市場(chǎng)分割、匯率期限結(jié)構(gòu)與外匯市場(chǎng)變動(dòng)的非對(duì)稱性*

李仲飛， 鄧柏峻， 張 浩

一、引 言

2009年4月，中國(guó)開(kāi)展跨境貿(mào)易人民幣結(jié)算試點(diǎn)，人民幣國(guó)際化邁出了堅(jiān)實(shí)的一步。從其他國(guó)家經(jīng)驗(yàn)來(lái)看，國(guó)際貨幣的形成離不開(kāi)離岸金融市場(chǎng)的推動(dòng)作用。美元的國(guó)際化得益于歐洲美元市場(chǎng)的建立，而日元的國(guó)際化則有賴于東京離岸金融市場(chǎng)的設(shè)立。自從跨境貿(mào)易人民幣結(jié)算試點(diǎn)以來(lái)，香港的人民幣離岸市場(chǎng)發(fā)展迅速、離岸市場(chǎng)人民幣的規(guī)模不斷增加。離岸市場(chǎng)的不斷發(fā)展壯大以及我國(guó)資本跨境自由流動(dòng)的受限，使得人民幣市場(chǎng)逐漸形成境內(nèi)和境外兩個(gè)市場(chǎng),匯率等相關(guān)產(chǎn)品也存在兩個(gè)價(jià)格，即存在市場(chǎng)分割的現(xiàn)象。其中，即期市場(chǎng)包括在岸人民幣匯率(CNY-SPOT)和離岸人民幣匯率(CNH-SPOT)；遠(yuǎn)期市場(chǎng)則包括在岸人民幣匯率遠(yuǎn)期(CNY-DF)、離岸人民幣匯率遠(yuǎn)期(CNH-DF)和無(wú)本金交割人民幣遠(yuǎn)期(NDF)。然而，在岸市場(chǎng)和離岸市場(chǎng)的匯率形成機(jī)制卻存在差異：前者是基于經(jīng)常賬戶國(guó)際收支的情況，并以國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展為基礎(chǔ)、實(shí)行以市場(chǎng)供求為基礎(chǔ)的有管理浮動(dòng)匯率制度；而后者則是基于離岸市場(chǎng)人民幣的需求和供給方的供求關(guān)系。匯率形成機(jī)制的差異使得離岸市場(chǎng)匯率更具有“市場(chǎng)色彩”，其波動(dòng)程度也會(huì)相應(yīng)較大(見(jiàn)圖1)；而在岸市場(chǎng)匯率更具有“政策色彩”，其變化較為緩和。從圖1可以看出，盡管CNY和CNH市場(chǎng)的走勢(shì)較為一致，但也會(huì)存在偏離。而這種離岸市場(chǎng)與在岸市場(chǎng)人民幣兌美元匯率的偏離會(huì)使得相關(guān)經(jīng)濟(jì)主體(進(jìn)口商或者出口商)獲利。

圖1 人民幣兌美元在岸市場(chǎng)(CNY)與離岸市場(chǎng)(CNH)匯率

市場(chǎng)分割引起的在岸與離岸兩個(gè)市場(chǎng)的人民幣價(jià)格差異，使得相關(guān)的衍生品價(jià)格也存在差異，并且這種差異會(huì)隨著遠(yuǎn)期匯率期限結(jié)構(gòu)的不同而不同。在人民幣國(guó)際化不斷推進(jìn)的背景下，隨著資本管制的逐步放松，在岸與離岸兩個(gè)市場(chǎng)的聯(lián)系越來(lái)越緊密，在岸與離岸市場(chǎng)的價(jià)格應(yīng)趨于一致，從而避免人民幣市場(chǎng)分裂、增加人民幣市場(chǎng)的統(tǒng)一和透明度、提高人民幣的國(guó)際地位。而且，從韓國(guó)和臺(tái)灣的經(jīng)驗(yàn)來(lái)看，在岸與離岸兩個(gè)市場(chǎng)價(jià)格的統(tǒng)一有助于減少套利、降低匯率市場(chǎng)波動(dòng)、維護(hù)匯率穩(wěn)定。若兩個(gè)市場(chǎng)價(jià)格差異較大或變動(dòng)不一致，資本項(xiàng)目下可自由兌換的開(kāi)放必然會(huì)引起大量套利資本進(jìn)入境內(nèi)市場(chǎng)，對(duì)我國(guó)的金融市場(chǎng)帶來(lái)嚴(yán)重沖擊。因此，本文將主要研究具有不同期限結(jié)構(gòu)的離岸和在岸市場(chǎng)人民幣匯率受到?jīng)_擊時(shí)的變動(dòng)特征，分析不同期限結(jié)構(gòu)下受到外部沖擊時(shí)兩個(gè)市場(chǎng)的相關(guān)程度，從而為進(jìn)一步研究資本項(xiàng)目下可自由兌換的可行性奠定基礎(chǔ)。

