盧婷艷

（西安郵電大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，西安 710061）

引言

隨著互聯(lián)網(wǎng)金融的快速發(fā)展，大量的網(wǎng)絡(luò)理財(cái)產(chǎn)品不斷涌現(xiàn)，其中發(fā)展最為快速與廣泛的要數(shù)余額寶了。2013年6月13日余額寶在擁有8億多用戶的支付寶平臺(tái)悄然上線，其以高收益率、強(qiáng)靈活性和低門檻的特點(diǎn)迅速發(fā)展壯大，引起了社會(huì)各界的高度關(guān)注。“讓投資變得更簡(jiǎn)單”的余額寶更是開創(chuàng)了全民理財(cái)?shù)男吕顺?。截?016年年底，余額寶的開戶用戶已達(dá)到3億多戶，戶均持有的基金份額為2 489.98份，基金份額總額則達(dá)到8 082億多份，成為我國(guó)規(guī)模最大的公募基金和貨幣基金。

自余額寶推出以來，規(guī)模不斷壯大，收益一路攀高，其年化收益率曾達(dá)到7%的水平，但隨后又降了下來，且一直維持在4%左右，也是遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于銀行活期存款利率。余額寶客戶群體的特殊性決定了它是一種特殊的貨幣基金，具有較大的研究?jī)r(jià)值。由于余額寶本身具備貨幣基金的特征，自然也潛伏著貨幣基金所面臨的風(fēng)險(xiǎn)。本文采用GARCH類模型對(duì)余額寶收益率的波動(dòng)性進(jìn)行實(shí)證分析，得出一些有意義的結(jié)論。

一、文獻(xiàn)綜述

自余額寶2013年出世以來，就對(duì)傳統(tǒng)金融業(yè)務(wù)形成了較大的沖擊，引發(fā)了金融界的許多關(guān)注。余額寶相較于其他的互聯(lián)網(wǎng)理財(cái)產(chǎn)品具有哪些特點(diǎn)呢？馬廣奇和趙芬芬（2014）指出，余額寶的創(chuàng)新將使貨幣基金發(fā)展到一個(gè)新的階段，未來的貨幣基金必將會(huì)出現(xiàn)全方位多層次的渠道體系，形成綜合性、立體化的基金營(yíng)銷系統(tǒng)[1]。張瑾和陳麗珍（2015）基于服務(wù)創(chuàng)新的角度，分析了余額寶概念、界面、組織及技術(shù)四個(gè)方面的創(chuàng)新，尤其是“互聯(lián)網(wǎng)金融”“1元理財(cái)服務(wù)”“T+0贖回”等概念創(chuàng)新[2]。

余額寶在為互聯(lián)網(wǎng)金融創(chuàng)新的同時(shí)，對(duì)傳統(tǒng)銀行業(yè)也造成了一定的影響。李慶治（2013）認(rèn)為，余額寶對(duì)商業(yè)銀行的影響整體偏負(fù)面，主要體現(xiàn)在對(duì)銀行存款、理財(cái)產(chǎn)品和基金代銷業(yè)務(wù)會(huì)造成一定得沖擊[3]。同時(shí)王天宇（2014）認(rèn)為，余額寶對(duì)基金行業(yè)也產(chǎn)生了一定的沖擊，為當(dāng)前我國(guó)的基金行業(yè)提供了一個(gè)發(fā)展機(jī)遇[4]。

余額寶的本質(zhì)是貨幣基金，所以會(huì)存在一定的風(fēng)險(xiǎn)。王瑩（2013）認(rèn)為，余額寶存在著系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)、網(wǎng)絡(luò)技術(shù)風(fēng)險(xiǎn)和金融監(jiān)管風(fēng)險(xiǎn)三大風(fēng)險(xiǎn)[5]。何建敏和白潔（2015）通過構(gòu)造EEMDVAR模型，對(duì)余額寶收益率的影響因素進(jìn)行實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)銀行間同業(yè)拆借利率、匯率、銀行存貸比和廣義貨幣供應(yīng)量對(duì)余額寶收益率有影響[6]。綜合以上研究發(fā)現(xiàn)，目前對(duì)余額寶收益率的實(shí)證研究比較少，故本文主要通過實(shí)證分析研究余額寶的收益率波動(dòng)性。

二、變量分析

1.變量設(shè)計(jì)。本文的研究對(duì)象是余額寶日收益率，所以要對(duì)余額寶的萬份日收益率進(jìn)行處理，同時(shí)出于穩(wěn)定性考慮，日收益率用相鄰兩天收盤萬份日收益率的對(duì)數(shù)一階差分來表示：

