基于SVAR模型對(duì)人民幣NDF與即期市場(chǎng)價(jià)格聯(lián)動(dòng)關(guān)系的研究

吳廈嚴(yán)

(上海大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 上海 200444)

隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速發(fā)展，人民幣的國(guó)際地位日益提高，人民幣也將逐漸成為多種國(guó)際性儲(chǔ)備貨幣之一，人民幣離岸市場(chǎng)日漸擴(kuò)大。自2005年7月21日人民幣匯率形成機(jī)制改革以來，人民幣匯率彈性顯著增強(qiáng)。但是由于人民銀行對(duì)于匯率的管制并未完全放開，人民幣在資本項(xiàng)目下不能自由兌換，境外投資者進(jìn)入我國(guó)貨幣市場(chǎng)尚有諸多限制[1]。早在20世紀(jì)90年代中期，在新加坡和香港相繼出現(xiàn)的離岸人民幣無本金交割遠(yuǎn)期交易(NDF)市場(chǎng)近年來取得了長(zhǎng)足的發(fā)展[2]。

對(duì)于主權(quán)貨幣即期市場(chǎng)與NDF市場(chǎng)的研究由來已久，JinwooPark(2001)的研究認(rèn)為，在1997年前，韓元存在著單向的由即期市場(chǎng)向NDF市場(chǎng)傳遞的報(bào)酬溢出效應(yīng)和相互傳遞的波動(dòng)溢出效應(yīng)；1997年后韓國(guó)逐漸放開對(duì)匯率的管制，韓元?jiǎng)t存在著單向的由NDF市場(chǎng)向即期市場(chǎng)傳遞的報(bào)酬溢出和波動(dòng)溢出效應(yīng)，匯改制度改變了兩個(gè)市場(chǎng)之間的關(guān)系[3]。

近年來，隨著人民幣匯率逐漸市場(chǎng)化，學(xué)術(shù)界對(duì)于人民幣在岸市場(chǎng)與離岸市場(chǎng)之間的關(guān)系開始關(guān)注，與此相關(guān)的諸多研究多停留在理論方面，而通過模型建立和數(shù)據(jù)分析的研究則較少。歐陽(yáng)政、林鵬輝[4](2011)從套期保值交易者與投機(jī)商之間的力量對(duì)比方面分析認(rèn)為，在長(zhǎng)期NDF市場(chǎng)中，NDF的報(bào)酬率單向的引導(dǎo)即期市場(chǎng)，而在短期NDF市場(chǎng)中，NDF市場(chǎng)與即期市場(chǎng)的雙向酬率溢出。

筆者受JinwooPark研究啟發(fā)，對(duì)2005年中國(guó)匯改后的即期市場(chǎng)與NDF市場(chǎng)進(jìn)行對(duì)比研究，探討人民幣即期市場(chǎng)與NDF市場(chǎng)的價(jià)格關(guān)系。

1模型設(shè)定及變量選擇

1.1 模型設(shè)定

假設(shè)人CNYUSD表示人民幣對(duì)美元的即期匯率，NDF_M1表示新加坡離岸人民幣無本金交割遠(yuǎn)期交易1月期匯率，NDF_M3表示新加坡離岸人民幣無本金交割遠(yuǎn)期交易3月期匯率，NDF_M12表示新加坡離岸人民幣無本金交割遠(yuǎn)期交易12月期匯率。同期的CNYUSD、NDF_M1、NDF_M3、NDF_M12間的相互影響則可理解為市場(chǎng)信息的同期變化；同樣NDF_M1、NDF_M3、NDF_M12對(duì)CNYUSD的滯后影響可以理解為市場(chǎng)積累的歷史信息對(duì)當(dāng)前匯率產(chǎn)生了作用。

本文用C.A.Sims(1980)提出的結(jié)構(gòu)向量自回歸模型(SVAR)來描述CNYUSD、NDF_M1、NDF_M3、NDF_M12的同期和滯后效應(yīng)[5]。即：C0yt=Г1yt-1+Г2yt-2+…+Гpyt-p+ut，t=1，2，…，T

(1)

