基于GARCH族模型的上證50ETF期權(quán)定價研究

【摘要】考慮到金融資產(chǎn)日收益率分布普遍地存在顯著的尖峰厚尾現(xiàn)象，且其波動率存在時變性特征，本文運用自回歸條件異方差系列模型（GARCH模型、TGARCH模型和EGARCH模型）來建模上證50ETF收益的波動率，并應(yīng)用于上證50ETF期權(quán)定價。數(shù)值結(jié)果表明：上證50ETF收益率波動存在明顯的時變性特征；由GARCH族模型計算得到的期權(quán)價格，與真實價格之間不存在顯著差異；此外，考慮了非對稱性波動影響的TGARCH和EGARCH模型，要比GARCH模型能更好刻畫現(xiàn)實市場波動率動態(tài)特性，從而取得了更高的期權(quán)定價準(zhǔn)確度。

【關(guān)鍵詞】GARCH模型 TGARCH模型 EGARCH模型 期權(quán)定價 蒙特卡洛模擬

一、引言

金融衍生品掛牌交易，是基于通貨膨脹、供需情況、匯率、利率及標(biāo)的物價格未來走勢的預(yù)期等信息基礎(chǔ)上競價成交的，因而交易價格的變化反映了市場的供需關(guān)系，是現(xiàn)貨價格未來走勢的重要信息來源，可為現(xiàn)貨市場的成交價格提供重要的參考作用。此外，金融衍生工具不僅能夠進(jìn)行市場預(yù)期并發(fā)現(xiàn)價格，而且可以通過套期保值來降低價格風(fēng)險。因此，自產(chǎn)生以來，金融衍生工具交易量呈逐年上升趨勢，已經(jīng)成為整個市場體系不可缺少的一個重要組成部分。經(jīng)過多年的發(fā)展，我國的資本市場也不斷地走向成熟，在經(jīng)過長時間的籌備與模擬測試，我國首個期權(quán)合約品種“上證50ETF期權(quán)”終于應(yīng)運而生，于2015年2月9日正式在上海證券交易所掛牌交易，個股期權(quán)等其他更多的交易品種也有望在年后推出，由此，2015年也被稱為是中國期權(quán)的元年。但是，由于我國期權(quán)市場剛剛成立，對于符合我國國情的金融衍生工具的定價研究仍較為缺乏。

國內(nèi)外學(xué)術(shù)界對期權(quán)的定價理論研究有著很長的歷史。1973 年由Blake和Scholes提出的傳統(tǒng)的B-S模型是一個假設(shè)股票價格服從幾何布朗運動，在無套利的分析框架下給出的期權(quán)定價公式[1]。Merton（1976）認(rèn)為市場證券的價格分布往往并非是光滑移動的，而是呈現(xiàn)間斷的“跳空”過程，提出了一種股票價格遵循跳躍過程的模型，在股票價格服從幾何布朗運動之上加入了各種跳躍[2]。這兩個模型中都包含了常數(shù)波動率假設(shè)，但是越來越多的實證研究結(jié)果表明，金融產(chǎn)品的收益率分布存在著顯著的尖峰、厚尾和非對稱等特征。同時，其波動率也并非常數(shù)，而具有時變性、波動聚集性。所以，放松波動率為常數(shù)的假設(shè)，研究波動率的動態(tài)變化特性，這對于提升期權(quán)定價的準(zhǔn)確性具有重要意義。

針對這一內(nèi)容，當(dāng)前國內(nèi)外很多學(xué)者都做出了不懈地努力，研究工作大體上可歸為兩大類：一是，為資產(chǎn)收益波動率構(gòu)建適當(dāng)?shù)倪B續(xù)動態(tài)方程，如假設(shè)波動率為隨機(jī)過程，Hull和White（1987）[3]、Scott（1987）[4]、Heston（1993）[5]等建立了隨機(jī)波動率模型；Bates（1996）[6]和Scott（1997）[7]建立了隨機(jī)波動跳-擴(kuò)散模型，該模型的優(yōu)點是能較好刻畫出隱含波動率的“微笑”與“偏斜”效應(yīng)。然而，由于非交易的波動是不能任意用現(xiàn)存資產(chǎn)來復(fù)制，因此，波動率方程自身的模型誤定風(fēng)險（misspecificationerror）會使期權(quán)定價更加復(fù)雜化。盡管從數(shù)學(xué)角度可以通過一些不現(xiàn)實的假設(shè)來簡化波動風(fēng)險模型，但金融實踐中要用此模型計算出期權(quán)定價，仍然需要使用復(fù)雜的數(shù)量方法。第二個分支是，利用時間序列方法來構(gòu)建波動率的離散動力系統(tǒng)，如廣義條件自回歸（GARCH）系列模型{1}。GARCH族模型在某種意義上可視為隨機(jī)波動率模型的離散時間版本，其優(yōu)點在于：能直接從股票的歷史價格中得出收益波動率，而不必從同期其他期權(quán)推出內(nèi)含波動率；此外，它具有一定的波動率預(yù)測功能。