Rt=Ln（rt）-Ln（rt-1）

其中，Rt表示t日的日收益率，rt表示t日的余額寶每萬份日收益率的收盤價(jià)，rt-1表示t-1日的余額寶每萬份日收益率的收盤價(jià)。

本文數(shù)據(jù)來源于天弘增利寶貨幣基金官網(wǎng)，選取的是2015年4月1日至2017年3月31日以天為單位的余額寶萬份日收益。

2.數(shù)據(jù)特征分析。應(yīng)用Eviews9.0軟件對(duì)Rt序列進(jìn)行操作得到Rt的日收益率時(shí)序圖，從下圖可以看到余額寶日收益率特征具有一定的“波動(dòng)聚集性”，而且波動(dòng)趨勢(shì)并不一致，有的在很短時(shí)間里波動(dòng)很大，但有的卻長(zhǎng)時(shí)間的較小波動(dòng)，說明日收益率的方差與時(shí)間有關(guān)，具有異方差性。由下圖可知，余額寶日收益率可能存在一定的異方差性，所以對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)特征分析（如表1所示）。

表1 余額寶日收益率序列描述統(tǒng)計(jì)

從表1中可以看到，余額寶日收益率序列偏度S＜0，說明余額寶日收益率呈現(xiàn)非對(duì)稱左偏分布。峰度K＞3，表明日收益率具有顯著的尖峰厚尾特征，說明余額寶日收益率序列分布的尾部比正態(tài)分布的尾部要厚。通過J-B檢驗(yàn)我們也可以得知，在5%的置信水平下不服從正態(tài)分布。

三、實(shí)證分析

1.單位根檢驗(yàn)。使用時(shí)間序列構(gòu)建模型時(shí)要保證時(shí)間序列的平穩(wěn)性，以避免偽回歸現(xiàn)象，所以要對(duì)余額寶日收益率序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)（如表2所示）。

表2 余額寶日收益率ADF檢驗(yàn)

由表2可知，余額寶日收益率ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量在1%的置信水平下通過檢驗(yàn)，即Rt序列不存在單位根，是平穩(wěn)的時(shí)間序列，模型具有可測(cè)性。

2.自相關(guān)性檢驗(yàn)。利用Eviews9.0軟件對(duì)Rt序列進(jìn)行自相關(guān)性檢驗(yàn)，選擇滯后期為36期。根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果可知，各階滯后的Q統(tǒng)計(jì)量的P值都為0，說明Rt序列存在自相關(guān)。通過多次不斷地試設(shè)模型而且自相關(guān)函數(shù)存在拖尾現(xiàn)象，偏自相關(guān)函數(shù)在7階時(shí)截尾，所以需要建立一個(gè)ARIMA（7，0，1）的回歸模型。

3.建立回歸模型。根據(jù)自相關(guān)檢驗(yàn)我們可知，Rt序列是一個(gè)自相關(guān)的時(shí)間序列，因此可對(duì)Rt序列建立一個(gè)ARIMA（7，0，1）回歸模型，具體表達(dá)式如下：

Rt=C+β1Rt（-7）+иt+β2иt-1

利用Eviews9.0對(duì)上述表達(dá)式進(jìn)行最小二乘數(shù)回歸，得到如下回歸表達(dá)式：

在回歸結(jié)果中，變量的t統(tǒng)計(jì)值在5%的置信水平下都是影響顯著，都通過變量的顯著性檢驗(yàn)，表明該模型是可靠的。

4.ARCH效應(yīng)檢驗(yàn)。在上述建立的回歸模型的基礎(chǔ)上，進(jìn)行ARCH效應(yīng)檢驗(yàn)。ARCH效應(yīng)檢驗(yàn)有兩種方法：一種是先對(duì)殘差平方相關(guān)圖進(jìn)行檢驗(yàn)；另一種是ARCH-LM檢驗(yàn)。本文采用ARCH-LM檢驗(yàn)，選擇滯后期為1期，檢驗(yàn)結(jié)果得到F統(tǒng)計(jì)量概率P值是為0.0014。在5%的置信水平的下，通過變量顯著性檢驗(yàn)，因此ARCH-LM檢驗(yàn)結(jié)果認(rèn)為余額寶日收益率Rt序列存在ARCH效應(yīng)，與圖示檢驗(yàn)、自相關(guān)函數(shù)檢驗(yàn)的結(jié)論一致。即余額寶日收益率Rt序列存在條件異方差性，因此進(jìn)一步建立GARCH類模型。

