期貨最優(yōu)套期保值比率估計(jì)

./期貨最優(yōu)套期保值比率的估計(jì)一、理論基礎(chǔ)〔一簡(jiǎn)單回歸模型<OLS>：考慮現(xiàn)貨價(jià)格的變動(dòng)〔△S和期貨價(jià)格變動(dòng)〔△F的線性回歸關(guān)系,即建立：其中C為常數(shù)項(xiàng),為回歸方程的殘差。上述線性回歸模型常常會(huì)遇到殘差項(xiàng)序列相關(guān)和異方差性的問題,從而降低參數(shù)估計(jì)的有效性。〔二誤差修正模型<ECM>：Lien&Luo〔1993認(rèn)為,若現(xiàn)貨和期貨價(jià)格序列之間存在協(xié)整關(guān)系,那么,最優(yōu)套期保值比率可以根據(jù)以下兩步來估計(jì)。第一步,對(duì)下式進(jìn)行協(xié)整回歸：第二步,估計(jì)以下誤差修正模型：式中的OLS估計(jì)量即為最優(yōu)套期保值比率?！踩鼸CM-BGARCH模型：分為常數(shù)二元GARCH模型和D-BEKKGARCH模型。其均值方程相同,為〔四期貨套期保值比率績(jī)效的估計(jì)我們考慮一包含1單位的現(xiàn)貨多頭頭寸和h單位的期貨空頭頭寸的組合。組合的利潤(rùn)為：<2-10>套期保值組合的風(fēng)險(xiǎn)為：<2-11>由于現(xiàn)貨的持有頭寸在期初即為已知,因此,可以視之為常數(shù),等式兩邊同除,得：<2-12>對(duì)于不同方法計(jì)算出的最優(yōu)套期保值比率,我們可以通過比較〔2-12來對(duì)它們各自套期保值的保值效果進(jìn)行分析。二、實(shí)驗(yàn)?zāi)康睦蒙鲜隼碚撃Ｐ凸烙?jì)中國期貨交易所交易的期貨合約的最優(yōu)套期保值比率并對(duì)保值效果進(jìn)行績(jī)效評(píng)估,說明期貨套期保值在經(jīng)濟(jì)生活中的重要作用,并找出績(jī)效評(píng)估最佳的套期保值比率模型。三、實(shí)驗(yàn)過程〔一數(shù)據(jù)的搜集、整理實(shí)驗(yàn)所用的期貨數(shù)據(jù)均來自期貨交易所,現(xiàn)貨數(shù)據(jù)〔Au9995為均來自黃金交易所。由于期貨合約在交割前兩個(gè)月最活躍,所以每次取期貨合約時(shí)都只用它到期前倒數(shù)第二個(gè)月的數(shù)據(jù),現(xiàn)貨數(shù)據(jù)與期貨數(shù)據(jù)按時(shí)間對(duì)應(yīng)?！捕肙LS模型估計(jì)最優(yōu)套期保值比率1.調(diào)整樣本期2.建立F和S的差分序列3.建立ΔF和ΔS的OLS簡(jiǎn)單回歸模型上述結(jié)果寫成方程式為：ΔSt=0.001280+0.862035ΔFt+μtt<0.017991><39.10821>P<0.9857><0.0000>該結(jié)果顯示方程整體上是顯著的,而且解釋變量的系數(shù)很顯著〔P值為0,故基本上認(rèn)可該回歸模型?；貧w結(jié)果表示每一單位的現(xiàn)貨頭寸要用0.862035單位相反的期貨頭寸進(jìn)行對(duì)沖,即最優(yōu)套期保值比率為0.862035?！踩肊CM模型估計(jì)最優(yōu)套期保值比率1.期貨價(jià)格序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)序列的自相關(guān)系數(shù)〔AC沒有很快趨近于0,說明原序列是非平穩(wěn)的序列。以下進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。從結(jié)果可以看出ADF檢驗(yàn)值大于各顯著水平臨界值,且犯第一類錯(cuò)誤的概率大于0.1,說明我們不能拒絕原序列存在一個(gè)單位根的假設(shè)。接下來對(duì)原序列的一階差分序列進(jìn)行檢驗(yàn)。從該結(jié)果看出ADF統(tǒng)計(jì)量小于臨界值,犯第一類錯(cuò)誤的概率接近為0,說明一階差分序列不存在單位根。綜上,我們可以肯定期貨序列F是一階單整的。2.現(xiàn)貨價(jià)格序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)可以發(fā)現(xiàn)現(xiàn)貨價(jià)格序列也不平穩(wěn),它與期貨價(jià)格一樣也是一階單整的。由于S和F都是同階單整的,所以滿足協(xié)整檢驗(yàn)的前提。3.對(duì)現(xiàn)貨價(jià)格序列S和期貨價(jià)格序列F的協(xié)整檢驗(yàn)用現(xiàn)價(jià)對(duì)期價(jià)做回歸,用其殘差來檢驗(yàn)期貨價(jià)格序列與現(xiàn)貨價(jià)格序列是否存在協(xié)整關(guān)系。以上的t、F統(tǒng)計(jì)量都可以認(rèn)為模型是顯著的。保存該模型,再進(jìn)一步對(duì)其殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。將殘差保存到新序列e中。結(jié)果顯示,在1%的置信區(qū)間可以接受殘差序列e不含單位根的假設(shè)。這說明兩序列協(xié)整關(guān)系存在,因此這里的殘差項(xiàng)e可以當(dāng)做誤差修正用作建立誤差修正模型。4.建立含有誤差修正項(xiàng)的ΔF和ΔS之間的誤差修正模型故協(xié)整回歸方程式為：ΔSt=-0.000584+0.892353ΔFt-0.469180ECMt-1+μt<-0.009314><45.19891><-8.397263>P<0.9926><0.0000><0.0000>從F統(tǒng)計(jì)量看出該方程整體上是系數(shù)顯著的,自變量系數(shù)和誤差修正項(xiàng)系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量都很顯著,故該回歸模型擬合得較好。回歸結(jié)果表明每一單位的現(xiàn)貨頭寸要用0.892353單位相反的期貨頭寸進(jìn)行對(duì)沖,即最優(yōu)套期保值比率為0.892353,這比簡(jiǎn)單的OLS模型估計(jì)出的結(jié)果0.862035稍大?！菜挠肊CM-BGARCH模型估計(jì)最優(yōu)套期保值比率1.ARCH效應(yīng)檢驗(yàn)可以看出,F統(tǒng)計(jì)量和LM統(tǒng)計(jì)量〔Obs*R-squared都是顯著的,這說明方程殘差項(xiàng)具有ARCH效應(yīng),故可以建立ECM-BGARCH模型。鑒于我編程基礎(chǔ)較為薄弱,以下只建立常數(shù)相關(guān)系數(shù)二元GARCH模型,而D-BEKK模型則不予考慮。2.常數(shù)相關(guān)系數(shù)二元GARCH模型①對(duì)ΔS做單方程的GARCH估計(jì)②對(duì)ΔF做單方程的GARCH估計(jì)③計(jì)算動(dòng)態(tài)最優(yōu)套期保值比率由結(jié)果可得,動(dòng)態(tài)最優(yōu)套期保值比率的均值和標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.944143和0.041118。〔五對(duì)利用最小方差套期比的套保組合進(jìn)行績(jī)效評(píng)估OLS模型套保組合ECM模型套保組合ECM-BGARCH模型套保組合未經(jīng)過套保的組合套期保值比率0.8620350.8923530.9441430組合收益率標(biāo)準(zhǔn)差0.0243360.0316670.06596