基于ARCH族模型對(duì)我國(guó)匯率制度改革后匯率的波動(dòng)分析

1、基于ARCH族模型對(duì)我國(guó)匯率制度改革后匯率的波動(dòng)分析摘要：本文通過(guò)ARCH族模型來(lái)對(duì)人民幣/美元匯率收益率進(jìn)行建模，結(jié)果發(fā)現(xiàn)匯改后外匯市場(chǎng)效率有所提高，外匯市場(chǎng)的風(fēng)險(xiǎn)可由過(guò)去的風(fēng)險(xiǎn)程度加以預(yù)測(cè)。GARCH-M模型相對(duì)于GARCH模型來(lái)說(shuō)擬合效果更好。由TARCH、EGARCH、EGARCH-M模型的研究顯示人民幣/美元匯率收益率存在杠桿效應(yīng)，存在明顯的非對(duì)稱性，還不具備具有的高風(fēng)險(xiǎn)高回報(bào)的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)效應(yīng)特征。關(guān)鍵字：匯率波動(dòng)；匯率收益率；ARCH族模型一、研究背景及意義2005年7月21日，中國(guó)人民銀行發(fā)布公告，我國(guó)開(kāi)始實(shí)行以市場(chǎng)供求為基礎(chǔ)、參考一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)、有管理的浮動(dòng)匯率制度。人民幣匯

2、率不再盯住單一美元，形成更富彈性的人民幣匯率機(jī)制。人民幣匯率問(wèn)題已成為全球性的一個(gè)重大課題，其實(shí)一直以來(lái)，匯率都是一個(gè)非常重要的經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，匯率的變動(dòng)受到諸多經(jīng)濟(jì)因素的影響，反過(guò)來(lái)匯率變動(dòng)也對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生多方面的影響。顯然，弄清人民幣匯率近期變動(dòng)態(tài)勢(shì)，對(duì)于人民幣匯率政策的正確選擇具有重要意義。 本文通過(guò)研究人民幣兌主要貨幣匯率的變動(dòng)趨勢(shì)來(lái)分析人民幣匯率的波動(dòng)特征。并通過(guò)ARCH族模型來(lái)對(duì)人民幣/美元匯率收益率進(jìn)行建模，并分析其波動(dòng)的杠桿效應(yīng)和風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)效應(yīng)。二、國(guó)內(nèi)外對(duì)匯率分析方法的研究目前國(guó)內(nèi)外對(duì)匯率行為的理論及其實(shí)證研究主要是從兩個(gè)方面來(lái)進(jìn)行的：一方面是從影響匯率的各種因素出發(fā)，尋找匯率與這些因素

3、之間所存在的某種關(guān)系，也稱為基礎(chǔ)因素分析法；另一方面則是從匯率運(yùn)動(dòng)的本身出發(fā)，研究其本身的波動(dòng)狀況并對(duì)其進(jìn)行預(yù)測(cè)，也稱為技術(shù)分析法，其一般使用的是時(shí)間序列分析方法。 技術(shù)分析法主要是根據(jù)匯率自身時(shí)間序列的歷史數(shù)據(jù)，建立單變量的時(shí)間序列模型。如指數(shù)平滑模型（Exponential Smoothing Model）、回歸模型（AR）和移動(dòng)平均模型（MA）等。隨著研究的深入，還產(chǎn)生了如貝葉斯向量自回歸模型（BVAR），閥值模型（Threshold Model）、博克斯詹金斯模型（Box-Jenkins，又稱ARIMA）和自回歸條件異方差(ARCH)模型。金融變化率時(shí)間序列一般具有方差時(shí)變的特點(diǎn)，表現(xiàn)