2005年匯率形成機(jī)制改革以來(lái)，國(guó)內(nèi)學(xué)者將在岸市場(chǎng)和離岸市場(chǎng)的研究集中于NDF市場(chǎng)對(duì)在岸市場(chǎng)匯率的先導(dǎo)作用上。代幼渝和楊瑩(2007)使用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)的方法研究了離岸NDF市場(chǎng)、在岸外匯遠(yuǎn)期市場(chǎng)(CNY-DF)和在岸外匯即期市場(chǎng)(CNY-SPOT)的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)在岸遠(yuǎn)期和即期匯率能夠引導(dǎo)離岸NDF匯率。徐劍剛等(2007)使用MGARCH模型研究了NDF市場(chǎng)和CNY-SPOT市場(chǎng)的均值和波動(dòng)溢出效應(yīng)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)NDF市場(chǎng)對(duì)CNY-SPOT市場(chǎng)有報(bào)酬溢出效應(yīng)，境外因素已經(jīng)開(kāi)始影響在岸即期市場(chǎng)。此外，黃學(xué)軍和吳沖鋒(2006)、李曉峰和陳華(2008)、陳蓉等(2009)、陳波帆(2012)、賀曉博和張笑梅(2012)、伍戈和裴誠(chéng)(2012)也都分別使用不同的方法和樣本研究了NDF市場(chǎng)對(duì)CNY市場(chǎng)和CNH市場(chǎng)的影響。但是，以上文獻(xiàn)基本上都是使用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)或GARCH類模型，研究不同市場(chǎng)之間的線性相關(guān)關(guān)系，卻忽視了不同市場(chǎng)之間的非線性關(guān)系。因此，本文使用Copula模型來(lái)研究不同市場(chǎng)之間的非線性關(guān)系。根據(jù)Sklar定理，任意多維隨機(jī)變量的聯(lián)合分布函數(shù)都可由各隨機(jī)變量邊緣分布的函數(shù)來(lái)表示，這個(gè)函數(shù)被稱為Copula函數(shù)。其中，所有關(guān)于隨機(jī)變量邊緣分布的信息都包含在邊緣分布函數(shù)中，所有關(guān)于隨機(jī)變量相依結(jié)構(gòu)的信息都包含在Copula函數(shù)中，因此，Copula模型可以很方便地將多維隨機(jī)變量的邊緣分布與相依結(jié)構(gòu)分開(kāi)研究。Copula模型在外匯市場(chǎng)中的應(yīng)用可參見(jiàn)帕頓(Patton,2006)、龔樸和黃榮兵(2008)、蔡霞等(2009)的研究。而使用Copula函數(shù)研究人民幣在岸與離岸市場(chǎng)的相關(guān)文獻(xiàn)目前并不多見(jiàn)。張自然和丁日佳(2012)使用Copula函數(shù)研究了CNY-SPOT市場(chǎng)、3月期CNY-DF市場(chǎng)和3月期NDF市場(chǎng)的相關(guān)關(guān)系，發(fā)現(xiàn)上述市場(chǎng)間的匯率變動(dòng)存在“不對(duì)稱效應(yīng)”：即面臨不同沖擊時(shí)，各市場(chǎng)匯率變動(dòng)的同步性也不一樣。不同于張自然和丁日佳(2012)的研究，本文認(rèn)為：在研究匯率變動(dòng)的“不對(duì)稱效應(yīng)”時(shí)，應(yīng)該將相同類型的市場(chǎng)進(jìn)行比較，即研究在岸與離岸市場(chǎng)的即期匯率之間、在岸與離岸市場(chǎng)的相同期限遠(yuǎn)期匯率之間的關(guān)系，這主要是因?yàn)榧雌谑袌?chǎng)與遠(yuǎn)期市場(chǎng)的匯率形成機(jī)制和影響因素均不相同，相同期限市場(chǎng)之間的比較會(huì)更有意義。同時(shí)，對(duì)不同期限的遠(yuǎn)期匯率市場(chǎng)進(jìn)行比較有助于更好地探討遠(yuǎn)期匯率受到?jīng)_擊時(shí)期限結(jié)構(gòu)對(duì)匯率變動(dòng)的影響。

本文將采用Copula-GARCH-skewT模型對(duì)CNY-SPOT市場(chǎng)和CNH-SPOT市場(chǎng)以及1月、3月、6月、9月和12月期等不同期限的CNY-DF市場(chǎng)和NDF市場(chǎng)間匯率受到?jīng)_擊時(shí)的表現(xiàn)進(jìn)行研究，通過(guò)常參數(shù)和時(shí)變參數(shù)的SJC-Copula函數(shù)的估計(jì)結(jié)果來(lái)比較相同類型市場(chǎng)間受到升(貶)值沖擊時(shí)的反應(yīng)，以及不同期限結(jié)構(gòu)匯率產(chǎn)品間的差異，從而為進(jìn)一步研究資本項(xiàng)目下可自由兌換的可行性和外匯率管理提供依據(jù)。

二、Copula-GARCH模型的構(gòu)建

構(gòu)建Copula-GARCH-skewT模型分為兩步，先要確定邊緣分布，然后再確定所選用的Copula函數(shù)用來(lái)描述不同邊緣分布的相依結(jié)構(gòu)。具體而言，在擬合邊緣分布以后，要根據(jù)相應(yīng)的邊緣分布對(duì)匯率收益率序列進(jìn)行概率積分變換，并選擇合適的Copula模型連接概率積分變換后的序列。因此，Copula-GARCH-skewT模型不僅可以描述不同邊緣分布所具有的自相關(guān)和異方差特征，還能靈活地選擇不同的Copula函數(shù)刻畫(huà)序列之間不同的相依關(guān)系。本文所使用的Copula-GARCH-skewT模型構(gòu)建如下。