自GARCH模型提出以后，人們自然聯(lián)想到利用GARCH模型來定價期權(quán)。Duan（1995）通過局部風(fēng)險中性定價關(guān)系（localrisk- neuralvaluationrelationship），建立了基于GARCH模型的離散時間序列的期權(quán)定價模型。Hardle和Hanfner（2000）在Duan的工作的基礎(chǔ)上，應(yīng)用TGARCH模型對德國市場期權(quán)進(jìn)行定價，發(fā)現(xiàn)基于TGARCH模型的定價結(jié)果與BS模型和GARCH模型相比，更接近真實價格。Jong和Lehnert（2001）則認(rèn)為EGARCH模型能較好地刻畫不同期限的“波動率微笑”曲線，構(gòu)建了一個估計指數(shù)期權(quán)局部波動率的EGARCH模型，并成功地解釋和預(yù)測了實際的波動率[10]。王健，李超杰，何建敏（2006）建立了有交易成本的GARCH 擴(kuò)散期權(quán)定價模型[11]。LouisH.Ederington，WeiGuan（2007）對GARCH系列所有模型做了實證研究，發(fā)現(xiàn)GARCH（1，1）和TGARCH模型在高波動的時間段內(nèi)預(yù)測偏差特別大[12]。Christoffersen，Elkamhi，F(xiàn)eunou（2007）基于Duan（1995）的GARCH模型，分析了條件非正態(tài)分布和條件正態(tài)分布下的定價差異，發(fā)現(xiàn)前者的定價效果要好于后者[13]。

然而，到目前為止，用GARCH族模型對上證50ETF期權(quán)進(jìn)行定價研究的，并不多見，部分原因在于上證50ETF期權(quán)誕生時間非常短暫。因此，本文嘗試在這方面做點工作，利用GARCH族模型對上證50ETF期權(quán)進(jìn)行定價研究，試圖通過比較三個模型的定價效果，探尋適用于我國現(xiàn)階段50ETF期權(quán)市場的定價模型。

二、GARCH族模型

（一）GARCH模型

傳統(tǒng)時間序列模型都假定波動率并不隨時間變化的，但在現(xiàn)實市場中波動率具有時變性。Engle提出的ARCH模型能夠很好刻畫波動率的這種時變特性。

對于某一時間序列yt，其變化規(guī)律可由下述回歸模型描述：

■ （1）

在t時刻可獲得的信息集為Ωt-1的條件下，誤差項εt遵循以0為期望、ht為條件方差的正態(tài)分布，即■=0，■亦可寫作■，其中■。

■ （2）

其中，■，且■，即條件方差具有m階自回歸形式，則稱誤差項εt服從m階自回歸條件異方差，記■過程。

上面定義的條件方差，可理解為在己知信息集為Ωt-1（該信息集包括前期所有的誤差項信息，如■的條件下，t時刻干擾項εt的方差。對于由公式（2）表示的條件方差，表明前期的m階誤差項對本期誤差項εt有著正向且持續(xù)的影響。通過該機(jī)制，當(dāng)前期誤差值較大時，本期誤差值就較大；當(dāng)前期誤差值較小時，本期誤差值就較小。由此較好的刻畫了ARCH模型所描述的波動率集聚現(xiàn)象。當(dāng)隨機(jī)誤差項具有異方差性，若用傳統(tǒng)的最小二乘法估計就會產(chǎn)生偏差，若使用ARCH模型，則可提高預(yù)測精度，亦可知其準(zhǔn)確性。當(dāng)方差較大時，預(yù)測值的置信區(qū)間會較小，故具有較好的可靠性。