4、出波動(dòng)率聚類，高峰厚尾。國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)匯率波動(dòng)的特征進(jìn)行了廣泛地研究。其中，ARCH(Autoregressive Conditional Heteroskedastic)族模型能夠較好地?cái)M合匯率波動(dòng)的尖峰、寬尾、波動(dòng)群集性(Volatility Clustering)和非對(duì)稱性的特征，適合于研究匯率的波動(dòng)特征。國(guó)外較早的文獻(xiàn)Baillie and Bollerslev（1989，1990）1，Hsieh（1989）2的研究表明美國(guó)的匯率波動(dòng)率是 ARCH 或 GARCH 過(guò)程。Hsieh(1998)通過(guò)對(duì)五個(gè)國(guó)家匯率的研究，證明了ARCH（12）模型能夠描述這些匯率的波動(dòng)情況。而且，進(jìn)一步的研

5、究表明，GARCH（1，1）模型能更加精確的反應(yīng)匯率的實(shí)際波動(dòng)。Charalambos Pattiches(2003)運(yùn)用GARCH模型對(duì)歐盟的十五個(gè)成員國(guó)的名義匯率和實(shí)際匯率以及貿(mào)易額（出口和進(jìn)口）之間的關(guān)系進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)進(jìn)出口貿(mào)易額的時(shí)間序列是平穩(wěn)序列I（0），而名義匯率和實(shí)際匯率的時(shí)間序列數(shù)據(jù)則是一階單整序列I（1），因而得出兩者之間并不存在長(zhǎng)期均衡協(xié)整關(guān)系的結(jié)論。國(guó)內(nèi)對(duì)ARCH類模型的應(yīng)用研究主要集中在證券市場(chǎng)上，但對(duì)于該類模型在匯率波動(dòng)方面的研究并不多見(jiàn)?；輹苑?、柳鴻生、胡偉、何丹青（2003）3運(yùn)用時(shí)間序列的GARCH模型，對(duì)匯率體制改革后的人民幣/美元匯率建模進(jìn)行預(yù)測(cè)。在論證了G

6、ARCH模型預(yù)測(cè)可行性的基礎(chǔ)上，采用了遞歸算法，取得了較好的效果。戴曉峰，肖慶憲（2005）4對(duì)人民幣/美元的日匯率值進(jìn)行實(shí)證研究，建立相應(yīng)的ARIMA模型和EGARCH模型并進(jìn)行預(yù)測(cè)和評(píng)價(jià)。其研究結(jié)果表明，EGARCH模型的預(yù)測(cè)結(jié)果較為理想，適合描述人民幣/美元匯率的變動(dòng)趨勢(shì)。任兆璋，寧忠忠（2005）5使用人民幣NDF匯率作為人民幣匯率預(yù)期的代理變量，使用ARCH族模型研究其波動(dòng)特征，結(jié)果表明，人民幣匯率預(yù)期存在ARCH效應(yīng)，具有尖峰、厚尾、波動(dòng)群集性和非對(duì)稱性等特征。這些特征要求在應(yīng)對(duì)人民幣升值或貶值沖擊時(shí)，在保持匯率基本穩(wěn)定的前提下，應(yīng)使匯率更具靈活性，適度擴(kuò)大人民幣匯率的浮動(dòng)空間并逐

7、步改善人民幣匯率的形成機(jī)制。李凱，張隱瑜（2005）6通過(guò)美元/日元的高頻日匯率數(shù)據(jù)的實(shí)證研究，檢驗(yàn)了金融時(shí)間序列的“尖峰厚尾性”特征，并且通過(guò)對(duì)GARCH，TGARCH和EGARCH的模型估計(jì)，驗(yàn)證了匯率市場(chǎng)在信息不對(duì)稱條件下，對(duì)好消息和壞消息有不同程度的波動(dòng)反應(yīng)，金融市場(chǎng)的杠桿作用是明顯的。三、我國(guó)匯率制度改革對(duì)匯率的影響（一）匯率制度改革后我國(guó)匯率波動(dòng)情況2007年7月21日，央行宣布，從當(dāng)天起實(shí)行以市場(chǎng)供求為基礎(chǔ)、參考一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)、有管理的浮動(dòng)匯率制度。人民幣匯率不再盯住單一美元，形成更富彈性的人民幣匯率機(jī)制。同時(shí)，美元對(duì)人民幣交易價(jià)格調(diào)整為1美元兌換8.11元人民幣，升值約2%

