郭哲宇

[摘要]股權(quán)分置現(xiàn)象是在我國特有的經(jīng)濟(jì)體制下形成的，國家為了保持對國有企業(yè)的強(qiáng)有控制力，人為的將上市公司的股份分為流通股和非流通股兩部分。該制度雖然促進(jìn)了我國證券市場改革的進(jìn)程，同時也帶來了諸多深層次的矛盾。本文在借鑒相關(guān)理論研究的基礎(chǔ)上，選取股權(quán)分置改革期間和股權(quán)分置改革后的上證綜合指數(shù)收益率序列為研究對象，利用ARCH、GARCH模型對兩個時期進(jìn)行研究和比較，探究股權(quán)分置改革對我國股票市場的沖擊情況，并得出相關(guān)結(jié)論。

[關(guān)鍵詞]股權(quán)分置 上證綜合指數(shù) ARCH GARCH

一、引言

股權(quán)分置，是指由于中國的特殊國情，通過政策方式在中國的證券市場上人為的將滬深兩個證券交易所的A股上市公司股份分割為可以流通和暫時不能流通的兩種不同性質(zhì)的股票（即流通股和非流通股）。從現(xiàn)有的文獻(xiàn)來看，對整個證券市場考察的文獻(xiàn)多集中在股權(quán)分置改革的早期，股權(quán)分置改革后的后續(xù)研究卻不多。本文選取上證綜合指數(shù)為研究數(shù)據(jù)，利用ARCH、GARCH模型對股改前和股改后的回歸數(shù)據(jù)進(jìn)行對比并做出分析。

二、實(shí)證分析

1.樣本數(shù)據(jù)的選取

本文數(shù)據(jù)來自于國泰安數(shù)據(jù)庫，以上證綜合指數(shù)的每日收盤價作為原始數(shù)據(jù)。定義R為每一個t時刻的指數(shù)收益率，它是當(dāng)期交易日與前一個交易日比值的對數(shù)形式。將數(shù)據(jù)分為股改期間和股改之后兩個時間段，第一階段為股改開始期2005年4月29日到2007年12月28日股改基本完成階段，共649個數(shù)據(jù)。由于現(xiàn)在的研究普遍將將2013年作為我國新時期金融改革的分水嶺，因此將股權(quán)分置后的時期調(diào)研到2012年底，即2008年1月2日到2012年12月31日，共1219個數(shù)據(jù)。對所收集到的數(shù)據(jù)運(yùn)用E-views軟件進(jìn)行統(tǒng)計分析。

2.統(tǒng)計特征描述

本文利用收益率和時間段折線圖的形式對兩個階段分開觀察收益率的波動情況。同時橫軸表示以日為單位的時間，以序號表示；縱軸表示收益率的數(shù)值，可以看出股改期間和股改之后的收益率均在均值附近上下波動，不存在趨勢。對數(shù)據(jù)進(jìn)行柱狀統(tǒng)計分析，得到：股改后均值為-0.000692，表明股改后上證指數(shù)日收益率下降。而股改之前為0.002334，股改期間市場反映強(qiáng)烈，股市上漲，而后股改的短期效應(yīng)顯現(xiàn)，投資者的投資熱情衰減。同時，股改期間，上證指數(shù)收益率序列均值為0.002334，標(biāo)準(zhǔn)差為0.017381，偏度為-0.734619，小于0，說明序列分布有長的左拖尾，峰度為6.486340，高于正態(tài)分布的峰度值3。股改后上證指數(shù)收益率均值為-0.000692，標(biāo)準(zhǔn)差為0.018229，偏度為-0.146004，峰度為6.185074。同時兩個時期的Jarque-Bera很大，而P值很小，說明股改前后上證指數(shù)收益率的分布都是屬于尖峰厚尾特征的分布，且不服從于正態(tài)分布。

3.自相關(guān)檢驗(yàn)

用eviews軟件對收益率序列作AC圖和PAC圖，選取5%的顯著性水平，可以看出兩個時期的自相關(guān)和偏自相關(guān)系數(shù)均落在兩倍的估計標(biāo)準(zhǔn)差內(nèi)，故序列不存在顯著的自相關(guān)。由于不存在相關(guān)性，設(shè)立模型r=e+E，將r分別去均值化：W1=r-0.002334、W2=r+0.000692對W的平方項(xiàng)進(jìn)行檢驗(yàn)，可以看出兩個時期的殘差序列都落在虛線以內(nèi)，因此不能拒絕原假設(shè)，各個序列之間是相互獨(dú)立的，但是對殘差平方序列進(jìn)行分析，P值太小，顯著拒絕原假設(shè)，說明了序列問可能存在相關(guān)性，即存在ARCH效應(yīng)，可以使用ARCH族模型進(jìn)行修正。

4.建立GARCH模型

由之前的相關(guān)研究及實(shí)證分析，GARCH（1，1）模型對于大多數(shù)金融序列是可行的，因此本文也選用GARCH（1，1）模型進(jìn)行分析，股改期間方程方差的估計結(jié)果如下：

由于AIC和SC準(zhǔn)則能很好的反應(yīng)模型的估計精度和參數(shù)的選取，其值越小代表模型擬合越好；而對數(shù)似然值越大越好，如圖，GARCH（1，1）模型中各系數(shù)在1%水平下均統(tǒng)計顯著，Loglikeli-hood=1751.986，AIC=-5.398105，SC=-5.377392滿足約束條件，具有可預(yù)測性，表明GARCH模型已經(jīng)比較好的擬合了收益率的波動情況。對股改之后上證指數(shù)日收益率建立GARCH（1，1）模型，方差方程估計結(jié)果為：

Loglikelihood=3298.101，AIC=-5.410674，SC=-5.398100滿足約束條件，具有可預(yù)測性，表明GARCH模型已經(jīng)比較好的擬合了收益率的波動情況。通過本節(jié)的分析可以認(rèn)為，上證綜合指數(shù)的收益率時間序列存在異方差，這一序列存在“尖峰厚尾”和聚集現(xiàn)象，不服從正態(tài)分布，ARCH效應(yīng)顯著，表現(xiàn)為波動集聚性。通過對兩個時期時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行GARCH建模，能很好的挖掘內(nèi)在信息，對波動進(jìn)行預(yù)測，從而消除ARCH效應(yīng)，提高回歸的可靠性。

三、結(jié)論

股改前后上證收益率下降，表明投資熱情衰減，對股市的影響存在短期效應(yīng)。用GARCH模型對上證綜合指數(shù)的收益率時間序列建立回歸模型能很好的提取原始數(shù)據(jù)當(dāng)中的信息，回歸后的P值很小，參數(shù)表現(xiàn)顯著，經(jīng)過GARCH回歸后，基本消除了殘差序列中存在異方差性，殘差序列不再存在ARCH效應(yīng)，可知利用GARCH模型能很好的研究股權(quán)分置改革對證券市場波動性的影響。通過比較模型回歸，發(fā)現(xiàn)隨機(jī)誤差項(xiàng)和方差項(xiàng)的系數(shù)都變小了，這表明我國的證券市場波動性在股改期間和股改之后發(fā)生了變化，股改之后上證指數(shù)收益率的波動性得到了較好的平抑，說明市場經(jīng)過股改之后雖然收益率下降，但是波動性減小，風(fēng)險降低，市場做出了更加有利于投資者的反應(yīng)。