雖然ARCH模型較傳統(tǒng)的時間序列模型有所改進(jìn)，但是仍存在很多缺點，如在現(xiàn)實中應(yīng)用ARCH模型，為了得到更好的擬合效果需要很大的階數(shù)m，這樣不僅增大了計算量，還會帶來諸如解釋變量多重共線性等其他問題。為了修正ARCH模型的缺點，Bollerslev在1986年對ARCH模型進(jìn)行擴(kuò)展，得到了GARCH模型：

■ （3）

由（3）式可看出，GARCH模型與ARCH模型的不同之處在于：擾動項εt的條件方差不僅受到前期殘差項平方（■）的影響外，還要受到條件方差滯后項（■）的影響。因此GARCH模型比ARCH模型更具有一般性。同時，ARCH模型只是GARCH（p，q）中q=0時的一個特例。GARCH模型具有很強的概括能力，可以用低階的GARCH模型來代表高階的ARCH模型，從而使得模型的識別和估計都變得比較容易。

（二）EGARCH模型

從式看，GARCH模型確實在很大程度上解決了ARCH模型的一些缺陷，且具有較好的可操作性，但GARCH模型（3）依然存在一些缺陷而無法完全刻畫金融時間序列波動率的特征，其中最重要的一個缺陷是：GARCH模型沒有反映“利空”消息和“利好”消息對股價產(chǎn)生非對稱性沖擊這個事實。為克服此缺陷，Nelson（1991）將市場信息的非對稱影響效應(yīng)融入到GARCH模型中，提出了指數(shù)GARCH模型，即EGARCH模型。

對于序列■，其中■，Vt服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布，即Vt～N（0，1）。EGARCH（1，1）模型的條件方差方程可寫成：

■ （4）

等式左邊是條件方差的對數(shù)，這意味著杠桿影響是指數(shù)的，而不是二次的，所以條件方差的預(yù)測值一定是非負(fù)的。

非對稱效應(yīng)的存在能夠通■過的假設(shè)得到檢驗。只要■，沖擊的影響就存在著非對稱性。

更高階的EGARCH（p，q）模型可表示為：

■ （5）

實際應(yīng)用中，通常會對上述模型進(jìn)行變換，由■，可得■，模型可變換為：

■ （6）

雖然式（6）和Nelson的模型（5）設(shè)定的不同，但是在對這兩個模型進(jìn)行估計而得到的結(jié)果中，系數(shù)α和β的估計量是相同的，不同的只是截距項ω的值，它將根據(jù)分布假設(shè)和階數(shù)p的變化而變化，這并不影響分析的結(jié)果。同時Nelson假設(shè)vt的條件分布是服從廣義誤差分布（GED），而在實際應(yīng)用中，可以允許其在正態(tài)分布、學(xué)生t分布和GED分布中進(jìn)行選擇。

（三）TGARCH模型

與EGARCH模型目的相似，為刻畫市場波動率的非對稱效應(yīng)，Zakoian（1994）提出了TGARCH模型，該模型中的條件方差方程被設(shè)定為：

■ （7）

其中■是一個虛擬變量，當(dāng)■時，■；否則，■；只要■，就存在非對稱效應(yīng)。

在式（7）中，條件方差方程中的■項，稱為非對稱效應(yīng)項，或TGARCH項。條件方差方程表明ht依賴于前期的殘差平方■和條件方差■的大小。好消息（■>0）和壞消息（■<0）對條件方差產(chǎn)生不同的影響：好消息有一個α倍的沖擊，即■>0時，■=0，式（7）中的非對稱項不存在；而壞消息則有一個■倍的沖擊，這是因為，當(dāng)■<0時，■=1，此時非對稱項出現(xiàn)。如果γ>0，說明存在杠桿效應(yīng)，利空消息對市場產(chǎn)生的沖擊要比利好消息的程度大，即非對稱效應(yīng)的主要效果是使得波動加大；如果γ<0，表明利好消息會帶來更強的市場波動而利空消息會降低市場的波動，即非對稱效應(yīng)的作用是使得波動減小。

三、基于GARCH族模型的期權(quán)定價原理

下面主要以Hardle和Hanfner（2000）構(gòu)建的基于TGARCH模型的期權(quán)定價為例，闡述期權(quán)定價的基本原理。該文選擇的風(fēng)險溢價均值方程為：