8、。從那天起，人民幣對(duì)美元就開(kāi)始了它的升值之路。對(duì)主要貨幣也呈現(xiàn)出了一定的波動(dòng)狀況。我們選取2007年7月22日2007年12月1日的日平均名義匯率走勢(shì)進(jìn)行分析。1人民幣兌美元匯率的波動(dòng)情況2005年匯改以來(lái)，人民幣對(duì)美元呈升值態(tài)勢(shì)。從2005年7月22日的8.11元/美元到2007年11月30日的7.40元/美元，人民幣累計(jì)升值超過(guò)了8.75%。在剛開(kāi)始的一段時(shí)間里，人民幣對(duì)美元的匯率波動(dòng)比較溫和，幅度也比較小。隨著匯改的日益推進(jìn)，波幅逐漸增大。從走勢(shì)看，人民幣匯率在停止盯住美元改為參考“一籃子貨幣”進(jìn)行調(diào)節(jié)后，實(shí)現(xiàn)了有升有貶的小幅雙向波動(dòng)，期間，人民幣并非一路上升，也曾多次反彈，有時(shí)幅度還較

9、大，但總體來(lái)看仍然是波浪式的升值態(tài)勢(shì)。圖1 人民幣/美元匯率05年7月22日至07年11月30日交易中間價(jià)走勢(shì)圖2人民幣兌歐元匯率的波動(dòng)情況相比較人民幣對(duì)美元，人民幣兌歐元在匯改頒布后，波動(dòng)較為劇烈，幅度也比較大，整體呈先升后貶的態(tài)勢(shì)。2005年9月26日，人行放寬人民幣對(duì)非美貨幣波動(dòng)幅度后，歐元短線產(chǎn)生了較大跌幅，人民幣兌歐元累計(jì)升值2.7%。于2005年11月18日深入低谷，達(dá)到9.44元/歐元。2006年年末人民幣對(duì)歐元收于10.2665元/歐元，較2005年年末貶值6.69%，比2006年年初貶值5.43%。2007年年末人民幣對(duì)歐元匯率達(dá)到10.9275元/歐元，較2006年年末貶值

10、了6.44%。匯改以來(lái)至年末，人民幣對(duì)歐元匯率累計(jì)貶值9.1%。圖2 人民幣/歐元匯率05年7月22日至07年11月30日交易中間價(jià)走勢(shì)圖3人民幣兌日元匯率的波動(dòng)情況從圖3，人民幣對(duì)日元人民幣對(duì)日元匯改后至2007年11月30日交易中間價(jià)走勢(shì)圖可以看出，人民幣對(duì)日元整體呈升值狀，且累計(jì)升值達(dá)7.96%。但是人民幣對(duì)日元在匯改后曾出現(xiàn)多次的反復(fù)，整體可以分為四個(gè)階段年匯改后到2005年底、2006年上半年、2006年至2007年1月和2007年至今。第一階段是由于日元的連續(xù)走弱和人民幣對(duì)美元保持堅(jiān)挺導(dǎo)致的人民幣對(duì)日元的大幅上升階段。第二階段是人民幣對(duì)日元波動(dòng)出現(xiàn)反復(fù)的時(shí)期。第三階段是人民幣對(duì)日元