C0為4×4維矩陣，主對(duì)角線元素為1，Гt為是i階滯后內(nèi)生變量的4×4維系數(shù)矩陣[6]。

1.2 數(shù)據(jù)選取

2005年7月21日人民幣匯率形成機(jī)制改革實(shí)施后，中國(guó)人民銀行于每個(gè)工作日閉市后公布當(dāng)日銀行間外匯市場(chǎng)美元等交易貨幣對(duì)人民幣匯率的收盤價(jià)，作為下一個(gè)工作日該貨幣對(duì)人民幣交易的中間價(jià)格。自2006年1月4日起，人民銀行授權(quán)中國(guó)外匯交易中心于每個(gè)工作日上午9時(shí)15分對(duì)外公布當(dāng)日人民幣對(duì)美元匯率中間價(jià)，作為當(dāng)日銀行間即期外匯市場(chǎng)(含OTC方式和撮合方式)以及銀行柜臺(tái)交易匯率的中間價(jià)。為消除2005年匯改前匯率管制對(duì)于模型的影響，本文數(shù)據(jù)選取2005年8月至2011年12月新加坡人民幣NDF市場(chǎng)的月度數(shù)據(jù)。

本文數(shù)據(jù)源于彭博數(shù)據(jù)庫(kù)，運(yùn)用Eviews6.0和Excel軟件進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，數(shù)字保留小數(shù)點(diǎn)后4位。

1.3 Lag滯后期的確定

在建立SVAR模型之前需要確定模型的滯后期，根據(jù)經(jīng)驗(yàn)及相關(guān)參數(shù)做出選擇，表1中標(biāo)注*的為此種參考系中最優(yōu)滯后期間選擇。在2005～2011年的數(shù)據(jù)區(qū)間內(nèi)最優(yōu)的滯后期為滯后1階，模型記作SVAR(1)。

表1 2005-2011月度數(shù)據(jù)滯后期確定指標(biāo)

1.3 估計(jì)結(jié)構(gòu)因子

假設(shè)C0為主對(duì)角線為1的下三角矩陣，B為對(duì)角矩陣。

Model: Ce = Bu where E[uu']=IRestriction Type: short-run pattern matrixC= 1000C(1)100C(2)C(4)10C(3)C(5)C(6)1B = C(7)0000C(8)0000C(9)0000C(10)

估計(jì)結(jié)果見表2。由表2可知，數(shù)據(jù)平穩(wěn)，可以進(jìn)行脈沖響應(yīng)和方差分解。

表2 估計(jì)結(jié)構(gòu)因子估計(jì)結(jié)果

2 模型檢驗(yàn)與實(shí)證分析

2.1 Granger因果檢驗(yàn)

SVAR模型各序列之間Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果見表3。

表3 Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果

由表3可知，NDF_M1、NDF_M3、NDF_M12是CNYUSD的Granger原因，反之不然。NDF短期價(jià)格是NDF中長(zhǎng)期價(jià)格的Granger原因，而Granger中長(zhǎng)期價(jià)格之間Granger因果關(guān)系不顯著。因此，下文的檢驗(yàn)分析將只考慮NDF_M1、NDF_M3、NDF_M12對(duì)于CNYUSD的影響情況。

2.2 脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)用于衡量模型受到某種沖擊時(shí)對(duì)系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)影響，能夠比較直觀地刻畫出變量之間的動(dòng)態(tài)交互作用及其效應(yīng)[6]。為了更準(zhǔn)確地刻畫利率和匯率變動(dòng)對(duì)價(jià)格指數(shù)在短期、中期、長(zhǎng)期不同的影響，筆者選取60個(gè)月的滯后期，圖1、圖2和圖3分別表示CNYUSD對(duì)NDF_M1、NDF_M3、NDF_M12脈沖響應(yīng)圖；圖4、圖5和圖6分別表示NDF_M1、NDF_M3、NDF_M12對(duì)CNYUSD脈沖響應(yīng)圖。

圖1 NDF_M1引起CNYUSD的響應(yīng)函數(shù)

圖2 NDF_M3引起CNYUSD的響應(yīng)函數(shù)

圖3 NDF_M12引起CNYUSD的響應(yīng)函數(shù)

由圖1 可以看出，在本期給NDF_M1一個(gè)正沖擊后，USDCNY在前20期穩(wěn)定增長(zhǎng)，在第21期達(dá)到最高0.041010，隨后穩(wěn)定下降。

由圖2可以看出，在本期給NDF_M3一個(gè)正沖擊后，USDCNY在前19期穩(wěn)定增長(zhǎng)，在第20期達(dá)到最高0.022534，隨后穩(wěn)定下降。

由圖3可以看出，在本期給NDF_M12一個(gè)正沖擊后，USDCNY在前17期穩(wěn)定增長(zhǎng)，在第18期達(dá)到最高0.012855，隨后穩(wěn)定下降。

圖1、圖2和圖3綜合表明，給予NDF_M1、NDF_M3、NDF_M12正沖擊后，經(jīng)過市場(chǎng)傳遞給即期市場(chǎng)，同時(shí)這項(xiàng)沖擊具有較長(zhǎng)的持續(xù)效應(yīng)。同時(shí)還可以得出NDF_M1給CNY帶來的沖擊幅度要遠(yuǎn)大于NDF_M3和NDF_M12。