■ （8）

式中，ω，α，β是滿足平穩(wěn)條件的常數(shù)。λ可以解釋為每一風(fēng)險的單位溢價。

模型（8）是在自然測度P下進(jìn)行估計的。為得到風(fēng)險中性測度Q下的鞅過程，Duan（1995）構(gòu)造了一個新的誤差項ηt。ηt加入了時變風(fēng)險溢價，即■。在測度Q下，模型變?yōu)椋?/p>

■ （9）

運用蒙特卡洛模擬的方法，模擬出基于GARCH模型（9）的風(fēng)險資產(chǎn)價格時間序列。由于這是在風(fēng)險中性概率的條件下進(jìn)行模擬的，所以可以通過無風(fēng)險利率對期末現(xiàn)金流進(jìn)行貼現(xiàn)，這樣就可以估算出期權(quán)的價值了。

值得一提的是，GARCH模型的起始波動率σ0選擇，對期權(quán)定價結(jié)果具有一定影響。本文采用現(xiàn)有文獻(xiàn)普遍使用的穩(wěn)態(tài)波動率，作為GARCH模型的起始波動率。由GARCH模型（9）知，穩(wěn)態(tài)波動率■為■。

考慮到GARCH模型在我國證券市場的實證結(jié)果[14]，證券收益均值方程一般寫成

■

再應(yīng)用Duan（1995）方法，將上述方程轉(zhuǎn)換為風(fēng)險中性測度Q下標(biāo)的資產(chǎn)價格方程，即

■ （10）

其中νt為標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布隨機(jī)變量。

最后，通過迭代就能得到期權(quán)到期日T時刻的價格PT。從而，由蒙特卡洛模擬方法得到的期權(quán)價格可表達(dá)為：

■ （11）

其中M為獨立仿真的資產(chǎn)價格路徑數(shù)。

基于EGARCH和TGARCH模型的期權(quán)定價方法與上面基本類似，僅波動率的計算方法有所不同。在此不再贅述。

四、數(shù)值實驗

（一）數(shù)據(jù)選取

關(guān)于基礎(chǔ)標(biāo)的資產(chǎn)，本文選用2005年2月23日-2015年4月7日上證50ETF每日收盤價（共計2459個數(shù)據(jù)）作為原始數(shù)據(jù)，并基于此構(gòu)建GARCH族模型?？紤]到在此期間內(nèi)上證50ETF的分紅派息等會導(dǎo)致權(quán)益變化，進(jìn)而導(dǎo)致價格的非交易性變動，因此本文選取復(fù)權(quán)后的收盤價作為本文的數(shù)據(jù)源。

由于上證50ETF期權(quán)在我國是新鮮事物，可用的歷史數(shù)據(jù)并不長。為避免“新鮮事物效應(yīng)”對期權(quán)價格的影響，本文刻意選取該期權(quán)已穩(wěn)定運行一段時間后的市場數(shù)據(jù)：選取距離到期日2015年4月22日還有10個交易日{(diào)2}（即采樣2015年4月8日）的4月份看漲期權(quán)的收盤價數(shù)據(jù)。選擇超短到期的期權(quán)數(shù)據(jù)，原因在于：第一，距離到期日時間越短，期權(quán)價格對波動率的敏感程度越強；第二，國際市場上超短到期的期權(quán)交易活躍，應(yīng)用也很廣。因此，分析這樣的期權(quán)價格將更加具有現(xiàn)實意義。

此外，考慮到流動性與期權(quán)價格的關(guān)系，本文只選取成交量大于等于1000份的期權(quán)價格數(shù)據(jù)，原因是交投活躍的期權(quán)交易可能驅(qū)使出較為合理的成交價格。

由于看跌期權(quán)可以通過期權(quán)的平價定理與看漲期權(quán)進(jìn)行相互的轉(zhuǎn)化，所以本文不選取看跌期權(quán)數(shù)據(jù)。

關(guān)于無風(fēng)險利率的選取，本文選擇一年定期銀行存款利率作為無風(fēng)險利率，根據(jù)中國銀行最新公布的一年定期銀行存款利率，本文取r=2.75%。當(dāng)然，也可選取其他利率，如Shibor，作為無風(fēng)險利率。但這并不對本文最后結(jié)論構(gòu)成任何實質(zhì)性影響。