11、再次大幅升值階段，此階段的升值幅度較第一階段緩慢。而從2007年開(kāi)始，人民幣/日元開(kāi)始進(jìn)入貶值趨勢(shì)。圖3 人民幣/歐元匯率05年7月22日至07年11月30日交易中間價(jià)走勢(shì)圖4人民幣兌港元匯率的波動(dòng)情況由于港幣和美元的相關(guān)性達(dá)99.64%，因此人民幣對(duì)港幣與人民幣對(duì)美元走勢(shì)基本一致。從匯改以來(lái)一直呈現(xiàn)升值趨勢(shì)，且升值的幅度和人民幣對(duì)美元相近。2007年1月15日，人民幣兌港元匯率首次突破1：1，匯改后到2007年11月30日，人民幣對(duì)港元累計(jì)升值達(dá)9.32%。圖4 人民幣/歐元匯率05年7月22日至07年11月30日交易中間價(jià)走勢(shì)圖（二）我國(guó)人民幣匯率波動(dòng)的特征相比較于之前盯住美元的匯率政策，

12、匯率改革后，人民幣匯率呈現(xiàn)出波動(dòng)頻繁、彈性加大、升值的勢(shì)頭。1波動(dòng)頻繁由于人民幣匯率制度從單一的盯住美元的固定的匯率制度轉(zhuǎn)為了參考一攬子貨幣的浮動(dòng)匯率制度，匯率波動(dòng)不再是匯改前的完全盯住的單一狀況，而是隨著市場(chǎng)上一攬子貨幣的波動(dòng)進(jìn)行調(diào)整。此后，人民幣匯率波動(dòng)的經(jīng)濟(jì)因素、政治因素、輿論因素都將逐漸市場(chǎng)化，我國(guó)經(jīng)濟(jì)逐漸與世界接軌，外匯市場(chǎng)不斷開(kāi)放，不斷成熟，因此人民幣波動(dòng)逐漸頻繁不足為奇。2彈性加大人民幣升值以來(lái)，連續(xù)突破多個(gè)關(guān)口，并且從最初的0.3%上調(diào)到0.5%，幅度加大的原因，主要還是受到世界大環(huán)境的影響，以及央行放寬了外匯管制、進(jìn)行金融體制改革等因素的影響。3升值趨勢(shì)雖然2006年全年人民

13、幣有效匯率整體呈比較穩(wěn)定狀態(tài)，且表現(xiàn)出一定幅度的貶值，這主要是在2006年全年人民幣參考一攬子貨幣的籃子中人民幣對(duì)歐元、英鎊等主要貨幣有一定貶值，與對(duì)美元等升值取一定權(quán)重加權(quán)后依然為貶值所致。但自2007年以來(lái)，人民幣對(duì)其他貨幣的比率也開(kāi)始升高，最終，匯率還是保持升值趨勢(shì)。四、對(duì)我國(guó)匯率制度改革后匯率波動(dòng)的實(shí)證分析（一）樣本選擇和數(shù)據(jù)來(lái)源 由于長(zhǎng)期盯住美元的匯率政策，以及美元自身在國(guó)際市場(chǎng)上的地位，目前對(duì)我國(guó)匯率影響最大的還是美元，因此在文在此僅對(duì)人民幣兌美元收益率波動(dòng)情況進(jìn)行研究。本文所有數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)國(guó)家外匯管理局網(wǎng)站提供的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，使用的數(shù)據(jù)為從2005 年7月22日到2007年11月3

14、0日的美元兌人民幣的收市價(jià)作為觀測(cè)值，不包括沒(méi)有交易的日期，共有578個(gè)觀測(cè)值數(shù)據(jù)分析。使用 Eviews5.0 軟件。令 USE 表示人民幣/美元日匯率的序列，y表示人民幣/美元匯率的收益率序列， 本章實(shí)證分析的目的是用 ARCH 類模型來(lái)對(duì)匯率收益序列進(jìn)行分析和研究，研究的目的是了解匯率波動(dòng)的特征。（二）ARCH族模型1ARCH模型自回歸條件異方差模型是特別用來(lái)建立條件方差模型并對(duì)其進(jìn)行預(yù)測(cè)的。因變量的方差被作為因變量的滯后值和自變量或外生變量的函數(shù)來(lái)建立模型。ARCH過(guò)程首先由Engle（1982）7發(fā)展起來(lái)的，目的是為了解決隨時(shí)間而變化的方差的問(wèn)題。它常用于對(duì)金融資產(chǎn)收益率的波動(dòng)性進(jìn)行