(一)邊緣分布擬合

由于金融時(shí)間序列通常具有自相關(guān)和波動(dòng)集群的特點(diǎn)，因此本文使用AR(p)-GARCH模型對(duì)匯率收益序列進(jìn)行擬合，其中p表示自相關(guān)階數(shù)。與Patton(2004)相同，本文使用skew-T分布來(lái)擬合GARCH模型的標(biāo)準(zhǔn)化殘差序列*這是因?yàn)閟kew-T 分布能夠更好地描述匯率收益序列尖峰厚尾和偏斜的特征。。因此，本文最終使用AR(p)-GARCH(1,1)-skewT模型作為邊緣分布模型。AR(1)-GARCH(1,1)-skewT模型的表達(dá)式如下：

Ri,t=c0+c1Ri,t-1+ei,t

(1)

(2)

(3)

其中，Ri,t是匯率的收益率，ei,t是殘差項(xiàng)，hi,t代表?xiàng)l件方差，εi,t服從skew-T分布，υ代表skew-T分布的自由度，λ代表skew-T分布的偏斜程度。

(二)Copula模型的構(gòu)建

常見(jiàn)的Copula函數(shù)主要有多元正態(tài)Copula函數(shù)，多元t-Copula函數(shù)，阿基米德類Copula以及極值Copula函數(shù)等*多元正態(tài)Copula函數(shù)和多元t-Copula函數(shù)具有對(duì)稱性，其尾部相關(guān)系數(shù)(見(jiàn)下文定義)也是對(duì)稱的，因此這兩種Copula函數(shù)不能刻畫(huà)不同市場(chǎng)狀況下匯率變動(dòng)的不對(duì)稱性。常見(jiàn)的阿基米德類Copula函數(shù)主要有Gumbel、Clayton和Frank-Copula，其中，Gumbel-Copula函數(shù)不能捕捉下尾相關(guān)性，Clayton-Copula函數(shù)不能捕捉上尾相關(guān)性，F(xiàn)rank-Copula函數(shù)不能捕捉上下尾相關(guān)性。而JC-Copula函數(shù)則能夠同時(shí)刻畫(huà)邊緣分布的上尾、下尾相關(guān)關(guān)系，并且JC-Copula函數(shù)的參數(shù)與上下尾相關(guān)系數(shù)有一一對(duì)應(yīng)的關(guān)系，從而可以根據(jù)這種對(duì)應(yīng)關(guān)系來(lái)定義JC-Copula函數(shù)中參數(shù)的動(dòng)態(tài)演變過(guò)程。但是JC-Copula函數(shù)的主要缺陷是該函數(shù)不能刻畫(huà)邊緣分布的對(duì)稱關(guān)系，甚至當(dāng)上尾、下尾相關(guān)系數(shù)相等時(shí)，對(duì)應(yīng)的邊緣分布也是不對(duì)稱的。。本文采用Patton(2006)提出的對(duì)稱JC-Copula (SJC-Copula)，其函數(shù)形式如下：

(4)

(4)式中u和v是邊緣分布的分布函數(shù)值，CJC(u,v)的表達(dá)式如下：

CJC(u,v)=1-{1-{[1-(1-u)k]-γ+[1-(1-v)k]-γ-1}-1/γ}1/k

(5)

其中κ和γ是模型中的參數(shù)，且與上尾、下尾相關(guān)系數(shù)有一一對(duì)應(yīng)關(guān)系。

Copula函數(shù)的一大優(yōu)點(diǎn)是它能刻畫(huà)邊緣分布之間的尾部相關(guān)性，即用來(lái)描述當(dāng)極端情況(升值或貶值沖擊)發(fā)生時(shí)，邊緣分布序列的同步程度。如果兩個(gè)匯率市場(chǎng)間的Copula函數(shù)為C(u,v)，其中u，v分別為對(duì)匯率收益率序列進(jìn)行概率積分變換后得到的序列，相應(yīng)的下尾相關(guān)系數(shù)和上尾相關(guān)系數(shù)的定義分別為：

(6)

(7)

根據(jù)定義，下尾相關(guān)系數(shù)描述了匯率市場(chǎng)面臨升值沖擊時(shí)的同步程度，上尾相關(guān)系數(shù)描述了匯率市場(chǎng)面臨貶值沖擊時(shí)的相關(guān)程度。SJC-Copula函數(shù)能夠同時(shí)描述上尾、下尾相關(guān)關(guān)系，并且當(dāng)上尾相關(guān)系數(shù)與下尾相關(guān)系數(shù)相等時(shí)，表明對(duì)應(yīng)的邊緣分布在沖擊下的變動(dòng)是對(duì)稱的，因此，SJC-Copula函數(shù)能夠刻畫(huà)分布變動(dòng)的對(duì)稱性與不對(duì)稱性。Patton (2006)根據(jù)上尾、下尾相關(guān)關(guān)系的運(yùn)行規(guī)律，描述了SJC-Copula函數(shù)的時(shí)變參數(shù)估計(jì)，參數(shù)的演化方程如下：

(8)

(9)

其中Λ(·)為L(zhǎng)ogistic函數(shù)，Λ(x)=(1+e-x)-1，以保證τU和τL在(0,1)之間。

(三)Copula-GARCH模型的估計(jì)方法

Copula-GARCH非常適合使用兩步極大似然估計(jì)方法，即先用極大似然估計(jì)法估計(jì)邊緣分布的參數(shù)，再對(duì)Copula函數(shù)進(jìn)行極大似然估計(jì)。估計(jì)方法如(10)—(13)式：

f(x1t,x2t;θ1，θ2,θct)=f1(x1t;θ1)·f2(x2t;θ2)·c(F1(x1t;θ1),F2(x2t;θ2);θct)

(10)