記第t天的收盤價格為Pt，本文用rt來表示第t天的對數(shù)收益率，有■，收益率rt的表達(dá)式為：■。對數(shù)日收益率rt生成樣本時間序列。采用EVIEWS6.0對序列rt進(jìn)行基本的統(tǒng)計分析，樣本及其基本的統(tǒng)計結(jié)果如下圖：

從圖2我們可以清晰的看到，上證50ETF的日收益率存在明顯的集聚性效應(yīng)。由圖3展示了上證50ETF日收益率的基本統(tǒng)計特征；右側(cè)的統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，日收益率均值為0.000643，偏度為0.084636，峰度7.08666。Jarque-Bera統(tǒng)計檢驗顯示，該日收益率服從正態(tài)分布的概率幾乎為零。此外，圖3也顯示：收益率為極端值的情形，還是有顯著異于0的頻次發(fā)生的。這充分說明：上證50ETF的日收益率分布具有“右偏、超峰和肥尾”特征。

（二）模型參數(shù)估計

基于上證50ETF的歷史價格，本文采用極大似然法對GARCH族模型的參數(shù)進(jìn)行估計，并對參數(shù)結(jié)果進(jìn)行相應(yīng)的分析。

三個模型的參數(shù)估計結(jié)果如下表：

從模型參數(shù)估計結(jié)果本文可以看出，全部參數(shù)在5%的顯著水平下都是顯著的，GARCH族模型能夠很好地刻畫上證50ETF價格收益率波動聚集的特性。特別地，TGARCH和EGARCH的非對稱項系數(shù)都是顯著的，這說明上證50ETF價格的波動存在顯著的非對稱性。

（三）數(shù)值結(jié)果與分析

模型參數(shù)確定后，本文采用蒙特卡洛模擬方法，對上證50ETF4月份看漲期權(quán)從2015年4月8日-2015年4月22日期間內(nèi)10個交易日的價格進(jìn)行模擬（4月23日為期權(quán)到期日）。在模擬波動率的過程當(dāng)中，本文采用前文提到的穩(wěn)態(tài)波動率作為波動率模擬的初始值。模擬的天數(shù)以期權(quán)剩余期限T為準(zhǔn)。利用MATLABR2010b進(jìn)行編程，模擬計算30000次，得到三個模型輸出的期權(quán)價格。

為比較三個模型的擬合程度，本文選取了三個比較常用的比較指標(biāo)來判斷模型的優(yōu)劣，即平均絕對誤差（MAE），平均百分比絕對誤差（ARPE）以及平均百分比相對誤差（RPE）。三者的計算公式如下：

■ （12）

根據(jù)以上公式計算各模型的模擬誤差，結(jié)果如下表：

表4的數(shù)值結(jié)果顯示，針對本文當(dāng)前所選取的期權(quán)數(shù)據(jù)，三個定價模型輸出的期權(quán)價格與市場價格相當(dāng)接近，不存在顯著的差異。這表明，GARCH族模型能夠較好地刻畫上證ETF50指數(shù)收益率波動的動態(tài)特性。

從三個誤差指標(biāo)（平均絕對誤差MAE、平均百分比絕對誤差A(yù)RPE和平均百分比相對誤差RPE）的數(shù)值結(jié)果來看，TGARCH和EGARCH模型給出的期權(quán)價格與市場價格的偏差程度均比GARCH模型的要小。這說明，根據(jù)市場信息的非對稱影響效應(yīng)改進(jìn)的TGARCH和EGARCH模型的定價性能，確實要比GARCH模型好。換句話說，非對稱性GARCH模型，更能反映現(xiàn)實市場的實際情況。

進(jìn)一步地，平均百分比絕對誤差（ARPE）指標(biāo)的數(shù)值結(jié)果顯示，GARCH模型的定價總體要低于市場的實際價格，而TGARCH和EGARCH模型的定價則比市場價格稍微偏高。這表明：應(yīng)用GARCH模型對上證ETF50指數(shù)收益的波動特性建模，將可能會產(chǎn)生“波動率泄漏”問題，從而低估期權(quán)價格；而TGARCH和EGARCH模型則總體上高估波動率。有趣的是，本研究可能揭示出一種可能的針對上證ETF50期權(quán)的校準(zhǔn)方法：即結(jié)合GARCH模型和TGARCH（或EGARCH）模型二者的定價結(jié)果。