2.3 方差分析

通過方差分解的方法，可以NDF各期對(duì)于CNYUSD變動(dòng)的貢獻(xiàn)程度，圖4為方差分解的結(jié)果，橫軸表示滯后期數(shù)，縱軸表示貢獻(xiàn)程度。

圖4 NDF_M1、NDF_M3、NDF_M12引起CNYUSD的貢獻(xiàn)程度

由圖4可知，不考慮即期匯率自身的貢獻(xiàn)率，NDF_M1對(duì)CNYUSD的貢獻(xiàn)最大最高達(dá)到39.18%，其次是NDF_M3達(dá)到11.88%，NDF_M12則貢獻(xiàn)率較小，只有3.88%左右。

3 討論

由Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，NDF_M1、NDF_M3、NDF_M12是 CNYUSD的Granger原因，即人民幣遠(yuǎn)期市場(chǎng)決定了即期市場(chǎng)的價(jià)格走向。自匯改以來，中國(guó)人民銀行公布的人民幣對(duì)美元中間價(jià)是OTC及銀行間撮合的結(jié)果，作為最大的坐市商，中國(guó)人民銀行有能力影響人民幣對(duì)美元的中間價(jià)。同時(shí)中國(guó)人民銀行是我國(guó)的中央銀行，肩負(fù)調(diào)控市場(chǎng)的職能，所以其公布的中間價(jià)并不完全體現(xiàn)市場(chǎng)的意志且含有較大的政治成分。央行的市場(chǎng)干預(yù)行為只能影響即期匯率。對(duì)于NDF市場(chǎng)影響甚微。同時(shí)雖然我國(guó)現(xiàn)行的匯率政策，即每日匯率變動(dòng)為中間價(jià)上下浮動(dòng)1%，可以幫助央行有效的影響人民幣即期匯率，但隨著我國(guó)對(duì)匯率管制的不斷放松，中國(guó)人民銀行將面臨越來越大的市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)，如何防反規(guī)避新的風(fēng)險(xiǎn)或?qū)⒊蔀槿嗣胥y行亟待解決的問題。

根據(jù)人民幣兌美元即期匯率對(duì)NDF 1月期、3月期、12月期的脈沖響應(yīng)和方差分解來看，1月期NDF對(duì)即期匯率的影響遠(yuǎn)大于3月期和12月期對(duì)于人民幣即期匯率的影響。對(duì)于這種現(xiàn)象本文有兩種解釋：①在1月期NDF市場(chǎng)，金融機(jī)構(gòu)、投機(jī)者、套期保值者的交易非常活躍，充分的市場(chǎng)博弈使得1月期的NDF市場(chǎng)更加容易接近均衡，做到人民幣匯率的價(jià)值發(fā)現(xiàn)，中國(guó)人民銀行通過市場(chǎng)行為影響人民幣即期匯率時(shí)，主要參考的也是短期市場(chǎng)數(shù)據(jù)，央行缺乏對(duì)于長(zhǎng)期匯率控制能力；②Granger因果檢驗(yàn)顯示3月期NDF匯率和12月期NDF匯率Granger影響1月期NDF匯率，1月期NDF匯率可視為中遠(yuǎn)期共同影響的結(jié)果，故其對(duì)于即期匯率的影響最為顯著。

參考文獻(xiàn)：

[1]Joshua Klein Lipman. Law of yuan price: estimating equilibrium of the renminbi[J]. Michigan Journal of Business, 2011, 4(2): 61.

[2]Zhaodan Huang and Stephen Neun. The effectiveness of fed intervention on the USD/DM foreign exchange market [J]. Global Economy Journal, 2006, 6(2):1.

[3]Park Jinwoo. Information flows between non -deliverable forward (NDF) and spot markets: evidence from Korean currency [J].Pacific-Basin Finance Journal，2001，9(4):363.

[4]歐陽(yáng)政，林鵬輝.人民幣NDF與即期市場(chǎng)間信息傳遞及互動(dòng)關(guān)系研究[J].金融財(cái)稅,2011,30(4):81.

[5]高鐵梅.計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模(第2版)[M].北京:清華大學(xué)出版社,2005.267.

[6]張欣，人民幣利率、匯率波動(dòng)對(duì)我國(guó)價(jià)格水平影響的比較研究—基于SVAR模型的實(shí)證分析[J].金融理論與實(shí)踐，2011，32(11)：64.