其中，f1和f2代表邊緣分布的概率密度函數(shù)，θ1和θ2代表邊緣分布的參數(shù)，c(u,v)代表Copula函數(shù)的概率密度函數(shù)，θct是Copula函數(shù)的參數(shù)。

第一步,用極大似然法分別估計(jì)出邊緣分布的未知參數(shù)θ1和θ2：

(11)

(12)

第二步,用極大似然估計(jì)法估計(jì)Copula中的未知參數(shù)θct:

(13)

根據(jù)(1)—(13)式，本文將使用Copula-GARCH-skewT模型，研究離岸市場(chǎng)與在岸市場(chǎng)人民幣匯率受到?jīng)_擊時(shí)的動(dòng)態(tài)關(guān)系。

三、實(shí)證分析

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源和統(tǒng)計(jì)性描述

本文選取在岸和離岸市場(chǎng)的即期和遠(yuǎn)期匯率收益率序列分別進(jìn)行對(duì)比*匯率的收益率序列Rt由匯率序列(直接標(biāo)價(jià)法)取對(duì)數(shù)后再取差分最后乘以100而得，計(jì)算公式如下：Rt=100×(lnEt-lnEt-1)，本文使用這種處理方式主要是因?yàn)樵紖R率序列的非平穩(wěn)性。。對(duì)于即期匯率數(shù)據(jù)，本文選擇了2011年6月28日至2013年3月22日的CNY即期日匯率收盤(pán)價(jià)和CNH即期日匯率定盤(pán)價(jià)進(jìn)行對(duì)比*數(shù)據(jù)起點(diǎn)選擇2011年6月28日是因?yàn)?011年6月27日之前的CNH即期數(shù)據(jù)為交易價(jià)，之后的為定盤(pán)價(jià)。為了避免統(tǒng)計(jì)口徑不一致產(chǎn)生的偏誤，并盡量利用最新的數(shù)據(jù)集以反映最新的匯率信息，本文選擇2011年6月27日之后的CNH即期匯率數(shù)據(jù)。，將原始數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)化為收益率序列并保留兩個(gè)市場(chǎng)都有交易日的日收益率數(shù)據(jù)后，一共獲得410對(duì)觀測(cè)值。對(duì)于遠(yuǎn)期匯率數(shù)據(jù)，本文選擇了2009年11月3日至2013年3月22日的CNY-DF與NDF市場(chǎng)日匯率數(shù)據(jù)。具體而言，本文選擇了CNY-DF的12月期(用CNY-12M代替，下同)、9月期、6月期、3月期和1月期產(chǎn)品與NDF的對(duì)應(yīng)產(chǎn)品進(jìn)行對(duì)比*本文不選擇CNH-DF作為離岸市場(chǎng)遠(yuǎn)期匯率是因?yàn)榕聿?shù)據(jù)庫(kù)中CNH-DF匯率的時(shí)間長(zhǎng)度太短，從而影響實(shí)證結(jié)果的可信度。。同樣將匯率數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)化為日收益率序列，并保留對(duì)應(yīng)市場(chǎng)都有交易日的序列后，本文獲得12月期產(chǎn)品793對(duì)觀測(cè)值，9月期產(chǎn)品788對(duì)觀測(cè)值，6月期產(chǎn)品787對(duì)觀測(cè)值，3月期產(chǎn)品794對(duì)觀測(cè)值，1月期產(chǎn)品791對(duì)觀測(cè)值。各組數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

表1 相關(guān)數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果與平穩(wěn)性檢驗(yàn)

從表1的結(jié)果看，所有市場(chǎng)匯率收益率的均值為負(fù)數(shù)，說(shuō)明在樣本期內(nèi)人民幣基本保持升值趨勢(shì)，而且在岸市場(chǎng)的收益率和標(biāo)準(zhǔn)差普遍低于相對(duì)應(yīng)的離岸市場(chǎng)，說(shuō)明在岸市場(chǎng)人民幣的單邊升值趨勢(shì)更加明顯，且波動(dòng)程度較低，市場(chǎng)穩(wěn)定性更強(qiáng)。此外，通過(guò)離岸市場(chǎng)和在岸市場(chǎng)中不同期限的人民幣遠(yuǎn)期產(chǎn)品比較可知，長(zhǎng)期限產(chǎn)品的平均升值幅度要小于短期限產(chǎn)品，而標(biāo)準(zhǔn)差則明顯大于短期限產(chǎn)品。這可能是因?yàn)榫烷L(zhǎng)期而言，人民幣升值的預(yù)期并不十分明顯，且受到的外部影響較大，因此波動(dòng)程度較高。用ADF檢驗(yàn)方法對(duì)收益率序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果表明所有收益率序列均拒絕單位根的原假設(shè)，從而所有收益率序列都是平穩(wěn)的，可以使用AR-GARCH模型進(jìn)行建模。由于本文使用AR(p)-GARCH(1,1)-skewT*表1中偏度和峰度反映收益率序列具有尖峰和有偏的特征。JB統(tǒng)計(jì)量值和對(duì)應(yīng)的P值說(shuō)明所有收益率序列均拒絕了正態(tài)分布的原假設(shè),因而本文使用偏態(tài)T分布。對(duì)收益率序列進(jìn)行建模，因此，先對(duì)收益率序列進(jìn)行自相關(guān)的Ljung-Box-PierceQ檢驗(yàn)和ARCH效應(yīng)檢驗(yàn)，以確定合適的滯后階數(shù)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2。從Ljung-Box-PierceQ檢驗(yàn)和ARCH效應(yīng)檢驗(yàn)可以看出，在5%的顯著性水平下，所有的匯率收益率序列都有不同程度的自相關(guān)和條件異方差，其中CNY-SPOT、CNH-SPOT、CNY-DF的匯率收益率序列存在1階或1階以上的自相關(guān)，而NDF的匯率收益率序列存在2階或2階以上的自相關(guān)；并且所有的匯率收益率序列均存在顯著的異方差效應(yīng)。