15、建模，眾所周知，這些金融資產(chǎn)收益率的波動(dòng)性是隨時(shí)間變化的。Engle對(duì)自回歸條件異方差模型的定義如下：對(duì)于通常的回歸模型，如果隨機(jī)干擾項(xiàng)的平方，服從AR（q），即：，其中，獨(dú)立同分布，并滿足0，則該模型為自回歸條件異方差模型，即ARCH模型。ARCH模型主要用于對(duì)主體模型的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)進(jìn)行建模，以更充分的提取殘差中的有用信息，從而使最終模型的殘差成為白噪聲。為了方便研究，ARCH（q）模型還可以表示為如下形式：， 其中vt獨(dú)立同分布，且0， 為了使ARMA過(guò)程平穩(wěn)，必須滿足：2GARCH模型由于在實(shí)際應(yīng)用中，ARCH 模型存在著一些缺點(diǎn)。對(duì)于大多數(shù)的q，無(wú)限制約束的估計(jì)常常會(huì)違背i都是非負(fù)的限定

16、條件，而事實(shí)上恰恰需要這個(gè)限定來(lái)保證條件方差 ht永遠(yuǎn)是正數(shù)。而且當(dāng)條件方差與較早時(shí)期的方差關(guān)系較大時(shí)，參數(shù)估計(jì)便不是很精確，因而計(jì)算出的條件方差也不精確，存在較大誤差。因此Bollerslev在1986年把ARCH發(fā)展為廣義自回歸條件異方差模型（GARCH）8，與ARCH模型一樣，GARCH模型也通常用于對(duì)回歸或自回歸模型的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)進(jìn)行建模，其定義如下：， 其中vt獨(dú)立同分布，且0，q>0；，；，。平穩(wěn)條件為ARCH族模型中還有EGARCH、GARCH-M、TGARCH等模型。在信息不對(duì)成的情況下，壞消息導(dǎo)致的波動(dòng)比好消息帶來(lái)的波動(dòng)要大，EGARCH、TGARCH 模型處理t的上升和

17、下降帶來(lái)的不對(duì)稱反應(yīng)。GARCH-M 由 Engle等人于19879年提出，旨在刻畫時(shí)間序列的均值受自己的條件方差影響這一特征，在此不再詳述。（三）匯率收益率分析1匯率收益率的基本特征分析波動(dòng)率是衡量某一時(shí)間段內(nèi)金融產(chǎn)品，價(jià)格變動(dòng)程度的數(shù)值可以定義為價(jià)格自然對(duì)數(shù)一階差分來(lái)表示。對(duì)匯率構(gòu)成的時(shí)間序列USE的變量取對(duì)數(shù)，然后再進(jìn)行一階差分，得到匯率收益率的時(shí)間序列yt，即： yt=ln(USEt )-ln(USEt-1) 。圖5是yt序列趨勢(shì)圖，如圖所示： 人民幣/美元日匯率的收益率序列yt序列是平穩(wěn)的，并且具有集群性。波動(dòng)的集群性是指金融市場(chǎng)中的波動(dòng)往往表現(xiàn)出在較大幅度波動(dòng)后緊接著較大幅度的波動(dòng)

