人民幣即期匯率與NDF匯率的互動(dòng)關(guān)系研究

■黃周祥 首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)金融學(xué)院

一、引言

由次貸危機(jī)引發(fā)的全球金融危機(jī)對(duì)主要發(fā)達(dá)國(guó)家經(jīng)濟(jì)體產(chǎn)生了嚴(yán)重的沖擊，我國(guó)也難以獨(dú)善其身。金融危機(jī)影響我國(guó)的一個(gè)重要方面是改變了對(duì)人民幣單邊升值的預(yù)期。而關(guān)于人民幣匯率預(yù)期的一個(gè)重要指標(biāo)就是人民幣NDF（Non-Deliverable Forward，無(wú)本金交割外匯遠(yuǎn)期交易），它是一種衍生金融工具，常用于衡量海外市場(chǎng)對(duì)人民幣升值的預(yù)期。探析國(guó)際金融危機(jī)前后即期匯率與人民幣NDF的相互關(guān)系，有助于我們更加了解我國(guó)匯率市場(chǎng)的波動(dòng)特征，也有利于監(jiān)管者研究制定與之相對(duì)應(yīng)的政策，保持人民幣匯率的穩(wěn)定性。

二、文獻(xiàn)回顧

在研究國(guó)內(nèi)即期匯率與離岸NDF匯率的相互關(guān)系上，國(guó)內(nèi)外有不少學(xué)者提出了各自的觀點(diǎn)。Jinwoo Park（2001）運(yùn)用增廣GARCH模型表明，在韓元匯率制度改革前，即期匯率對(duì)NDF市場(chǎng)存在著單向的報(bào)酬溢出效應(yīng)和一個(gè)雙向的波動(dòng)溢出效應(yīng)。而改革后，只存在NDF市場(chǎng)對(duì)即期匯率的單向報(bào)酬溢出效應(yīng)和波動(dòng)溢出效應(yīng)。Hung-Gay FUNG等（2004）著重研究了人民幣NDF市場(chǎng)，發(fā)現(xiàn)2002年11月13日以后人民幣NDF從升貼水角度來(lái)看是折價(jià)的。

在國(guó)內(nèi)，研究匯改前后即期匯率與人民幣NDF相互關(guān)系的文章比較多。如黃學(xué)軍、吳沖鋒（2006）通過(guò)分別對(duì)1月期和1年期NDF與即期匯率的因果關(guān)系檢驗(yàn)，研究表明匯改以來(lái)，境內(nèi)外市場(chǎng)的相互作用加強(qiáng)。徐建剛等（2007）以MA（1）-GARCH（1，1）模型研究了人民幣NDF市場(chǎng)和即期市場(chǎng)間均值和波動(dòng)的溢出效應(yīng)，結(jié)果表明，兩個(gè)市場(chǎng)的波動(dòng)沒(méi)有相互溢出效應(yīng)，即期市場(chǎng)對(duì)人民幣NDF市場(chǎng)沒(méi)有報(bào)酬溢出效應(yīng)，而人民幣NDF市場(chǎng)對(duì)即期市場(chǎng)具有報(bào)酬溢出效應(yīng)。呂旦菲等（2009）通過(guò)建立向量GARCH模型，考察匯改前后人民幣NDF與即期匯率兩市場(chǎng)間收益率的均值溢出效應(yīng)和波動(dòng)溢出效應(yīng)。研究金融危機(jī)前后即期匯率與人民幣NDF對(duì)比方面的實(shí)證文章甚少，因此，本文試圖探討金融危機(jī)前后即期匯率與人民幣NDF之間的相互關(guān)系。

三、數(shù)據(jù)

1.數(shù)據(jù)說(shuō)明與處理

本文研究數(shù)據(jù)的樣本區(qū)間為2005年7月22日至2011年6月1日。之所以選擇匯改后的這段時(shí)間，是因?yàn)閰R改前我國(guó)的匯率制度是固定匯率制，波動(dòng)幅度較小。即期匯率選用直接標(biāo)價(jià)法下人民幣對(duì)美元的名義匯率的中間價(jià)（記作：SPOT）。數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家外匯管理局官方網(wǎng)站。

人民幣NDF匯率采用1年期人民幣NDF，因?yàn)樵谒衅谙薜钠贩N中其交易最為活躍且交易量最大，因此，包含的信息量更多。數(shù)據(jù)來(lái)源于彭博數(shù)據(jù)庫(kù)。由于國(guó)內(nèi)外假期的不一致，因此把即期匯率與1年期人民幣NDF日期不一致的數(shù)據(jù)剔除，經(jīng)調(diào)整后樣本總共有1410個(gè)。其中金融危機(jī)前（2005.07.22-2008.09.15）樣本數(shù)為755個(gè)，金融危機(jī)后（2008.09.16-2011.06.01）樣本數(shù)位655個(gè)。