(二)邊緣分布模型的估計(jì)結(jié)果

根據(jù)表1和表2的結(jié)果，并經(jīng)過(guò)反復(fù)比較，本文選取AR(1)-GARCH(1,1)-skewT模型擬合CNY-SPOT、CNH-SPOT以及CNY-DF市場(chǎng)的匯率收益率序列，選擇AR(2)-GARCH(1，1)-skewT模型擬合NDF市場(chǎng)的匯率收益率序列，相關(guān)的模型參數(shù)估計(jì)如表3所示。其中，CNY-DF市場(chǎng)的AR1系數(shù)在5%的顯著性水平上均顯著不為零；NDF市場(chǎng)的AR2系數(shù)在5%的顯著性水平上均顯著不為零，與表2中的Ljung-Box-Pierce Q檢驗(yàn)結(jié)果相符；所有市場(chǎng)中的β系數(shù)在5%的顯著性水平上均顯著不為零，表明存在一定的條件異方差效應(yīng)，與表2中的ARCH效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果相符。CNY-6M、CNY-9M、CNY-12M和CNH-SPOT市場(chǎng)的λ值在5%的顯著性水平上均顯著不為零，說(shuō)明收益率數(shù)據(jù)的分布存在偏斜，而skew-T分布很好地描述了匯率收益率分布的這種偏斜效應(yīng)，從而表明使用skew-T分布對(duì)邊緣分布模型進(jìn)行擬合的合理性。

邊際分布擬合效果的優(yōu)劣直接決定Copula模型的估計(jì)效果。如果邊緣分布誤設(shè)，那么對(duì)標(biāo)準(zhǔn)化后的殘差序列進(jìn)行概率積分變換將不服從[0-1]均勻分布，這將導(dǎo)致Copula模型參數(shù)估計(jì)發(fā)生偏誤，從而得出錯(cuò)誤的結(jié)論。因此，對(duì)邊緣分布的擬合效果進(jìn)行檢驗(yàn)是非常必要的。一般而言，可以從兩個(gè)方面評(píng)價(jià)邊際分布的擬合效果，一是檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)化后的殘差是否排除了自相關(guān)性，本文使用Ljung-Box-PierceQ檢驗(yàn)方法對(duì)標(biāo)準(zhǔn)化后的殘差進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)所有序列均不存在自相關(guān)性*限于篇幅，本文不再列出，如有需要，請(qǐng)與作者聯(lián)系。；二是對(duì)標(biāo)準(zhǔn)化殘差序列進(jìn)行概率積分變換，并對(duì)變換后的新序列進(jìn)行[0,1]均勻分布的Kolmogorov-Smirnov(K-S)檢驗(yàn)，以檢驗(yàn)新序列是否具有同[0,1]均勻分布。K-S檢驗(yàn)的結(jié)果如表4所示。表4中的P值表明，所有市場(chǎng)的匯率收益率序列進(jìn)行概率積分變換后均服從[0,1]均勻分布。

以上的自相關(guān)檢驗(yàn)和K-S檢驗(yàn)表明，通過(guò)AR(p)-GARCH(1,1)-skewT模型擬合后的匯率收益率序列，再經(jīng)過(guò)概率積分變換以后服從獨(dú)立[0,1]均勻分布，滿足下一步使用Copula模型進(jìn)行建模的條件。并且，以上結(jié)果說(shuō)明本文使用AR(p)-GARCH(1,1)-skewT模型對(duì)邊緣分布進(jìn)行擬合是合理的，且擬合效果較好。

表4 邊緣分布的K-S檢驗(yàn)

(三)Copula模型的擬合結(jié)果分析

在邊緣分布估計(jì)結(jié)果的基礎(chǔ)上，本文使用極大似然估計(jì)法對(duì)時(shí)變參數(shù)以及常參數(shù)的SJC-Copula模型進(jìn)行估計(jì)。本文將6個(gè)在岸市場(chǎng)匯率分別與對(duì)應(yīng)的離岸市場(chǎng)匯率進(jìn)行兩兩對(duì)比，一共得到12個(gè)Copula函數(shù)估計(jì)結(jié)果(包括6個(gè)時(shí)變參數(shù)SJC-Copula和6個(gè)常參數(shù)SJC-Copula)，估計(jì)結(jié)果如表5所示。

表5 SJC-Copula 參數(shù)擬合結(jié)果

從即期市場(chǎng)常參數(shù)SJC-Copula模型的實(shí)證結(jié)果來(lái)看，樣本期內(nèi)CNY和CNH兩個(gè)市場(chǎng)的上尾相關(guān)系數(shù)和下尾相關(guān)系數(shù)分別為0.1889和0.1887，兩個(gè)數(shù)值顯著異于0且基本相等，這說(shuō)明兩個(gè)市場(chǎng)呈現(xiàn)出一定的同步性，且面臨人民幣的升值或者貶值沖擊時(shí)，兩個(gè)市場(chǎng)的同步程度基本上是對(duì)稱的。這可能是因?yàn)?，人民幣作為主?quán)貨幣，其價(jià)格變動(dòng)無(wú)法脫離基本的名義錨的制約。在宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展趨勢(shì)沒(méi)有重大改變的情況下，無(wú)論是按照購(gòu)買力平價(jià)或利率平價(jià)，或是其他匯率決定理論，匯率本身都不會(huì)出現(xiàn)過(guò)度的波動(dòng)。而在境內(nèi)外兩個(gè)市場(chǎng)上，由于人民幣核心價(jià)值的一致性，即便匯率形成機(jī)制略有不同，均并不會(huì)改變其本身的價(jià)值，因此在平均水平上，兩者的變動(dòng)是一致的。