18、，較小幅度波動(dòng)后緊接著較小幅度的波動(dòng)，即大幅波動(dòng)聚集在某一段時(shí)間，而小幅波動(dòng)則聚集在另一段時(shí)間的現(xiàn)象。方差隨時(shí)間而改變，這種現(xiàn)象也稱作異方差現(xiàn)象。 圖5 人民幣/美元匯率收益率yt趨勢(shì)圖為了進(jìn)一步討論人民幣/美元匯率收益率的基本特征，我們得到時(shí)間序列yt的柱狀圖和基本統(tǒng)計(jì)量（如圖6）。由下圖可以看出：1、日匯率的收益率序列均值-1.59×104；2、峰度大于 3，偏斜度小于 0，表明人民幣/美元日匯率收益率呈現(xiàn)左偏的厚尾特征。厚尾性越大說(shuō)明狀態(tài)的持續(xù)性越強(qiáng)，也說(shuō)明了匯率波動(dòng)的聚類性，即大的波動(dòng)集中在某些時(shí)段，小的波動(dòng)集中在另外一些時(shí)段。與標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布(S=0，K=3)相比，此序列呈現(xiàn)

19、明顯的偏態(tài)、尖鋒的分布狀態(tài)，且Jarque-Bera 統(tǒng)計(jì)量也在至少 99%的置信水平上拒絕了序列為正態(tài)分布的假設(shè)。這些統(tǒng)計(jì)特征說(shuō)明：首先，美元兌人民幣匯率預(yù)期的波動(dòng)相當(dāng)劇烈，峰度顯著大于3，表明國(guó)際金融市場(chǎng)近年來(lái)對(duì)人民幣匯率走勢(shì)的判斷起伏很大；其次，出現(xiàn)“厚尾”現(xiàn)象，其原因是，某一類型的信息通常以相當(dāng)密集的方式出現(xiàn)，而不是以平滑連續(xù)的方式出現(xiàn)，或者是投資者對(duì)信息的反映是密集的。此外，人民幣/美元匯率預(yù)期波動(dòng)的群集性明顯，在對(duì)這些統(tǒng)計(jì)特征進(jìn)行解釋和分析，應(yīng)進(jìn)行 ARCH 效應(yīng)檢驗(yàn)?？偟膩?lái)說(shuō)，統(tǒng)計(jì)特征顯示差分序列不服從正態(tài)分布，且峰度大于 3，顯示出厚尾特征和波動(dòng)群集性。圖6 人民幣/美元匯率收

20、益率yt柱狀圖及基本統(tǒng)計(jì)量2匯率收益率平穩(wěn)性檢驗(yàn)最常見(jiàn)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)是單位根檢驗(yàn)，本文采用 ADF 檢驗(yàn)收益率序列是否具有單位根。根據(jù)匯率基本統(tǒng)計(jì)分析表中的數(shù)據(jù)，應(yīng)該選擇沒(méi)有趨勢(shì)的方程進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果如表4-1所示：表4-1 ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)表置信水平t統(tǒng)計(jì)量p值A(chǔ)DF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量-24.417340.0000檢驗(yàn)臨界值1%-3.4414545%-2.8663310%-2.569381從上表可知，ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量都小于它對(duì)應(yīng)的 1%，5%，10%的臨界值，從而在 1% ，5%，10%的水平下拒絕原假設(shè)(即人民幣/美元收益率序列存在單位根假設(shè))，因此，人民幣/美元匯率收益時(shí)間序列是平穩(wěn)的。3匯率收益率

21、波動(dòng)模型的識(shí)別與建立在已知序列平穩(wěn)性的基礎(chǔ)上，判斷可以建立一個(gè)ARMA（p，q）模型，現(xiàn)通過(guò)比較AIC統(tǒng)計(jì)量的找出最適合的ARMA（p，q）模型（見(jiàn)表4-2）：表4-2 ARMA(p， q)模型的ALC統(tǒng)計(jì)量比較AICMA0123AR0-11.59126*-11.58988*-11.58994*1-11.58977*-11.59107-11.58912-11.586452-11.58631*-11.58757-11.58641-11.592543-11.58442*-11.58327*-11.58145-11.59045注：帶*表示該ARMA模型中存在變量無(wú)法通過(guò)置信度為10的t檢驗(yàn)。 經(jīng)過(guò)多