2.描述性統(tǒng)計(jì)分析與平穩(wěn)性檢驗(yàn)

表1 描述性統(tǒng)計(jì)分析與平穩(wěn)性檢驗(yàn)

表1描述了金融危機(jī)前后即期匯率與1年期人民幣NDF收益率的主要統(tǒng)計(jì)特征。從均值來(lái)看，無(wú)論是金融危機(jī)前還是金融危機(jī)后，即期匯率和1年期人民幣NDF收益率均值都接近于零。從波動(dòng)性來(lái)看，1年期人民幣NDF匯率收益率的波動(dòng)也比即期匯率大。從金融危機(jī)前后即期匯率收益率與1年期人民幣NDF收益率的偏度和峰度對(duì)比來(lái)看，兩者匯率收益率呈現(xiàn)尖峰和后尾特征。JB統(tǒng)計(jì)量的P值也表明兩者均非正態(tài)分布。從匯率收益率和匯率收益率平方的Ljung-Box Q統(tǒng)計(jì)量來(lái)看，金融危機(jī)前，即期匯率收益率與1年期人民幣NDF匯率收益率不存在自相關(guān)性，而它們的平方序列都存在明顯的自相關(guān)性。金融危機(jī)后，兩者均存在顯著的自相關(guān)性。這說(shuō)明即期匯率收益率與1年期人民幣NDF匯率收益率序列存在波動(dòng)的集聚性。因此可以考慮用GARCH模型描述它們的這種波動(dòng)集聚性。最后從ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)來(lái)看，金融危機(jī)對(duì)兩者沒(méi)有產(chǎn)生影響，都在1%顯著性水平下拒絕原假設(shè)，意味著各收益率序列都是平穩(wěn)的。

3.格蘭杰因果檢驗(yàn)

本文應(yīng)用格蘭杰因果檢驗(yàn)方法來(lái)研究人民幣即期匯率與1年期人民幣NDF匯率的報(bào)酬溢出關(guān)系。根據(jù)對(duì)兩者收益率序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)的結(jié)果，其收益率序列都是顯著平穩(wěn)的（見(jiàn)表1），因此可以對(duì)它們進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，不會(huì)出現(xiàn)偽回歸問(wèn)題。由于格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果對(duì)不同的滯后階數(shù)是敏感的，我們對(duì)兩者關(guān)系分別取1至7階滯后進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，以分析兩者收益率的變動(dòng)在一周內(nèi)的相互影響情況。

根據(jù)表2的結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)，金融危機(jī)前，對(duì)于任意滯后1至7階的格蘭杰因果檢驗(yàn)，我們都可以在1%的顯著性水平下拒絕“RNDF不是RSPOT的格蘭杰原因”的原假設(shè)，而我們只有在滯后3階以后，才能在5%的顯著性水平下拒絕“RSPOT不是RNDF的格蘭杰原因”的原假設(shè)。這意味著1年期人民幣NDF收益率的波動(dòng)是即期匯率收益率波動(dòng)的原因，即期匯率的波動(dòng)在滯后3期以后才能引起1年期人民幣NDF匯率收益率的波動(dòng)，說(shuō)明兩者在滯后3期以后互為因果。

表2 RSPOT與RNDF格蘭杰因果檢驗(yàn)

金融危機(jī)后，對(duì)于任意滯后1至7階的格蘭杰因果檢驗(yàn)，我們都可以在1%的顯著性水平上拒絕“RNDF不是RSPOT的格蘭杰原因”的原假設(shè)，在任意滯后階數(shù)都無(wú)法在5%的顯著性水平上拒絕“RSPOT不是RNDF的格蘭杰原因”的原假設(shè)。表明1年期人民幣NDF匯率收益率的波動(dòng)能對(duì)即期匯率收益率的波動(dòng)產(chǎn)生影響，而即期匯率收益率的波動(dòng)對(duì)1年期人民幣NDF匯率收益率的波動(dòng)不產(chǎn)生影響，存在著單邊市。徐蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果之所以與金融危機(jī)前有所不同，可能是因?yàn)樵诮鹑谖C(jī)后，為了穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，國(guó)家加強(qiáng)了對(duì)外匯市場(chǎng)的干預(yù)所導(dǎo)致的。

四、GARCH模型

1.模型

本文選用Hamao et al（1990）提出的方法來(lái)對(duì)比分析金融危機(jī)前后1年期人民幣NDF與即期匯率收益率的報(bào)酬溢出效應(yīng)和波動(dòng)溢出效應(yīng)。經(jīng)過(guò)對(duì)模型不同階數(shù)擬合情況的比較分析發(fā)現(xiàn)，采用MA（1）-GARCH（1，1）模型來(lái)考察兩個(gè)市場(chǎng)間存在的關(guān)聯(lián)性是最優(yōu)的。模型設(shè)定如下：