然而具體到不同的時(shí)點(diǎn)，兩個(gè)市場(chǎng)的對(duì)稱性卻呈現(xiàn)出明顯的差異。從圖2可以發(fā)現(xiàn)，下尾相關(guān)系數(shù)在2011年底經(jīng)歷了大的波動(dòng)后，從2012年3月開(kāi)始基本上在0附近；而上尾相關(guān)系數(shù)盡管有所波動(dòng)，但一直保持在較高的數(shù)值，兩個(gè)市場(chǎng)體現(xiàn)出一定的非對(duì)稱性。這主要是因?yàn)?，這一時(shí)期，我國(guó)經(jīng)濟(jì)已經(jīng)基本擺脫2008年次貸危機(jī)的影響，各項(xiàng)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)開(kāi)始逐步回升；同時(shí)受歐債危機(jī)的波及和影響，大量投資于歐洲的資本開(kāi)始撤出，并流入中國(guó)，熱錢的紛紛流入造成了我國(guó)經(jīng)常項(xiàng)目和資本項(xiàng)目的雙順差，同時(shí)也從根本上促使人民幣不斷升值。在岸市場(chǎng)由于受到經(jīng)濟(jì)基本面的影響，人民幣步入升值軌道，在岸市場(chǎng)匯率的變化基本符合我國(guó)匯率市場(chǎng)化進(jìn)程的要求*相對(duì)而言，我國(guó)政府更注重匯率的穩(wěn)定程度，即便是在人民幣的升值階段，小幅長(zhǎng)期的升值路徑也是首選。。而在離岸市場(chǎng)，人民幣的升值則體現(xiàn)離岸市場(chǎng)對(duì)于人民幣的需求，由于香港市場(chǎng)人民幣存款和投資產(chǎn)品具有較高的收益率，加之跨境人民幣結(jié)算業(yè)務(wù)的開(kāi)展加大了人民幣的需求，從而使得人民幣在離岸市場(chǎng)上也長(zhǎng)期處于上升通道。

但是，由于人民幣資金體量以及匯率形成機(jī)制的差異，當(dāng)面臨人民幣升值沖擊的時(shí)候，兩個(gè)市場(chǎng)會(huì)體現(xiàn)出巨大的差異性：在離岸市場(chǎng)，由于人民幣資金池體量較小，匯率受到市場(chǎng)供求雙方的影響較大，因此對(duì)于沖擊的反應(yīng)會(huì)更加靈敏，當(dāng)出現(xiàn)人民幣升值沖擊時(shí)，相應(yīng)的升值幅度也較大；而在岸市場(chǎng)匯率尚未完全市場(chǎng)化，加之人民幣存量資產(chǎn)體量較大，相同的沖擊并不會(huì)帶來(lái)過(guò)度的反應(yīng)，同時(shí)為了確保人民幣匯率在合理、均衡的水平上保持穩(wěn)定，央行并不會(huì)在原有升值的趨勢(shì)中提高人民幣匯率波動(dòng)幅度。因此，在面對(duì)人民幣升值沖擊時(shí)，兩個(gè)市場(chǎng)會(huì)產(chǎn)生一定差異，所以具有較低的相關(guān)性。當(dāng)面臨人民幣貶值沖擊時(shí)，離岸市場(chǎng)會(huì)根據(jù)市場(chǎng)變化做出反應(yīng)，而在岸市場(chǎng)對(duì)于升值通道中的貶值也具有一定的容忍度，從而兩個(gè)市場(chǎng)在面對(duì)貶值沖擊時(shí)具有一定的同步性。

圖2 在岸市場(chǎng)與離岸市場(chǎng)即期匯率上下尾時(shí)變相關(guān)系數(shù)

圖3 在岸市場(chǎng)與離岸市場(chǎng)匯率差額圖*文中的匯率差額圖均是采用離岸市場(chǎng)減去對(duì)應(yīng)在岸市場(chǎng)的匯率所得的差額，這里為了便于比較，所有的數(shù)值都是在原始數(shù)據(jù)上擴(kuò)大了10000倍。由于使用的是間接標(biāo)價(jià)法，差額大于零表示離岸市場(chǎng)人民幣的價(jià)值相對(duì)較低。

進(jìn)一步通過(guò)離岸、在岸市場(chǎng)的即期差額圖(圖3)可以看出，在2011年8月—2011年12月，CNH市場(chǎng)匯率均高于CNY市場(chǎng)，即在岸市場(chǎng)的人民幣價(jià)值較高。而在樣本期內(nèi)的其他時(shí)間段，兩個(gè)市場(chǎng)的差異較小。對(duì)比下尾相關(guān)系數(shù)和差額圖可知：當(dāng)CNH市場(chǎng)的匯率高于CNY市場(chǎng)時(shí)，由于離岸市場(chǎng)人民幣匯率和在岸市場(chǎng)存在差異，面臨人民幣升值的沖擊時(shí)，兩個(gè)市場(chǎng)的同步性會(huì)突然提高。這主要是因?yàn)?，?dāng)人民幣在離岸市場(chǎng)的價(jià)值由于某種原因相對(duì)較低時(shí)，人民幣的升值沖擊會(huì)使得離岸市場(chǎng)迅速回歸到升值通道中來(lái)；而在岸市場(chǎng)由于其本身處在升值通道中，兩者的一致性突然提高，因此下尾相關(guān)系數(shù)會(huì)突然放大。但當(dāng)兩個(gè)市場(chǎng)匯率差距比較小，即兩個(gè)市場(chǎng)匯率本身較為一致時(shí)，面對(duì)升值沖擊時(shí)，由于在岸市場(chǎng)反應(yīng)較為“遲緩”，因此兩者的下尾相關(guān)系數(shù)較小，即兩個(gè)市場(chǎng)的同步性較差。