5.建立GARCH模型。根據(jù)上述分析可知，余額寶日收益序列存在ARCH效應(yīng)，因此單一的AR模型或者ARCH模型不能有效擬合余額寶日收益序列的“集聚效應(yīng)”，需要建立GARCH模型。在建立GARCH模型時(shí)，要對(duì)GARCH模型的殘差分布進(jìn)行選擇，通常殘差的分布包括三種，分別是正太分布、t分布和GED這三種假設(shè)。常用的低階GARCH模型主要包括 GARCH（1，1）、GARCH（2，1）、GARCH（1，2）、GARCH（2，2）四種。根據(jù)AIC值和SC值最小原則選擇最適合的模型。本文通過多次的設(shè)立模型檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，GARCH（1，1）-n 和 GARCH（1，1）-t兩個(gè)模型的 AIC 值和 SC值最符合而且接近，但是 GARCH（1，1）-t模型的中 RESID（-1）^2變量在5%的置信水平下不顯著，所以選擇GARCH（1，1）-n模型，得到均值方程和方差表達(dá)式如下：

Rt=-0.002928+0.356756Rt（-7）-0.513449иt-1+иt

σt2=0.00000207+0.093198и2t-1+0.935861σ2t-1

然后進(jìn)行ARCH-LM檢驗(yàn)，選擇滯后期為1期，得到F統(tǒng)計(jì)量概率P值大于5%，即不通過顯著性檢驗(yàn)，說明此時(shí)的模型不存在條件異方差性。

6.非對(duì)稱效應(yīng)檢驗(yàn)。通過建立的GARCH（1，1）-GED模型的ARCH-LM檢驗(yàn)可知，GARCH（1，1）-GED模型能夠很好地解釋余額寶日收益率序列的波動(dòng)“集聚性”特征，但是不能解釋余額寶日收益率序列是否存在“杠桿效應(yīng)”，因此要建立EGARCH。根據(jù)AIC原則和參數(shù)的顯著性情況，本文選取EGARCH（1，1）-GED模型，此時(shí)的模型無論是從AIC值原則還是參數(shù)的顯著性上看，都是最符合的模型。得到均值方程和方差表達(dá)式如下：

從上述的表達(dá)式中我們可以看到，非對(duì)稱項(xiàng)的估計(jì)值是0.505848，大于0并且對(duì)應(yīng)的T統(tǒng)計(jì)量在5%的置信水平下不顯著，表明不具有“杠桿效應(yīng)”。同時(shí)，對(duì)回歸結(jié)果進(jìn)ARCH-LM檢驗(yàn)，得到F統(tǒng)計(jì)量概率P值大于5%，即不通過顯著性檢驗(yàn)，說明此時(shí)的模型不存在條件異方差性。

結(jié)語

余額寶作為一種特殊的貨幣基金，本身就具有一定的風(fēng)險(xiǎn)性。本文運(yùn)用GARCH類模型對(duì)余額寶收益率進(jìn)行模型擬合，通過實(shí)證分析得到以下結(jié)論：（1）余額寶收益率的波動(dòng)存在利率波動(dòng)集聚的現(xiàn)象，即大幅度波動(dòng)聚集在一段時(shí)期，而小幅度的波動(dòng)聚集在另一段時(shí)期。（2）通過對(duì)余額寶的描述性統(tǒng)計(jì)特征發(fā)現(xiàn)，余額寶收益率序列出現(xiàn)了明顯的尖峰后尾特征，并且存在在著明顯的ARCH效應(yīng)。（3）通過建立的EGARCH模型發(fā)現(xiàn)，余額寶收益率序列不存在顯著的“杠桿效應(yīng)”，即等量的好消息和壞消息帶來的沖擊是一樣的，說明余額寶貨幣基金的購(gòu)買者是理性的。

[1]馬廣奇，趙芬芬.余額寶的金融創(chuàng)新及其影響分析[J].武漢金融，2014，(3)：24-25.

[2]張瑾，陳麗珍.余額寶的服務(wù)創(chuàng)新模式研究——基于四維度模型的解釋[J].中國(guó)軟科學(xué)，2015，(2)：57-64.

[3]李慶治.“余額寶”又一次“改變”了銀行[J].國(guó)際金融，2013，(8)：69-71.

[4]王天宇.淺析“余額寶”對(duì)我國(guó)金融行業(yè)的影響[J].中國(guó)商貿(mào)，2014，(1)：132-133.

[5]王瑩.余額寶的流動(dòng)性、收益性及風(fēng)險(xiǎn)分析[J].中國(guó)商貿(mào)，2013，(35)：65-66.

[6]何建敏，白潔.基于EEMD-VAR的余額寶收益率影響因素研究[J].天津財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2015，(8)：80-89.