最后，考察GARCH族模型在實值期權(quán)（ITM，inthemoney）定價和虛值期權(quán)（OTM，outofthemeney）定價性能上的差異，以進(jìn)一步評判基于GARCH族模型的期權(quán)定價適用寬度。表5給出了基于GARCH、TGARCH和EGARCH模型的ITM和OTM看漲期權(quán)的定價誤差。

表5中的結(jié)果清晰地反映出，三個GARCH族模型對實值期權(quán)的定價效果均表現(xiàn)出色，平均百分比相對誤差（RPE）都在3%左右。然而，對于虛值期權(quán)的定價效果，在完全相同參數(shù)設(shè)置下，三個模型的定價性能表現(xiàn)，均相應(yīng)地比對實值期權(quán)進(jìn)行定價的效果要差。原因其實也一目了然地反映在表5中：對于參數(shù)確定的GARCH族模型，其輸出的實值期權(quán)和虛值期權(quán)的絕對定價誤差，在數(shù)量上無顯著差別；但由于虛值期權(quán)在數(shù)值上本身就非常小，往往較接近于0，因此，相對誤差就顯得額外大。要提高GARCH族模型在虛值期權(quán)上定價精度，一種簡便有效的方法是：提高模型的階數(shù)。注意到：表4和表5中的GARCH族模型，p=q=1。表6給出了當(dāng)p=2，q=1 時，三個GARCH族模型對虛值期權(quán)的定價效果。

表6中結(jié)果顯示，提升階數(shù)后的三個GARCH族模型對虛值期權(quán)的定價效果都一定程度的改善，具體體現(xiàn)為三個誤差指標(biāo)都降低，如平均百分比相對誤差（RPE）比低階模型給出的結(jié)果降低了2%～3%，這說明提高模型的階數(shù)確實能夠提升三個GARCH族模型對虛值期權(quán)的定價效果。

五、結(jié)論

本文基于GARCH族模型對上證50ETF期權(quán)進(jìn)行數(shù)值定價，得到以下結(jié)論：

一是總體來說，GARCH模型、TGARCH模型以及EGARCH模型給出的期權(quán)數(shù)值價格與實際價格，均不存在顯著的差異。這表明：GARCH族模型能較好地刻畫上證50ETF指數(shù)收益率的波動特性。

二是考慮了市場信息非對稱沖擊效應(yīng)的GARCH改進(jìn)模型，如TGARCH和EGARCH模型，其定價性能明顯優(yōu)于不作改進(jìn)的GARCH模型。這本質(zhì)上表明，“利空”消息和“利好”消息確實對上證50ETF指數(shù)波動產(chǎn)生非對稱性的沖擊效應(yīng)。

三是在完全相同參數(shù)設(shè)置下，GARCH族模型在實值期權(quán)上的定價性能，要略優(yōu)于在虛值期權(quán)上的定價表現(xiàn)。要提高GARCH族模型在虛值期權(quán)上定價精度，一種簡便有效的方法是：提高模型的階數(shù)。

注釋

{1}Engle（1982）提出了自回歸條件異方差（ARCH）模型，其假定收益率殘差服從條件正態(tài)分布，條件期望為零，條件方差為以前若干期收益率誤差平方的函數(shù)[8]。但該模型存在擬合時階數(shù)過大等問題。于是Bollerslev（1986）在ARCH型中引入無窮期誤差項，得到廣義自回歸條件異方差（GARCH）模型。Duan（1995）發(fā)表了GARCH期權(quán)定價模型，以GARCH（Generalized Autoregressive Conditional Heteroscedasticity）模型描述資產(chǎn)收益軌跡，反映了標(biāo)的資產(chǎn)條件波動性的改變[9]。在此基礎(chǔ)上，考慮到風(fēng)險溢價隨時間變化而變化的因素，Engle，Lilien&Robbins;（1987）提出了ARCH-M 模型。盡管如此，仍然無法解決利空消息和利好消息對股價產(chǎn)生不同沖擊的問題，考慮到波動率的非對稱性，Nelson（1991），Zakoian（1994）分別給出了EGARCH和TGARCH模型。

{2}這里特地關(guān)注“交易日”，而不是自然日，是因為用GARCH模型做時間序列仿真，仿真時長對應(yīng)的是“總的交易日”，而非自然日。

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作者簡介：張浩林（1992-），男，廣東佛山人，碩士研究生，研究方向：計算金融、量化投資。