圖4 1月期的在岸市場(chǎng)遠(yuǎn)期產(chǎn)品與NDF的對(duì)應(yīng)產(chǎn)品上下尾時(shí)變相關(guān)系數(shù)

圖5 3月期的在岸市場(chǎng)遠(yuǎn)期產(chǎn)品與NDF的對(duì)應(yīng)產(chǎn)品上下尾時(shí)變相關(guān)系數(shù)

圖6 6月期的在岸市場(chǎng)遠(yuǎn)期產(chǎn)品與NDF的對(duì)應(yīng)產(chǎn)品上下尾時(shí)變相關(guān)系數(shù)

從表5中的常參數(shù)Copula函數(shù)擬合結(jié)果來(lái)看，遠(yuǎn)期市場(chǎng)的上下尾相關(guān)系數(shù)基本都高于即期匯率市場(chǎng)，這表明相對(duì)即期匯率市場(chǎng)而言，遠(yuǎn)期市場(chǎng)匯率在面臨沖擊時(shí)的同步性要更強(qiáng)。這主要是因?yàn)檫h(yuǎn)期市場(chǎng)受到的沖擊更多的是由預(yù)期產(chǎn)生的，在相同的經(jīng)濟(jì)背景下，預(yù)期對(duì)在岸市場(chǎng)和離岸市場(chǎng)的效果應(yīng)該是基本一致的，因此在遠(yuǎn)期市場(chǎng)，無(wú)論是升值還是貶值，沖擊對(duì)兩個(gè)市場(chǎng)的影響都相對(duì)更一致。

其中1月期和3月期的遠(yuǎn)期市場(chǎng)實(shí)證結(jié)果表明，遠(yuǎn)期匯率受到貶值沖擊后的反應(yīng)較受到升值沖擊后的反應(yīng)同步性更高。這說(shuō)明對(duì)于短期外匯遠(yuǎn)期產(chǎn)品*本文中所指的短期主要是1月期和3月期產(chǎn)品，以此區(qū)分于9月期和12月期的長(zhǎng)期產(chǎn)品，同時(shí)本文將6月期產(chǎn)品稱為中期產(chǎn)品。而言，市場(chǎng)依然認(rèn)為人民幣相對(duì)處于升值通道內(nèi)，若沖擊造成趨勢(shì)性的改變(由升值轉(zhuǎn)變?yōu)橘H值)，則兩個(gè)市場(chǎng)的同步性會(huì)相對(duì)較高。從1月期和3月期的遠(yuǎn)期市場(chǎng)時(shí)變相關(guān)系數(shù)(見(jiàn)圖4和圖5)可以發(fā)現(xiàn)，兩個(gè)市場(chǎng)的下尾相關(guān)系數(shù)都較為穩(wěn)定，尤其是1月期遠(yuǎn)期市場(chǎng)的下尾相關(guān)系數(shù)在2012年后的變化基本與即期市場(chǎng)一致；而上尾相關(guān)系數(shù)則在0.3附近有較大的波動(dòng)。這也充分表明一旦遇到貶值沖擊，在岸和離岸兩個(gè)市場(chǎng)都會(huì)做出一定的反應(yīng)，兩個(gè)市場(chǎng)的聯(lián)動(dòng)性會(huì)更加明顯。由此可見(jiàn)，對(duì)于短期的外匯遠(yuǎn)期產(chǎn)品，其面臨外部沖擊時(shí)會(huì)產(chǎn)生一定的非對(duì)稱性，且這種非對(duì)稱性會(huì)表現(xiàn)為“面臨貶值沖擊時(shí)的同步性高于面對(duì)升值沖擊時(shí)的同步性”。而對(duì)于6月期的外匯遠(yuǎn)期市場(chǎng)，當(dāng)受到不同類型的沖擊時(shí)，兩個(gè)市場(chǎng)的同步程度基本是對(duì)稱的(見(jiàn)圖6)。

圖7 9月期的在岸市場(chǎng)遠(yuǎn)期產(chǎn)品與NDF的對(duì)應(yīng)產(chǎn)品上下尾時(shí)變相關(guān)系數(shù)

圖8 12月期的在岸市場(chǎng)遠(yuǎn)期產(chǎn)品與NDF的對(duì)應(yīng)產(chǎn)品上下尾時(shí)變相關(guān)系數(shù)

