现象，如果仍然应用传统的回归模型就可能得出不正确的甚至是错误的结论，因为传统的经济计量方法中要求的同方差性在此类时间序列中得不到满足，而GARCH模型就很好地解决了参数过多的问题（1997）。对于模型的滞后阶数p，q值的确定，需要通过赤池信息准则AIC（Akaike Information Crite-rion）和极大似然值等指标进行分析来确定。在GARCH模型中考虑两种设定，分别是条件均值和条件方差。GARCH（q，p）模型的一般表达式为：yt=rxt+utt=1，2，…，T。
σ2t=ω+αu2t-1+βσ2t-1式中：yt――被解释变量；xt――外生变量向量；α、β、r――系数向量；ut――随机误差项；σ2t――条件方差；q、p――滞后阶数；u2t-i――t-i期误差项的平方；σ2t-i――t-i期的条件方差。
四、数据预处理
（一）收益率处理
（二）描述性统计
描述性统计包括具有简单意义的统计***表和均值、方差、中位数等基本的统计量。从***1可以得出简单收益率的描述性统计量，即均值、标准差、峰度、偏度等。由表中统计量可以得到简单收益率在0附近波动且大部分的值在区间（-0.1，0.1）内，只有少数的异常值，最大值为简单收益率不符合正态分布，具有尖峰（Kurtosis=4.248067>3）和左偏（Skewness=-0.457966
五、石油价格周收益率的模型分析
（一）P阶的确定（PACF和AIC）
通过1997.1.13－2008.11.28的石油价格周对数受益率的样本偏自相关系数和Akaike信息准则的数值。综合考虑PACF和AIC，决定建立一个ARMA（1，1）模型。
（二）ARCH、GARCH-M、TGARCH模型
由于GARCH模型的阶不易确定，通常采用低阶的GARCH模型。本文就试建立、ARMA（1，1）-GARCH（1，1）、ARMA（1，1）_GARCH（1，1）-MARMA（1，1）_TARCH（1，1）模型（假设残差扰动项服从t分布）。以上3个模拟都没通过显著性检验，不能很好地模拟收益率波动。
（三）EGARCH模型
1、EGARCH模型介绍
EGARCH模型（ExponentialGARCH，指数型GARCH模型）该模型于1991年由Nelson提出，其方差结构为：
尝试建立一个EGARCH（1，1）模型，参数估计结果如表1所示。
通过以上两个模型中的方差公式可计算出石油价格的波动率的波动，并预测石油价格未来的波动率。
（四）模型的选择和市场解释
由于EGARCH（1，1），ARMA（1，1）_EGARCH（1，1）模型都可以描述石油价格的收益率的波动，但是从参数估计的显著性和模型的拟合性比较来说ARMA（1，1）_EGARCH（1，1）模型是最优的。通过ARMA（1，1）_EGARCH（1，1）模型，得到C6是非对称项的系数，它显著小于0，石油价格的收益率具有杠杆效应，负面消息比正面消息对收益率的影响大。正面消息带来C5+C6=0.075538倍的影响，负面消息带来C5-C6=0.205457倍的影响。
六、结论
石油价格日收益率具有波动聚集的特征，即在较大的波动后紧接着较大的波动，在较小的波动后紧接着较小的波动，波动率会随时间的变化出现连续偏高或偏低的情况。EGARCH模型能较好地拟合石油对数收益率的走势，并可较准确地计算出收益率。EGARCH模型对石油的价格，及波动率有一定的预测作用，便于风险管理的度量。
参考文献：
1、程伟力.影响国际石油价格因素的定量分析[J].国际石油经济,2005(8).