22、次的比較和計(jì)算，最終選擇ARMA（1，1）模型對(duì)時(shí)間序列yt進(jìn)行擬和，可得到結(jié)果如表4-3所示：表4-3 ARMA（1，1）模型系數(shù)表變量系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差t統(tǒng)計(jì)量p值C-0.000162.54E-05-6.3121430.000AR(1)0.7194390.2552652.8183950.0050MA(1)-0.768520.235156-3.2681230.0011由上表可得，各系數(shù)均顯著，則匯率收益率的ARMA（1，1）模型為：為了考察該模型是否有異方差性，觀察該方程的殘差圖，如圖7所示。從下圖可以注意到波動(dòng)的成群現(xiàn)象：波動(dòng)在一些較長(zhǎng)的時(shí)間內(nèi)非常小，在其他一些較長(zhǎng)的時(shí)間內(nèi)非常大，這說(shuō)明誤差項(xiàng)可能

23、具有條件異方差性。圖7 匯率收益率ARMA（1，1）模型殘差圖因此，進(jìn)一步通過(guò)ARCHLM檢驗(yàn)考察該模型是否具有異方差性。ARCH-LM檢驗(yàn)是將上述模型所得的誤差項(xiàng)進(jìn)行平方，然后利用平方后的序列對(duì)常數(shù)和平方后序列本身的p期滯后值進(jìn)行回歸。檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量是T×R2，這里T是樣本容量，R2是從殘差平方的回歸方程中的得到的多元回歸系數(shù)。檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量服從分布，自由度等于回歸量中的滯后期數(shù)。得到了滯后期為4的ARCH效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果，見(jiàn)表4-4：表4-4 ARCH效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果表ARCH（3）統(tǒng)計(jì)值5臨界值p值F-statistic23.519672.630.000Obs*R-squared63.2274

24、7.810.000從表 4.2 中可以看到，無(wú)論是F檢驗(yàn)還是LM檢驗(yàn)，它們的 P 值都是 0，小于它對(duì)應(yīng)的5%的臨界，所以我們不能在置信度為5%的水平上拒絕原假設(shè)，也就是說(shuō)在yt序列中存在 ARCH 效應(yīng)。因此，可以利用GARCH（1，1）模型來(lái)重新對(duì)yt建模。根據(jù)E-Views軟件得到的結(jié)果，人民幣/美元匯率收益率的GARCH（1，1）模型為：P值 （0.0166） （0.0047）P值 （0.0000）（0.0000）方程AIC-11.96274在得到估計(jì)模型后，對(duì)估計(jì)的結(jié)果進(jìn)行相關(guān)的殘差檢驗(yàn)，以驗(yàn)證估計(jì)的有效性，先對(duì)殘差序列做 Q 檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)殘差項(xiàng)的相關(guān)性和自相關(guān)性不顯著。再對(duì)其殘差

25、作ARCH-LM 檢驗(yàn)，得到下表4-5：表4-5 ARCH-LM檢驗(yàn)結(jié)果ARCH（3）統(tǒng)計(jì)量臨界值p值F-statistic0.7370272.630.530229Obs*R-squared2.2179957.810.528413由上表，可以發(fā)現(xiàn)發(fā)現(xiàn) F 統(tǒng)計(jì)量和 Obs*R-squared 統(tǒng)計(jì)量均不顯著，這說(shuō)明殘差序列中已經(jīng)不存在 ARCH 效應(yīng)，表明了方差方程估計(jì)的正確性。在模型中，<1，表明該模型是寬平穩(wěn)的，但是該數(shù)值比較大，接近于1，表明我國(guó)外匯市場(chǎng)對(duì)沖擊的反應(yīng)函數(shù)是以一個(gè)相對(duì)較慢的速率衰減，外部沖擊對(duì)收益率的沖擊持續(xù)的時(shí)間比較長(zhǎng)。兩個(gè)模型中的和都顯著異于零，表明價(jià)格的波動(dòng)在很