其中Rit表示i市場(chǎng)在t時(shí)刻的匯率對(duì)數(shù)收益率，εit為殘差序列且其分布服從廣義誤差分布（GED），σ2it為均值方程中殘差的條件方差。在（1）式中引入Rj，t-1是為了分析j市場(chǎng)對(duì)i市場(chǎng)是否存在報(bào)酬溢出效應(yīng)，在（2）式中引入σ2j，t-1是為了分析j市場(chǎng)對(duì)i市場(chǎng)是否存在波動(dòng)溢出效應(yīng)。因此，可以用系數(shù)β和δ分別考察兩市場(chǎng)間的報(bào)酬溢出效應(yīng)和波動(dòng)溢出效應(yīng)。

2.模型估計(jì)結(jié)果

在 得 到σ2i，t-1之 前，先 令βi=δi=0，并 假 設(shè)εit的 條件分布為正態(tài)分布，得到對(duì)單個(gè)市場(chǎng)進(jìn)行單變量MA（1）-GARCH（1，1）模型估計(jì)，估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表3。

對(duì)于即期匯率收益率（RSPOT），金融危機(jī)前，在5%的顯著性水平下，φi、LB（12）和LB2（12）都不具有統(tǒng)計(jì)意義上的顯著性，表明MA（1）反映了即期匯率收益率存在自相關(guān)性，而在金融危機(jī)后，則不存在自相關(guān)性。GARCH（1，1）模型的估計(jì)結(jié)果表明，無(wú)論是金融危機(jī)前還是金融危機(jī)后，θi和ωi均在1%的顯著性水平下顯著地大于0，且從P值來(lái)看，標(biāo)準(zhǔn)化殘差的LB2（12）在5%的顯著性水平下顯著小于χ2分布的臨界值，意味著GARCH模型很好的反映了人民幣即期匯率收益率的集群性。同理可得，在研究樣本期間內(nèi)，1年期人民幣NDF收益率（RNDF）在5%的顯著性水平下不存在自相關(guān)性。GARCH（1，1）模型同樣適用于分析1年期人民幣NDF收益率的集群性。

表3 即期匯率與1年期人民幣NDF收益率MA（1）-GARCH（1，1）模型的估計(jì)結(jié)果

即期匯率與1年期人民幣NDF收益率的均值和波動(dòng)溢出效應(yīng)見(jiàn)表4。結(jié)果表明，金融危機(jī)前，當(dāng)i=RSPOT，j=RNDF時(shí)，βi在1%的顯著性水平下異于0，表明從均值來(lái)看，1年期人民幣NDF市場(chǎng)對(duì)即期市場(chǎng)具有報(bào)酬溢出效應(yīng)。而當(dāng)i=RNDF，j=RSPOT時(shí)，βi在5%的顯著性水平下與0無(wú)顯著性的差異，表明即期市場(chǎng)對(duì)1年期人民幣NDF市場(chǎng)沒(méi)有報(bào)酬溢出效應(yīng)?？梢?jiàn)，1年期人民幣NDF市場(chǎng)對(duì)即期市場(chǎng)具有單向報(bào)酬傳導(dǎo)。δi的估計(jì)值在1%的顯著性水平下顯著大于0，表明即期匯率與1年期人民幣NDF收益率具有相互波動(dòng)溢出效應(yīng)。

表4 即期匯率與1年期人民幣NDF收益率的報(bào)酬和波動(dòng)溢出效應(yīng)

同理可得，金融危機(jī)后，當(dāng)i=RSPOT，j=RNDF時(shí)，1年期人民幣NDF市場(chǎng)對(duì)即期市場(chǎng)具有報(bào)酬溢出效應(yīng)和波動(dòng)溢出效應(yīng)；當(dāng)i=RNDF，j=RSPOT時(shí)，即期市場(chǎng)對(duì)1年期人民幣NDF市場(chǎng)沒(méi)有報(bào)酬溢出效應(yīng)和波動(dòng)溢出效應(yīng)。

五、結(jié)論

本文研究結(jié)果表明，金融危機(jī)前，1年期人民幣NDF市場(chǎng)對(duì)即期市場(chǎng)具有單向的報(bào)酬溢出效應(yīng)，且兩者具有相互波動(dòng)溢出效應(yīng)；金融危機(jī)后，1年期人民幣NDF市場(chǎng)對(duì)即期市場(chǎng)仍為單向的報(bào)酬溢出效應(yīng)，但兩者不在具有相互波動(dòng)溢出效應(yīng)，表現(xiàn)為1年期人民幣NDF市場(chǎng)對(duì)即期市場(chǎng)單向的波動(dòng)溢出效應(yīng)。這說(shuō)明金融危機(jī)對(duì)NDF市場(chǎng)的價(jià)格發(fā)現(xiàn)作用影響不大，卻顯著影響了即期市場(chǎng)的穩(wěn)定性。

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