而對(duì)于9月期和12月期的外匯遠(yuǎn)期市場(chǎng)，表5和圖7、圖8的結(jié)果表明，長(zhǎng)期外匯遠(yuǎn)期產(chǎn)品的上尾相關(guān)系數(shù)相對(duì)于短期外匯遠(yuǎn)期產(chǎn)品會(huì)減小，而下尾相關(guān)系數(shù)會(huì)明顯增加；同時(shí)，遠(yuǎn)期匯率受到?jīng)_擊后的反應(yīng)會(huì)發(fā)生反轉(zhuǎn)，上尾相關(guān)系數(shù)會(huì)小于下尾相關(guān)系數(shù)，遠(yuǎn)期匯率受到升值沖擊后的反應(yīng)較受到貶值沖擊后的反應(yīng)的同步性提高，此時(shí)，長(zhǎng)期外匯遠(yuǎn)期產(chǎn)品面臨外部沖擊時(shí)產(chǎn)生的非對(duì)稱性會(huì)表現(xiàn)為“面對(duì)升值沖擊時(shí)的同步性高于面對(duì)貶值沖擊時(shí)的同步性”。這可能是因?yàn)閷?duì)于長(zhǎng)期外匯遠(yuǎn)期產(chǎn)品，市場(chǎng)的不確定因素增加，遠(yuǎn)期匯率產(chǎn)品價(jià)格厘定難度增加，變動(dòng)的幅度也相對(duì)加大。而且從9月期和12月期的外匯遠(yuǎn)期市場(chǎng)匯率差額圖也可以看出，離岸市場(chǎng)對(duì)于人民幣升值的預(yù)期更加強(qiáng)烈。鑒于NDF市場(chǎng)對(duì)于在岸遠(yuǎn)期市場(chǎng)具有一定的先導(dǎo)作用，因此，一旦市場(chǎng)受到人民幣升值的沖擊，兩個(gè)市場(chǎng)都會(huì)做出反應(yīng)，從而同步性增強(qiáng)。

四、結(jié) 論

本文采用Copula-GARCH-skewT模型對(duì)CNY-SPOT市場(chǎng)和CNH-SPOT市場(chǎng)、不同期限的CNY-DF市場(chǎng)和NDF市場(chǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行研究，并探討了受到升值(或貶值)沖擊時(shí)，各市場(chǎng)的反應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn):由于人民幣外匯市場(chǎng)存在分割現(xiàn)象，人民幣匯率出現(xiàn)了兩個(gè)市場(chǎng)、兩種價(jià)格，而匯率形成機(jī)制的差異使得分割市場(chǎng)中的產(chǎn)品面對(duì)相同的沖擊時(shí)會(huì)產(chǎn)生不一樣的反應(yīng)。具體表現(xiàn)在：首先，樣本期內(nèi)人民幣基本保持升值趨勢(shì)，且在岸市場(chǎng)人民幣的單邊升值趨勢(shì)更明顯、波動(dòng)程度更低，市場(chǎng)穩(wěn)定性更強(qiáng)。同時(shí)，無(wú)論是離岸市場(chǎng)還是在岸市場(chǎng)，長(zhǎng)期而言，人民幣升值的預(yù)期并不十分明顯，且受到外部的影響較大，因此波動(dòng)程度較高。其次，常參數(shù)的SJC-Copula結(jié)果表明，當(dāng)即期市場(chǎng)面臨人民幣的升值或者貶值沖擊時(shí)，兩個(gè)市場(chǎng)的變動(dòng)程度是對(duì)稱的。但時(shí)變參數(shù)SJC-Copula結(jié)果表明，具體到不同的時(shí)點(diǎn)，兩個(gè)市場(chǎng)面臨不同類型沖擊時(shí)的同步性則體現(xiàn)出明顯的差異，當(dāng)面對(duì)人民幣升值沖擊時(shí)，兩個(gè)市場(chǎng)具有較低的同步性；而當(dāng)面臨人民幣貶值沖擊時(shí)，兩個(gè)市場(chǎng)具有較高的同步性。這主要是因?yàn)閮蓚€(gè)市場(chǎng)的匯率形成機(jī)制存在差異。再次，相對(duì)即期匯率市場(chǎng)而言，遠(yuǎn)期匯率市場(chǎng)的常參數(shù)尾部相關(guān)系數(shù)較大，說(shuō)明遠(yuǎn)期匯率市場(chǎng)的同步性高于即期市場(chǎng)。對(duì)于短期外匯遠(yuǎn)期產(chǎn)品，其面臨外部沖擊時(shí)會(huì)產(chǎn)生一定的非對(duì)稱性，且這種非對(duì)稱性會(huì)表現(xiàn)為“面臨貶值沖擊時(shí)的同步性高于面對(duì)升值沖擊時(shí)的同步性”。而長(zhǎng)期外匯遠(yuǎn)期產(chǎn)品面臨外部沖擊時(shí)產(chǎn)生的非對(duì)稱性會(huì)表現(xiàn)為“面臨升值沖擊時(shí)的同步性高于面對(duì)貶值沖擊時(shí)的同步性”。最后，從結(jié)果來(lái)看，在岸和離岸市場(chǎng)各自的“政策色彩”和“市場(chǎng)色彩”濃厚，尤其是短期內(nèi)面對(duì)升值沖擊時(shí)，“政策市”和“市場(chǎng)市”間還存在一定的差異，若此時(shí)資本賬戶過(guò)快開(kāi)放必會(huì)造成資金在兩個(gè)市場(chǎng)間逐利從而給經(jīng)濟(jì)體系帶來(lái)沖擊。只有資本賬戶采取漸進(jìn)、小步的開(kāi)放，那么隨著跨境資金流動(dòng)的頻繁，在岸市場(chǎng)的“市場(chǎng)性”逐漸增強(qiáng)，最終才會(huì)實(shí)現(xiàn)兩個(gè)市場(chǎng)的趨同。

[參 考 文 獻(xiàn)]

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