26、大程度上是由過(guò)去的價(jià)格波動(dòng)和誤差決定的，也就是說(shuō)外匯市場(chǎng)的風(fēng)險(xiǎn)可由過(guò)去的風(fēng)險(xiǎn)程度加以預(yù)測(cè)。 進(jìn)一步考慮是否有必要建立GARCH-M（1，1）模型：P值 （0.0000）（0.0001）（0.000）（0.000）P值 （0.000） （0.000）方程AIC-11.96274也對(duì)GARCH-M（1，1）的殘差作ARCH-LM 檢驗(yàn)，得到下表4-5：表4-5 ARCH-LM檢驗(yàn)結(jié)果ARCH（3）統(tǒng)計(jì)量臨界值p值F-statistic0.8621922.630.460480Obs*R-squared2.5929617.810.458725由上表，可以發(fā)現(xiàn)發(fā)現(xiàn) F 統(tǒng)計(jì)量和 Obs*R-square

27、d 統(tǒng)計(jì)量均不顯著，這說(shuō)明殘差序列中已經(jīng)不存在 ARCH 效應(yīng)，表明了方差方程估計(jì)的正確性。現(xiàn)使用AIC統(tǒng)計(jì)量對(duì)兩個(gè)模型進(jìn)行比較發(fā)現(xiàn)，GARCH-M模型的AIC要小于GARCH模型的，說(shuō)明GARCH-M（1，1）對(duì)人民幣/美元匯率收益率的擬和效果更好。說(shuō)明市場(chǎng)對(duì)匯率波動(dòng)與風(fēng)險(xiǎn)有關(guān)。從GARCH-M（1，1）模型的中ht的系數(shù)為負(fù)，說(shuō)明這個(gè)市場(chǎng)是非理性的，投機(jī)成分要大于投資成分。因此，我國(guó)匯率管制放開(kāi)的速度應(yīng)控制在一定的范圍內(nèi)，以免國(guó)際炒家大量涌入對(duì)我國(guó)匯率市場(chǎng)產(chǎn)生沖擊。4匯率收益率波動(dòng)杠桿效應(yīng)檢驗(yàn)金融市場(chǎng)上，壞消息比好消息帶給收益率更大的波動(dòng)，這就是波動(dòng)的非對(duì)稱性。這是由企業(yè)的財(cái)務(wù)杠桿造成的，

28、所以叫做杠桿效應(yīng)。下面使用TARCH和EGARCH模型對(duì)匯率收益率的非對(duì)稱性和杠桿效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。由E-Views軟件輸出的結(jié)果，TARCH（1，1）模型為：P值 （0.0002） （0.000） P值 （0.0096） （0.0747） （0.000）由上述方程可以發(fā)現(xiàn)，的系數(shù)為0.554>0，且在置信度為10的水平喜愛(ài)顯著不為零，說(shuō)明人民幣/美元匯率收益率存在明顯的非對(duì)稱性，即好消息和壞消息對(duì)匯率的沖擊是有明顯差異的。好消息對(duì)匯率波動(dòng)的影響持續(xù)性系數(shù)為0.061，壞消息對(duì)匯率波動(dòng)的影響持續(xù)性系數(shù)為0.615，是好消息的近10倍。EGARCH（1，1）模型為：P值 （0.0017） （0.0002）P值 （0.0991） （0.000） （0.000）可以發(fā)現(xiàn)，的系數(shù)為0.041，在置信度為10%的水平上是顯著的，說(shuō)明人民幣/美元匯率收益率存在杠桿效應(yīng)。5匯率收益率風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)效應(yīng)檢驗(yàn)在檢驗(yàn)出人民幣匯率的波動(dòng)存在杠桿效應(yīng)后，用EGARCH-M（1，1）模型來(lái)檢驗(yàn)人民幣/美元匯率收益率風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)效應(yīng)。GARCH-M模型如下：P值 （0.000） （0.000） （0.000）P值 （0.016） （0.000） （0.000）從結(jié)果看出，的為負(fù)值，